柴曉運 柯玉葉

①中國.湖北汽車工業(yè)學院心理健康教育中心(湖北十堰) 442002 ②湖北醫(yī)藥學院護理學院 442000 △通訊作者 E-mail:jadeleaf_ke@163.com

截止2014年6月，我國手機網民數額達5.27億，其中20～29 歲的學生網民占比最高［1］。伴隨出現的青少年手機過度使用行為受到了專家學者的重視，并將其稱之為手機依賴或手機成癮［2］。手機依賴是個體手機使用行為失控的表現，是一種行為成癮，會導致生理、心理和社會功能等方面明顯受損［3-5］。孤獨感、人格和自尊等因素可能導致青少年的手機依賴［4，6-7］。在青少年的手機使用行為中，進行社交、聊天是第一需求，且移動網絡游戲群體大幅增加［8］。已有研究發(fā)現，越來越多的青少年以互聯(lián)網為媒介，在社交網站、網絡游戲中進行自我探索與表征，從而促進其自我同一性的發(fā)展［9］。同一性發(fā)展的關鍵期通常約為18～25 歲，而此階段被學者Arnett 又稱為“始成年期”，這一階段的青少年剛脫離家庭、處于單身、在校學習或參加工作，其對職業(yè)、信仰、情感、世界觀等的關注度比青少年期更加廣泛與深入，同一性發(fā)展也更具有波動性［10-11］。近年來，同一性風格(包括信息風格、規(guī)范風格和擴散風格)作為自我同一性研究的新視角，受到了學者們的關注。信息風格的個體能夠在決策之前，不斷探索并判斷與同一性相關的信息，其具有高水平的自我反省能力;規(guī)范風格的個體在做出決策時，往往依賴重要他人，如父母或權威人物，其信仰和價值體系堅定并比較傳統(tǒng)和保守;擴散風格的個體缺乏穩(wěn)定的個人信念，回避與自我同一性相關的信息，自我概念比較消極［12-13］。那么，同一性風格的差異是否會影響處于始成年期個體的網絡同一性探索，并進而影響其手機依賴程度呢?此外，以往研究指出，作為一種人格特質或是個人能力的自我控制，通常與個體的沖動性行為密切相關，如吸煙、賭博等，對調節(jié)行為、思想和情緒等具有重要意義［14］。由此推測，自我控制也可能是手機依賴的重要預測變量。綜上所述，本研究擬以大學新生作為始成年期的代表樣本，考察其同一性風格與手機依賴的關系，并分析自我控制在二者關系中的作用機制。

1 對象與方法

1.1 對象

采用整群方便取樣的方式，選擇某理工科大學的560名大學新生為研究對象。剔除無效問卷，得到有效問卷523 份(93.40%)。其中男生404人，女生119人;文科76人，理科447人;年齡在16～22歲之間，平均(19.05±0.93)歲。

1.2 方法

1.2.1 同一性風格問卷 采用王樹青等修訂的Berzonsky 的同一性風格問卷［15-16］，25 個項目，3 個維度，分別為信息風格、規(guī)范風格和擴散風格。問卷5 點計分，本研究中各維度的內部一致性系數在0.44～0.66 之間。

1.2.2 自我控制問卷 采用譚樹華等修訂的Tangey 的自我控制問卷［17-18］，19 個項目，5 個維度，分別為沖動控制，健康習慣，抵御誘惑，專注工作，節(jié)制娛樂，問卷5 點計分。本研究中問卷總的內部一致性系數為0.84，各維度系數在0.47～0.75 之間。

1.2.3 手機依賴問卷 翻譯并修訂Leung 編制的手機依賴指數量表［7］，17 個項目，4 個維度，分別為失控性、戒斷性、逃避性和低效性，問卷5 點計分。本研究中問卷總的內部一致性系數為0.85，各維度系數在0.64～0.79 之間。

1.3 統(tǒng)計處理

應用SPSS 17.0 進行相關分析、方差分析等描述統(tǒng)計處理，采用Lisrel 8.8 建立結構方程模型。

2 結 果

2.1 始成年期大學新生手機依賴的性別和專業(yè)差異

對手機依賴的平均得分進行2(性別)×2(專業(yè))的兩因素方差分析，結果顯示性別、專業(yè)主效應、性別和專業(yè)的交互效應均不顯著(F =0.34，0.21，1.12;P 均＞0.05)。

2.2 本研究中各變量的相關分析

見表1。本研究中信息風格與規(guī)范風格負相關，信息風格與自我控制正向關，自我控制與手機依賴負相關，規(guī)范風格與手機依賴正相關，擴散風格與自我控制負相關、與手機依賴正相關，自我控制與手機依賴負向關，其他變量間相關不顯著。

表1 本研究中變量的均值、標準差和變量之間的相關(r)

