摘 要：采用問卷調(diào)查的方法對100名被試的情緒智力、自我控制能力和手機依賴程度進行了調(diào)查。并使用AMOS軟件建立結(jié)構(gòu)方程模型，模型擬合良好。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，情緒智力各維度與自我控制各維度都存在中等強度的顯著相關(guān)。中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，模型中不存在中介效應(yīng)，只有遮掩效應(yīng)。效應(yīng)值是0.82。遮掩效應(yīng)意味著后續(xù)研究應(yīng)著手處理自我控制為什么不會影響手機依賴這一問題。

關(guān)鍵詞：自我控制；手機依賴；情緒智力；中介效應(yīng)；遮掩效應(yīng)

一、 引言

時代的進步就是技術(shù)進步的過程，自從智能手機普及以來，人們使用手機的時間和頻率正逐漸增加。由于智能手機中新奇和有趣信息的吸引，人們控制自己使用手機的能力會變低。多數(shù)人的手機是全天24小時都在身邊的，而且即使在飯局上也會因為沒話題而玩起手機來。研究者提出手機成癮或手機依賴等術(shù)語來描述這一現(xiàn)象。表現(xiàn)為手機不在身邊會出現(xiàn)焦慮感。多數(shù)研究者更依據(jù)這一現(xiàn)象編訂了很多量表，如韓永佳在2012年編制的手機依賴量表。對于手機成癮或手機依賴這一現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界的定義顯然各有不同。主要分為兩種觀點，一派認(rèn)為手機的不恰當(dāng)使用是一種行為成癮問題，而另一派認(rèn)為過度使用手機僅是一種社會現(xiàn)象而非心理疾病。顯然后者更為恰當(dāng)。

影響手機使用時間的因素多種多樣，如自尊、社會支持、生活滿意度等等。自我控制在手機成癮行為上也有著自身獨特的影響機制。多數(shù)研究者已經(jīng)有共識，認(rèn)為自控力較高的個體手機依賴或手機成癮行為較少，自我控制能力低的個體手機依賴問題會更加嚴(yán)重。但并沒有更深入的探討自我控制對手機成癮影響機制的細(xì)節(jié)性探討。在閱讀相關(guān)材料后研究者提出，自我控制對手機依賴的影響也可能存在著情緒智力的中介作用。也即自我控制可能通過情緒智力這一中介變量影響著手機成癮行為。另外，情緒智力概念是由Salovey和Mayer（1990）首次正式提出的，來表示人們處理自己情緒的能力。1995年Goleman在Salovey和Mayer定義的基礎(chǔ)上進一步指出，情緒智力包括認(rèn)識自己情緒的能力、妥善管理自己情緒的能力、自我激勵的能力、理解他人情緒的能力和人際關(guān)系管理五個方面的能力。王曉鈞（2002）認(rèn)為情緒智力分四個維度：自我情緒認(rèn)知能力、社會情緒認(rèn)知能力、情緒思維能力、情緒成熟監(jiān)察能力。Wong和Law（2002）以Salovey和Mayer（1997）情緒智力定義為基礎(chǔ)，借用Gross的情緒調(diào)節(jié)理論模型對情緒智力的作用進行了探討。在以往文獻研究的基礎(chǔ)上編制了情緒智力量表WLEIS。

綜上所述，研究假設(shè)情緒智力在自我控制對手機依賴的影響上起著中介作用。

二、 研究方法

（一） 研究對象

采取方便取樣的方法，隨機發(fā)放問卷100份，回收問卷95份，有效問卷91份。后期統(tǒng)計分析時發(fā)現(xiàn)多數(shù)問卷的年齡項漏填，因此將年齡變量刪除。

