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摘 要：采用问卷调查的方法对100名被试的情绪智力、自我控制能力和手机依赖程度进行了调查。并使用AMOS软件建立结构方程模型，模型拟合良好。结果发现，情绪智力各维度与自我控制各维度都存在中等强度的显著相关。中介效应检验发现，模型中不存在中介效应，只有遮掩效应。效应值是0.82。遮掩效应意味着后续研究应着手处理自我控制为什么不会影响手机依赖这一问题。
关键词：自我控制；手机依赖；情绪智力；中介效应；遮掩效应
一、 引言
时代的进步就是技术进步的过程，自从智能手机普及以来，人们使用手机的时间和频率正逐渐增加。由于智能手机中新奇和有趣信息的吸引，人们控制自己使用手机的能力会变低。多数人的手机是全天24小时都在身边的，而且即使在饭局上也会因为没话题而玩起手机来。研究者提出手机成瘾或手机依赖等术语来描述这一现象。表现为手机不在身边会出现焦虑感。多数研究者更依据这一现象编订了很多量表，如韩永佳在2012年编制的手机依赖量表。对于手机成瘾或手机依赖这一现象，学术界的定义显然各有不同。主要分为两种观点，一派认为手机的不恰当使用是一种行为成瘾问题，而另一派认为过度使用手机仅是一种社会现象而非心理疾病。显然后者更为恰当。
影响手机使用时间的因素多种多样，如自尊、社会支持、生活满意度等等。自我控制在手机成瘾行为上也有着自身独特的影响机制。多数研究者已经有共识，认为自控力较高的个体手机依赖或手机成瘾行为较少，自我控制能力低的个体手机依赖问题会更加严重。但并没有更深入的探讨自我控制对手机成瘾影响机制的细节性探讨。在阅读相关材料后研究者提出，自我控制对手机依赖的影响也可能存在着情绪智力的中介作用。也即自我控制可能通过情绪智力这一中介变量影响着手机成瘾行为。另外，情绪智力概念是由Salovey和Mayer（1990）首次正式提出的，来表示人们处理自己情绪的能力。1995年Goleman在Salovey和Mayer定义的基础上进一步指出，情绪智力包括认识自己情绪的能力、妥善管理自己情绪的能力、自我激励的能力、理解他人情绪的能力和人际关系管理五个方面的能力。王晓钧（2002）认为情绪智力分四个维度：自我情绪认知能力、社会情绪认知能力、情緒思维能力、情绪成熟监察能力。Wong和Law（2002）以Salovey和Mayer（1997）情绪智力定义为基础，借用Gross的情绪调节理论模型对情绪智力的作用进行了探讨。在以往文献研究的基础上编制了情绪智力量表WLEIS。
综上所述，研究假设情绪智力在自我控制对手机依赖的影响上起着中介作用。
二、 研究方法
（一） 研究对象
采取方便取样的方法，随机发放问卷100份，回收问卷95份，有效问卷91份。后期统计分析时发现多数问卷的年龄项漏填，因此将年龄变量删除。
（二） 研究工具
1. 情绪智力量表
情绪智力量表英文版由Wong和Law（2002）编制。由中南大学王叶飞（2010）进行了修订，形成了包括16个条目的中文版情绪智力量表WLEIS—C。WLEIS—C属于自我报告测验，采用七点计分，“0”代表“非常不赞同”，“6”代表“非常赞同”。得分越高表明情绪智力越高。最终得到了16个条目测量四个因素的正式量表，四个维度各包括4个条目，四个不同维度的内部一致性系数在0.83至0.90之间。
2. 自我控制量表
量表由重庆大学陈和平（2009）编制共三个维度。问卷采用李克特5点量表计分（1=完全不符合，2=比较不符合，3=不能确定，4=比较符合，5=完全符合）。分为三个维度，自我监察、自我评价和自我强化。各因素内部一致性系数在 0.735～0.805 之间，重测信度在 0.812～0.897 之间。
3. 大学生手机依赖问卷
手机依赖量表由韩永佳（2012）编制，三个维度包括强迫性、戒断性、冲突性三个维度，共13题，采用5级评分，得分越高，说明越具有依赖倾向。问卷内部一致性系数为0.84，各维度的内部一致性系数在0.70～0.81之间。
（三） 统计方法
采用SPSS18.0与AMOS18.0进行录入与研究。
三、 结果
（一） 各变量的描述与相关性
由表一可以看出，情绪智力量表的四个维度、自我控制三个维度均呈显著的正相关。而手机依赖三个因素几乎不与情绪智力量表和自我控制量表各个因素成相关，说明手机依赖量表所测心理行为特质与其他两个量表不同。
（二） 自我控制对手机依赖的掩蔽效应
