現(xiàn)實及網(wǎng)絡(luò)社會排斥與大學(xué)生抑郁的關(guān)系：自我控制的中介作用*

孫曉軍童媛添,2范翠英

（1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室，華中師范大學(xué)心理學(xué)院，武漢 430079） （2浙江工業(yè)大學(xué)計算機學(xué)院，杭州 310023）

現(xiàn)實及網(wǎng)絡(luò)社會排斥與大學(xué)生抑郁的關(guān)系：自我控制的中介作用*

孫曉軍1童媛添1,2范翠英1

（1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室，華中師范大學(xué)心理學(xué)院，武漢 430079） （2浙江工業(yè)大學(xué)計算機學(xué)院，杭州 310023）

對1077名大學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，探討現(xiàn)實、網(wǎng)絡(luò)社會排斥和自我控制與大學(xué)生抑郁的關(guān)系。結(jié)果顯示：（1）現(xiàn)實社會排斥與網(wǎng)絡(luò)社會排斥在發(fā)生頻率上沒有顯著差異；網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥、自我控制以及抑郁兩兩之間均呈顯著正相關(guān)關(guān)系； （2）現(xiàn)實社會排斥不僅能夠?qū)σ钟舢a(chǎn)生直接的預(yù)測作用，而且能夠通過自我控制的中介作用對抑郁產(chǎn)生影響； （3）網(wǎng)絡(luò)社會排斥對抑郁的直接預(yù)測作用不顯著，只能夠通過自我控制的中介作用對抑郁產(chǎn)生影響。

網(wǎng)絡(luò)社會排斥，現(xiàn)實社會排斥，自我控制，抑郁。

1 引言

現(xiàn)實社會排斥是在面對面的社會交往過程中，由于為某一社會團(tuán)體或他人所排斥或拒絕，個體的歸屬需求和關(guān)系需求受到阻礙的現(xiàn)象和過程，其表現(xiàn)形式主要為排斥、拒絕、孤立、無視等 （程蘇,劉璐,鄭涌,2011）。遭遇社會排斥的個體往往會出現(xiàn)一系列消極的生理心理反應(yīng) （Williams,2009）；甚至是攻擊 （Gonsalkorale& Williams,2007;Warburton, Williams,&Cairns,2006）、違法犯罪 （Sullivan, Farrell,&Kliewer,2006）等外化問題以及社交恐懼（Storch,Masia-Warner,Crisp,&Klein,2005）、自尊下降、焦慮和抑郁 （Leary,Tambor,Terdal&Downs, 1995;Slavich,O′Donovan,Epel&Kemeny,2010）等內(nèi)化問題。因此，現(xiàn)實社會排斥與個體心理社會適應(yīng)的關(guān)系一直是相關(guān)領(lǐng)域研究者關(guān)注的焦點。

“網(wǎng)絡(luò)社會排斥” （cyber ostracism）是現(xiàn)實社會排斥在網(wǎng)絡(luò)交往環(huán)境中的延伸，是在非面對面的電子媒介互動中，個體在可接受的時間范圍內(nèi)未得到預(yù)期的交流和認(rèn)可；其發(fā)生載體主要包括郵件、社交網(wǎng)站、在線聊天室、即時通信工具以及在線游戲等（Williams,Cheung,&Choi,2000;Williams,2007）。當(dāng)個體在聊天室中的發(fā)言得不到回應(yīng)、個體在社交網(wǎng)站中更新狀態(tài)無人回復(fù)等場景均會誘發(fā)個體的排斥體驗 （Tobin,Vanman,Verreynne,&Saeri,2014），這會對個體的心理社會適應(yīng)產(chǎn)生消極影響。此外，電子媒介的異步性、技術(shù)依賴性強、匿名性以及社會線索缺失等特點，使得網(wǎng)絡(luò)社會排斥中 “錯覺性排斥 （即網(wǎng)絡(luò)故障導(dǎo)致信息傳遞失敗或延遲,從而溝通者因溝通不暢而臆想出的排斥）”增加，以及 “挑釁、冒險”等消極行為增多 （Williams,Govan,Croker,Tynan,& Cruickshank, 2002; Smith & Williams, 2004; Snakenborg,Van Acker,& Gable,2011;Wada, Longe,&Danquah,2012），這使得網(wǎng)絡(luò)社會排斥對個體心理社會適應(yīng)的影響更加強烈和持久。相關(guān)研究也證實網(wǎng)絡(luò)社會排斥對個體自尊、歸屬感、控制感以及存在意義的滿足產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面影響 （Williams et al,2000;Williams et al.,2002）；Williams和Nida（2011）的研究發(fā)現(xiàn)遭受網(wǎng)絡(luò)社會排斥會提高個體的抑郁水平。因此，本研究假設(shè)現(xiàn)實及網(wǎng)絡(luò)社會排斥對抑郁均具有正向預(yù)測作用。此外，有研究認(rèn)為個體所感知到的環(huán)境特征對個體心理社會適應(yīng)的影響中存在中介變量，如自我控制 （許有云,周宵,劉亞鵬,鄧慧華,2014）等。

