謝威士，左訓(xùn)雅

(1.合肥師范學(xué)院教師教育學(xué)院；2.青少年心理健康與危機(jī)智能干預(yù)安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，安徽 合肥 230601)

一、引 言

中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(China Internet Network Information Center，CNNIC)發(fā)布的《第48次中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2021年6月，我國(guó)手機(jī)即時(shí)通訊用戶規(guī)模達(dá)到10.07億，占手機(jī)網(wǎng)民的99.6%[1]。隨著即時(shí)通訊技術(shù)的發(fā)展，微信(Wechat)憑借其豐富應(yīng)用功能，日漸成為人們?nèi)粘Ｉ钪胁豢苫蛉钡膶?shí)用工具之一。微信作為一種重要的社交媒體，國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于社交媒體研究也多以微信為研究載體[2-3]。研究發(fā)現(xiàn)，微信使用具有一定積極作用，如能夠?qū)Ρ慌懦庹弋a(chǎn)生補(bǔ)償作用從而減少攻擊行為[4]；可以提高個(gè)體生活滿意度[5]等。但過度的依賴微信也會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生消極影響。如會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生嫉妒、焦慮等不良情緒[6]；使個(gè)體社會(huì)功能和自身狀態(tài)受損、注意力和時(shí)間管理能力降低、拖延行為增加、人際關(guān)系疏離等[7]；也會(huì)因?yàn)閭€(gè)人隱私過度暴露而導(dǎo)致其安全感喪失[8]。綜上，過度使用微信對(duì)個(gè)體生活、工作、學(xué)習(xí)等各方面產(chǎn)生負(fù)面影響?；诖耍狙芯繉⑽⑿咆?fù)面影響(Wechat negative impact)界定為由于過度或不加節(jié)制地使用微信，而無法融入家庭、學(xué)校或其他社會(huì)活動(dòng)。

自我控制(Self-control)是個(gè)體因克制自身欲望、需求而改變固有行為和思維方式的過程，并達(dá)到與外部和諧相處的能力[9]。在互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域，自我控制是影響問題性使用手機(jī)一個(gè)重要預(yù)測(cè)因素[10]。以往研究表明，自我控制與各種成癮傾向或成癮問題密切相關(guān)[11-12]。周喜華和王欣[13]研究發(fā)現(xiàn)自我控制能力是微信成癮的直接預(yù)測(cè)因素。即自我控制能力較差的個(gè)體，更容易過度使用微信，從而對(duì)個(gè)體日常生活(如人際、情感、學(xué)業(yè)、工作等)產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，本研究擬探討自我控制與微信負(fù)面影響的關(guān)系，提出假設(shè)H1：自我控制對(duì)微信負(fù)面影響具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用。

非理性拖延(Irrational Procrastination)是個(gè)體自我調(diào)節(jié)失敗而導(dǎo)致非理性延遲的適應(yīng)不良行為[14]。倪士光、李虹和黃琳妍[15]認(rèn)為自我調(diào)節(jié)失敗引起被動(dòng)拖延。而自我控制不僅是自我調(diào)節(jié)過程中重要的調(diào)節(jié)能力，也是拖延行為的敏感性因子，大量研究均證實(shí)自我控制與拖延行為之間存在負(fù)相關(guān)[16-17]。即自我控制能力低的個(gè)體在完成任務(wù)時(shí)注意力不易集中，不能進(jìn)行合理的時(shí)間管理，更容易受到其他活動(dòng)干擾，從而導(dǎo)致個(gè)體拖延程度進(jìn)一步加深。非理性拖延作為一種消極應(yīng)對(duì)方式，是人們?nèi)粘Ｉ詈凸ぷ髦衅毡榇嬖诘默F(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)成癮與消極應(yīng)對(duì)呈顯著正相關(guān)[18]。采用非理性拖延這種消極應(yīng)對(duì)方式的個(gè)體更容易過度使用網(wǎng)絡(luò)。因此，可以推測(cè)非理性拖延是微信負(fù)面影響的一個(gè)重要影響因素?；谝陨险撌觯狙芯窟M(jìn)一步提出假設(shè)H2：非理性拖延在自我控制與微信負(fù)面影響間起中介作用。