考虑到自我控制量表中自我评价维度与情绪智力量表中自我情绪评价维度的构念相似，因此在建立模型前删除了自我评价维度的观测值。建立结构方程模型（如图1）后得到如下指标，χ2/df=1.17，CFI=0.984，NNFI=0.904，GFI=0.938，RMSEA=0.044。根据温忠麟，候杰泰，马什赫伯特（2004）提出的良好模型标准，卡方与自由度的比值小于5，NNFI、CFI、GFI的指标都大于0.90，RMSEA小于0.08。由此可看出，模型拟合良好，可以进行中介效应检验。
按温忠麟、叶宝娟（2014）的方法，先检验无中介变量下的模型c的显著性。自我控制对手机依赖的路径系数不显著（β=-0.15，SE=0.25，t=-0.62，p=0.54）。遮掩效应成立，但仍检验系数a与b。结果表明，自我控制对情绪智力的路径系数显著（β=0.83，p<0.0001）。情绪智力对手机依赖的路径系数不显著（β=-0.62，p=0.13）。又因为样本容量较小，无法代表总体，因此无法满足Bootstrap法的使用条件。因此，本结构方程模型只存在掩蔽效应，即c/ab=0.82。
四、 讨论 结构方程模型确实恰当的拟合了调查数据，但是由于自我控制对手机依赖的影响不显著，所以在该模型中只存在掩蔽效应，效应值是0.82。在描述性统计中，手机依赖各个维度与其他两个量表的相关不显著就已经部分的预示了此结果。当然，样本容量较小也可能会导致此结果。
五、 结论
自我控制不能显著影响手机依赖的程度。
参考文献：
[1]陈和平.重庆市大学生自我控制研究[D].重庆大学，2009.
[2]韩永佳.大学生手机依赖与自尊、社会支持的关系及干预研究[J].漳州师范学院，2012.
[3]王晓钧.情绪智力：理论及问题[J].华东师范大学学报（教育科学版），2002，20（2）：59-65.
[4]王叶飞.情绪智力量表中文版的信效度研究[D].中南大学，2010.
[5]温忠麟，侯杰泰，马什赫伯特.结构方程模型检验：拟合指数与卡方准则[J].心理学报，2004，36（2）：186-194.
[6]温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展[J].心理科学进展，2014，22（5）：731-745.
[7]Goleman， D. Emotional intelligence.why it can matter more than iq.Learning，1995，24（6）：217-236.
[8]Mayer， J.D.，
关键词：自我控制；手机依赖；情绪智力；中介效应；遮掩效应
一、 引言
时代的进步就是技术进步的过程，自从智能手机普及以来，人们使用手机的时间和频率正逐渐增加。由于智能手机中新奇和有趣信息的吸引，人们控制自己使用手机的能力会变低。多数人的手机是全天24小时都在身边的，而且即使在饭局上也会因为没话题而玩起手机来。研究者提出手机成瘾或手机依赖等术语来描述这一现象。表现为手机不在身边会出现焦虑感。多数研究者更依据这一现象编订了很多量表，如韩永佳在2012年编制的手机依赖量表。对于手机成瘾或手机依赖这一现象，学术界的定义显然各有不同。主要分为两种观点，一派认为手机的不恰当使用是一种行为成瘾问题，而另一派认为过度使用手机仅是一种社会现象而非心理疾病。显然后者更为恰当。
影响手机使用时间的因素多种多样，如自尊、社会支持、生活满意度等等。自我控制在手机成瘾行为上也有着自身独特的影响机制。多数研究者已经有共识，认为自控力较高的个体手机依赖或手机成瘾行为较少，自我控制能力低的个体手机依赖问题会更加严重。但并没有更深入的探讨自我控制对手机成瘾影响机制的细节性探讨。在阅读相关材料后研究者提出，自我控制对手机依赖的影响也可能存在着情绪智力的中介作用。也即自我控制可能通过情绪智力这一中介变量影响着手机成瘾行为。另外，情绪智力概念是由Salovey和Mayer（1990）首次正式提出的，来表示人们处理自己情绪的能力。1995年Goleman在Salovey和Mayer定义的基础上进一步指出，情绪智力包括认识自己情绪的能力、妥善管理自己情绪的能力、自我激励的能力、理解他人情绪的能力和人际关系管理五个方面的能力。王晓钧（2002）认为情绪智力分四个维度：自我情绪认知能力、社会情绪认知能力、情緒思维能力、情绪成熟监察能力。Wong和Law（2002）以Salovey和Mayer（1997）情绪智力定义为基础，借用Gross的情绪调节理论模型对情绪智力的作用进行了探讨。在以往文献研究的基础上编制了情绪智力量表WLEIS。