圖1 同一性風格、自我控制與手機依賴的關系路徑

2.3 同一性風格、自我控制和手機依賴的關系模型

采用結構方程模型取向的路徑分析，潛變量自我控制和手機依賴的觀察變量為其各維度項目得分之和;潛變量信息風格、規(guī)范風格和擴散風格的觀察變量則采用項目組合的方式，將其各項目隨機組合后求和，作為潛變量的觀察變量。采用Lisrel 8.8 軟件，對假設的模型進行構建和調整，經多次嵌套模型的修正后，最終得到如圖1 所示路徑圖，模型擬合指數良好，分別為χ2=397.49，df =128，χ2/df =3.11，RMSEA= 0.064，NFI = 0.89，NNFI = 0.91，CFI =0.93，GFI=0.92。對圖1 模型的數據分析顯示，信息風格對手機依賴的總效應(β =-0.28，P ＜0.001)和間接效應(β =-0.20，P ＜0.001)均顯著，但直接效應不顯著(β =-0.27，P ＞0.05)。因此，自我控制在這兩個變量間其完全中介作用，中介率71.43%。規(guī)范風格對自我控制的直接效應不顯著(β =-0.03，P ＞0.05)，對手機依賴的直接效應顯著(β =0.35，P＜0.001)。擴散風格對手機依賴的總效應(β =0.49，P ＜0.001)和間接效應(β =0.37，P ＜0.001)均顯著，但直接效應不顯著(β =0.12，P ＞0.05)，所以自我控制在擴散風格與手機依賴之間起完全中介作用，中介率為75.51%。

3 討 論

同一性風格反映了青少年建構自我同一性時，對外界信息與內在自我之間關系的社會認知策略偏好，是個體同一性的重要因素［13］。處于始成年期的大學新生，其自我同一性的發(fā)展還處于比較關鍵的時期，從高中到大學，從依賴父母、中學老師完成學習與生活，到完全獨立生活，這一轉變會促使其更加深入解決自我相關的困惑。從3種同一性風格與手機依賴的相關來看，信息風格與手機依賴呈現負相關，而規(guī)范風格、擴散風格則呈現正相關。這說明不同的信息加工風格可能會影響其對手機的依賴程度。處于信息風格占優(yōu)勢的個體在處理與自我相關的困惑時，對外界信息的把握更加理性，那么其依賴手機在網絡上進行自我探索的行為頻率就可能降低，也就表現為手機依賴程度較低。但同時，這類個體對新信息還具有高度的開放性，那么就也可能更樂意借助移動網絡獲取自我發(fā)展的相關信息，當然這種行為是有節(jié)制的，受到了其本身的自我控制能力等變量的影響，這就解釋了為什么二者的負相關水平其實很低(r 值為-0.09)。規(guī)范風格取向的大學新生，比較依賴重要他人的價值觀和信仰，對外界信息缺乏明辨能力，其可能更多喜歡借助移動網絡獲得信息，參考他人在網絡上的言論來形成建構自己對外界和自我的基本認知。同時，擴散風格取向的大學生新生，則企圖借助移動互聯(lián)網來逃避現實、個人問題和內在心理沖突。因此，規(guī)范風格和擴散風格的個體則會表現出較高的手機依賴。

以往研究發(fā)現，自我控制對大學生的網絡游戲成癮有顯著地負向預測作用［19］。本研究發(fā)現，自我控制確實是影響始成年期大學新生手機依賴水平的重要變量，自我控制能力越高的學生，其手機依賴程度越低。因此，研究結果再次證實自我控制作為調節(jié)認知、情緒和行為的內在資源，對個體有效控制行為沖動或是不當行為具有積極的意義。從本研究構建的路徑模型分析來看，變量信息風格和擴散風格對手機依賴的直接效應并不顯著，規(guī)范風格對手機依賴的直接效應顯著。自我控制在信息風格和擴散風格對手機依賴的預測關系中起了完全中介效應。換而言之，信息風格和擴散風格是通過影響大學生的自我控制能力進而影響其手機依賴的。從自我控制的有限自制力理論來看，在一定時間內個體的自我控制資源是有限的，自我控制是需要消耗資源的，成功的自我控制行為依賴于豐富的自我控制資源［20］。偏向于信息風格的個體由于其對外界信息的開放性，對信息的加工也較為積極，可能具有更多的自我控制資源，而擴散風格占主導的個體由于對外界信息處于回避、不在乎的態(tài)度，沖動性更強，自我控制資源也就可能較匱乏且容易消耗。因此，自我控制在兩種同一性風格與手機依賴的關系中起完全中介作用。規(guī)范風格傾向的個體的現實世界是機械的、刻板的、現成的，而且自我是被動的［21］，這可能是導致變量規(guī)范風格對個體的自我控制沒有表現出顯著影響的原因。本研究結果啟示，始成年期大學新生的手機依賴問題，與其在解決同一性問題中的社會認知加工過程密切相關。一方面，個體確實有必要通過移動網絡獲取自我發(fā)展的信息，積極影響其自我同一性的形成。另一方面，存有不合理的同一性風格的個體，則以移動網絡為"避風港"，逃避現實問題，阻礙自我同一性發(fā)展，最終導致手機依賴或成癮。同時，不同的信息風格又會影響其自我控制資源的穩(wěn)定獲取。綜合來講，家庭和學校教育應加強處于始成年期大學新生的自我教育，在培養(yǎng)其自主自立能力的同時，幫助其獲得自我相關知識、提供必要社會支持，豐富自我控制資源，進而形成穩(wěn)定的世界觀、人生觀和價值觀，這樣才能發(fā)揮手機移動網絡的積極價值，避免或減輕手機依賴問題的出現。

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