手機(jī)依賴(Mobile Phone Addiction)，又稱之為問題性使用手機(jī)或手機(jī)成癮等，是指過度使用手機(jī)導(dǎo)致個(gè)體在心理或社會(huì)功能方面受到損害，具體表現(xiàn)在個(gè)體過度使用手機(jī)社交媒體進(jìn)行人際互動(dòng)，過度沉迷于手機(jī)游戲等[19]。研究發(fā)現(xiàn)，自我控制顯著負(fù)向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴[20]，說明自我控制能力越低的個(gè)體，越容易產(chǎn)生手機(jī)依賴。也有研究顯示，手機(jī)依賴會(huì)損害個(gè)體身心健康，導(dǎo)致個(gè)體在日常人際交往中出現(xiàn)社交回避[21]、人際適應(yīng)困難[22]、孤獨(dú)[23]等問題。而具有社交回避、孤獨(dú)等人格特質(zhì)的個(gè)體，更容易造成微信過度使用[24]。綜上，本研究進(jìn)一步提出假設(shè)H3：手機(jī)依賴在自我控制與微信負(fù)面影響間起中介作用。

從上述可知，一方面自我控制對(duì)非理性拖延具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用，個(gè)體若缺乏足夠的自我控制能力，就容易受到無關(guān)刺激的干擾，進(jìn)而導(dǎo)致拖延行為的產(chǎn)生。另一方面根據(jù)使用—滿足(Use and Gratifications)理論[25]，手機(jī)具有較強(qiáng)的互動(dòng)性和便利性，容易滿足個(gè)體人際交流的需要，但自我控制能力越差的個(gè)體抑制功能越低，越無法抑制使用手機(jī)的沖動(dòng)，更容易產(chǎn)生手機(jī)依賴。另有研究發(fā)現(xiàn)，非理性拖延與手機(jī)依賴之間呈正相關(guān)，且這兩個(gè)因素又是影響過度使用微信的重要因素[17][2]?；诖?，本研究進(jìn)一步提出假設(shè)H4：非理性拖延和手機(jī)依賴在自我控制與微信負(fù)面影響間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上所述，本研究探討自我控制與微信負(fù)面影響的關(guān)系及其內(nèi)在作用機(jī)制，重點(diǎn)考察非理性拖延和手機(jī)依賴在二者關(guān)系間的中介作用。以此探索自我控制如何影響個(gè)體微信使用情況，這不僅有助于深入理解自我控制對(duì)微信負(fù)面影響的內(nèi)在作用機(jī)制，而且減低個(gè)體因過度使用微信而帶來的負(fù)面影響具有一定的啟示意義。

二、研究方法

(一)研究對(duì)象

采用整群方便取樣方法，對(duì)象包括在校大學(xué)生和已參加工作的人員。共回收有效問卷1049份。其中在校大學(xué)生共發(fā)放問卷800份，回收有效問卷785份：男生348人，女生437人；大一223人，大二256人，大三196人，大四110人，有效回收率為98%，年齡范圍17-24歲。通過線上對(duì)已參加工作的人員發(fā)放問卷，最后回收有效問卷264份。其中，男113人，女151人，年齡范圍22-57歲，有效回收率100%。