综上所述，研究假设情绪智力在自我控制对手机依赖的影响上起着中介作用。
二、 研究方法
（一） 研究对象
采取方便取样的方法，随机发放问卷100份，回收问卷95份，有效问卷91份。后期统计分析时发现多数问卷的年龄项漏填，因此将年龄变量删除。
（二） 研究工具
1. 情绪智力量表
情绪智力量表英文版由Wong和Law（2002）编制。由中南大学王叶飞（2010）进行了修订，形成了包括16个条目的中文版情绪智力量表WLEIS—C。WLEIS—C属于自我报告测验，采用七点计分，“0”代表“非常不赞同”，“6”代表“非常赞同”。得分越高表明情绪智力越高。最终得到了16个条目测量四个因素的正式量表，四个维度各包括4个条目，四个不同维度的内部一致性系数在0.83至0.90之间。
2. 自我控制量表
量表由重庆大学陈和平（2009）编制共三个维度。问卷采用李克特5点量表计分（1=完全不符合，2=比较不符合，3=不能确定，4=比较符合，5=完全符合）。分为三个维度，自我监察、自我评价和自我强化。各因素内部一致性系数在 0.735～0.805 之间，重测信度在 0.812～0.897 之间。
3. 大学生手机依赖问卷
手机依赖量表由韩永佳（2012）编制，三个维度包括强迫性、戒断性、冲突性三个维度，共13题，采用5级评分，得分越高，说明越具有依赖倾向。问卷内部一致性系数为0.84，各维度的内部一致性系数在0.70～0.81之间。
（三） 统计方法
采用SPSS18.0与AMOS18.0进行录入与研究。
三、 结果
（一） 各变量的描述与相关性
由表一可以看出，情绪智力量表的四个维度、自我控制三个维度均呈显著的正相关。而手机依赖三个因素几乎不与情绪智力量表和自我控制量表各个因素成相关，说明手机依赖量表所测心理行为特质与其他两个量表不同。
（二） 自我控制对手机依赖的掩蔽效应
考虑到自我控制量表中自我评价维度与情绪智力量表中自我情绪评价维度的构念相似，因此在建立模型前删除了自我评价维度的观测值。建立结构方程模型（如图1）后得到如下指标，χ2/df=1.17，CFI=0.984，NNFI=0.904，GFI=0.938，RMSEA=0.044。根据温忠麟，候杰泰，马什赫伯特（2004）提出的良好模型标准，卡方与自由度的比值小于5，NNFI、CFI、GFI的指标都大于0.90，RMSEA小于0.08。由此可看出，模型拟合良好，可以进行中介效应检验。
按温忠麟、叶宝娟（2014）的方法，先检验无中介变量下的模型c的显著性。自我控制对手机依赖的路径系数不显著（β=-0.15，SE=0.25，t=-0.62，p=0.54）。遮掩效应成立，但仍检验系数a与b。结果表明，自我控制对情绪智力的路径系数显著（β=0.83，p<0.0001）。情绪智力对手机依赖的路径系数不显著（β=-0.62，p=0.13）。又因为样本容量较小，无法代表总体，因此无法满足Bootstrap法的使用条件。因此，本结构方程模型只存在掩蔽效应，即c/ab=0.82。
四、 讨论 结构方程模型确实恰当的拟合了调查数据，但是由于自我控制对手机依赖的影响不显著，所以在该模型中只存在掩蔽效应，效应值是0.82。在描述性统计中，手机依赖各个维度与其他两个量表的相关不显著就已经部分的预示了此结果。当然，样本容量较小也可能会导致此结果。
五、 结论
自我控制不能显著影响手机依赖的程度。
参考文献：
[1]陈和平.重庆市大学生自我控制研究[D].重庆大学，2009.
[2]韩永佳.大学生手机依赖与自尊、社会支持的关系及干预研究[J].漳州师范学院，2012.
[3]王晓钧.情绪智力：理论及问题[J].华东师范大学学报（教育科学版），2002，20（2）：59-65.
[4]王叶飞.情绪智力量表中文版的信效度研究[D].中南大学，2010.
[5]温忠麟，侯杰泰，马什赫伯特.结构方程模型检验：拟合指数与卡方准则[J].心理学报，2004，36（2）：186-194.
[6]温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展[J].心理科学进展，2014，22（5）：731-745.
[7]Goleman， D. Emotional intelligence.why it can matter more than iq.Learning，1995，24（6）：217-236.
[8]Mayer， J.D.，