非理性拖延与手机依赖的链式中介作用——自我控制与微信负面影响的关系

谢威士，左训雅

(1.合肥师范学院教师教育学院；2.青少年心理健康与危机智能干预安徽省哲学社会科学重点实验室，安徽 合肥 230601)

一、引 言

中国互联网络信息中心(China Internet Network Information Center，CNNIC)发布的《第48次中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2021年6月，我国手机即时通讯用户规模达到10.07亿，占手机网民的99.6%[1]。随着即时通讯技术的发展，微信(Wechat)凭借其丰富应用功能，日渐成为人们日常生活中不可或缺的实用工具之一。微信作为一种重要的社交媒体，国内学者关于社交媒体研究也多以微信为研究载体[2-3]。研究发现，微信使用具有一定积极作用，如能够对被排斥者产生补偿作用从而减少攻击行为[4]；可以提高个体生活满意度[5]等。但过度的依赖微信也会对个体产生消极影响。如会使个体产生嫉妒、焦虑等不良情绪[6]；使个体社会功能和自身状态受损、注意力和时间管理能力降低、拖延行为增加、人际关系疏离等[7]；也会因为个人隐私过度暴露而导致其安全感丧失[8]。综上，过度使用微信对个体生活、工作、学习等各方面产生负面影响。基于此，本研究将微信负面影响(Wechat negative impact)界定为由于过度或不加节制地使用微信，而无法融入家庭、学校或其他社会活动。

自我控制(Self-control)是个体因克制自身欲望、需求而改变固有行为和思维方式的过程，并达到与外部和谐相处的能力[9]。在互联网领域，自我控制是影响问题性使用手机一个重要预测因素[10]。以往研究表明，自我控制与各种成瘾倾向或成瘾问题密切相关[11-12]。周喜华和王欣[13]研究发现自我控制能力是微信成瘾的直接预测因素。即自我控制能力较差的个体，更容易过度使用微信，从而对个体日常生活(如人际、情感、学业、工作等)产生负面影响。因此，本研究拟探讨自我控制与微信负面影响的关系，提出假设H1：自我控制对微信负面影响具有显著负向预测作用。

非理性拖延(Irrational Procrastination)是个体自我调节失败而导致非理性延迟的适应不良行为[14]。倪士光、李虹和黄琳妍[15]认为自我调节失败引起被动拖延。而自我控制不仅是自我调节过程中重要的调节能力，也是拖延行为的敏感性因子，大量研究均证实自我控制与拖延行为之间存在负相关[16-17]。即自我控制能力低的个体在完成任务时注意力不易集中，不能进行合理的时间管理，更容易受到其他活动干扰，从而导致个体拖延程度进一步加深。非理性拖延作为一种消极应对方式，是人们日常生活和工作中普遍存在的现象。研究发现，网络成瘾与消极应对呈显著正相关[18]。采用非理性拖延这种消极应对方式的个体更容易过度使用网络。因此，可以推测非理性拖延是微信负面影响的一个重要影响因素。基于以上论述，本研究进一步提出假设H2：非理性拖延在自我控制与微信负面影响间起中介作用。

手机依赖(Mobile Phone Addiction)，又称之为问题性使用手机或手机成瘾等，是指过度使用手机导致个体在心理或社会功能方面受到损害，具体表现在个体过度使用手机社交媒体进行人际互动，过度沉迷于手机游戏等[19]。研究发现，自我控制显著负向预测手机依赖[20]，说明自我控制能力越低的个体，越容易产生手机依赖。也有研究显示，手机依赖会损害个体身心健康，导致个体在日常人际交往中出现社交回避[21]、人际适应困难[22]、孤独[23]等问题。而具有社交回避、孤独等人格特质的个体，更容易造成微信过度使用[24]。综上，本研究进一步提出假设H3：手机依赖在自我控制与微信负面影响间起中介作用。

从上述可知，一方面自我控制对非理性拖延具有显著负向预测作用，个体若缺乏足够的自我控制能力，就容易受到无关刺激的干扰，进而导致拖延行为的产生。另一方面根据使用—满足(Use and Gratifications)理论[25]，手机具有较强的互动性和便利性，容易满足个体人际交流的需要，但自我控制能力越差的个体抑制功能越低，越无法抑制使用手机的冲动，更容易产生手机依赖。另有研究发现，非理性拖延与手机依赖之间呈正相关，且这两个因素又是影响过度使用微信的重要因素[17][2]。基于此，本研究进一步提出假设H4：非理性拖延和手机依赖在自我控制与微信负面影响间起链式中介作用。