(二)研究工具

1.微信負(fù)面影響自評(píng)量表。本研究采用自編的微信負(fù)面影響自評(píng)量表(WechatNegative Impact Self-rating Scale，WCNIS)[26]。該量表一共34個(gè)項(xiàng)目，由微信使用過度、親密關(guān)系疏離、親子關(guān)系沖突，工作學(xué)習(xí)懈怠四個(gè)要素構(gòu)成，采用“0(完全不同意)、1(不同意)、2(同意)、3(完全同意)”4點(diǎn)評(píng)定。量表得分越高，說明微信負(fù)面影響程度越嚴(yán)重。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.94，重測(cè)信度為0.95，分半信度為0.82；微信使用過度，親密關(guān)系疏離、親子關(guān)系沖突、工作學(xué)習(xí)懈怠四個(gè)因子的Cronbach’s α系數(shù)分別為：0.87、0.86、0.87、0.83；采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證，擬合指標(biāo)為：χ2=996.63，df=516，P<0.001，GFI=0.90，CFI=0.96，IFI=0.96，NFI=0.93，TLI=0.96，RMSEA=0.04。

2.自我控制量表。本研究采用譚樹華等[9]修訂的自我控制量表。該量表共 19 個(gè)項(xiàng)目，由沖動(dòng)控制、健康習(xí)慣、專注工作、抵制誘惑、節(jié)制娛樂五個(gè)因子構(gòu)成。采用 Likert 5 點(diǎn)評(píng)分(1完全不符合—5完全符合)，量表得分越高表示自我控制能力越高。該量表Cronbach’s α系數(shù)為 0.86。本研究量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.83。

3.手機(jī)依賴指數(shù)中文版。本研究采用黃海等[27]修訂的手機(jī)依賴指數(shù)中文版量表。該量表共17個(gè)項(xiàng)目，由失控性、戒斷性、逃避性和低效性四個(gè)因子組成。采用 Likert 5 點(diǎn)評(píng)分(1完全沒有～5常常)，得分越高表明個(gè)體手機(jī)依賴程度越高。該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.91。本研究量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.89。

4.非理性拖延行為量表。本研究采用倪士光等[14]修訂的非理性拖延量表，該量表共9個(gè)項(xiàng)目，由單一結(jié)構(gòu)維度構(gòu)成，采用 Likert5點(diǎn)評(píng)分(1非常不同意～5非常同意)，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.88。本研究量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.72。

(三)數(shù)據(jù)處理與分析

使用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS22.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性、相關(guān)性及差異性檢驗(yàn)等統(tǒng)計(jì)分析和AMOS7.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用Hayes編制SPSS宏程序PROCESS中Model6(Model6假設(shè)自變量對(duì)因變量影響的中介效應(yīng)與本研究理論假設(shè)模型相一致)，通過5000次樣本抽樣估計(jì)95%置信區(qū)間的方法對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

(四)共同方法偏差檢驗(yàn)

受客觀條件限制，本研究所有變量?jī)H采用被試自我報(bào)告方法收集數(shù)據(jù)，變量間關(guān)系可能受到共同方法偏差的影響。在對(duì)可能存在的共同方法偏差進(jìn)行匿名填寫、反向計(jì)分等程序控制基礎(chǔ)上，采用Harman單因子檢驗(yàn)法，對(duì)所有變量進(jìn)行未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析。結(jié)果表明，特征根大于1的因子共有20個(gè)，累積解釋了64.06%的變異，第一個(gè)因子解釋變異量為20.38%，遠(yuǎn)小于40%的臨近值，表明研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

三、結(jié) 果

(一)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

結(jié)果表明，微信負(fù)面影響與非理性拖延、手機(jī)依賴呈顯著正相關(guān)，非理性拖延與手機(jī)依賴呈顯著正相關(guān)，自我控制與微信負(fù)面影響、非理性拖延、手機(jī)依賴之間均呈顯著負(fù)相關(guān)(見表1)。

表1 各變量間的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果(n=1049)

