Панҷ Wang1, Қеннан Лин2, 
Fengqiang Gao1* ва Yingmin Chen1*
- 1Мактаби психология, Донишгоҳи Normal Shandong, Jinan, Чин
- 2Департаменти таҳсилоти томактабӣ, Донишгоҳи Ҳисе, Ҳезде, Чин
Ин тадқиқот муносибати мутақобилан байни Интернет-озодӣ (IA) ва мутобиқати малакаи алоқаманд бо шабака (NMC) -ро дар донишгоҳҳои коллеҷи чинӣ шарҳ дод. Чин дар Шэндунг, Шанхай тадқиқоти кӯтоҳмуддат бо намунаи донишҷӯёни коллеҷи 213 гузаронида шуд. Натиҷаҳо нишон доданд, ки IA метавонад тавлид ва рушди НМС-ро хеле пешгӯинамояд ва вақте ки чунин тасмими ҳассос ба вуҷуд меорад, онҳо метавонанд дараҷаи баланди донишҷӯёни IA ба таъсири манфӣ таъсир расонанд. Дар байни ин ду варианти давраи заиф мушоҳида шудааст, ки IA дорои муносибати пешакӣ дар робита бо НМК мебошад. Ин тадқиқот инчунин муайян кард, ки муносибати байни ин ду вариант ҳамон барои мардон ва духтарон монанд буд; Бинобар ин, модели ниҳоӣ, ки мо таъсис кардем, метавонад ба донишҷӯёни коллеҷи чинӣ, новобаста аз ҷинс, истифода шавад. Фаҳмидани муносибатҳои байни ду ин омил метавонад дар барномаҳои IA дар оғози ҳаёти коллеҷҳои донишҷӯён кӯмак расонад.
Муқаддима
Аз оғози фаъолияти 1990s, тадриҷан қисмати ҷудонашавандаи ҳаёти рӯзмарра дар Чин, махсусан дар байни наврасони синну соли 10-21 (Даниел ва дигарон, 2012; Liu et al., 2012). Тибқи иттилои манбаъ, Ҳисоботи 36 дар бораи рушди Интернет дар Чин, ки аз ҷониби Маркази иттилоотии шабакаи Интернет (CNNIC) чоп шудааст, шумораи истифодабарандагони зудамали Интернет дар Чин аз 120 дар 2002 ба 287 миллион дар 2016 (Tian et al., 2017).
Интернет фоидаҳои зиёдро ба монанди пайвастагии иҷтимоӣ ва некӯаҳволӣ (Bessière et al., 2008; Ҷавон ва де Дор, 2011). Бо вуҷуди ин, дастрасии Интернет (IA), ки аз ҷониби истифодаи васеъ ё компютерӣ истифода мешавад (Ҷавон ва дигар, 1999; Shek et al., 2013; Ян ва дигарон, 2014) таъсири зиёди манфӣ дошт (Юсуф ва дигарон, 2016). Як қатор тадқиқотҳо нишон доданд, ки IA метавонад ба саломатии ҷисмонӣ ва равонӣ таъсир расонад (Айас ва Хорзум, 2013; Гурҷистон ва дигарон, 2014; Майк ва Чин, 2014). Масалан, наврасон, ки бо IA одатан ғаму ташвиш, депрессия, танҳоӣ, худфиребии паст ва муносибатҳои ношоистаи шахсӣ доранд (Tokunaga ва Rains, 2010; Гурҷистон ва дигарон, 2014; Майк ва Чин, 2014), ки метавонад минбаъд низ ба некӯаҳволии онҳо таъсири манфӣ расонад (Tokunaga ва Rains, 2010; Гурҷистон ва дигарон, 2014; Майк ва Чин, 2014) ва рушди таълимӣ (Чуй, 2006; Ким ва дигарон, 2008; Tsai et al., 2009; Аҳмадӣ ва Саххафӣ, 2013). Аз ин рӯ, омӯзиши IA дар наврасон дорои оқибатҳои тарбиявӣ ва иҷтимоӣ мебошад.
Муносибати байни IA ва NMC
Муваффақияти малакаи алоқаманд бо шабака (NMC) муддати дароз дар нақши марказӣ дар ИА нақши муҳим бозидааст (Ли ва дигарон, 2013). Мутобиқи модели оммавӣ-рафторӣ (Davis, 2001), психопатология (масалан, депрессия ва ташвиши иҷтимоӣ) сабабҳои фарқкунандаи нишонаҳои IA мебошад, ки дар натиҷаи нишонаҳои IA ба вуҷуд намеояд. Омили асосӣ дар IA NMCs мебошанд, ки сабабҳои кофӣ доранд (Даниел ва дигарон, 2012; Тасвири 1). Таҳқиқоти сершумор гузориш доданд, ки психопатологҳои физикӣ ба шахсоне, ки бо IM тавассути NMC осебпазир мебошанд,Кальтан, 2012; Mai et al., 2012; Ли ва Ванг, 2013; Лу ва Ёо, 2015). Масалан, тадқиқотчиён муносибати асосиеро, ки хаёлотро (яъне идоракунии самарабахш, хашшоқии баланди эҳсосӣ ва ғазабу эҳтироми баланд) ва рушди IA таҳқиқ мекунанд, тафтиш намуд; Натиҷаҳо нишон доданд, ки баъзе тобутҳо ба сатҳи IA тавассути таъсири муассир таъсир мерасонанд, ки дар бораи рафтории онлайн дар бораи онҳо (Zhang et al., 2015). Тян эл. (2017) ассотсиатсияҳои мутахассисонро дар байни пӯшидаҳо, чеҳраҳои ҳассос, ва истифодаи умумии патологӣ (GPIU) дар намунаи чинӣ баррасӣ карданд. Натиҷаҳо нишон доданд, ки ассотсиатсияҳо дар байни ин тағйиротҳо динамикӣ ва дуҷониба мебошанд ва он ки болотарҳои болаззатӣ муносибати байни шиа ва GPIUро дар муддати тӯлонӣ муташанниҷ гардонданд. Илова бар ин, тадқиқотҳои дигар муайян карданд, ки услуби кӯдакон ва муносибатҳои ҳамсолон метавонанд ба одамон барои НМК пешгӯӣ кунанд, ки минбаъд ба сатҳи IA таъсир мерасонад (Ли ва дигарон, 2013; В. ва дигарон, 2015).
Шабакаи 1. Модели фарогири тарзи истифодаи усули патологӣ (Davis, 2001).
Илова бар ин, таҳқиқоти сершумори дигар ба тамошобинони интернетӣ равона карда шуда, муносибати онҳо бо рисолатҳои ҳассосро тафтиш мекунанд. Кинг ва Delfabbro (2014) пешниҳод кардани модели наве, ки тавсифи назарияи пайдоиш ва патогенезро барои бозиҳои интернетӣ пешниҳод менамояд. Муаллифон дар бораи чораи малакаи зеҳнии Интернет, ки арзиши бозиҳои интернетӣ доранд, аз қабили overpraluing, қоидаҳои гуманитарӣ, худомӯзии бозиҳо ва қабули бозӣ муайян карданд. Баъзе таҳқиқотҳои виртуалӣ инчунин нишон доданд, ки наврасон бо аломатҳои марбут ба бозиҳои бозиҳои интернетӣ нисбат ба зӯроварии нисбатан зӯроварӣ бештар аз наврасон бе ин нишондиҳандаҳо хабар доданд (Zhou et al., 2012; Liu et al., 2014; Кинг ва Delfabbro, 2016). Панҷ ва Лиу (2010) гузориш доданд, ки ченакҳои панҷумро дар бораи ченкунии ченкунӣ ба таври назаррас пешкаш намоед. Forrest et al. (2016) оҳиста-оҳиста-оҳиста-оҳиста-оҳиста-оҳиста бо бозиҳои видео-видеоӣ, ки дар намунаи калонсолони австралиягии 465 бозӣ карда шудааст. Натиҷаҳо нишон доданд, ки ин омилҳои мушкили мўътадил ба таври васеъ бо нармафзори интернетӣ алоқаманданд. Forrest et al. (2017) таҳқиқ карда шуд, ки оё таснифоти молӣ метавонад тағйироти ояндаи бозиҳои видеоӣ бо истифода аз омӯзиши дарозмӯҳлати 12-ро муайян кунад. Натиҷаҳо нишон доданд, ки тағйироти оммавӣ барои 28% фарқият дар дараҷаи мушкилоти бозӣ аз ҳадди аққалияти ҷинс, синну ва давомнокии бозиҳо ҳисоб шудааст.