自我控制是個體因抑制或克服自身的欲望、需求而改變固有的或者習(xí)慣的行為、思維、注意的方式的過程，是一種行為、思想、注意的方式代替（克服）另一種的過程 （譚樹華,郭永玉,2008）。以往研究發(fā)現(xiàn)自我控制是影響抑郁產(chǎn)生和發(fā)展的重要因素，自我控制受損后，個體往往會有更高的抑郁風(fēng)險 （Alloy,Lauren,Clements,&Caroline,1992; Carver,Johnson,&Joormann,2008;Ziasma,Watson &Lisa,2008）。自我控制其自身也會受環(huán)境變量的影響。Baumeister，DeWall，Ciaracco和 Twenge（2005）的研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)實社會排斥會降低被排斥者的自我控制水平 （DeWall,Baumeister,Stillman,& Gailliot,2007）。有限自制力理論也指出人的自我控制資源是有限的，社會排斥會消耗個體的認(rèn)知資源，導(dǎo)致個體自我控制能力受損 （譚樹華,郭永玉, 2008;DeWall,Baumeister,Stillman,& Gailliot, 2007）。此外，有研究指出自我控制能夠在消極事件與抑郁關(guān)系中起中介作用 （許有云,周宵,劉亞鵬,鄧慧華,2014）。因此，本研究假設(shè)現(xiàn)實/網(wǎng)絡(luò)社會排斥都能夠通過自我控制的中介作用影響個體抑郁。

綜上，在以往研究的基礎(chǔ)上，本研究擬探討現(xiàn)實及網(wǎng)絡(luò)社會排斥、自我控制與抑郁的關(guān)系，并假設(shè)現(xiàn)實社會排斥和網(wǎng)絡(luò)社會排斥對抑郁具有顯著的正向預(yù)測作用；自我控制能夠在現(xiàn)實社會排斥和網(wǎng)絡(luò)社會排斥與抑郁的關(guān)系中起中介作用。

2 研究方法

2.1 被試與施測程序

采用方便抽樣從武漢、成都兩市的五所高校中選取1310名有網(wǎng)絡(luò)社交經(jīng)驗的大學(xué)生，利用公選課課堂，由研究生主試使用統(tǒng)一問卷進(jìn)行現(xiàn)場集體施測?；厥照淼玫接行柧?077份，問卷有效率為82.21%。被試年齡為18-22歲，其中，男生436人（40.50%），女生638人 （59.20%）；文科487人（45.20%），理科582人 （54.00%）；被試網(wǎng)齡為2年以下的88人 （8.2%），2-4年的191人 （17.7%），4-6年的33人 （31%），6年以上的461人 （42.8%）。

2.2 研究工具

2.2.1 社會排斥問卷

現(xiàn)實社會排斥問卷采用吳惠君等于2013年編制的大學(xué)生社會排斥問卷，該問卷分2個維度，共19個題目，例如， “我失落時，得不到別人的勸解或安慰”、 “大家相互調(diào)侃或打鬧時有意無意避開我”等，所有項目均采用5點計分 （0=從不,5=總是），所有項目得分相加即為社會排斥總分，分?jǐn)?shù)越高，表明個體受到社會排斥的程度越高。本研究中該量表總的Cronbach α系數(shù)為0.938，直接排斥維度Cronbach α系數(shù)為0.896，間接排斥維度Cronbach α系數(shù)為0.879。該量表的信度指標(biāo)良好。