(二)鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步對(duì)自我控制和微信負(fù)面影響的關(guān)系進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蜋z驗(yàn)。此外，由于微信負(fù)面影響[11]、非理性拖延行為[21]和手機(jī)依賴[13]及其關(guān)系均會(huì)受到性別和年齡的影響。因此，本研究將性別和年齡作為控制變量納入模型中檢驗(yàn)。研究采用Bootstrap法，將各變量標(biāo)準(zhǔn)化處理后納入模型檢驗(yàn)。進(jìn)一步采用Hayes編制的SPSS宏程序PROCESS中Model6(重復(fù)取樣5000次，置信區(qū)間為95%)。從模型結(jié)果來看，自我控制將擬通過四條路徑對(duì)微信負(fù)面影響產(chǎn)生作用。分別為直接路徑：自我控制—>微信負(fù)面影響；間接路徑1：自我控制—>非理性拖延—>微信負(fù)面影響；間接路徑2：自我控制—>手機(jī)依賴—>微信負(fù)面影響；間接路徑3：自我控制—>非理性拖延—>手機(jī)依賴—>微信負(fù)面影響。結(jié)果顯示，三條路徑均達(dá)到顯著水平，說明存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。直接效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值為-0.15(95%CI：-0.24—-0.06)；間接路徑1的標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值為0.08(95%CI：0.03—0.13)；間接路徑2的標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值為-0.16(95%CI：-0.21—-0.11)；間接路徑3的標(biāo)準(zhǔn)化效應(yīng)值為-0.07(95%CI：-0.10—-0.05)；以上各路徑95%的置信區(qū)間均不包含0(見表2和圖1)。

依據(jù)上述結(jié)果分析可知，假設(shè)模型成立，存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，即自我控制不僅可以直接對(duì)微信負(fù)面影響產(chǎn)生影響，還可以間接通過非理性拖延和手機(jī)依賴對(duì)微信負(fù)面影響產(chǎn)生影響。且非理性拖延在自我控制與微信負(fù)面影響中起遮掩效應(yīng)，即間接效應(yīng)的方向與直接效應(yīng)的方向相反。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[28]的建議，遮掩效應(yīng)的效果量報(bào)告為“|遮掩效應(yīng)/直接效應(yīng)|”，因此，該鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ驼谘谛?yīng)量為50.84%。

表2 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)分析

圖1 鏈?zhǔn)街薪樽饔寐窂綀D

四、討論與分析

本研究構(gòu)建一個(gè)鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停接懽晕铱刂婆c微信負(fù)面影響的關(guān)系及其內(nèi)在機(jī)制。具體表現(xiàn)為非理性拖延和手機(jī)依賴在自我控制與微信負(fù)面影響關(guān)系間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。這不僅能夠加深我們對(duì)微信負(fù)面影響的作用機(jī)制及其影響因子的理解，還能為個(gè)體如何減少因過度使用微信而產(chǎn)生的負(fù)面影響提供實(shí)證性證據(jù)。

(一)自我控制對(duì)微信負(fù)面影響的直接作用

研究發(fā)現(xiàn)，自我控制對(duì)微信負(fù)面影響具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用。這與以往研究結(jié)果一致，如自我控制對(duì)問題性移動(dòng)社交網(wǎng)絡(luò)使用[29]、網(wǎng)絡(luò)過度使用[30]均具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用。自我控制是影響微信過度使用一個(gè)重要因素。個(gè)體自我控制能力越低，微信成癮程度越嚴(yán)重，微信對(duì)個(gè)體產(chǎn)生的負(fù)面影響就越大[11]。另外，依據(jù)“自我控制有限資源”(Limited Resource of Self-control)理論[31]，所有與自我控制相關(guān)的運(yùn)行與執(zhí)行均會(huì)消耗個(gè)體內(nèi)部資源，個(gè)體自我控制資源存在可用額度，一旦可用額度達(dá)到上限，就會(huì)對(duì)個(gè)體自我控制成敗產(chǎn)生直接作用，這種自我損耗是對(duì)有限自我控制資源的消耗，從而對(duì)個(gè)體心理和行為活動(dòng)產(chǎn)生消極影響。研究表明，個(gè)體自我控制能力在沒有外力約束的前提下，能夠抵抗外界不良誘惑，個(gè)體能夠理性抑制不良的行為與沖動(dòng)。高自我控制能力個(gè)體可以按照情境變化、個(gè)人需求等對(duì)認(rèn)知、情緒和行為進(jìn)行自主調(diào)控。而自我控制能力較低個(gè)體則更容易出現(xiàn)逃避和依賴行為[32]。具體表現(xiàn)為自我控制能力低的個(gè)體，在使用微信時(shí)無法自主控制，無法抵制誘惑，容易沉溺于虛擬網(wǎng)絡(luò)世界從而造成過度使用微信[13]。因此，可以通過培養(yǎng)個(gè)體自我控制能力來減少由于過度使用微信所帶來的負(fù)面影響。