Гарчанде як қатор тадқиқот таъсири НМК-ро дар IA муайян карданд, чандин тадқиқот таъсири эҳтимолии IA дар НМКро таҳқиқ намуданд. Таҳқиқоти ноқисулақлии фаҳмиш (Festinger, 1957), ки асосан ба он ишора мекунанд, ки чӣ гуна одамон таҷриба доранд ва дар муқоиса бо фикр ва рафтор ва фикру ақидаҳо ҷавоб медиҳанд, изҳори алтернативии он, ки чӣ тавр НМК бо ИА алоқаманд аст. Вақте ки одамон аз нокомии худ огоҳӣ мебинанд, онҳо бо нороҳатӣ ё носозгорӣ рӯ ба рӯ мешаванд, ки кӯшишҳо барои кам кардани ин таҷриба ва мутобиқ шудан бо роҳи мутобиқ кардани муносибатҳо, ақидаҳо ва рафтори онҳо то он даме ки чунин номутаносиб ҳалли худро меёбанд (инчунин Vries ва Timmins, 2016). Мувофиқи ин назария, вақте ки одамон бо арзишҳои худ, ба монанди Интернетро, ки он вақт ҳаёти худро ба таъсири манфӣ ба таъсири манфӣ мерасонданд, беасос намебинанд, онҳо дар шакли пушаймонӣ азият мекашанд; Ин бо ҳисси масъулияти шахсӣ барои оқибатҳои манфии рафтори онҳо сурат мегирад. Аксарияти одамон муваффақ мешаванд, ки рафтори онҳоро муваффақ гардонанд, то ин маҳдудиятро кам кунанд. Бо вуҷуди ин, баъзеҳо метавонанд ба воситаи Интернет тағиротҳои худро тағйир диҳанд, то ин ки дар рафти рафтори ногувор нигоҳ доштани носаҳеҳонро коҳиш диҳанд. Чиу ва Ван (2007) Ин раванд бо намунаи бозигарони бозигарӣ тафтиш карда шуд. Натиҷаҳо нишон доданд, ки бозигароне, ки барои рафтори худ масъулият доранд, эҳтимолан муносибати худро нисбат ба бозиҳои видеоӣ аз мусбат ба манфӣ маҳдуд мекунанд, аммо бозигарони дорои инвеститсияҳои бештар дар бозиҳои видеоӣ эҳтимоли камтар ба рафтори муташаккилона ҷалб карда мешаванд.
Таҳқиқот оид ба IA байни донишҷӯёни коллеҷ
Таҳқиқотҳои гуногун пешниҳод карданд, ки наврасон аксарияти истифодабарандагони Интернетро ташкил медиҳанд ва донишҷӯёни коллеҷ махсусан ба IA барои осонии дастрасӣ ба Интернет, ҷадвалҳои босамар ва қобилияти паст кардани рафтори онҳо (Shaw ва Black, 2008; Фуо ва дигарон, 2010; Гурҷистон ва дигарон, 2014; Ян ва дигарон, 2014). Ғайр аз ин, оғози ҳаёти коллеҷ давраи давраи рушдро барои донишҷӯён дар давраи гузаштан аз вобастагии нисбат ба равобити байнишактабӣ (на танҳо муносибатҳои оилавӣ, балки ҳамоҳанг ва муносибатҳои дигари иҷтимоӣ; Woodhouse et al., 2012). Таҳқиқоти пешакӣ гузориш доданд, ки истифодаи бебозгашти Интернет бо пастравии алоқаи оилавӣ ва назоратӣ алоқаманд аст (Ван ден Эйдеден ва дигарон, 2010; Liu et al., 2012). Ҳамин тариқ, гузариш ба муносибатҳои байнисарҳадӣ ба таҳсили коллеҷҳои коллеҷ дар хатари рушди IA (Zhang et al., 2014).
Илова бар ин, довталабон бояд як қатор имтиҳони ҷиддӣ барои қабули коллеҷ дар Чин ва гузоштан ба одати худ дар вақти таҳсил дар мактаби миёна баланд бошанд. Ҳамин тариқ, вақте ки дар ҳаёти коллеҷ рӯ ба рӯ мешавед, набудани омӯзиши онҳо ва малакаҳои шахсӣ метавонад боиси сарфакорӣ шавад (Ni ва диг., 2009). Ғайр аз он, бо сабаби вақтхушии фаровон ва дастрасии бефосилаи интернет тавассути як силсила воситаҳои бесим, донишҷӯёни коллеҷҳо ба миқдори зиёди вақт онлайн мегузаранд ва бинобар ин, эҳтимолияти пайдошавии нишонаҳои IA дар ин давраи беназир (Chen, 2012). Барои таъмин намудани стратегияҳои пешгирикунанда ва дахолатнопазирии IA, дар давраи ибтидоии коллеҷи омӯзишии кӯтоҳмуддат гузаронида шуд.
Таҳқиқоти ҷорӣ
Гарчанде ки бисёре аз тадқиқотҳо муносибати байни IA ва NMC-ро тафтиш мекунанд, аксариятиҳо муносибати марҳилавӣ қабул карданд; Аз ин рӯ, муайян кардани муносибати байни ду ин тағйирот душвор аст (Юсуф ва дигарон, 2016). Илова бар ин, ҳарчанд эҳтимолияти донишҷўёни донишҷўёни Донишкадаи такмили ихтисоси IA дар ибтидои коллеҷ хеле муҳим аст (Ли ва Лианг, 2007; Ni ва диг., 2009), иштирокчиёни тадқиқоти қаблӣ одатан донишҷӯёни коллеҷҳои синну солашон гуногун буданд, бо донишҷӯён дар семестр якумин маротиба камтар ҷалб карда шуданд. Аз ин рӯ, омӯзиши мазкур таҳлили ҳамаҷониба барои омӯхтани муносибатҳои байни IA ва NMC байни донишҷӯёни коллеҷ дар давоми семестр як давраи ҳаёти коллеҷҳои худ қабул кард. Тибќи тањќиќоти пештараи назариявї ва омўзишї, байни ин ду вариант муносибати мутаќобила вуљуд дорад. Бинобар ин, модели муштаракро пешниҳод менамоем (Расми 2) ва се гипотезаро дар бораи муносибати байни ин ду вариант муайян кард.
Шабакаи 2. Модели ифодаёфта.
H1. Роҳҳои самаранок ва назаррасе, ки аз IA ба НМК вогузор мекунанд ва НМК пешгӯии самараноки IA дар лабораторияҳои коллеҷи чинӣ мебошад.
H2. Роҳҳои байнидавлатӣ аз IA ба НМК ба сатҳи назаррас расиданд ва сатҳи ИА натиҷа ба НМК таъсир мерасонад.
H3. Муносибати байни IA ва НМК умуман дар байни мардон ва духтарон истифода бурда мешавад.
Мавод ва усул
Иштирокчиён
Шумораи ибтидоии лабораторияҳои коллеҷ барои донишҷӯён барои иштирок дар озмун иштирок карда буд, ки ҳамаи онҳо дар ду коллеҷ, ки дар шаҳрҳои Шэндунг, Чин ҷойгир шудаанд, дар ду шаҳр ҷойгир шудаанд (аз ҷумла Jinan and Heze). Ҷамъоварии маълумот дар аввали моҳи сентябри 300 (T2015), баъдтар 1 (T2) ва сипас баъдтар 2 моҳ (T4) гузаронида шуданд. Дар аввалин мавҷи ҷамъоварии маълумот ҳамаи донишҷӯёни 3 ченкуниро анҷом доданд. Бо вуҷуди ин, дар мавҷҳои минбаъда, 300 аз ин донишҷӯёни 87 гузаштанд. Набудани иштирок дар натиҷаи набудани беморӣ (дараҷаи иштироки: 300%) буд. Бинобар ин, донишҷӯёни 71.00 барои таҳлили маълумоти ниҳоии (213 писарон ва духтарони 104), бо синну сол аз 109 то 17 (M = Солхои 18.87, SD = Солхои 0.76). Барои муайян намудани он, ки оё донишҷӯёне, ки аз тариқи донишҷӯён (87 донишҷуён) гирифта шудаанд, аз онҳое, ки дар бораи онҳое, ки дар ин тадқиқот дохил карда шудаанд, (213 донишҷӯёнро) тарк накардаанд, t- дар асоси маълумотҳое, ки дар аввалин мавҷи ҷамъоварии маълумот ҷамъ шудаанд; ҳеҷ яке аз ин таҳлилҳо муҳиманд. Ҳамаи ин иштирокчиён таҷрибаи Интернет доштанд ва ба ин тадқиқот дохил карда шуданд. Иштирокчиён Интернетро барои ҳисоби миёнаи солонаи 5.59 истифода мебурданд (SD = 2.06) дар ибтидои коллеҷи худ. Маълумот дар макони бақайдгирии донишҷӯён ҷамъоварӣ шуд: 43.19% дар шаҳрҳои калон зиндагӣ мекарданд, 35.68% дар шаҳрҳо зиндагӣ мекарданд ва дар 21.13% дар деҳот зиндагӣ мекарданд. Илова бар ин, барои ҳар як донишҷӯ як файл (ин файлҳо маълумоти асосии худро, ҳамчунин вазъи саломатии ҷисмонӣ ва равонӣ) ба коллеҷ ворид намуданд. Мувофиқи гузоришҳо ҳеҷ яке аз иштирокчиёни ихтилоли равонӣ ё неврологӣ вуҷуд надорад. Ин тадқиқот мувофиқи тавсияҳои Устувории маърифати маъмурии Донишгоҳи Шэндинг Normal ва Эъломияи Хелсинки бо розигии хаттии огоҳона аз ҳамаи иштирокчиён гузаронида шуд. Протокол аз тарафи Кумитаи Этикаи Тадқиқоти Инсонии Донишгоҳи Normal Shandong тасдиқ карда шуд.