網(wǎng)絡(luò)社會排斥問卷采用童媛添2015年編制的“大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)社會排斥問卷”。問卷分為 “網(wǎng)絡(luò)個人聊天”、 “網(wǎng)絡(luò)群體聊天”、 “網(wǎng)絡(luò)個人空間”3個維度，共14個項目，例如， “我在網(wǎng)上與對方聊天，難以得到熱情的回應(yīng)”、 “在網(wǎng)絡(luò)個人空間上（QQ空間、朋友圈、微博、博客等）發(fā)表說說、日志、照片等，收到他她的消極評論”等。所有項目均采用5點計分， “從未如此”記1分、 “偶爾如此”記2分、 “有時如此”記3分、 “經(jīng)常如此”記4分、 “總是如此”記5分。所有項目得分相加即為網(wǎng)絡(luò)社會排斥總分，分?jǐn)?shù)越高，表明個體在網(wǎng)絡(luò)交往過程中受到社會排斥的程度越高。整個問卷的驗證性因素分析擬合指標(biāo)良好：χ2/df= 4.197，RMSEA=0.06，NFI=0.96，CFI=0.96。本研究中該量表總的Cronbach α系數(shù)為0.893， “網(wǎng)絡(luò)個人聊天”維度Cronbach α系數(shù)為0.824， “網(wǎng)絡(luò)群體聊天”維度Cronbach α系數(shù)為0.809， “網(wǎng)絡(luò)個人空間”維度Cronbach α系數(shù)為0.747。

2.2.2 自我控制量表

采用屈智勇等修訂的Grasmick 1993年編制的自我控制問卷，該問卷分 “沖動冒險性”、 “自我情緒性”以及 “簡單化傾向”3個維度，共16個項目。所有項目均采用5點計分，得分越高自我控制能力越低。本研究中該量表各維度的Cronbach α系數(shù)分別為0.55、0.60和0.59，量表整體Cronbach α系數(shù)為0.71。

2.2.3 抑郁量表

流調(diào)中心用抑郁自評量表 （Center for Epidemiological Survey,Depression Scale,CES-D），該量表由美國國立精神衛(wèi)生研究所Radloff（1997） 編制。該量表要求被試者說明一周內(nèi)相應(yīng)癥狀或感覺出現(xiàn)的頻度，共20個項目，4點評分，總分越高表示抑郁程度越高。本研究中該量表的實測Cronbach α系數(shù)為0.86?？傮w而言，該量表的信度指標(biāo)良好。

3 結(jié)果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

由于本研究數(shù)據(jù)全部經(jīng)由問卷收集，需進(jìn)行共同方法偏差檢驗。根據(jù)Harman的單因素檢驗法，通過SEM分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)擬合指數(shù) （χ2/df=51.632,CFI=0.456, NFI=0.453,RMSEA=0.217）不理想，故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 現(xiàn)實及網(wǎng)絡(luò)社會排斥、自我控制和抑郁的相關(guān)分析

各變量的描述統(tǒng)計 （見表1）表明：網(wǎng)絡(luò)社會排斥的均值大于現(xiàn)實社會排斥均值，進(jìn)一步比較網(wǎng)絡(luò)社會排斥與現(xiàn)實社會排斥的發(fā)生率差異，結(jié)果（見表2）發(fā)現(xiàn)，二者并不存在顯著差異 （t=1.37）。相關(guān)分析結(jié)果 （見表1）表明：網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥和抑郁顯著正相關(guān)；自我控制與網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥、抑郁也呈顯著正相關(guān)。

表1 各變量的描述統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果

表2 發(fā)生率差異檢驗

3.3 模型驗證分析

首先，以網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥為自變量、抑郁為因變量，代入回歸方程，并對網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥可能存在的多重共線性進(jìn)行檢驗，結(jié)果表明網(wǎng)絡(luò)社會排斥和現(xiàn)實社會排斥的方差膨脹因子均低于1，因此，不存在多重共線性問題。

其次，為了能夠同時考慮多變量之間的關(guān)系并排除測量誤差的影響，本研究利用AMOS20.0建構(gòu)結(jié)構(gòu)方程模型，檢驗自我控制是否在網(wǎng)絡(luò)社會排斥與抑郁關(guān)系中起中介作用。為了更清楚地了解網(wǎng)絡(luò)社會排斥的影響實質(zhì)，我們將現(xiàn)實社會排斥也作為一個自變量納入模型，檢驗二者在影響機制上是否存在差異。

