徐文明,王艷輝,羅蘇梅,葉彩霞,方燁儀

(1.嘉應(yīng)學(xué)院 心理咨詢中心,廣東 梅州 514015;2.嘉應(yīng)學(xué)院 教育科學(xué)學(xué)院,廣東 梅州 514015)

1 問(wèn)題提出

現(xiàn)如今，手機(jī)已不在是單純的通訊工具，而是人們交友、娛樂(lè)、購(gòu)物、學(xué)習(xí)等活動(dòng)的重要載體。根據(jù)互聯(lián)信息中心的報(bào)告顯示[1]，截至2017年12月，我國(guó)手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)7.53億人，其中手機(jī)上網(wǎng)人群的比例已由2016年的95.1%上升為97.5%。由于過(guò)度使用手機(jī)而形成一種對(duì)手機(jī)有著強(qiáng)烈、持續(xù)的癡迷感覺(jué)，并伴隨社會(huì)功能受損，學(xué)術(shù)界稱之為“手機(jī)依賴”[2]。與其他群體相比，大學(xué)生手機(jī)依賴群體檢出率比例較高[3]。大量研究證實(shí)了手機(jī)依賴對(duì)大學(xué)生的身心健康具有負(fù)面影響[4-6]。因此，探究大學(xué)生手機(jī)依賴的影響因素及其作用機(jī)制是十分必要的。

根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)，家庭環(huán)境是影響心理與行為發(fā)展的主要因素。對(duì)于社會(huì)化程度較高的大學(xué)生而言，家庭因素在自身心理的影響會(huì)更加式微[7]。因?yàn)樘幱谇嗄昶诘拇髮W(xué)生對(duì)自主性的需要增加，社會(huì)交往頻繁，而表征著監(jiān)督與控制的家庭因素正好違背了這一需要，學(xué)校環(huán)境則填補(bǔ)了家庭因素所留下的空間[8]。因此，相比基礎(chǔ)教育階段的學(xué)生，學(xué)校環(huán)境對(duì)于大學(xué)生的心理發(fā)展起著更為關(guān)鍵性的作用。有研究發(fā)現(xiàn)，感知到積極校園氛圍的學(xué)生表現(xiàn)出較少的攻擊行為、網(wǎng)絡(luò)問(wèn)題、犯罪行為[9-10]。相反，感知到消極校園氛圍的學(xué)生會(huì)有更多的輟學(xué)率[11]。作為當(dāng)前大學(xué)生群體中比較流行的行為問(wèn)題，手機(jī)依賴屬于一種過(guò)度使用手機(jī)而產(chǎn)生的適應(yīng)性問(wèn)題。適應(yīng)性的結(jié)果是對(duì)環(huán)境感知的產(chǎn)物[12]。當(dāng)學(xué)生感知到積極的校園氛圍時(shí)，他們會(huì)減少在虛擬空間中消磨的時(shí)間。相反，當(dāng)學(xué)生感到消極的校園氛圍時(shí)，可能會(huì)通過(guò)手機(jī)來(lái)增加來(lái)自虛擬空間的人際支持。因此，本研究預(yù)測(cè)：積極的感知校園氛圍顯著負(fù)向預(yù)測(cè)大學(xué)生的手機(jī)依賴行為。

社交焦慮很可能是學(xué)校氛圍影響手機(jī)依賴的中介變量。一方面，根據(jù)廣義焦慮理論，當(dāng)個(gè)體經(jīng)歷壓力時(shí)，會(huì)體驗(yàn)到一種或多種負(fù)面情緒，如失望、恐懼、憤怒等。這些負(fù)性情緒很有可能誘發(fā)個(gè)體的非適應(yīng)性行為[13]。個(gè)體為了緩解內(nèi)在的高焦慮感，會(huì)愿意花費(fèi)過(guò)多時(shí)間擴(kuò)展和建立線上新的人際關(guān)系，從而補(bǔ)償現(xiàn)實(shí)人際關(guān)系,反過(guò)來(lái)這種社交焦慮感也讓智能手機(jī)用戶更容易上癮[14]。另一方面，感知學(xué)校氛圍與焦慮情緒呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系[15]，即感受到良好的學(xué)校氛圍的個(gè)體報(bào)告更少的焦慮感，感知較多負(fù)性學(xué)校氛圍的個(gè)體報(bào)告更多的焦慮[16]。因此，有理由推測(cè)，社交焦慮在感知校園氛圍與手機(jī)依賴氛圍之間起著中介作用。