Таҷҳизотҳо
Интернет Маҳсулот
Тадқиқоти ҷорӣ Сатри Тағйирёбандаи Интернетро дарбар мегирад (CIAS-R; Bai ва Фан, 2005). CIAS-R дорои матнҳои 19, ки мумкин аст ба чор омил тақсим шаванд: Истифодаи маҷбурӣ ва аз даст додан (масалан, "ман дар муддати кӯтоҳ бе дастрасии интернетӣ эҳсос мекунам"), таҳаммулпазирӣ (масалан, "Ман худам медонам, "Масъалаҳои идоракунии вақт (масалан," Академияи таҳсилоти Тоҷикистон ") ва проблемаҳои байнисарҳадӣ ва саломатӣ (масалан," Ман вақти хобро кам карда, вақти бештарро медиҳам " онлайн "). Ҳар як вокуниш дар миқёси 4-миқдори таркиби литр бо андозаҳои гуногун аз 1 (на дар ҳама рост) ба 4 (ҳамеша рост). Бинобар ин, нишондиҳандаҳои нисбатан баландтар дараҷаи баландтарини IA мебошанд. Миқёс дар таҳқиқоти охирин дар донишҷӯёни коллеҷи чинӣ татбиқ карда шуд ва эътимоди баланд ва эътибори баландро нишон дод (Tian et al., 2015). Дар тадқиқоти мазкур, коэффитсити alpha ба миқдор 0.92 дар T1, 0.95 дар T2 ва 0.91 дар T3 буданд.
Муваффақияти Maladaptive Network
Ин тадқиқот саёҳати марбут ба малакаи малакаи шабакавиро қабул кард, ки Лианг боз кард; миқёси аслӣ Scale дар бораи Online, ки дар асоси модели маърифатии рафтори Davis таҳия шудааст (Tian et al., 2015). Миқдори такрорӣ дорои унсурҳои 14 мебошад, ки ба се омил тақсим карда мешаванд: тасвири интернетӣ (масалан, "Ман эҳтироми бештарро аз ҳаёти воқеии воқеӣ мегирам"), назорати мантиқиро коҳиш диҳед (масалан, "Вақте ки ман дар Интернет ҳастам, эҳсосоти якхела «баланд» ё эҳсосоти эҳсосӣ), ва таваҷҷӯҳ кардан (масалан, "Истифодаи Интернет роҳи ягонаи фаромӯш кардани чизҳои лозимаро фаромӯш мекунад, вале дар ҳақиқат намехоҳад"). Иштирокчиён нишон доданд, ки ҳар як баёния дар бораи 5-дараҷаи Likert-намуди намудҳо, ки аз 1 (на дар ҳама рост) ба 5 (ҳамеша рост). Аз ин рӯ, холҳои нисбатан баландтар дараҷаи баланди НМК-ро дар бораи истифодаи Интернет нишон медиҳанд. Миқдор дар таҳқиқоти қаблӣ дар донишҷӯёни коллеҷи чинӣ истифода шудааст (Tian et al., 2015, 2017). Дар омӯзиши кунунӣ, коэффитсити alpha ба миқдор 0.87 дар T1, 0.90 дар T2 ва 0.90 дар T3 буданд.
Таҳлилҳои оморӣ
Дар ин таҳқиқот, мо тарроҳии комилан таҳияшуда барои таҳлили муносибатҳои ягона ва дуҷонибаи байни IA ва NMC дар лабораторияҳои чинии чинӣ (Ван Лиер ва дигарон, 2012). Модели умумӣ аз тадбирҳои IA ва NMC дар T1, T2 ва T3 иборат буд. Мо чор намуди озмоишро пешниҳод намудем ва санҷидем, ки механизмҳои имконпазирро байни ду вариант муайян мекунанд. Якум, мо пешниҳод намудем, ки «модели устувор» (Model 1, Тасвири 3), ки танҳо ба таъсири суботи бардавом дар бар мегирад. Дуюм, модели оммавӣ-рафторӣ (модели 2, Тасвири 3) пешниҳод карда шуд, ки оё NMC-ро дар як вақт нуқта метавонад дар оянда дар оянда пешгӯӣ кунад. Сеюм, мо пешниҳод намудем, ки "модели тарзи рафтор" (Model 3, Тасвири 3) барои санҷидани он, ки оё IA дар як вақт нуқтаи NMC дар оянда дар оянда пешгӯӣ карда метавонад. Ниҳоят, мо пешниҳод намудем, ки модели муштарак дорем. (Модели 4, Тасвири 3), ки таъсири манфии байни IA ва NMC-ро омӯхтааст. Илова бар ин, таҳлили ҳамаҷонибаи бисёрҷониба дар асоси ҷинсият гузаронида шуд, ки тафаккури он ки муносибати байни ду тағйирдиҳандаи асосӣ байни мардон ва духтарон фарқ мекунад.
Шабакаи 3. Натиҷаҳо аз таҳлили ҳамаҷониба. Сутунҳои ягона - коэффитсиенти роҳҳо ва хатҳои дукаратаи ҷудогона мебошанд. Роҳҳои бекорхобида коэффитсиентҳои ғайримаъмулиро нишон медиҳанд ва хатҳои устувор коэффитсиенти назаррасро нишон медиҳанд. ***нишондиҳандаи нишондиҳандаҳо дар сатҳи 0.001, **нишон додани коэффитсиенти дараҷаи 0.01 ба назар мерасад *нишон медиҳад, ки коэффитсиенти дар 0.05 аҳамияти калон дорад.
Модули параметрҳои сохтмонӣ бо тағйирёбандаи маҳдуд барои санҷиши модели гипотезишуда дар ин омӯзиш истифода шуд. Мувофиқи пешниҳодоти Холберт ва Стефенсон (2002), хубии намунаи модел бо истифода аз якчанд нишондиҳандаҳо арзёбӣ карда шуд. Ном:2 ки бо дараҷаҳои озодӣ дар муқоиса бо муқоиса бо моделҳои мухталиф воситаҳои аз ҳама бештар истифодашуда истифода мешаванд. Меъёри байни χ2 ва дараҷаи озодӣ набояд аз 5 барои намунаҳо бо услуби хуб зиёд бошад. Ғайр аз ин, мо нишондиҳандаи дараҷаи муқоисавӣ (CFI) -ро дар якҷоягӣ бо нишондиҳандаи Tucker-Lewis (TLI) ҳисобида, решаи хатогии миқдори тақрибан (RMSEA) -ро гузорем. Умуман, арзишҳои CFI ва TLI аз 0.95 ё баландтар арзиши хубро арзон ва арзиши RMSEA пасттар аз 0.06 нишонаи хубро нишон медиҳад, дар ҳоле, ки арзиши байни 0.06 ва 0.08 мувофиқати хуб дорад (Yuan et al., 2014). Инчунин,2 санҷиши тафаккур (Δχ2) барои муқоисаи мувофиқати моделҳои нимпазир истифода бурда шуд. A Δx нодир нест2 санҷиш нишон медиҳад, ки ду модел ба маълумоти баробар мувофиқанд, ҳол он ки Δχ назаррас аст2 пешниҳод менамояд, ки модели каме маҳдуд бояд нигоҳ дошта шавад (Tian et al., 2017).