從初始模型的結(jié)果來看，模型的各項擬合指數(shù)比較理想：χ2（19）=4.076，RMSEA=0.053，CFI= 0.982，NFI=0.976。網(wǎng)絡(luò)社會排斥對自我控制得分有顯著的正向預(yù)測作用 （β=0.21,p＜0.001），對抑郁的直接作用變得不顯著，β值為0.03（p＞0.05）；而自我控制對抑郁具有顯著的正向預(yù)測作用 （β= 0.20,p＜0.001）。按照Baron和Kenny（1986）提出的中介作用的判定標(biāo)準(zhǔn)，在模型中引入自我控制之后，網(wǎng)絡(luò)社會排斥對抑郁的直接預(yù)測作用大小從之前的0.12降到0.03，且先前顯著的直接作用變得不顯著，表明自我控制在網(wǎng)絡(luò)社會排斥影響抑郁的關(guān)系中起完全中介作用?，F(xiàn)實社會排斥對自我控制也有顯著的正向預(yù)測作用 （β=0.29,p＜0.001），對抑郁的直接預(yù)測作用依然顯著 （β=0.20,p＜0.001），自我控制也能顯著正向預(yù)測抑郁 （β=0.50,p＜0.001）。這說明自我控制在現(xiàn)實社會排斥和抑郁的關(guān)系中有著部分中介的作用。

根據(jù)節(jié)儉原則對該模型進(jìn)行簡化 （簡稱:簡化模型），刪除不顯著路徑系數(shù)后，獲得如圖1所示的模型。對簡化后的模型進(jìn)行進(jìn)一步模型擬合檢驗，發(fā)現(xiàn)該模型的擬合狀況良好，χ2（42）= 3.926，RMSEA=0.052，CFI=0.982，NFI=0.976。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)表

4 討論

隨著網(wǎng)絡(luò)成為人際交流的重要媒介，現(xiàn)實社會排斥延伸到網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中 （Mattila,Andreau,Hanks, &Kim,2013）。網(wǎng)絡(luò)社會排斥與現(xiàn)實社會排斥既有所區(qū)別，亦有聯(lián)系。本研究對二者做了一個發(fā)生率比較的差異檢驗，發(fā)現(xiàn)二者在發(fā)生頻率上并不存在顯著差異 （t=1.37）。排除二者的共線性問題后，現(xiàn)實社會排斥與網(wǎng)絡(luò)社會排斥呈顯著正相關(guān)。這可能是因為，虛擬社交網(wǎng)絡(luò)很大程度上仍然以現(xiàn)實中的人際圈為核心的，在網(wǎng)絡(luò)交往過程中，個體與同事朋友、家人進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)交往的比例更高 （謝新洲,張煬,2011），這使得現(xiàn)實社會排斥與網(wǎng)絡(luò)社會排斥發(fā)生的頻率相當(dāng)。另一方面，線下經(jīng)常遭受排斥的個體會傾向于通過網(wǎng)絡(luò)獲得尋求歸屬、滿足社會聯(lián)結(jié)需求，但由于他們常常把線下受排斥后的消極情緒帶入線上，交流信息較為消極，這在一定程度上會導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)交往對象的疏離 （Forest&Wood, 2012）。因此，在現(xiàn)實生活中遭受社會排斥的個體，也往往是網(wǎng)絡(luò)社會排斥的對象。

相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥、自我控制以及抑郁兩兩之間均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)果表明網(wǎng)絡(luò)社會排斥作為社會排斥在網(wǎng)絡(luò)交往中新的表現(xiàn)形式，同現(xiàn)實社會排斥一樣，與個體自我控制及心理社會適應(yīng)關(guān)系密切 （Baumeister et al.,2005;Nolan,Flynn,& Garber,2003; Williams&Nida,2011），遭受網(wǎng)絡(luò)社會排斥不僅會降低個體的自我控制水平，而且會提高個體抑郁情緒產(chǎn)生的可能性。

