1.前言

　　至今，关于网络偏差行为还没有统一的定义。吴雅文等人将其定义为网迷在上网过程中可能出现的偏差行为，包括不良适应行为、反社会行为或非社会行为等[1]。罗伏生等人将其定义为在使用网络过程中时，个体因为不能适应正常网络生活所产生的、违反甚至破坏网络所制定的规范的偏差行为的总称，其中包括网络欺骗、色情、过激、视觉冒犯、盗窃等行为[2]。本文采用刘丽芳的定义即网络偏差行为是个体在网络世界过程中出现的偏离或违反网络规范、但没有达到严重的犯罪或网络成瘾的程度、及可能对他人或自己造成危害后果的行为，包括网络过激、欺骗、色情、侵犯隐私及发布不良信息等行为[3]。综上可知对于网络偏差行为的界定有两个方面的要求，一是发生的环境是在网络，二是对自己或他人造成危害。

　　应对也可以叫应付，但目前还没有统一的定义。国外学者Haan提出应对是个体为了寻找和追求对现实世界的保护而做的包括思考和行为上的任何努力，此类心理活动视为应对行为[4]。在国内，肖计划等人将其定义为应对是个体面对应激事件或者是在应激的环境当中，对这个事件或者是环境作出一定的评价后，为平衡自身精神状态所采取的措施[5]。黄希庭等人认为应对方式是一种认知与行为的努力过程，其目的是为了减轻面临压力所带来的消极影响[6]。本文采用肖计划等人的定义。应对方式作为一种策略，其过程包含消极和积极两个层面[7]。在面对特定情境时促使了个体选择采用什么样的方式来应对情境，减轻情境对自己的影响。

　　在已有的研究中，可以知道，关于网络偏差行为的影响因素归纳主要有2个方面：环境因素，个体因素。在环境因素中，将其分为网络环境和现实环境。吴雅文等人认为网络的自由性、随意性，匿名性、虚拟性，信息易逝性、快捷性是导致高校学生产生网络偏差行为的重要因素之一[1]。雷雳和李冬梅的研究中发现现实环境中的人际关系，社会支持都能对网络偏差行为产生影响[8]。在个体因素中，网络道德，人格特质，自我控制能力，使用动机，心理健康，应对方式等都能对网络偏差行为产生影响。应对方式作为预测网络偏差行为的因素之一，在已有的文献中只找到两篇。一篇是以中学生为对象，作者李宏利研究得出病理性互联网的使用与应对方式存在相关，PIU(个体在使用互联网应对现实情境或压力的过程中，其使用带给个体心理和行为发展是消极影响的集中反映。)低的学生采用解决问题等积极应对方式，PIU高的学生更多采用幻想和发泄的应对方式[9]。另一篇就是罗伏生等人的研究，该研究得出的结论为“大学生网络偏差行为与消极的应对方式、神经质人格特征和生活事件的关系密切[2]。”但在该研究中，其网络偏差行为的问卷是作者根据国外的问卷进行编制，信效度不可考察，不同的文化背景其研究结果也可能不尽相同，因此，本文选择国内编制的网络偏差行为问卷作为工具，重新考察网络偏差行为与应对方式的关系。根据《报告》：截止2015年6月底，中国网民10-39岁年龄段的比例达到78.4%。其中，20-29岁年龄段的比例为31.4%，在整体网民中占的比例最大[10]。大学生正处于这个上网比例最大的年龄段。人处在不断社会化的进程中，社会化就是自身与外部世界的不断相互作用[11]。在这个过程中，大学生采取积极主动的应对来面对应激，提高应对挫折的能力和完善人格，那么他就与外部世界建立和谐关系，但在社会化的进程，自身与外部世界产生矛盾，倘若无法找到有效的、积极的的应对方式来解决，这就会致使其偏差行为的产生。本文基于这样的背景下，对大学生应对方式和网络偏差行为的关系进行分析讨论。本文以应对方式为切入点，对大学生网络偏差行为进行研究，了解大学生网络偏差行为情况，揭示网络偏差行为和应对方式的关系，充实从心理学角度对大学生网络偏差行为的研究。

　　2.被试与方法

　　2.1被试

　　随机选取福建师范大学福清校区大一至大四的本科在校大学生。共发放400份的问卷，其中回收393份问卷，剔除漏答，乱答的无效问卷21份，最终得到有效问卷372份，有效率93%。