Натиҷаи
Таҳлили Шарҳҳо
Усул ва стандартҳои стандартҳои тағйирёбии асосӣ дар ин тадқиқот дар ҷадвали пешниҳодшуда оварда шудаанд 1. Тадбирҳои такрори Ановара барои таҳқиқи таъсироти марбут ба гендер ва миқдорӣ дар иштирокчиёни ИА ва НМК ("гендер" як тағйирёбии мавзӯъҳо ва "миқдори андозагирӣ" тағйирёбии дохилӣ аст) гузаронида шуд. Натиҷаҳо натиҷаҳои назаррасро байни гендерҳо дар робита бо ду тағйирёбанда (F = 0.10, p = 0.749; F = 0.02, p = 0.822). Дар айни замон, сатҳи ИА аз T1 ба T3 дар байни донишҷӯёни коллеҷF = 28.71, p <0.001). Натиҷаҳои а баъди таваллуд санҷиш нишон дод, ки сатҳи IA дар сатҳи T3 чен карда шуда буд, аз онҳое, ки дар T2 (p <0.01) ва T1 (p <0.001) ва сатҳи IA дар T2 чен кардашуда нисбат ба T1 хеле баландтар буд (p <0.001). Илова бар ин, фарқиятҳои назарраси ночиз дар NMC ҳангоми чен кардани вақтҳои гуногун вуҷуд доштанд (F = 2.93, p = 0.055). Натиҷаҳои баъди таваллуд санҷиш маълум кард, ки сатҳи IA дар T3 баҳогузорӣ карда шудааст, ки он дар T1 (p <0.05) ва фарқиятҳои назаррас дар NMC ҳангоми чен кардани T1 ва T2 вуҷуд доштанд (p = 0.065). Бо вуҷуди ин, дар НМҶ ҳангоми ченкунӣ дар T2 ва T3 ягон фарқияти назаррас вуҷуд надошт (p = 0.846). Ҳамкории байни давраи гендер ва андозагирӣ дар ду тағирёфта ба сатҳҳои назаррас ноил намешуд (F = 0.38, p = 0.682; F = 0.24, p = 0.791).
TABLE 1. Омори дақиқии IA ва NMC (n = 213).
Чун дар ҷадвал нишон дода шудааст 2, ҳамгироӣ байни IA ва NMC дар T1, T2 ва T3, инчунин ҳамаи ҳамгироӣ байни ду вариант хеле муҳим ва мусбӣ буд ва муносибатҳои мусбати байни IA ва NMC-ро нишон доданд.
TABLE 2. Мафҳумҳои байни IA ва NMC (n = 213).
Муносибатҳои байнидавлатӣ байни IA ва NMC
Барои таҳқиқ намудани муносибатҳои байни IA ва NMC як силсилаи моделҳои дараҷаи байниминтақавӣ муайян карда шуданд. Якум, модели асосӣ (Model 1, Тасвири 3) муайян карда шуд; дар ин модда, коэффитсиентҳои устувор барои IA ва NMC арзёбӣ шудаанд, аммо таъсири дуҷониба байни ду вариант муайян карда нашудаанд. Муносибати моддӣ қабул шуд (ҷадвал) 3). Дуюм, барои санҷиши модели маърифатии тарзи рафтор, ки пештар пешниҳод шуда буд, роҳҳои дарунравии NMC ба IA ба модели асосӣ (модели 2, намуна) 3), ки модели беҳбудро беҳтар намуд (Ҷадвали) 3). Ном:2 Таҳқиқоти тафтишот нишон дод, ки модели 2 ба маълумот нисбат ба модели 1 (Δχ2 = 27.05, Δdf = 2, Δχ2/ Δdf = 13.53> 6.63) (Wen et al., 2006). Мувофиқи модели 2, коэффитсиенти стандартии роҳ 0.10 (p = 0.309) барои NMC дар T1 ба IA дар сатҳи T2, ва 0.36 (p <0.001) барои NMC, ки дар T2 то IA чен карда шудааст, дар T3 чен карда шудааст. Саввум, барои омӯхтани он, ки оё IA дар як лаҳза метавонад NMC-ро дар лаҳзаи минбаъда пешгӯӣ кунад, роҳҳои фарогир аз IA ба NMC ба модели ибтидоӣ илова карда шуданд (Модели 3, Расми 3). Натиҷа нишон дод, ки усули хуб ба даст оварда шудааст (Ҷадвали 3). Ном:2 санҷиши тафриқа нишон дод, ки модели 3 ба маълумоти бештар аз рӯи модели 1 намоиш дода шуд (Δχ2 = 47.20, Δdf = 2, Δχ2/ Δdf = 23.60> 6.63). Мувофиқи модели 3, коэффитсиентҳои стандартии роҳ 0.44 (p <0.001) барои IA дар T1 то NMC, ки дар T2 чен карда шудааст ва 0.50 (p <0.001) барои IA, ки дар T2 то NMC чен карда шудааст, дар T3 чен карда шудааст. Ин нишон медиҳад, ки IA дар як лаҳза пешгӯии самарабахши NMC дар замони оянда буд ва илова кардани ду роҳ ба модел метавонад моделро ба таври назаррас беҳтар созад. Чорум, Модели 4 бо ҳам коэффитсиентҳои устуворӣ ва ҳам таъсири байниҳамдигарӣ байни IA ва NMC муайян карда шудааст (Модели 4, Расми 3). Модели маълумот ба таври кофӣ мувофиқат мекунад (Ҷадвали 3). Бо вуҷуди ин, моделҳои 3 ва 4 рехта шудаанд ва χ2 Тафтиши фарқият нишон дод, ки ду модели якхела хуб кор карданд (Δχ2 = 11.69, Δdf = 2, Δχ2/ Δdf = 5.85 <6.63). Ниҳоят, тавре ки дар Модели 4 нишон дода шудааст, ба истиснои коэффитсиентҳои стандартии роҳ барои NMC, ки дар T1 то IA чен карда шудаанд, дар T2 чен карда шудаанд, боқимондаи роҳҳои байниҳамдигарӣ байни IA ва NMC ба сатҳи назаррас расиданд. Аз ин рӯ, мо ин роҳро нест кардем ва Модели 5-ро таҳия кардем. Модель ба маълумотҳо ба қадри кофӣ мувофиқат мекунад (Ҷадвал 3). Бинобар ин, модели 5 ҳамчун модели ниҳоӣ барои таҳлили сабабҳои зерин нигоҳ дошт: (1) Гарчанде ки ду намуди якхела хуб кор карданд (Δχ2 = 0.21, Δdf = 1, Δχ2/ Δdf = 0.21 <6.63), Модели 5 нисбат ба Модели 4 оддитар ва парсимонтар аст ва барои таҳлил бояд параметрҳои камтар интихоб карда шаванд. (2) χ2 Санҷиши тафовут нишон дод, ки модели 5 ба маълумот нисбат ба модели 3 мувофиқат кард (Δχ2 = 11.48, Δdf = 1, Δχ2/ Δdf = 11.48> 6.63) ва коэффитсиенти стандартии роҳ 0.25 (p <0.001) барои NMC, ки дар T2 то IA чен карда шудааст, дар T3 чен карда шудааст. Яъне, имкони қавӣ вуҷуд дорад, ки NMC дар T2 чен карда шуда метавонад, ки IA дар T3 чен кардашударо пешгӯӣ кунад.
TABLE 3. Муқоиса байни моделҳои гуногун.
Фарқияти гендерӣ
Барои тафтиш кардани муносибатҳои байни салоҳиятҳои IA ва NMC байни мардон ва духтарон гуногунанд, мо таҳлили бисёрҷонибаро анҷом додем. Мо нахустин намунаи моделиро барои писарон арзёбӣ кардем (Ммард) ва духтарон (Мзанона) алоҳида, ва нишондиҳандаҳои мувофиқ барои ҳам субементҳо буданд (Ҷадвали 4). Баъд аз он, варианти ченкунӣ барои муайян кардани он, ки ҳар ду қобилият барои мардон ва духтарон якхела муайян карда шудааст. Дар намунаи комилан ноустувор (М1), ҳамаи параметрҳо дар ҳар ду гурӯҳ фарқ доштанд. Мувофиқи модели қабулшудаи модул ба даст оварда шуд ва модели андозаи пурра маҳдуд шуд (М2) сипас таҳлил карда шуд, ки дар он ҳамаи параметрҳо барои ду гурӯҳ ҷудо шудаанд; модели дурустии маълумот мувофиқат мекунад (Ҷадвали 4). Ном:2 Тафтиши фарқият нишон дод, ки ду модели якхела хуб кор карданд (Δχ2 = 6.50, Δdf = 15, p = 0.970).