圖1 大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥、自我控制和抑郁的模型

本研究還發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)實社會排斥不僅能夠直接正向預(yù)測抑郁，而且能夠通過自我控制的中介作用對抑郁產(chǎn)生影響，這與以往研究結(jié)果一致，即現(xiàn)實社會排斥作為一種消極生活事件，不僅能夠直接對個體的心理社會適應(yīng)產(chǎn)生影響，而且能夠通過降低個體的自我控制水平，進(jìn)而對個體的心理社會適應(yīng)產(chǎn)生影響 （牛更楓,郝恩河,孫曉軍,周宗奎,2013;許有云等,2014;Ziasma,et al.,2008）。而網(wǎng)絡(luò)社會排斥只能通過自我控制的中介作用對抑郁產(chǎn)生影響，說明網(wǎng)絡(luò)社會排斥作為社會排斥在網(wǎng)絡(luò)交往中的新的表現(xiàn)形式對個體心理社會適應(yīng)的作用機制與現(xiàn)實社會排斥不同。

自我控制的中介作用結(jié)果表明，自我控制是現(xiàn)實/網(wǎng)絡(luò)社會排斥導(dǎo)致個體抑郁的近端因素。這可能是因為：其一，從自我控制能量耗竭理論來看，人的認(rèn)知資源是有限的，倘若有限的認(rèn)知資源被耗盡，那么個體隨后的努力控制即會受損。而長期遭受網(wǎng)絡(luò)社會排斥或現(xiàn)實社會排斥個體會過度消耗個體的心理能量 （Williams&Nida,2011），使得個體失去進(jìn)行自我控制的意愿，并導(dǎo)致個體自我控制功能受損 （Baumeister et al.,2005），這會對個體抑郁情緒產(chǎn)生和發(fā)展起促進(jìn)作用 （許有云等,2014;Carver et al.,2008）。其二，從Williams（2009）提出的排斥的需要—威脅時間模型 （temporal need-threat model）的視角來看，一般被排斥個體會依次進(jìn)入三個階段：反射階段 （reflexive stage）、反省階段（reflective stage） 以及退避階段 （resignation stage）。高頻經(jīng)歷網(wǎng)絡(luò)社會排斥，會削弱個體對環(huán)境和事件的控制力 （Baumeister et al.,2005），影響個體在反省階段的情緒管理 （Leary,2010），影響個體遭遇排斥后的恢復(fù)速度 （Williams,2009），進(jìn)而進(jìn)入退避階段 （Williams,2009），增加抑郁風(fēng)險。因此，網(wǎng)絡(luò)社會排斥作為一種壓力源或者消極事件，長期承受會導(dǎo)致個體自我控制降低，從而影響個體的心理社會適應(yīng)。

此外，本研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)實/網(wǎng)絡(luò)社會排斥對個體抑郁的作用機制存在差異，即網(wǎng)絡(luò)社會排斥只能通過自我控制的中介作用影響抑郁，而現(xiàn)實社會排斥卻可直接預(yù)測抑郁。這可能是因為：相比現(xiàn)實交往，網(wǎng)絡(luò)空間的人際交往是一種弱聯(lián)結(jié)，個體對網(wǎng)絡(luò)交往的期望效價可能會低于現(xiàn)實交往，因此網(wǎng)絡(luò)社會排斥不會直接導(dǎo)致個體抑郁；另一方面，網(wǎng)絡(luò)社會排斥通常比現(xiàn)實社會排斥更為模糊，既可能是由于網(wǎng)絡(luò)環(huán)境因素所致的錯覺性排斥，也可能是來自他人的真實排斥 （Williams et al.,2000），因此，被排斥者既可做出自我歸因，也可歸因于他人或網(wǎng)絡(luò)技術(shù)故障 （Smith&Williams,2004），這在一定程度上弱化了網(wǎng)絡(luò)社會排斥對個體情緒的直接消極影響。

這一研究結(jié)論提示，自我控制是現(xiàn)實/網(wǎng)絡(luò)社會排斥導(dǎo)致個體抑郁的近端因素。學(xué)校、家長、學(xué)生本人除了關(guān)注個體所在的環(huán)境特征 （社會排斥的發(fā)生頻率），還應(yīng)注重提高個體的自我控制能力。

5 結(jié)論

（1）現(xiàn)實社會排斥與網(wǎng)絡(luò)社會排斥在發(fā)生頻率上沒有顯著差異；網(wǎng)絡(luò)社會排斥、現(xiàn)實社會排斥、自我控制以及抑郁兩兩之間均呈顯著正相關(guān)關(guān)系。（2）現(xiàn)實社會排斥不僅能夠?qū)σ钟舢a(chǎn)生直接的預(yù)測作用，而且能夠通過自我控制的中介作用對抑郁產(chǎn)生影響；而網(wǎng)絡(luò)社會排斥對抑郁的直接預(yù)測作用不顯著，只能夠通過自我控制的中介作用對抑郁產(chǎn)生影響。

程蘇,劉璐,鄭涌.(2011).社會排斥的研究范式與理論模型.心理科學(xué)進(jìn)展,19(6),905-915.