　　表1被试的人口学统计情况

		人数（人）	百分比（%）
性别	男	140	37.6
	女	232	62.4
年级	大一	86	23.1
	大二	105	28.2
	大三	97	26.1
	大四	84	22.6
专业	文科	188	50.5
	理科	184	49.5
是否独生子女	是	120	32.3
	否	252	67.7

　　2.2研究工具

　　2.2.1大学生网络偏差行为问卷

　　采用刘丽芳编制的大学生网络偏差行为问卷[3]，共26个项目，有1道测谎题。有5个因子：网络过激行为指在网络上发生冲突、争吵、易怒等超出了常规的反应的行为，共5题;网络欺骗行为指在网络上以欺骗他人感情、物质等作为目的的行为，共5题;网络色情行为是个体为了满足性需求而在网络中收集色情图片、视频的行为，共6题;不良信息行为是指引起民众恐慌为目的在网络中散布社会、政治等谣言的行为，共5题;侵犯隐私行为是指未经他人的允许在网络中传播他人隐私的行为，共4题。该问卷采用的是5点记分，其中“从来没有”用“1”表示，“较少”用“2”表示，“中等”用“3”表示，“较多”用“4”表示，“经常”用“5”表示。该量表总分越高代表其网络偏差行为发生率越多，性质越严重。总量表内部一致性系数为0.93。具有较好的信效度。

　　2.2.2应对方式问卷

　　采用肖计划编制的应对方式问卷[5]。该问卷根据我国文化背景，从应付方式类型与应付行为特点进行编制。共62 个条目，分为解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化共6 个分量表，解决问题和求助为积极应对，而其它四个因子为消极应对方式。每个条目只有“是”、“否”两种答案，因子分的计算是各个因子总分除以各分量表所含题目。内部一致性系数为0.912。适用于测定大学生应对方式。

　　2.3研究方法

　　采用spss16.0进行数据处理，采用的方法有方差分析，t检验，事后检验，相关分析，回归分析等。

　　3.结果

　　3.1大学生网络偏差行为的基本情况

　　表2 大学生网络偏差行为的基本特征

	平均数	标准差
网络过激	2.40	.57
网络欺骗	2.22	.61
网络色情	1.82	.55
不良信息	1.62	.57
侵害隐私	1.86	.59
网络偏差行为总分	1.98	.45

　　本文采用刘丽芳的大学生网络偏差行为问卷，该问卷为5点计分法，其中间值为3，问卷的分数越高，表示大学生网络偏差行为的发生率越高。从表2可以知道，大学生的网络偏差行为的平均值为1.98。说明大学生的网络偏差行为情况处于中等偏下的水平，其发生率不是很高，比较能理性上网。在大学生网络偏差行为问卷的5个维度的平均值来看，发生率从高到低分别为网络过激，网络欺骗，侵害隐私，网络色情，不良信息。

　　3.1.1大学生网络偏差行为的差异分析

　　3.1.1.1大学生网络偏差行为在性别上的差异

　　表3 不同性别的大学生网络偏差行为的差异检验

	性别	平均数	标准差	t值
网络过激	男	2.46	.52	1.448
	女	2.37	.60
网络欺骗	男	2.25	.54	.574
	女	2.21	.65
网络色情	男	2.02	.67	5.107***
	女	1.70	.42
不良信息	男	1.69	.62	1.838
	女	1.58	.53
侵害隐私	男	2.00	.62	3.530***
	女	1.78	.55
网络偏差行为总分	男	2.08	.45	3.280**
	女	1.93	.43

　　*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001

　　将性别作为自变量，网络偏差行为总分及问卷的因子作为因变量进行独立样本T检验，由上表可知，大学生在网络色情(t=5.107)和侵害隐私(t=3.530)上存在显著差异，其中男生显著高于女生。总量表的其他维度不存在差异。以网络偏差行为的总分来看，大学生网络偏差行为在性别上存在显著差异(t=3.280)