综上所述，本研究探讨自我控制与微信负面影响的关系及其内在作用机制，重点考察非理性拖延和手机依赖在二者关系间的中介作用。以此探索自我控制如何影响个体微信使用情况，这不仅有助于深入理解自我控制对微信负面影响的内在作用机制，而且减低个体因过度使用微信而带来的负面影响具有一定的启示意义。

二、研究方法

(一)研究对象

采用整群方便取样方法，对象包括在校大学生和已参加工作的人员。共回收有效问卷1049份。其中在校大学生共发放问卷800份，回收有效问卷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，有效回收率为98%，年龄范围17-24岁。通过线上对已参加工作的人员发放问卷，最后回收有效问卷264份。其中，男113人，女151人，年龄范围22-57岁，有效回收率100%。

(二)研究工具

1.微信负面影响自评量表。本研究采用自编的微信负面影响自评量表(WechatNegative Impact Self-rating Scale，WCNIS)[26]。该量表一共34个项目，由微信使用过度、亲密关系疏离、亲子关系冲突，工作学习懈怠四个要素构成，采用“0(完全不同意)、1(不同意)、2(同意)、3(完全同意)”4点评定。量表得分越高，说明微信负面影响程度越严重。该量表的Cronbach’s α系数为0.94，重测信度为0.95，分半信度为0.82；微信使用过度，亲密关系疏离、亲子关系冲突、工作学习懈怠四个因子的Cronbach’s α系数分别为：0.87、0.86、0.87、0.83；采用结构方程模型进行验证，拟合指标为：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。本研究采用谭树华等[9]修订的自我控制量表。该量表共 19 个项目，由冲动控制、健康习惯、专注工作、抵制诱惑、节制娱乐五个因子构成。采用 Likert 5 点评分(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。该量表Cronbach’s α系数为 0.86。本研究量表的内部一致性系数为0.83。

3.手机依赖指数中文版。本研究采用黄海等[27]修订的手机依赖指数中文版量表。该量表共17个项目，由失控性、戒断性、逃避性和低效性四个因子组成。采用 Likert 5 点评分(1完全没有～5常常)，得分越高表明个体手机依赖程度越高。该量表的Cronbach’s α系数为0.91。本研究量表内部一致性系数为0.89。

4.非理性拖延行为量表。本研究采用倪士光等[14]修订的非理性拖延量表，该量表共9个项目，由单一结构维度构成，采用 Likert5点评分(1非常不同意～5非常同意)，该量表的Cronbach’s α系数为0.88。本研究量表内部一致性系数为0.72。

(三)数据处理与分析

使用统计软件SPSS22.0对数据进行描述性、相关性及差异性检验等统计分析和AMOS7.0对数据进行结构方程模型检验。在此基础上，进一步采用Hayes编制SPSS宏程序PROCESS中Model6(Model6假设自变量对因变量影响的中介效应与本研究理论假设模型相一致)，通过5000次样本抽样估计95%置信区间的方法对假设模型进行检验。

(四)共同方法偏差检验

受客观条件限制，本研究所有变量仅采用被试自我报告方法收集数据，变量间关系可能受到共同方法偏差的影响。在对可能存在的共同方法偏差进行匿名填写、反向计分等程序控制基础上，采用Harman单因子检验法，对所有变量进行未经旋转的探索性因子分析。结果表明，特征根大于1的因子共有20个，累积解释了64.06%的变异，第一个因子解释变异量为20.38%，远小于40%的临近值，表明研究数据不存在严重的共同方法偏差。

三、结 果

(一)各变量的描述性统计和相关分析

结果表明，微信负面影响与非理性拖延、手机依赖呈显著正相关，非理性拖延与手机依赖呈显著正相关，自我控制与微信负面影响、非理性拖延、手机依赖之间均呈显著负相关(见表1)。

表1 各变量间的描述性统计和相关分析结果(n=1049)