此外，個(gè)體—環(huán)境交互作用模型[17]認(rèn)為，環(huán)境因素對(duì)個(gè)體心理發(fā)展的影響程度與個(gè)體的心理素質(zhì)密切關(guān)聯(lián)。其中，自我控制是個(gè)體非常重要的一項(xiàng)心理素質(zhì)。例如，在面對(duì)同樣的環(huán)境時(shí)，自我控制特質(zhì)上得分高的個(gè)體在反應(yīng)行為之前會(huì)進(jìn)行思考和計(jì)劃，并且更能抵制外界的誘惑[18]，而自我控制得分比較低的個(gè)體因?yàn)闊o(wú)法調(diào)控個(gè)人資源，也就無(wú)法減弱環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)因素和問(wèn)題行為之間關(guān)系[19]。一般來(lái)說(shuō)，不良的學(xué)校環(huán)境通過(guò)與個(gè)體素質(zhì)的相互作用對(duì)手機(jī)依賴產(chǎn)生影響，而高自我控制能力則能有效緩沖它對(duì)手機(jī)依賴行為的不良影響，同時(shí)能有效緩沖社交焦慮對(duì)手機(jī)依賴行為的影響。自我控制可能在校園氛圍影響社交焦慮、手機(jī)依賴的過(guò)程中起著調(diào)節(jié)作用。其次，從認(rèn)知加工角度出發(fā)，盡管許多個(gè)體都經(jīng)歷了緊張和壓力，但并非所有經(jīng)歷緊張和壓力的人都會(huì)出現(xiàn)非適應(yīng)性行為，自我控制起著必要的緩沖或者保護(hù)性作用。因此基于個(gè)體—環(huán)境交互作用模型和認(rèn)知理論的基礎(chǔ)之上，有理由推測(cè)自我控制更有可能與個(gè)體、環(huán)境進(jìn)行交互作用從而影響個(gè)體的心理與行為的發(fā)展，其實(shí)扮演是調(diào)節(jié)變量的角色。為此，自我控制可能在感知校園氛圍影響社交焦慮、手機(jī)依賴以及社交焦慮影響手機(jī)依賴的過(guò)程中起著調(diào)節(jié)作用。本研究假設(shè)：自我控制在校園氛圍—社交焦慮、社交焦慮—手機(jī)依賴、校園氛圍—手機(jī)依賴這三者之中存在調(diào)節(jié)作用，即不同自我控制調(diào)節(jié)了中介過(guò)程前后半路徑和直接路徑(見(jiàn)圖1)。

圖1 假設(shè)模型Fig.1 Hypothesis model

2 研究方法

2.1 被試選取

采用方便取樣的方法于2018年4—5月間在廣東省選取2所本科院校821名學(xué)生集體施測(cè)，其中31名被試沒(méi)有完整填寫問(wèn)卷或者回答不認(rèn)真而被剔除，最終有效被試為790名，有效率為96.22%。其中男生369名，女生421名；大一學(xué)生223名，大二學(xué)生204名，大三學(xué)生為243名，大四學(xué)生120名。平均年齡為20.15歲，標(biāo)準(zhǔn)差為(SD=1.147)。

2.2 研究工具

2.2.1 學(xué)校氛圍問(wèn)卷

采用學(xué)校氛圍問(wèn)卷測(cè)查青少年所感知的學(xué)校氛圍[20]。該問(wèn)卷分為3個(gè)因子：教師支持、同學(xué)支持和自主機(jī)會(huì)。每個(gè)分量表的平均得分越高，該因子上獲得幫助、支持就越多。該問(wèn)卷按1～4級(jí)評(píng)分，在中國(guó)青少年樣本中具有良好的信效度。本研究中，各維度的Cronbach’sa系數(shù)為0.82(教師支持)、0.85(同學(xué)支持)和0.78(自主機(jī)會(huì))。