　　3.1.1.2大学生网络偏差行为在专业上的差异

　　表4 不同专业的大学生网络偏差行为的差异检验

	专业	平均数	标准差	t值
网络过激	文	2.29	.60	-3.935***
	理	2.52	.52
网络欺骗	文	2.13	.62	-2.924**
	理	2.32	.59
网络色情	文	1.81	.56	-.261
	理	1.82	.54
不良信息	文	1.62	.68	-.043
	理	1.62	.44
侵害隐私	文	1.74	.60	-4.178***
	理	1.99	.56
网络偏差行为总分	文	1.92	.50	-2.959**
	理	2.05	.39

　　*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001

　　以专业作为自变量，考察文理专业的大学生在网络偏差行为上是不是存在差异，从表4中可以看出：不同专业的大学生在网络偏差行为上存在显著性差异(t=-2.959)，理科生的网络偏差行为显著高于文科生。其中，5个因子中，只有网络过激(t=-3.935)、网络欺骗(t=-2.924)和侵害隐私(t=-4.178)在专业上存在显著差异，理科显著高于文科。

　　3.1.1.3大学生网络偏差行为在年级上的差异

　　表5 不同年级的大学生网络偏差行为的差异检验

	大一		大二		大三		大四		F值	事后检验
	M	SD	M	SD	M	SD	M	SD
网络过激 网络欺骗 网络色情 不良信息 侵害隐私 网络偏差行为总分	2.25 2.18 1.78 1.60 1.75 1.91	.59 .61 .50 .70 .64 .49	2.41 2.23 1.80 1.60 1.91 1.99	.56 .65 .56 .51 .61 .46	2.36 2.13 1.73 1.55 1.79 1.91	.46 .55 .50 .44 .49 .35	2.60 2.39 1.97 1.75 2.00 2.14	.64 .62 .61 .62 .58 .46	5.399** 2.830* 3.234* 2.059 3.491* 5.110**	4>1,4>3 4>3 4>3 4>1 4>3，4>1

　　*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001

　　为了考察大学生的网络偏差行为在年级上有没有差异，进行了方差分析，根据表5可以知道。不同年级的大学生在网络偏差行为总分上均有显著性差异，5个因子上除了不良信息以外其他4个因子均具有差异，根据F值得大小来看，发现网络过激最为显著，接着是侵害隐私，其次为网络色情，最后为网络欺骗。为了进一步弄清是哪几个年级之间有差异，对其进行了事后检验，有上表可以看出：网络过激上，大四学生显著高于大一学生，大三学生;在网络欺骗、网络色情上，大四学生和大三学生之间存在差异;在侵害隐私上，只有大四学生和大一学生之间存在差异。从总量表上来看，存在差异性的是大四学生和大三学生，大四学生和大一学生。

　　3.2大学生偏差行为和应对方式的关系研究

　　3.2.1大学生网络偏差行为和应对方式的相关研究及回归分析

　　表6 大学生网络偏差行为和应对方式的相关研究

	解决问题	自责	求助	幻想	退避	合理化	网络偏差行为总分
网络偏差行为总分	-.148**	.257**	.050	.221**	.240**	.182**	1

　　*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001

　　结果发现，除了应对方式的求助因子外，网络偏差行为与解决问题呈显著的负相关，与自责，合理化，幻想，退避呈显著的正相关。也就是说，应对方式与大学生网络偏差行为存在相关。

　　表7 网络偏差行为和应对方式的回归方程

自变量（X）	因变量（Y）	R	R2	B	Beta	t	方程
解决问题	网络偏差行为	.148	.022	2.269	-.148	-2.881***	Y=2.269-.372*X
自责		.257	.066	1.829	.257	5.110***	Y=1.829+.399*X
幻想		.221	.049	1.800	.221	4.364***	Y=1.800+.379*X
退避		.240	.058	1.772	.240	4.756***	Y=1.772+.460*X
合理化		.182	.033	1.808	.182	3.561***	Y=1.808+.383*X

　　*p<0.05 **p<0.01 ***p<0.001

　　根据表6的相关，将网络偏差行为作为因变量，应对方式中的解决问题，自责，幻想，退避，合理化分别作为自变量，分别进行回归方程的分析，建立回归模型。根据表7可以发现，回归方程显著，且对回归系数的检验也达到了显著性水平。