(二)手機(jī)依賴的中介作用

中介檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，手機(jī)依賴單獨(dú)中介作用效應(yīng)值遠(yuǎn)高于非理性拖延單獨(dú)作用效應(yīng)值，也高于手機(jī)依賴和非理性拖延共同作用的中介作用效應(yīng)值。手機(jī)依賴傾向水平高的個(gè)體，更容易出現(xiàn)社交網(wǎng)絡(luò)過度使用，甚至產(chǎn)生成癮行為[22]。依據(jù)“富者更富”(Rich Get Richer)模型[33]，社會(huì)化程度高的個(gè)體，通過微信與他人交流，結(jié)識(shí)新的朋友，獲取新的社會(huì)資源，從網(wǎng)絡(luò)世界得到更多益處。自我控制能力低的個(gè)體更容易被這種即時(shí)利益所誘惑，過度依賴手機(jī)進(jìn)而產(chǎn)生微信成癮行為。因此，手機(jī)依賴在本研究模型中存在中介效應(yīng)且中介效應(yīng)值最高。這提示在教育實(shí)踐過程中，應(yīng)通過降低個(gè)體對(duì)手機(jī)的依賴程度從而減少微信過度使用造成的負(fù)面影響。

(三)非理性拖延與手機(jī)依賴的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

本研究證實(shí)了自我控制通過非理性拖延和手機(jī)依賴鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)微信負(fù)面影響產(chǎn)生間接作用。同時(shí)可以揭示過度使用微信產(chǎn)生的負(fù)面影響是多種因素共同作用的結(jié)果。研究結(jié)果顯示，非理性拖延行為顯著正向預(yù)測(cè)手機(jī)依賴，這與以往研究一致[16]。依據(jù)三個(gè)“A”理論(The Triple A Theory)[34]，對(duì)個(gè)體的拖延有以下解釋：1.評(píng)估(Appraisal)：對(duì)完成某項(xiàng)任務(wù)先進(jìn)行評(píng)估。2.焦慮 (Anxiety)：若評(píng)估任務(wù)對(duì)自身造成威脅，則產(chǎn)生焦慮情緒。3.回避(Avoidance)：為了緩解消極情緒影響，個(gè)體會(huì)選擇回避，從而產(chǎn)生拖延行為。總之，自我控制能力高的個(gè)體能夠抵制誘惑，理性對(duì)待學(xué)習(xí)和生活，而不是采用拖延這種消極方式[13]；非拖延者可以有效調(diào)控自身行為，抑制過度使用微信的欲望，積極面對(duì)現(xiàn)實(shí)生活，進(jìn)而避免過度使用微信帶來的負(fù)面影響[8]。綜上，本研究證明了提高個(gè)體自我控制能力可以降低微信負(fù)面影響；同時(shí)也發(fā)現(xiàn)，自我控制能力可以通過非理性拖延和手機(jī)依賴的鏈?zhǔn)街薪樽饔媒档臀⑿咆?fù)面影響。

(四)非理性拖延的遮掩效應(yīng)