2.2.2 自我控制量表

采用Grasmick編制、屈智勇等人[21]修訂的自我控制量表。量表共16個(gè)題目，包含3個(gè)維度：自我情緒性、簡(jiǎn)單化傾向和沖動(dòng)冒險(xiǎn)。每個(gè)題目采用5分評(píng)級(jí)，從“完全不符合”到“完全符合”，分別評(píng)定為“1～5”分。為了更加一目了然，本研究中對(duì)原正向計(jì)分的項(xiàng)目進(jìn)行反向計(jì)分，原反向計(jì)分的項(xiàng)目正常計(jì)分，分別計(jì)算三分量表得分。量表總分代表個(gè)體自我控制能力的總體水平，得分越高，說(shuō)明個(gè)體的自我控制能力越高?？偭勘淼腃ronbach'sa系數(shù)為0.733，3個(gè)維度Cronbach'sa系數(shù)分別為0.64、0.64和0.73。

2.2.3 社會(huì)焦慮量表

交往焦慮量表用于評(píng)定獨(dú)立于行為之外的主觀社交焦慮體驗(yàn)的傾向。該量表包含15個(gè)題目單維量表，按5級(jí)評(píng)分制予以回答，其總評(píng)分從15～75。得分越高表明社交焦慮程度越高。本研究中，該量表的Cronbach'sa系數(shù)為0.86。

2.2.4 手機(jī)依賴量表

采用Leung編制[22]，黃海等[23]中文版信效度檢驗(yàn)的手機(jī)依賴指數(shù)量表。量表一共17題，量表包括失控性、戒斷性、逃避性和低效性4個(gè)維度。評(píng)分規(guī)則采用5級(jí)評(píng)分，得分越高則手機(jī)依賴程度越重。本研究量表的Cronbach'sa系數(shù)為0.84。

2.3 數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)由經(jīng)過(guò)心理學(xué)專業(yè)訓(xùn)練的專業(yè)大學(xué)教師在心理健康教育課上收集而來(lái)。收集方式以班級(jí)為單位集體施測(cè)。隨后對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行編號(hào)整理后，使用SPSS 22.0軟件錄入分析數(shù)據(jù)，使用Mplus 7.40軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本研究采用問(wèn)卷調(diào)查的方式對(duì)被試進(jìn)行施測(cè)，很有可能產(chǎn)生共同偏差的問(wèn)題，因此需要對(duì)所有變量的項(xiàng)目進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。具體方法參考文獻(xiàn)[24]研究的建議，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman單因子檢驗(yàn)，即同時(shí)對(duì)所有變量的項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的主成分因素分析。結(jié)果顯示，特征根大于1的因子共17個(gè)，且第1個(gè)因子解釋的變異量為12.4%，小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%。由此判定，本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 各變量因子之間的相關(guān)分析

表1 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)Tab.1 M,SD and correlation coefficient of each variable

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001，下同。

如表1所示，校園氛圍的3個(gè)因子分別與手機(jī)依賴的4因素之間存在顯著負(fù)相關(guān)，與社交焦慮存在顯著負(fù)相關(guān)。

3.3 中介作用的檢驗(yàn)

由于中介作用回歸系數(shù)a×b乘積很可能并不是正態(tài)分布，為了克服研究方法的統(tǒng)計(jì)誤差，因此采用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法進(jìn)行估計(jì)[25]。

首先，控制年齡、性別因素，檢驗(yàn)學(xué)校氛圍(自變量)與手機(jī)依賴(因變量)的直接效應(yīng)，構(gòu)建模型(M1)。結(jié)果表明，測(cè)量模型擬合比較理想。其中，χ2(25,N=490)=132.251，CFI=0.928，TLI=0.900， SRMR=0.052，RMSEA=0.094，RMSEA的CI90%置信區(qū)間為[0.078, 0.110]。學(xué)校氛圍對(duì)手機(jī)依賴的預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.486,P<0.001), 其中95CI為[-0.726,-0.422]。手機(jī)依賴變異方差的解釋量為22.10%。

圖2 有調(diào)節(jié)的中介模型的檢驗(yàn)路徑圖 Fig.2 Path diagram of Moderated mediation effect