(二)链式中介效应检验

进一步对自我控制和微信负面影响的关系进行链式中介模型检验。此外，由于微信负面影响[11]、非理性拖延行为[21]和手机依赖[13]及其关系均会受到性别和年龄的影响。因此，本研究将性别和年龄作为控制变量纳入模型中检验。研究采用Bootstrap法，将各变量标准化处理后纳入模型检验。进一步采用Hayes编制的SPSS宏程序PROCESS中Model6(重复取样5000次，置信区间为95%)。从模型结果来看，自我控制将拟通过四条路径对微信负面影响产生作用。分别为直接路径：自我控制—>微信负面影响；间接路径1：自我控制—>非理性拖延—>微信负面影响；间接路径2：自我控制—>手机依赖—>微信负面影响；间接路径3：自我控制—>非理性拖延—>手机依赖—>微信负面影响。结果显示，三条路径均达到显著水平，说明存在链式中介效应。直接效应的标准化效应值为-0.15(95%CI：-0.24—-0.06)；间接路径1的标准化效应值为0.08(95%CI：0.03—0.13)；间接路径2的标准化效应值为-0.16(95%CI：-0.21—-0.11)；间接路径3的标准化效应值为-0.07(95%CI：-0.10—-0.05)；以上各路径95%的置信区间均不包含0(见表2和图1)。

依据上述结果分析可知，假设模型成立，存在链式中介效应，即自我控制不仅可以直接对微信负面影响产生影响，还可以间接通过非理性拖延和手机依赖对微信负面影响产生影响。且非理性拖延在自我控制与微信负面影响中起遮掩效应，即间接效应的方向与直接效应的方向相反。根据温忠麟和叶宝娟[28]的建议，遮掩效应的效果量报告为“|遮掩效应/直接效应|”，因此，该链式中介模型遮掩效应量为50.84%。

表2 链式中介效应分析

图1 链式中介作用路径图

四、讨论与分析

本研究构建一个链式中介模型，探讨自我控制与微信负面影响的关系及其内在机制。具体表现为非理性拖延和手机依赖在自我控制与微信负面影响关系间起链式中介作用。这不仅能够加深我们对微信负面影响的作用机制及其影响因子的理解，还能为个体如何减少因过度使用微信而产生的负面影响提供实证性证据。

(一)自我控制对微信负面影响的直接作用

研究发现，自我控制对微信负面影响具有显著负向预测作用。这与以往研究结果一致，如自我控制对问题性移动社交网络使用[29]、网络过度使用[30]均具有显著负向预测作用。自我控制是影响微信过度使用一个重要因素。个体自我控制能力越低，微信成瘾程度越严重，微信对个体产生的负面影响就越大[11]。另外，依据“自我控制有限资源”(Limited Resource of Self-control)理论[31]，所有与自我控制相关的运行与执行均会消耗个体内部资源，个体自我控制资源存在可用额度，一旦可用额度达到上限，就会对个体自我控制成败产生直接作用，这种自我损耗是对有限自我控制资源的消耗，从而对个体心理和行为活动产生消极影响。研究表明，个体自我控制能力在没有外力约束的前提下，能够抵抗外界不良诱惑，个体能够理性抑制不良的行为与冲动。高自我控制能力个体可以按照情境变化、个人需求等对认知、情绪和行为进行自主调控。而自我控制能力较低个体则更容易出现逃避和依赖行为[32]。具体表现为自我控制能力低的个体，在使用微信时无法自主控制，无法抵制诱惑，容易沉溺于虚拟网络世界从而造成过度使用微信[13]。因此，可以通过培养个体自我控制能力来减少由于过度使用微信所带来的负面影响。

(二)手机依赖的中介作用

中介检验结果发现，手机依赖单独中介作用效应值远高于非理性拖延单独作用效应值，也高于手机依赖和非理性拖延共同作用的中介作用效应值。手机依赖倾向水平高的个体，更容易出现社交网络过度使用，甚至产生成瘾行为[22]。依据“富者更富”(Rich Get Richer)模型[33]，社会化程度高的个体，通过微信与他人交流，结识新的朋友，获取新的社会资源，从网络世界得到更多益处。自我控制能力低的个体更容易被这种即时利益所诱惑，过度依赖手机进而产生微信成瘾行为。因此，手机依赖在本研究模型中存在中介效应且中介效应值最高。这提示在教育实践过程中，应通过降低个体对手机的依赖程度从而减少微信过度使用造成的负面影响。