黃少華,陳文江.(2002).重塑自我的游戲-網(wǎng)絡(luò)空間的人際交往.蘭州:蘭州大學(xué)出版社,101-119.

牛更楓,郝恩河,孫曉軍,周宗奎.(2013).負(fù)性生活事件對大學(xué)生抑郁的影響:應(yīng)對方式的中介作用和性別的調(diào)節(jié)作用.中國臨床心理學(xué)雜志,21(6),1022-1025.

譚樹華,郭永玉.(2008).有限自制力的理論假設(shè)及相關(guān)研究.中國臨床心理學(xué)雜志,16(3),309-311.

謝新洲,張煬.(2011).我國網(wǎng)民網(wǎng)絡(luò)社交行為調(diào)查.圖書情報工作,55(6),16-19.

許有云,周宵,劉亞鵬,鄧慧華.(2014).學(xué)校氛圍對青少年抑郁的影響:自我控制的中介作用.中國臨床心理學(xué)雜志,22(5), 860-863.

Alloy,Lauren B,Clements,Caroline M.(1992).Illusion of control: invulnerability to negative affect and depressive symptoms after laboratory and natural stressors.Journal of Abnormal Psychology,101(2),234.

Baron,R.M.,&Kenny,D.A.(1986).The moderator-mediator variable distinction in social psychological research:conceptual, strategic and statistical considerations.Journal of Personality and Social Psychology,51,1173－1182.

Baumeister,R.F.,DeWall,C.N.,Ciaracco,N.J.,&Twenge,J.M. (2005).Social exclusion impairs self-regulation.Journal of Personality and Social Psychology,88,589-604.

Carver,C.S.,Johnson,S.L.,&Joormann,J.(2008).Serotonergic function,two-mode models of self-regulation,and vulnerability to depression:what depression has in common with impulsive aggression.PsychologicalBulletin,134,912-943.DeciEL, Ryan RM.Self-Determination:Wiley Online Library,2010.

DeWall,C.N.,Baumeister,R.F.,Stillman,T.F.,&Gailliot,M.T. (2007).Violence restrained:effects of self-regulation and its depletion on aggression.Journal of Experimental Social Psychology,43,62-76.

Forest,A.L.,&Wood,J.V.(2012).When social networking is not working:individuals with low self-esteem recognize but do not reap the benefits of self-disclosure on facebook.Psychological Science,23(3),295-302.

Gonsalkorale,K.,&Williams,K.D.(2007).The KKK won′t let me play:ostracism even by a despised outgroup hurts.European Journal of Social Psychology,37(6),1176-1186.

Leary,M.R.(2010).Affiliation,acceptance,and belong.In S.T. Fiske,D.T.Gibert,&G.Lindzey(Eds.),Handbook of Social Psychology,2(5),864-897.New York,NY:Wiley.

Leary,M.R.,Tambor,E.S.,Terdal,S.K.,& Downs,D.L. (1995).Self-esteem as an interpersonal monitor:The sociometer hypothesis.Journal of Personality and Social Psychology,68 (3),518-530.

Mattila,A.S.,Andreau,L.,Hanks,L.,&Kim,E.E.(2013).The impact of cyberostracism on online complaint handling:Is“automatic reply”any better than“no reply”?International Journal of Retail&Distribution Management,41(1),45-60.

Nolan,S.A.,Flynn,C.,&Garber,J.(2003).Prospective relations between and rejection in young adolescents.Journal of Personality and Social Psychology,85,745-755.

Radloff,L.S.(1997).The CES-D scale:a self-report depression scale for research in the general population.Applied psychological measurement,1(3),385-401.