其次，控制年齡、性別因素，檢驗(yàn)社交焦慮(中介變量)在學(xué)校氛圍對(duì)手機(jī)依賴影響的中介效應(yīng)，構(gòu)建模型(M2)。結(jié)果表明，模型(M2)指標(biāo)：χ2(50,N=490)=177.583， CFI=0.948，TLI=0.932，SRMR=0.049， RMSEA=0.072，RMSEA的CI95%置信區(qū)間為[0.061, 0.084]。社交焦慮、手機(jī)依賴的變異解釋量分別為17.70%和28.30%%?？刂菩詣e和年齡因素之后，校園氛圍對(duì)社交焦慮的預(yù)測(cè)作用顯著(β=-0.420,P<0.001)，其中95CI為[-0.795，-0.459]；社交焦慮對(duì)手機(jī)依賴的預(yù)測(cè)作用顯著(β= 0.276,P<0.001)，其中95CI為[0.136,0.325]；引入社交焦慮后，學(xué)校氛圍對(duì)手機(jī)依賴的預(yù)測(cè)作用依然顯著(β=-0.353,P<0.001)，其中95CI為[-0.579,-0.274]。中介效應(yīng)量為-0.116，P<0.002，95%置信區(qū)間[-0.213,0.085]，直接效應(yīng)量為-0.469，P<0.001，95%置信區(qū)間[-0.579,-0.274]。最終中介效應(yīng)的占比為，ab/c=-0.116/-0.469=24.73%。

3.4 自我控制的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

在中介變量檢驗(yàn)的基礎(chǔ)之上，采用潛變量進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)。為了避免傳統(tǒng)顯變量分析中對(duì)于參數(shù)估計(jì)偏差問(wèn)題，采用潛變量調(diào)節(jié)方差法(LMS)檢驗(yàn)自我控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體研究順序?yàn)椋菏紫?，運(yùn)用Bootstrap方法檢驗(yàn)無(wú)調(diào)節(jié)項(xiàng)目的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?M3)。模型(M3)是在模型(M2)基礎(chǔ)之上，加入自我控制的主效應(yīng)后的模型。結(jié)果顯示，χ2(83,N=490)=231.465，CFI=0.953，TLI=0.941，SRMR=0.044，RMSEA=0.060，RMSEA的CI90%置信區(qū)間為[0.051, 0.070]。其中手機(jī)依賴的方差變異解釋量為30.0%，社交焦慮的方差變異解釋量為 21.00%。查看模型似然比值為logL(M3)=-6 109.870。其次，在模型(M2)的基礎(chǔ)之上，加入交互項(xiàng)，交互項(xiàng)分別為校園依賴×自我控制、社交焦慮×自我控制，形成模型(M4)。模型(M4)似然比值為logL(M4)=-6 055.48。最后，比較模型(M4)是否比模型(M3)更優(yōu)化，檢驗(yàn)公式為L(zhǎng)R(df=3)=-2(logL(M3)-logL(M4))。結(jié)果顯示，LR(df=3)=-2(logL(M3)-logL(M4))=108.79，P<0.001。表明模型(M4)確實(shí)比模型(M3)更佳。根據(jù)模型(M4)路徑分析發(fā)現(xiàn)，自我控制對(duì)學(xué)校氛圍影響社交焦慮之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(β=0.533,P<0.001)，對(duì)社交焦慮影響手機(jī)依賴的調(diào)節(jié)效應(yīng)同樣顯著(β=-0.362,P<0.001)，而對(duì)學(xué)校氛圍直接影響手機(jī)依賴的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著(β=-0.156,P=0.067)。

為了更清楚地揭示調(diào)節(jié)效應(yīng)的具體模式，本研究通過(guò)簡(jiǎn)單斜率分析進(jìn)一步分別考察自我控制在學(xué)校氛圍和社交焦慮關(guān)系之間的調(diào)節(jié)作用。本研究以高/低于自我控制平均數(shù)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為標(biāo)準(zhǔn)，選擇出高控制組(高于平均數(shù)加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)和低控制組(低于平均數(shù)加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，繪制交互效應(yīng)圖3。隨后進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，低自我控制組的大學(xué)生(如Z=-1)，隨著感知校園氛圍的增加，社交焦慮表現(xiàn)出很顯著的下降趨勢(shì)(γ=-0.885,t=-11.605,P<0.001)，校園氛圍每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，社交焦慮的水平就會(huì)下降0.885個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差；高自我控制組的大學(xué)生(如Z=1)，校園氛圍每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，社交焦慮水平的變化并不顯著(γ=-0.122,t=-1.243,P=0.214)。