TABLE 4. Таҳлилҳои бисёрҷониба дар байни мардон ва духтарон.
Барои ҳалли ин ҳадафи тадқиқотии ин қисми таҳқиқот, мо таҳлили бисёрҷонибаи таҳлилии донишҷӯёни коллеҷро анҷом додем. Се параметрҳо барои тафтиш кардани он, ки оё байни гендерҳо фарқ мекунанд: коэффитсиенҳои устувор, коэффитсиенти роҳҳои марҳилавӣ, ва муносибатҳои байни IA ва NMC. Намунаи маҳдуд (М3) муайян карда шуд, ки ҳамаи се параметрҳо дар байни ду гурӯҳ баробаранд; ин модели мувофиқати модели қаноатбахшро ба даст овард (Ҷадвали 4). Ном:2 санҷиши тафовут қайд кард, ки ин модел маълумотро мувофиқи модели комилан ноустувор (Δχ2 = 1.78, Δdf = 7, p = 0.996), нишон медиҳад, ки намунаи умумии роҳҳо байни мардон ва духтарон тағйир ёфтааст.
мубоҳиса
Ин тадқиқот барои таҳқиқи муносибати байни IA ва NMC дар тренерони коллеҷи чинӣ дар назар гирифта шудааст. Мутобиқи модели оммавӣ-рафторӣ (Davis, 2001), муносибати дуҷониба байни ду вариант вуҷуд дорад ва НМК эҳтимоли пешгӯии ИА мебошад. Бо вуҷуди ин, ин гипотеза пурра дастгирӣ карда нашуд. Дар давоми моҳҳои аввали 2 тадқиқот, мо таъсири НМК-ро дар бораи IA надида будем; Ин ба натиҷаҳои тадқиқоти қаблӣ мутобиқат намекунад (Tian et al., 2015). Мутаассифона, НМК ба ҳолати аввалиндараҷаи насли IA наомадааст. Ин натиҷа метавонад ба иштирокчиёни тадқиқоти мавҷуда вобаста бошад. Дар тадқиқоти мазкур, иштирокчиёни тадқиқот одатан дар коллеҷи коллеҷ, ки чанде қабл экспертизаи пурраи имтиҳонҳоро, яъне "Гокао" ба анҷом расонидаанд, барои донишҷӯёни коллеҷ ба даст овардан мумкин аст, талабагон бояд дар давоми таҳсилоти ибтидоӣ ва миёнаи умумӣ кӯшиш кунанд; Аз ин рӯ, чанде аз онҳо барои истифодаи Интернет хеле вақт доранд (Ли ва Лианг, 2007). Бинобар ин, сатҳи НМК паст буд, вақте ки иштирокдорон дар коллеҷ ба қайд гирифта шуданд, ки метавонанд ба насли IA таъсир расонанд. Дар давраи коллеҷ омилҳои зиёди дигар метавонанд одамони заҳролудшударо ба Интернет табдил диҳанд. Масалан, номуайянӣ ва набудани нишонаҳои ғайримуқаррарӣ ва демографӣ, ки аз ҷониби Интернет пешниҳод мешаванд, метавонанд ба некӯаҳволии хонандагон тавассути кӯмаки он аз эҳсосоти эҳсосӣ (Клан ва Turner, 2007) ва баланд бардоштани дарки кӯмаки иҷтимоӣ ва худшиносӣ (Kraut et al., 2002), инчунин васеъ намудани доираи муносибатҳои байнисоҳавӣ (Cotten, 2008). Илова бар ин, хислатҳои шахсӣ метавонанд дар давраи ИА дар ин давра нақши назаррасро боздоранд (Mike et al., 2014). Масалан, одамоне, ки дорои қобилияти назорат аз болои кӯшишҳояшон хеле баланд буданд, ҳангоми пешгирӣ кардани амалҳои ногувор ҳангоми вирус дар Интернет, чунон ки дар боло зикр шуд. Баръакс, одамоне, ки сатҳи баланди эҳсосоти ҷустуҷӯиро ба ташвиш меоварданд, барои инкишоф додани рафтори ғайриозуқа (Zhang et al., 2015). Бо вуҷуди ин, фишори фанни фанни хитоиҳои Чин баъд аз ворид шудан ба коллеҷ ба таври назаррас коҳиш ёфта, онҳо барои истифодаи интернет бештар вақт доштанд (Ли ва Лианг, 2007). Ҳамин тариқ, онҳо метавонанд тадриҷан ба Интернет ба воситаи таҷрибаҳои худ ё таҷрибаҳои худ бо мубодилаи табодули мутахассисон таҳия карда шаванд, ки дар натиҷа ба сатҳи IA таъсир расониданд (В. ва дигарон, 2015).
Мутобиқи модели оммавӣ-рафторӣ (Davis, 2001), IA метавонад ба НМК таъсири манфӣ дошта бошад (Клан, 2010). Бо вуҷуди ин, барои санҷидани ин гипотеза тадқиқоти чанд омилҳои виртуалӣ сурат гирифтанд ва чанде аз тадқиқотчиён пешакӣ ба ин зуҳурот пешниҳод карданд. Бо вуҷуди ин, далелҳои мӯътамад оид ба тадқиқоти мазкур нишон медиҳанд, ки IA пеш аз ҳама дар муносибати худ бо НМК пешгӯӣ намудааст, ки метавонад ҳам тавлид ва рушди НМК таъсир расонад. Баъзе тадқиқотчиён дар рафтори зеҳнии онлайн дар наврасони Чин пайдо шуданд. Онҳо гузориш доданд, ки рафтори онлайнии бозиҳо дар бораи бозиҳои онлайнӣ ба таври назаррас таъсир расонида метавонад, зеро тағйирёбии шинохтҳои нисбӣ дар бозиҳои онлайн усули самарабахш барои аз байн бурдани нороҳатие,В. ва дигарон, 2015). Бинобар ин, мо таҳлили консессионӣ дарк карда шудем, ки модели тавзеҳӣ барои муҳокимаи механизми пешгӯии таъсиргузории IA дар НМC (Cooper, 2007). Мувофиқи ин назария, вақте ки одамон одамонро аз нокомии худ огоҳ мекунанд, онҳо бо нороҳатӣ ё носозгорӣ рӯ ба рӯ мешаванд, ки кӯшишҳо барои паст кардани ин таҷриба ва мутобиқ шудан бо мутобиқати муносибатҳо, ақидаҳо ва рафтори онҳо то он даме, ки чунин номутаносиб ҳалли худро наёфтаанд (инчунин Vries ва Timmins, 2016). Аксарияти одамон метавонанд муваффақ гарданд, ки рафтори онҳоро муваффақ гардонанд, то ин камшавӣ. Бо вуҷуди ин, баъзеҳо ба рафторҳое, ки ба паст кардани нобаробариҳо оварда мерасонанд, бо истифода аз сабабҳои зерин "Ман метавонам бештар аз Интернет дар муқоиса бо ҳаёти воқеӣ дастрасӣ пайдо кунам", "Ман дар вақти Интернет дар бехатарӣ ҳис мекунам" ё "Истифодаи Интернет ки он чизеро, ки ман бояд иҷро кунам, фаромӯш кунам, вале намехоам, ки кор кунам ». Вақте ки одамон худро бовар кунонданд, ки Интернет ба сеҳру ҷоду майл доранд, оқилона осонтар мегардад ва онҳо худро беҳтар ҳис мекунанд. Бо вуҷуди ин, усули муассири коҳиш додани норасоии ноқилҳо ҳангоми зӯровари ҳамон як ҳодиса такроран такрор мешавад, ки мушкил аст (инчунин Vries ва Timmins, 2016). Яъне, вақте ки ин гуна NMC-ҳо аз ҷониби донишҷӯён таъсис дода шудаанд, истифодаи минбаъдаи Интернет ба ҳамон сатҳи норозигӣ оварда мерасонад, ки минбаъд истифодаи бештари истифодаи Интернетро меафзояд. Дар маҷмӯъ, насл ва рушди ИА бо даври шадид бо истифодаи NMC ва истифодаи зиёди Интернет, ва IA афзалиятнокии муносибати худро бо НМК дорад.