Slavich,G.M.,O′Donovan,A.,Epel,E.S.,& Kemeny,M.E. (2010).Black sheep get the blues:A psychobiological model of social rejection and depression.Neuroscience&Bio behavioral Reviews,35(1),39-45.

Smith,A.,&Williams,K.D.(2004).RU There?Ostracism by cell phone text messages.Group Dynamics:Theory,Research, and Practice,8(4),291-301.

Snakenborg,J.,Van Acker,R.,&Gable,R.A.(2011).Cyberbullying:prevention and intervention to protect our children and youth.Preventing School Failure,55(2),88-95.

Storch,E.A.,Masia-Warner,C.,Crisp,H.,& Klein,R.G. (2005).Peer victimisation and social anxiety in adolescence:a prospective study.Aggressive Behavior,31(5),437-452.

Sullivan,T.N.,Farrell,A.D.,&Kliewer,W.(2006).Peer victimisation in early adolescence:Association between physical andrelational victimisation and drug use,aggression,and delinquent behaviors among urban middle school students.Development and Psychopathology,18(1),119-137.

Tobin,S.J.,Vanman,E.J.,Verreynne,M.,&Saeri,A.K.(2014). Threats to belonging on Facebook:lurking and ostracism.Social Influence,(ahead-of-print),1-12.

Wada,F.,Longe,O.,&Danquah,P.(2012).Action speaks louder than words-understanding cyber criminal behavior using criminological theories.Journal of Internet Banking and Commerce,17(1).

Warburton,W.A.,Williams,K.D.,&Cairns,D.R.(2006).When ostracism leads to aggression:the moderating effects of control deprivation.Jour nal of Experimental Social Psychology,42(2), 213-220.

Williams,K.D.(2007).Ostracism.Annual Review of Psychology, 58(1),425-452.

Williams,K.D.(2009).Otracism:a temporal need-threat model. Advances in Experimental Social Psychology,41,275-314.

Williams,K.D.,Cheung,C.K.T.,&Choi,W.(2000).Cyberostracism:effects of being ignored over the Internet.Journal of Personality and Social Psychology,79(5),748-762.

Williams,K.D.,Govan,C.L.,Croker,V.,Tynan,D.,Cruickshank, M.,&Lam,A.(2002).Investigations into differences between social-and cyberostracism.Group Dynamic:Theory,Research, and Practice,6(1),65-77.

Williams,K.D.,&Nida,S.A.(2011).Ostracism:consequences and coping.Current Directions in Psychological Science,20,71-75.

Ziasma H.K.,P.J.Watson,D.Lisa Cothran.(2008).Self-control in pakistani muslims:relationships with religious orientation,depression and anxiety.Journal of Beliefs&Values,29(2),213-216.

Social Exclusion and Cyberostracism on Depression:the Mediating Role of Self-control

Sun Xiaojun1,Tong Yuantian1,2,Fan Cuiying1
(1 Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior(CCNU),Ministry of Education;School of Psychology,Central China Normal University,Wuhan 430079;2 College of Computer Science,Zhejiang University of Techology,Hangzhou 310023)

In order to explore the relationship among cyberostrcism,social exclusion,self-control and depression,we chose 1077 college students as our subjects.The subjects were investigated with such instruments as Cyberostrcism Questionnaire for college students,Social Exclusion Questionnaire,Self-Control scale and Center for Epidemiologic Studies Depression Scale(CES-D).The results indicated that:1)there were no significant differences in the frequency of social exclusion and cyberostracism.2)Social exclusion,cyberostracism,self-control and depression were significantly positively correlated with each other.Social exclusion not only had direct negative effect on depression,but also could significantly predict self-control;Cyberostracism also could significantly predict self-control and depression.3)Social exclusion not only had direct negative effect on depression,but also could affect adolescents′depression through the mediating role of self-control.But for the cyberostracism,self-control became a full mediator between cyberostracism and depression.This showed that there was a difference between the mechanism of cyberostracism and social exclusion on depression.

cyberostracism,social exclusion,self-control,depression.

B846

2016-12-1

國家自然科學(xué)青年基金項目 （31400887）教育部人文社科研究規(guī)劃基金項目 (15YJA190001)和浙江工業(yè)大學(xué)2016年度人文社科研究基金 （Z20160163）。

范翠英，E-mail：fancy@mail.ccnu.edu.cn。