為了更清楚地揭示自我控制對(duì)社交焦慮影響手機(jī)依賴行為的調(diào)節(jié)作用，本研究以高/低于自我控制平均數(shù)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為標(biāo)準(zhǔn)，選擇出高控制組(高于平均數(shù)加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)和低控制組(低于平均數(shù)加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差)，繪制交互效應(yīng)圖4。本研究進(jìn)行簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于低自我控制組的大學(xué)生(如Z=-1)，隨著社交焦慮的增加，手機(jī)依賴指數(shù)表現(xiàn)出顯著的增加趨勢(shì)(γ=0.508,t=8.857,P<0. 001)，即社交焦慮每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，社交焦慮的水平就會(huì)上升0.508個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差；對(duì)于高自我控制組的大學(xué)生(如Z=1)，隨著社交焦慮的增加，手機(jī)依賴指數(shù)的變化顯著(γ=-0.127,t=-2.155,P=0.031)，即社交焦慮每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，手機(jī)依賴會(huì)反而下降0.127個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

圖3 自我控制對(duì)感知校園與社交焦慮的調(diào)節(jié)作用Fig.3 Moderating effect of self-control on school climate and social anxiety

圖4 自我控制對(duì)社交焦慮與手機(jī)依賴的調(diào)節(jié)作用Fig.4 Moderating effect of self-control on social anxiety and phone addiction

4 討論

校園氛圍作為學(xué)生對(duì)所處校園中人際關(guān)系的看法，深刻影響著人們的外在行為表現(xiàn)。以往研究表明，感知校園氛圍會(huì)影響個(gè)體的內(nèi)外行為和外化行為問(wèn)題。但是感知校園氛圍對(duì)手機(jī)依賴的預(yù)測(cè)作用如何仍缺乏可靠的相關(guān)研究。本研究證實(shí)了感知校園氛圍對(duì)手機(jī)依賴的預(yù)測(cè)作用顯著。這種影響可以從2個(gè)方面加以解釋。一是，從個(gè)體認(rèn)知角度而言，感知校園氛圍是個(gè)體對(duì)于自己所處環(huán)境的認(rèn)知產(chǎn)物。當(dāng)學(xué)生感知到來(lái)自現(xiàn)實(shí)世界的人際支持越積極，那么自己越愿意從現(xiàn)實(shí)的人際中尋求幫助，反之，就越愿意從虛擬網(wǎng)絡(luò)中尋求人際支持。二是，從學(xué)校適應(yīng)角度而言，積極的感知校園氛圍是個(gè)體積極適應(yīng)環(huán)境的結(jié)果。感知校園氛圍越積極的個(gè)體，其在學(xué)?，F(xiàn)實(shí)生活的人際適應(yīng)就良好，會(huì)表現(xiàn)出更多親社會(huì)行為，更加愿意與學(xué)生、教師以及學(xué)?；顒?dòng)進(jìn)行良性互動(dòng)。而且，積極校園氛圍可以有效減少病理性的網(wǎng)絡(luò)行為這些虛擬現(xiàn)實(shí)的問(wèn)題行為[26]。

本研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，社交焦慮在學(xué)校氛圍影響手機(jī)依賴的過(guò)程中起著部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的24.73%。該結(jié)果表明，社交焦慮的影響是校園氛圍對(duì)手機(jī)依賴作用的重要過(guò)程。該結(jié)果符合家庭壓力模型的觀點(diǎn)，即環(huán)境中的不利因素會(huì)通過(guò)增加父母的壓力和心理健康，從而改變父母的教養(yǎng)方式，最終影響兒童的心理發(fā)展[27]。本研究把家庭壓力模型的適應(yīng)性拓展到了學(xué)校環(huán)境中來(lái)。學(xué)校環(huán)境中不利關(guān)系可能會(huì)增加學(xué)生壓力感，可能會(huì)使他們對(duì)現(xiàn)實(shí)的人際關(guān)系產(chǎn)生持續(xù)的焦慮情緒，而這種現(xiàn)實(shí)的焦慮情緒會(huì)促使他們?cè)谔摂M的網(wǎng)絡(luò)世界中尋求心理的慰藉，而手機(jī)作為一種集娛樂(lè)、資訊、交友等一體的載體恰恰滿足現(xiàn)實(shí)世界中難以渴望的心理需求，最終導(dǎo)致對(duì)手機(jī)的過(guò)度依賴。