Натиҷаҳо дар муқоиса бо калимаҳои асосӣ байни мардон ва духтарон фарқият надоранд. Ин бо омилҳои бисёре аз таҳқиқотҳо мувофиқат намекунад (Мюллер ва дигарон, 2014). Ин имконпазир аст, зеро босуръат инкишофи технологияҳои компютерӣ ва шабакавӣ, ки таҷҳизоти терминали шабакаро хеле тағйир доданд, инчунин барномаҳо (Даниел ва дигарон, 2012; Майк ва Чин, 2014). Масалан, дар ҷомеаи муосир телефонҳои мобилӣ тадриҷан ба воситаи дастрасӣ ба Интернет ва гуногунии фаъолият, ба монанди харид ва дидан, метавонанд бо онҳо анҷом дода шаванд. Ҳам марду ҳам духтарон аксарияти чунин фаъолиятҳо доранд (Сан, 2015). Илова бар ин, натиҷаҳои таҳлили ҳамаҷонибаи гуногунҷабҳа нишон медиҳанд, ки роҳҳои дар байни IA ва NMC ҷойгиршуда барои писарон ва духтарон баробаранд. Аз ин рӯ, равандҳои пешбарикунандаи IA метавонад барои ҳам ҷинсҳои якхела бошад ва намунаи ниҳоӣ, ки дар таҳқиқоти мазкур таъсис ёфтааст, ба инобат гирифта мешавад, ки барои донишҷӯёни коллеҷи чинӣ аҳамияти васеъ ва аҳамияти амалӣ дорад.
Барои муайян кардани механизми тавлидию рушдии IA, мо модели назариявиро дар асоси натиҷаҳои дар ин тадқиқот ошкоршуда, инчунин шакли модели тарзи рафтории Davis пешниҳод менамудем. 4). Мувофиқи ин модда, насл ва инкишофи ИА натиҷаҳои даврии шадидро дар бар мегирад, ки IA ва NMC доранд ва ин давра асосан аз сабаби нороҳатӣ дар байни рафтор ва тарзи фикрронӣинчунин Vries ва Timmins, 2016). Азбаски ин давра асосан бо истифодаи барзиёдии Интернет оғоз меёбад, коҳиш додани ин лаҳзаи шадид дар оғози семинар тавассути усулҳои гуногун зарур аст. Бо вуҷуди ин, аз сабаби шубҳанокии пурраи Интернет ба ҷавонон, пурра аз IA дар байни курсантҳои коллеҷ канорагирӣ кардан душвор аст. Мувофиқи назарияи нобаробари назариявӣ, вақте ки баъзеҳо ба Интернет майл мекунанд, ду усул барои кам кардани нороҳатие, ки боиси норасоиҳои рафтор ва фикрронӣ мегардад, вуҷуд дорад. Усули якум тағйироти рафтории онлайнро тағйир медиҳад ва усули дуюм ба танзим даровардани нишонаҳо барои таҳияи асосҳо барои рафтори нармафзор мебошад. Усули дуюм дар ҳақиқат маъқул аст. Бинобар ин, ин модели дастгирии теоретикӣ барои нақшаҳои пешгирӣ ва ислоҳот барои IA дар байни донишҷӯёни Чин дар оғози солҳои коллеҷҳои худ мебошад.
Шабакаи 4. Модели назариявии омӯзиши мазкур.
Маҳдудиятҳо ва роҳҳои оянда
Якчанд маҳдудиятҳои ин тадқиқот баҳогузорӣ мекунанд. Якум, ҳарчанд мо модели назариявӣ дар бораи насл ва рушди ИА пешниҳод карда будем, ин намунаи таҳқиқоти имрӯза комилан тасдиқ нашудааст ва мо танҳо ба муносибатҳои байни IA ва NMC равона шудаем. Ҳамин тариқ, таҳқиқоти минбаъдаи америкоӣ бояд барои таҳияи ин модел анҷом дода шавад. Ғайр аз ин, ин намунаи назариявӣ метавонад ба таъсири якчанд омилҳо, ба монанди эҳсосот ва муҳити беруна таъсири манфӣ расонад. Бинобар ин, моделҳои назариявии такмили ихтисос бояд барои ҳалли ин масъала таҳия карда шаванд. Дуюм, барои омӯхтани муносибатҳои байни IA ва NMC, ин тадқиқот аз моҳи сентябри 2015 ба моҳи 2016 се тадқиқот гузаронид. Бо вуҷуди ин, муддати се муддати дурудароз метавонад дар муддати кӯтоҳ тағйироти тағйирёбии доимии IA дошта бошанд. Раванди рушд метавонад дар давраи минбаъда дар коллеҷи донишҷӯён фарқ кунад. Аз ин рӯ, таҳқиқоти минбаъдаи ин масъала дар солҳои бистуcиашон дар коллеҷ зарур аст. Ниҳоят, истифодаи намунаи хуби омӯзгорони коллеҷ дар ин тадқиқот аз сабаби маҳдудиятҳои молиявӣ ва захираҳои инсонӣ зарур буд. Ин намунаро танҳо Иштирокчиёни 213 ҷалб кардаанд, ки ҳамаи онҳо аз донишгоҳи Шангонд, Чин буданд. Фарқиятҳои иқтисодӣ ва фарҳангии байни вилоятҳо метавонанд ба муносибатҳои байни ду варианти калидӣ, ки ба донишҷӯёни коллеҷҳои коллеҷ таъсир мерасонанд, таъсир расонанд. Бинобар ин, тадқиқот бояд бо намунаи бузургтаре, ки дар минтақаҳои гуногуни Чин ҷойгиранд, такмил дода шавад.
Муаллифон
PH ба ақидаи ибтидоӣ ва навиштани дастхатҳо мусоидат намуд. PW ва FG ба таклифҳои муҳим мусоидат карданд. QL ва YT барои ҷамъоварии маълумот ва таҳлили маълумот кӯмак карданд. Ҳамаи муаллифон нусхаи ниҳоии дастнависро барои нашр нашр карданд.
маблағгузории
Ин тадқиқот аз тарафи Барномаи гуманитарии-Ҷамъияти илмӣ-тадқиқотии Шэнгун (J16YG21), барномаи илмии вилояти Шэндун (ZX2015021) ва Барномаи гуманитарии-Ҷамъияти илмии тадқиқоти илмии Донишгоҳи Ҳисей (XY16SK09) дастгирӣ карда шуд.
Мубодилаи изҳороти фоизҳо
Муаллифон изҳор медоранд, ки тадқиқот дар сурати мавҷуд набудани муносибатҳои тиҷоратию молиявӣ, ки метавонад ҳамчун ихтилофоти эҳтимолии манфиатҳо ба ҳисоб меравад, гузаронида шавад.
Адабиёт
Аҳмадӣ, К. ва Саххфиро, А. (2013). Профессори психологию эстетикии ҷавонони эронии Эрон. Cyberpsychol. Беҳзод. Soc. Шабака. 16, 543-548. doi: 10.1089 / cyber.2012.0237
Ayas, T., ва Horzum, MB (2013). Муносибати байни депрессия, танҳоӣ, худшиносӣ ва дастрасии интернет. маълумот 133, 183-190.
Bai, Y., ва Фан, FM (2005). Омӯзиш дар бораи вобастагии Интернет ба донишҷӯёни коллеҷ: ислоҳ ва татбиқи андозагирӣ. Психол. Дев. Таълим 4, 99-104. doi: 10.3969 / j.issn.1001-4918.2005.04.019
Bessière, K., Kiesler, S., Kraut, R. ва Бонева, БС (2008). Таъсири истифодаи интернет ва захираҳои иҷтимоӣ дар бораи тағйирёбии депрессия. Маълумот. Комсомол. Soc. 11, 47-70. doi: 10.1080 / 13691180701858851
Клан, С. (2010). Таҳлили ва андозагирии истифодаи маҷмӯии интернетӣ: як роҳи дуҷониба. Comput. Хом. Беҳзод. 26, 1089-1097. doi: 10.1016 / j.chd.2010.03.012
Клан, SE ва Turner, JS (2007). Нишон додани назарияи таҳқиқоти компютерии коммуникатсионӣ. Comput. Хом. Беҳзод. 23, 985-998. doi: 10.1016 / j.chb.2005.08.003
Chen, SK (2012). Истифодаи Интернет ва некӯаҳволии психологӣ байни донишҷӯёни коллеҷ: равиши профилактикӣ. Comput. Хом. Беҳзод. 28, 2219-2226. doi: 10.1016 / j.chb.2012.06.029
Chiou, WB ва Wan, CS (2007). Истифодаи нобаробариҳои маърифатӣ барои фарогирии наврасон, ки аз ғалабаи бозиҳои онлайнӣ берун мешаванд: нақши масъулияти шахсӣ ва асоснокии хароҷот. Пурбинандатаринҳо Беҳзод. 10, 663-670. doi: 10.1089 / cpb.2007.9972
Chuang, C. (2006). Ҷалби бозиҳои ҷолиби бозиҳои онлайнӣ дар якҷоягӣ: мушкилоти саломатӣ беэътиноӣ дар Интернет. Cyberpsychol. Беҳзод. 9, 451-456. doi: 10.1089 / cpb.2006.9.451
Cooper, J. (2007). Департаменти фаҳмиш: 50 Солҳои пайдоиши классикӣ. Лондон: Sage.