（二） 研究工具

1. 情緒智力量表

情緒智力量表英文版由Wong和Law（2002）編制。由中南大學(xué)王葉飛（2010）進行了修訂，形成了包括16個條目的中文版情緒智力量表WLEIS—C。WLEIS—C屬于自我報告測驗，采用七點計分，“0”代表“非常不贊同”，“6”代表“非常贊同”。得分越高表明情緒智力越高。最終得到了16個條目測量四個因素的正式量表，四個維度各包括4個條目，四個不同維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.83至0.90之間。

2. 自我控制量表

量表由重慶大學(xué)陳和平（2009）編制共三個維度。問卷采用李克特5點量表計分（1=完全不符合，2=比較不符合，3=不能確定，4=比較符合，5=完全符合）。分為三個維度，自我監(jiān)察、自我評價和自我強化。各因素內(nèi)部一致性系數(shù)在 0.735～0.805 之間，重測信度在 0.812～0.897 之間。

3. 大學(xué)生手機依賴問卷

手機依賴量表由韓永佳（2012）編制，三個維度包括強迫性、戒斷性、沖突性三個維度，共13題，采用5級評分，得分越高，說明越具有依賴傾向。問卷內(nèi)部一致性系數(shù)為0.84，各維度的內(nèi)部一致性系數(shù)在0.70～0.81之間。

（三） 統(tǒng)計方法

采用SPSS18.0與AMOS18.0進行錄入與研究。

三、 結(jié)果

（一） 各變量的描述與相關(guān)性

由表一可以看出，情緒智力量表的四個維度、自我控制三個維度均呈顯著的正相關(guān)。而手機依賴三個因素幾乎不與情緒智力量表和自我控制量表各個因素成相關(guān)，說明手機依賴量表所測心理行為特質(zhì)與其他兩個量表不同。

（二） 自我控制對手機依賴的掩蔽效應(yīng)

考慮到自我控制量表中自我評價維度與情緒智力量表中自我情緒評價維度的構(gòu)念相似，因此在建立模型前刪除了自我評價維度的觀測值。建立結(jié)構(gòu)方程模型（如圖1）后得到如下指標(biāo)，χ2/df=1.17，CFI=0.984，NNFI=0.904，GFI=0.938，RMSEA=0.044。根據(jù)溫忠麟，候杰泰，馬什赫伯特（2004）提出的良好模型標(biāo)準(zhǔn)，卡方與自由度的比值小于5，NNFI、CFI、GFI的指標(biāo)都大于0.90，RMSEA小于0.08。由此可看出，模型擬合良好，可以進行中介效應(yīng)檢驗。

按溫忠麟、葉寶娟（2014）的方法，先檢驗無中介變量下的模型c的顯著性。自我控制對手機依賴的路徑系數(shù)不顯著（β=-0.15，SE=0.25，t=-0.62，p=0.54）。遮掩效應(yīng)成立，但仍檢驗系數(shù)a與b。結(jié)果表明，自我控制對情緒智力的路徑系數(shù)顯著（β=0.83，p<0.0001）。情緒智力對手機依賴的路徑系數(shù)不顯著（β=-0.62，p=0.13）。又因為樣本容量較小，無法代表總體，因此無法滿足Bootstrap法的使用條件。因此，本結(jié)構(gòu)方程模型只存在掩蔽效應(yīng)，即c/ab=0.82。

四、 討論endprint

結(jié)構(gòu)方程模型確實恰當(dāng)?shù)臄M合了調(diào)查數(shù)據(jù)，但是由于自我控制對手機依賴的影響不顯著，所以在該模型中只存在掩蔽效應(yīng)，效應(yīng)值是0.82。在描述性統(tǒng)計中，手機依賴各個維度與其他兩個量表的相關(guān)不顯著就已經(jīng)部分的預(yù)示了此結(jié)果。當(dāng)然，樣本容量較小也可能會導(dǎo)致此結(jié)果。

五、 結(jié)論

自我控制不能顯著影響手機依賴的程度。

參考文獻：

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作者簡介：

肖旭，云南省昆明市，云南師范大學(xué)。endprint