　　4.分析与讨论

　　4.1大学生网络偏差行为的分析

　　从所得数据分析来看，大学生网络偏差行为总分的平均数为1.98，也就是说网络偏差行为处于中等偏下的水平，大学生较能理智上网，但仍存在部分网络偏差行为。这与刘丽芳结论相一致[3]。问卷中五个因子的发生频率从高到低是网络过激，网络欺骗，侵害隐私，网络色情，不良信息。网络的虚拟性和匿名性使得大学生将网络作为一个发泄的平台，将在现实生活受到不良情绪释放到网络中。网络的使用并没有具体明确的规章制度，导致其认为在网上发泄情绪是件很正常的事情并没有意识到自己的行为有失偏颇。

　　在本文中发现，大学生的网络偏差行为存在性别差异，男生显著高于女生，这可能是与男女天生的差异有关，男生更具有好奇心和冒险性，网络的自由性，便捷性使得男生在这虚拟的世界里自由翱翔。本文发现5个因子中，男生在网络色情和侵害隐私中显著高于女生，色情文化的不良传播对男生的影响比女生要大，男生较女生而言，更具攻击性且自我控制能力较低，容易陷入网络色情中。在侵害隐私上，男生性子比较直接，可能认为这只是不小心看到，并没有对他人造成实际性的伤害，或者这并不算侵害到他人的隐私。

　　张婷研究发现网络偏差行为存在独生子女差异[12]，但在本文中网络偏差行为并不存在独生子女差异，该研究选择的被试中，非独生子女人数为252人，独生子女人数为120人，非独生子女人数是独生子女书的2倍多，这可能是样本选择不均导致该结果。

　　网络偏差行为存在专业差异，理科生高于文科生，这与张婷的研究一致[12]。相对而言，理科生的学业压力会比文科生重，理科生较多学习任务要通过网络来完成，其接触网络的时间要比文科生多，因此可能导致其网络偏差行为的几率大于文科生。

　　网络偏差行为存在年级差异，在本文中，大四学生显著高于大三学生，大一学生。大一的学生刚进入校园，其精力大多放在学习上，随着年级的增长，大学生的活动不在拘束于学习上，课外活动变多，人际交往圈子扩大，随之面临的困扰也增多。大四面临着毕业，就业等重大抉择性问题，这使得大四的学生压力增加，因此通过网络来宣泄情绪，网络偏差行为的出现也高于其他年级。

　　4.2大学生应对方式与网络偏差行为的关系的分析

　　罗伏生等人发现应对方式中只有退避与网络偏差行为有关[2]。但在本文中，进行相关分析发现，除了求助以外，其他因子均与网络偏差行为存在相关。本文采用的是肖计划的应对方式应对问卷，其中解决问题和求助为积极应对方式，而其它四个因子为消极应对方式。由本文数据可知，积极应对方式中的解决问题与网络偏差行为存在负相关，也就是说，大学生采用积极的应对方式来面对生活中出现的情境，那么他在使用网络时也会较多的使用积极应对方式，其网络偏差行为出现的几率就会降低。消极应对方式中的4个因子皆与网络偏差行为存在正相关，在现实生活中面临的压力，受到的挫折等负性事件，大学生对此采取消极应对，带着此类负性事件的影响去使用网络，利用网络的匿名性和虚拟性，将这种负性情绪发泄在网络中，致使网络偏差行为的产生。

　　为了进一步探讨大学生网络偏差行为与应对方式两者的关系，将具有相关的解决问题、自责、幻想、退避、合理化分别选为自变量，网络偏差行为作为因变量，分别进行回归分析，研究表明，解决问题对网络偏差行为存在反向预测，自责、合理化、幻想、退避对网络偏差行为存在正向预测。由此可知，可以对大学生的应对方式的选择进行合理引导，帮助他们使用积极的应对方式来处理生活中的事件，进而减少网络偏差行为的发生。

　　5.结论

　　5.1大学生在网络偏差行为上存在性别差异，其中男生高于女生，在网络色情和侵害隐私因子上，差异极其显著。

　　5.2大学生网络偏差行为在专业上存在差异，理科生的网络偏差行为显著高于文科生。

　　5.3不同年级的大学生在网络偏差行为总分上均有显著性差异，5个因子上除了不良信息以外其他4个因子均存在显著差异。

　　5.4网络偏差行为与应对方式中的自责、合理化、幻想、退避呈显著正相关，与解决问题呈显著负相关。

　　5.5应对方式可以预测网络偏差行为。其中，解决问题对网络偏差行为为反向预测，自责、合理化、幻想、退避均对网络偏差行为存在正向预测。