Cotten, SR (2008). Истифодаи технологияҳои донишҷӯён ва таъсири он ба некӯаҳволӣ. New Dir. Омӯзиш. Хизмат. 124, 55-70. doi: 10.1002 / ss.295
Дониёл, ЛК, Пол, HD, Марк, ДГ ва Михаил, Г. (2012). Муносибатҳои оммавӣ-рафторӣ барои табобати беморони интернетӣ дар кӯдакон ва наврасон. Ҷ. Клин. Психол. 68, 1185-1195. doi: 10.1002 / jclp.21918
Davis, RA (2001). Модели услубии усули тарзи истифодаи оксигени патологӣ. Comput. Хом. Беҳзод. 17, 187–195. doi: 10.1016/S0747-5632(00)00041-8
инчунин Vries, J., ва Тимминс, F. (2016). Эрозияи ғамхорӣ дар беморхонаҳо: мушкилот дар таҷрибаи ҳамшарикии ҳамшарикӣ ва нақши нофаҳмиҳои маърифатӣ. Таълими тифл. Имрӯз 38, 5-8. doi: 10.1016 / j.nedt.2015.12.007
Festinger, L. (1957). Таҳлили ноустувории маърифат. Evanston, IL: Рow, Peterson.
Forrest, CJ, King, DL ва Delfabbro, PH (2016). Андозаи математикаи малакаи зеҳнии видеоӣ дар бози байни калонсолон. Comput. Хом. Беҳзод. 55, 399-405. doi: 10.1016 / j.chb.2015.09.017
Forrest, CJ, King, DL ва Delfabbro, PH (2017). Қобилиятҳои малакаи дараҷаи тағйирёбанда дар бозиҳои душвор дар калонсолони машҳури пешгӯӣ: омӯзиши давомноки 12-моҳ. Addict. Беҳзод. 65, 125-130. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.10.013
Фу, KW, Chan, WS, Wong, PW ва Yip, PS (2010). Маҳдудияти интернетӣ: паҳнкунӣ, эътибори тақаллубӣ ва байни наврасон дар Гонконг. Брежнев. J. Психатриатсия 196, 486-492. doi: 10.1192 / bjp.bp.109.075002
Георгиус, Ф., Константино, С., Арриадни, С., Loannis, G., and Georgios, G. (2014). Муносибати байни шахсияти шахсӣ, тарҳҳои муҳофизат, ихтилоли марбут ба интернет ва психопология дар донишҷӯёни коллеҷ. Cyberpsychol. Беҳзод. Soc. НТ. 17, 6722-6676. doi: 10.1089 / cyber.2014.0182
Холберт, РЛ ва Стефенсон, MT (2002). Models of equation structure in the science communications, 1995-2000. Хом. Комсомол. Рауф Баротов 28, 531–551. doi: 10.1111/j.1468-2958.2002.tb00822.x
Юсуф, CP, Филип, П., Балҷер, С., Сара, М., Крис, Ҷ., Эндрю, ТГ ва дигарон (2016). Рушди истифодаи маҷмӯии интернет ва солимии равонӣ: омӯзиши чорсолаи наврасӣ. Дев. Психол. 52, 272-283. doi: 10.1037 / dev0000070
Кальтан, М. (2012). Истеҳсоли функсияҳои муноқишаҳои байнишахсӣ дар донишҷӯёни донишгоҳ дар истифодаи мушкилоти Интернет. Кӯдак. Хизматрасонии ҷавонон. Ваҳй 34, 1305-1308. doi: 10.1016 / j.childyouth.2012.03.003
Ким, EJ, Namkoong, K., Ку, Т. ва Ким, SJ (2008). Муносибати байни тамос бо бозиҳои онлайнӣ ва зӯроварӣ, сифатҳои худидоракунӣ ва шахсияти ношинос. Ёвро. Психатриатсия 23, 212-218. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2007.10.010
Кинг, ДЛ ва Delfabbro, PH (2014). Психологияи оммавии бозиҳои Интернет. Клин Психол. Ваҳй 34, 298-308. doi: 10.1016 / j.cpr.2014.03.006
Кинг, ДЛ ва Delfabbro, PH (2016). Психопатологияи қобилияти бозиҳои интернетӣ дар наврасӣ. J. Психологияи кӯдаконаи номатлуб. 44, 1635–1645. doi: 10.1007/s10802-016-0135-y
Кроут, Р., Кизлер, С., Бонева, Б., Cummings, J., Ҳеллсон, В. ва Кроуфорд, А. (2002). Парадоксинги Интернет боз шуд. Ҷ. Масъалаҳои 58, 49-74. doi: 10.1111 / 1540-4560.00248
Li, DL, Zhang, W., Ванҷ, YH ва Ли, ДP (2013). Истифодаи интернетии мушкилоти равонӣ ва наврасони психологӣ: нақши мутақобилаи таркиби ҳассос. Психол. Суб. 36, 411-416.
Ли, Ҳ., ва Ванг, С. (2013). Нақши омурзиши маърифатӣ дар бозиҳои онлайнӣ дар байни наврасони чинӣ. Кӯдак. Хизматрасонии ҷавонон. Ваҳй 35, 1468-1475. doi: 10.1016 / j.childyouth.2013.05.021
Ли, Н., ва Лианг, NJ (2007). Тадқиқот оид ба асосҳои маърифатии донишҷўёни дараҷаи бакалаврии Интернет. Психол. Суб. 30, 65-68. doi: 10.3969 / j.issn.1671-6981.2007.01.015
Лиу, GC, Jen, JY, Чен, CY, Йен, CF, Чен, Сент, Лин, ВК, ва дигарон. (2014). Роҳандозии мағзи саривақтаро дар зери фишор дар бозиҳо дар бозиҳои интернетӣ бозӣ кунед. Қаҳахши Панҷ. Суб. 30, 43-51. doi: 10.1016 / j.kjms.2013.08.005
Лю, QX, Fang, XY, Deng, LY, and Zhang, JT (2012). Истифодаи волидони волидон, истифодаи усули волидайн ва меъёрҳои интернетӣ ва истифодаи интернетӣ дар байни наврасони чинӣ. Comput. Хом. Беҳзод. 28, 1269-1275. doi: 10.1016 / j.chb.2012.02.010
Лу, X. ва Йео, KJ (2015). Истифодаи интернетии водорухим дар донишгоҳҳои Малайзия: омилҳои хавф ва нақши рахнашавии маърифат. Comput. Хом. Беҳзод. 45, 235-242. doi: 10.1016 / j.chb.2014.12.021
Мэй, Ю., Ху, Ҷ., Ян, З., Ҷен, С., Ванг, С., ва Чжан, W (2012). Сохтор ва вазифаи ташаккули маърифати нодуруст дар истифодаи патологии интернет дар байни наврасони чинӣ. Comput. Хом. Беҳзод. 28, 2376-2386. doi: 10.1016 / j.chb.2012.07.009
Майк, ZY, He, J., Deborah, MK, and Pang, KC (2014). Таъсири рафтори шахсияти шахсӣ ва худбинӣ дар бораи нармафзори интернет: омӯзиши донишҷӯёни чинӣ. Cyberpsychol. Беҳзод. Soc. Шабака. 17, 104-110. doi: 10.1089 / cyber.2012.0710
Майк, ZY ва Zhong, ZJ (2014). Танҳоӣ, тамосҳои иҷтимоӣ ва вобастагии интернет: омӯзиши паноҳгоҳ. Comput. Хом. Беҳзод. 30, 164-170. doi: 10.1016 / j.chb.2013.08.007
Мюллер, КВ, Глаесмер, Ҳ., Браҳлер, Э., Вофеллинг, К., ва Бейтел, ME (2014). Пешгирии зӯроварии интернетӣ дар аҳолии умумӣ: натиҷаи натиҷаҳои тадқиқоти заминаи Олмон. Беҳзод. Хабар диҳед. Технол. 33, 757 – 766. doi: 10.1080 / 0144929X.2013.810778
Ni, XL, Ян, Х., Чен, SL, ва Лиу, ZG (2009). Омилҳои таъсиррасон ба вобастагии интернет дар намунаҳои донишҷӯёни донишгоҳҳои якуми Чин. Коммтети фаврй. 12, 327-330. doi: 10.1089 / cpb.2008.0321