根據(jù)以往研究證明，自我控制能力對(duì)個(gè)體心理與行為健康發(fā)展有著重要影響[28]。以往研究的重點(diǎn)是把自我控制能力作為環(huán)境或者特質(zhì)影響心理與行為的中介因素[29-30]。本研究把自我控制作為環(huán)境或者特質(zhì)影響心理與行為的調(diào)節(jié)變量，即基于控制理論模型的基礎(chǔ)之上探討自我控制是否是一種保護(hù)性因素，以調(diào)節(jié)學(xué)校氛圍對(duì)社交焦慮、手機(jī)依賴的影響。為此，本研究檢驗(yàn)了自我控制是否調(diào)節(jié)了校園氛圍→社交焦慮→手機(jī)依賴的前后路徑和直接路徑的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示，自我控制調(diào)節(jié)了校園氛圍→社交焦慮→手機(jī)依賴這一中介過(guò)程的前半路徑與后半路徑。在前半段路徑分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我控制在校園氛圍與社交焦慮的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，并且自我控制得分越高會(huì)使校園氛圍預(yù)測(cè)社交焦慮的作用減弱，而自我控制得分越低反而會(huì)增強(qiáng)校園氛圍對(duì)社交焦慮的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。在后半段路徑中，高水平的自我控制可以減弱社交焦慮對(duì)手機(jī)依賴的正向預(yù)測(cè)作用，但是低水平的自我控制不僅無(wú)法起到保護(hù)性的作用，反而會(huì)加劇手機(jī)依賴行為的發(fā)生。研究結(jié)果與以往研究是一致的，即高自我控制是青少年免遭網(wǎng)絡(luò)成癮的一個(gè)保護(hù)因素[31]，而低自我控制不僅不能緩沖外界不良環(huán)境的影響，反而加劇自身問(wèn)題行為的形成。

根據(jù)自我控制的資源理論，個(gè)體為了使自身行為與目標(biāo)相互一致，以達(dá)到社會(huì)期望相匹配，個(gè)體會(huì)對(duì)自己的心理和行為活動(dòng)，包括思想、情感和行為等等進(jìn)行自主的調(diào)節(jié)[32]。因此，為了執(zhí)行以上過(guò)程，個(gè)體首先明確自己的需求以及客觀外在環(huán)境的狀況，自主地選擇和確定目標(biāo)，接著通過(guò)付出意志努力來(lái)應(yīng)對(duì)挫折和困難，并且抵制住誘惑和干擾，制定并且完成計(jì)劃，最終達(dá)到行為調(diào)控的目的。個(gè)體的自我控制能力好比一個(gè)資源庫(kù)，但是這種的資源總是有限的，對(duì)于自我控制高的個(gè)體，資源就顯得比較充足，足以應(yīng)付當(dāng)前的問(wèn)題。然而，對(duì)于低自我控制者而言，在面對(duì)誘惑或者壓力的環(huán)境時(shí)候，總是處于資源枯竭的狀態(tài)。這種資源枯竭的狀態(tài)，不僅不會(huì)控制行為的產(chǎn)生，反而會(huì)產(chǎn)生或?qū)е轮T多的問(wèn)題行為。例如，有研究以吸煙為例，結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我衰竭會(huì)增加吸煙者的吸煙行為，尤其在自我衰竭的狀態(tài)下似乎都變得更加頻繁[33]。這證明自我控制能力低下是不良行為產(chǎn)生的重要心理機(jī)制。在本研究中，如果當(dāng)感受到消極的校園氛圍時(shí)，低自我控制個(gè)體缺乏足夠的心理資源對(duì)自身心理狀態(tài)進(jìn)行正常的調(diào)節(jié)，常常面對(duì)這般情境顯得無(wú)能為力，任其發(fā)展，放棄改變的想法，因此消極的校園氛圍顯著預(yù)測(cè)社交焦慮。同理，社交焦慮顯著手機(jī)依賴。但對(duì)于高自我控制個(gè)體而言，即使面對(duì)消極的校園氛圍時(shí)候，也能主動(dòng)調(diào)節(jié)自己的內(nèi)在心理資源，避免資源枯竭，做到波瀾不驚。保護(hù)性的高自我控制能力相對(duì)于天生的具備一種免疫能力，產(chǎn)生了保護(hù)性的調(diào)節(jié)作用，而低自我控制能力是天生缺乏一種免疫能力。因此，在消極因素出現(xiàn)之后，心理不設(shè)防，好的環(huán)境時(shí)候，就會(huì)好的心理和行為，差的環(huán)境條件的時(shí)候，就會(huì)更差的心理與行為。

由于條件有限，本研究屬于橫斷設(shè)計(jì)，不能確定變量間的因果關(guān)系。因此，未來(lái)的研究還需進(jìn)一步探討多個(gè)變量對(duì)手機(jī)依賴的影響機(jī)制。