依據(jù)溫忠麟和葉寶娟[28]中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，第一步：檢驗(yàn)自我控制對(duì)微信負(fù)面影響的總效應(yīng)，系數(shù)c顯著，按照中介效應(yīng)進(jìn)行討論；第二步：系數(shù)a與系數(shù)b都顯著，即間接效應(yīng)顯著；第四步：系數(shù)c’顯著，即直接效應(yīng)顯著；第五步：間接效應(yīng)的乘積項(xiàng)(ab)與直接效應(yīng)(c’)進(jìn)行比較，二者異號(hào)，屬于遮掩效應(yīng)。按遮掩效應(yīng)進(jìn)行解釋，遮掩效應(yīng)是指直接效應(yīng)與間接效應(yīng)作用相互抵消，導(dǎo)致總效應(yīng)降低甚至是不顯著。即整體思路為：開始按中介效應(yīng)立論，最后按照遮掩效應(yīng)解釋。具體來說，納入非理性拖延中介變量之后，自我控制顯著負(fù)向預(yù)測(cè)非理性拖延，這與以往研究相符[35-36]；但非理性拖延出現(xiàn)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)微信負(fù)面影響，與以往研究不符[37]；也就是說，非理性拖延遮掩了自我控制與微信負(fù)面影響的關(guān)系，這一發(fā)現(xiàn)或許能夠解釋本研究與以往研究結(jié)果的不同之處。原因可能在于，大量的研究已證明自我控制是個(gè)體網(wǎng)絡(luò)成癮的一個(gè)保護(hù)性因素[10]。即自我控制能力高的個(gè)體，更能理性的面對(duì)令人新鮮和愉快的網(wǎng)絡(luò)環(huán)境，能抵制誘惑，并較少出現(xiàn)問題性社交網(wǎng)絡(luò)使用，因此產(chǎn)生拖延行為概率低，進(jìn)而減少了過度使用微信所帶來的負(fù)面影響。

五、研究?jī)r(jià)值與不足

大量研究發(fā)現(xiàn)，自我控制是個(gè)體產(chǎn)生微信成癮傾向或成癮的保護(hù)性因素，但兩者內(nèi)在作用機(jī)制尚未清晰，明確兩者內(nèi)在作用機(jī)制不僅有助于增加自我控制到微信負(fù)面影響路徑的理解，還可以緩解個(gè)體過度使用微信。從理論角度構(gòu)建并分析了非理性拖延、手機(jī)依賴的部分中介作用以及非理性拖延和手機(jī)依賴的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫ㄟ^拖延整體化模型、“使用-滿足”理論，“富者更富”模型，三個(gè)“A”理論進(jìn)一步明晰了過度使用微信帶來負(fù)面影響的過程。

本研究存在以下不足：第一，長(zhǎng)期過度使用微信，會(huì)給個(gè)體成長(zhǎng)和心理健康造成嚴(yán)重威脅，而本研究采用橫斷設(shè)計(jì)，不能很好反應(yīng)微信負(fù)面影響的動(dòng)態(tài)性及變量間的因果性，未來的研究方向可采用縱向設(shè)計(jì)，進(jìn)而探求變量間因果關(guān)系。第二，研究數(shù)據(jù)來源于被試自我報(bào)告的方法，存在一定偏差，今后可考慮使用多種方式結(jié)合，獲取更為全面客觀的數(shù)據(jù)。

六、結(jié) 論

1.自我控制和非理性拖延對(duì)微信負(fù)面影響具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用，手機(jī)依賴對(duì)微信負(fù)面影響具有正向預(yù)測(cè)作用。

2.非理性拖延和手機(jī)依賴在分別在自我控制和微信負(fù)面影響間起部分中介作用。

3.非理性拖延和手機(jī)依賴在自我控制和微信負(fù)面影響間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

4.自我控制是微信負(fù)面影響的重要影響因素，并且自我控制因子在模型中起到保護(hù)性作用，造成遮掩效應(yīng)。