Пенг, В., ва Лю, М. (2010). Вобастагии бозӣ онлайн: омӯзиши пешакӣ дар Чин. Cyberpsychol. Беҳзод. Soc. Шабака. 13, 329-333. doi: 10.1089 / cyber.2009.0082
Сан, C. (2015). CNNIC гузориши омори сию панҷуми омори рушди интернетро нашр кард. Dis. Таълим. Хитой 4, 99 – 104. doi: 10.13541 / j.cnki.chinade.2015.02.006
Шо, М. ва Сиёҳ, DW (2008). Нашъамандии Интернет: таъриф, арзёбӣ, эпидемиология ва идоракунии клиникӣ. СМС-ҳо 22, 353–365. doi: 10.2165/00023210-200822050-00001
Шек, DTL, Sun, RCF ва Ю, Л. (2013). "Маҳсулот дар Интернет" Асабшиносӣ дар асри 21st: аз асосӣ то клиникӣ, таҳрир DW Pfaff (Ню Йорк, Ню Йорк: Спрингер), 2775 – 2811. doi: 10.1007 / 978-1-4614-1997-6_108
Тиан, Ю., Биан, Ю.Л., Ҳан, П.Г., Гао, FQ, ва Ванг, П. (2017). Робитаҳо байни омилҳои психологию иҷтимоӣ ва истифодаи умумии патологии интернет дар донишҷӯёни Донишгоҳи Хитой: таҳлили дарозмуддат дар дарозмуддат. Comput. Хом. Беҳзод. 72, 178-188. doi: 10.1016 / j.chb.2017.02.048
Тиан, Ю., Биан, Ю.Л., Ҳан, П.Г., Ванг, П., ва Гао, FQ (2015). Таъсири шиддат дар бораи зӯроварии интернетӣ: таъсири мутақобилаи тамоюли ғамхорӣ ва фаҳмиши малакаи алоқаманд бо шабака. Чин. Ҷ. Таълим. 12, 83-89. doi: 10.3969 / j.issn.1007-3728.2015.12.014
Tokunaga, RS ва Rains, SA (2010). Арзёбии ду хусусияти муносибатҳо байни истифодаи проблемаи Интернет, вақти истифодаи Интернет ва мушкилоти психологию иҷтимоӣ. Хом. Комсомол. Рауф Баротов 36, 512 – 545. doi: 10.1111 / J.1468-2958.2010.01386.X
Цай, Х.Ф., Ченг, SH, Yeh, TL, Ших, CC, Чен, KC, Янг, YC ва ғайра. (2009). Омили хатари вобастагӣ аз интернет - назарсанҷии донишҷӯёни донишгоҳ. Рушди психиатрия 167, 294-299. doi: 10.1016 / j.psychres.2008.01.015
Ван ден Eijnden, RJJM, Spijkerman, R., Vermulst, AA, Van Rooij, TJ, and Engles, RCME (2010). Истифодаи маҷбурии интернет дар байни наврасон: муносибатҳои дуҷонибаи волидайн ва кӯдак. J. Abnorm. Психолияи кӯдакон. 38, 77–89. doi: 10.1007/s10802-009-9347-8
Ван Лайер, П.А., Витаро, Ф., Баркер, Э.Д., Брендген, М., Тремблай, Р.Е., ва Бойвин, M. (2012). Зӯроварии ҳамҷаворӣ, муваффақияти таҳсилоти заиф ва алоқаи байни кӯдакон аз беруна ва мушкилоти дохилӣ. Кӯдак Dev. 83, 1775-1788. doi: 10.1111 / j.1467-8624.2012.01802.x
Ванг, Т., Вей, Ҳ., Чжоу, З.К., Сионг, Ҷ., Ли, X., Янг, X., ва дигарон. (2015). Муносибатҳои нисбии бозии дӯстонаи потенсиалӣ, дониши малакаи таҳлил ва бозии онлайнӣ. Чин. Ҷ. Клин. Психол. 23, 487 – 493. doi: 10.16128 / j.cnki.1005-3611.2015.03.023
Wen, ZL, Chang, L. ва Хью, JT (2006). Модератор ва миёнарави миёнаравӣ. Пажмбар Гуноҳ 38, 448-452.
Вудхаус, SS, Dykas, MJ ва Jude, C. (2012). Танҳо ва муносибатҳои ҳамсолон дар наврасӣ. Rev. Soc. Дев. 21, 273-293. doi: 10.1111 / j.1467-9507.2011.00611.x
Янг, LS, Sun, L., Zhang, ZH, Sun, YH, Wu, HY, and Ye, DQ (2014). Нашъамандӣ дар Интернет, депрессияи наврасон ва нақши миёнаравӣ аз рӯйдодҳои зиндагӣ: Ҷустуҷӯ аз намунаҳои наврасони чинӣ. Int. Ҷ. 49, 342 – 347. doi: 10.1002 / ijop.12063
Ҷавон, KS ва de Abreu, CN (2011). Нашъамандии Интернет: Китоби роҳнамо оид ба арзёбӣ ва табобат. Хобкор, НҶ: Вилли.
Ҷавон, KS, Pistner, M., O'Mara, J., and Buchanan, J. (1999). Кибер-ихтилолҳо: ташвиши солимии равонӣ ба ҳазорсолаи нав. Cyberpsychol. Беҳзод. 2, 475-479. doi: 10.1089 / cpb.1999.2.475
Yuan, YC, Shao, А, Лианг, ЛК, ва Bian, YF (2014). Таҳлили муназзами алоқамандии номутобиқатӣ, рад кардани ҳамсолон ва қурбонии ҳамсолон. Психол. Дев. Таълим 30, 16-23.
Zhang, HY, Li, DP ва Li, X. (2015). Истироҳат ва истифодаи проблемавии интернет дар наврасон: модели миёнаравии миёнамӯҳлати маърифати нодуруст ва услубҳои волидайн. Ҷ. 24, 1886–1897. doi: 10.1007/s10826-014-9990-8
Чжан, JT, Chen, C., Wang, LJ, Liu, L., Liu, FE, Zhao, HC, ва дигарон. (2014). Алоқаи байни вақтҳои вобастагии онлайн ва интернет байни навхонандагони коллеҷи чинӣ: модели миёнаравӣ. Пажмбар Гуноҳ 30, 65-68. doi: 10.3969 / j.issn.1671-6981.2007.01.015
Чжоу, З., Юан, Г. ва Яо, Ҷ (2012). Мушкилоти маърифатӣ ба расмҳои бозиҳои интернетӣ ва норасоиҳои иҷтимоиро дар шахсоне, ки бо усули Интернет бозӣ мекунанд. Бале 7: e48961. doi: 10.1371 / journal.pone.0048961
Нишондиҳандаҳо: Маҳбубияти Интернет, тарзи либоспазири марбут ба шабака, донишҷӯёни коллеҷ, тадқиқоти ченкунии чинӣ, чинӣ
Иқтибос: Ҳан P, Wang P, Lin Q, Tian Y, Gao F ва Chen Y (2017) Робитаи мутақобила байни вобастагӣ ба Интернет ва дониши аз ҷиҳати бадбахтии шабакавӣ дар байни наврасони коллеҷҳои чинӣ: Таҳлили дарозмуддати тӯлонӣ. Front Психол. 8: 1047. doi: 10.3389 / fpsyg.2017.01047
Қабулшуда: 13 март 2017; Қабул: 08 июн 2017;
Нашр шудааст: 22 Июн 2017.
Таҳрир аз:
ШАҲРИ ҚӮРҒОНТЕППАДонишгоҳи Виндустрия, Чин
Баррасии аз:
Гуанчжэн Донг, Донишгоҳи Normal Zhejiang, Чин
Ҷенифер Кеннел, Олмон, Канада
Copyright © 2017 хан, Вино, Лин, Тиан, Гао ва Чэн. Ин мақолаи кушодаи кушодаест, ки дар доираи шартҳои тақсим карда мешавад Лоиҳаи Creative Commonsense License (CC BY). Истифодабарӣ, тақсимот ё такрори дигар форумҳо иҷозат дода мешавад, агар муаллиф ё иҷозатномадиҳандаи аслӣ ҳисоб карда шавад ва нашрияи ибтидоӣ дар ин маҷалла мутобиқи таҷрибаи қабулшудаи академӣ зикр карда мешавад. Ҳеҷ гуна истифода, тақсимот ё такрори ройгон иҷозат дода намешавад, ки ин шартҳоро риоя намекунад.
;