(三)非理性拖延与手机依赖的链式中介效应

本研究证实了自我控制通过非理性拖延和手机依赖链式中介作用对微信负面影响产生间接作用。同时可以揭示过度使用微信产生的负面影响是多种因素共同作用的结果。研究结果显示，非理性拖延行为显著正向预测手机依赖，这与以往研究一致[16]。依据三个“A”理论(The Triple A Theory)[34]，对个体的拖延有以下解释：1.评估(Appraisal)：对完成某项任务先进行评估。2.焦虑 (Anxiety)：若评估任务对自身造成威胁，则产生焦虑情绪。3.回避(Avoidance)：为了缓解消极情绪影响，个体会选择回避，从而产生拖延行为。总之，自我控制能力高的个体能够抵制诱惑，理性对待学习和生活，而不是采用拖延这种消极方式[13]；非拖延者可以有效调控自身行为，抑制过度使用微信的欲望，积极面对现实生活，进而避免过度使用微信带来的负面影响[8]。综上，本研究证明了提高个体自我控制能力可以降低微信负面影响；同时也发现，自我控制能力可以通过非理性拖延和手机依赖的链式中介作用降低微信负面影响。

(四)非理性拖延的遮掩效应

依据温忠麟和叶宝娟[28]中介效应检验流程，第一步：检验自我控制对微信负面影响的总效应，系数c显著，按照中介效应进行讨论；第二步：系数a与系数b都显著，即间接效应显著；第四步：系数c’显著，即直接效应显著；第五步：间接效应的乘积项(ab)与直接效应(c’)进行比较，二者异号，属于遮掩效应。按遮掩效应进行解释，遮掩效应是指直接效应与间接效应作用相互抵消，导致总效应降低甚至是不显著。即整体思路为：开始按中介效应立论，最后按照遮掩效应解释。具体来说，纳入非理性拖延中介变量之后，自我控制显著负向预测非理性拖延，这与以往研究相符[35-36]；但非理性拖延出现显著负向预测微信负面影响，与以往研究不符[37]；也就是说，非理性拖延遮掩了自我控制与微信负面影响的关系，这一发现或许能够解释本研究与以往研究结果的不同之处。原因可能在于，大量的研究已证明自我控制是个体网络成瘾的一个保护性因素[10]。即自我控制能力高的个体，更能理性的面对令人新鲜和愉快的网络环境，能抵制诱惑，并较少出现问题性社交网络使用，因此产生拖延行为概率低，进而减少了过度使用微信所带来的负面影响。

五、研究价值与不足

大量研究发现，自我控制是个体产生微信成瘾倾向或成瘾的保护性因素，但两者内在作用机制尚未清晰，明确两者内在作用机制不仅有助于增加自我控制到微信负面影响路径的理解，还可以缓解个体过度使用微信。从理论角度构建并分析了非理性拖延、手机依赖的部分中介作用以及非理性拖延和手机依赖的链式中介作用，通过拖延整体化模型、“使用-满足”理论，“富者更富”模型，三个“A”理论进一步明晰了过度使用微信带来负面影响的过程。

本研究存在以下不足：第一，长期过度使用微信，会给个体成长和心理健康造成严重威胁，而本研究采用横断设计，不能很好反应微信负面影响的动态性及变量间的因果性，未来的研究方向可采用纵向设计，进而探求变量间因果关系。第二，研究数据来源于被试自我报告的方法，存在一定偏差，今后可考虑使用多种方式结合，获取更为全面客观的数据。

六、结 论

1.自我控制和非理性拖延对微信负面影响具有负向预测作用，手机依赖对微信负面影响具有正向预测作用。

2.非理性拖延和手机依赖在分别在自我控制和微信负面影响间起部分中介作用。

3.非理性拖延和手机依赖在自我控制和微信负面影响间起链式中介作用。

4.自我控制是微信负面影响的重要影响因素，并且自我控制因子在模型中起到保护性作用，造成遮掩效应。