趙 磊

(安徽大學(xué) 文典學(xué)院，安徽 合肥 230601)

社交媒體是社交網(wǎng)站和通訊平臺(tái)的統(tǒng)稱，指互聯(lián)網(wǎng)上基于用戶關(guān)系的內(nèi)容生產(chǎn)與交互的平臺(tái)，用戶可以在社交媒體上分享見解、經(jīng)驗(yàn)和觀點(diǎn)?，F(xiàn)階段我國本土社交媒體主要包括微博、微信、QQ、論壇等。我國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的《第50次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2022年6月，我國網(wǎng)民的數(shù)量已達(dá)10.51億，其中使用手機(jī)上網(wǎng)的人數(shù)達(dá)10.47億，占網(wǎng)民總數(shù)的99.6%[1]。高達(dá)99.3%的手機(jī)網(wǎng)民的智能手機(jī)上都安裝了社交媒體軟件，其中微信安裝數(shù)量和使用頻度最高。社交媒體具有即時(shí)通訊、信息共享等功能，加上操作簡單，不僅深受年輕人的喜愛，還擁有大量的老年用戶。一些研究表明，年輕人與老年人在采納和使用信息通信技術(shù)的態(tài)度和行為方面存在著差異。一般來說，被稱為“數(shù)字土著”的年輕人比被稱為“數(shù)字移民”的中老年人更熟練、更頻繁地使用信息通信技術(shù)[2]。在社交媒體使用時(shí)間和在線活動(dòng)參與強(qiáng)度上，年輕用戶通常超過老年用戶。

一、文獻(xiàn)綜述及問題的提出

(一)社交媒體使用強(qiáng)度與主觀幸福感

主觀幸福感通常指個(gè)體對(duì)自身生活條件或特定生活領(lǐng)域的整體感知和評(píng)價(jià)。作為多因素的變量，主觀幸福感主要包括對(duì)整體生活滿意度的認(rèn)知判斷以及對(duì)情感和感覺的評(píng)估[3]。由于這些不同維度的概念(即生活滿意度、積極情緒和消極情緒)反映了一個(gè)人對(duì)生活經(jīng)驗(yàn)的主觀看法，所以幸福感通常被定義為主觀幸福感。

近年來，許多研究都關(guān)注社交媒體使用強(qiáng)度對(duì)主觀幸福感的影響。有些研究認(rèn)為社交媒體使用強(qiáng)度對(duì)用戶的主觀幸福感有正向影響，例如Wei和Gao的研究證實(shí)，社交媒體使用強(qiáng)度與用戶的主觀幸福感之間存在著正相關(guān)關(guān)系，即社交媒體使用強(qiáng)度越高，用戶的主觀幸福感越強(qiáng)[4]。Pang的研究表明，微信等社交媒體的使用對(duì)用戶的主觀幸福感具有顯著的積極影響[5]。另一些研究則強(qiáng)調(diào)當(dāng)社交媒體被超負(fù)荷使用時(shí)，可能會(huì)帶來一些負(fù)面的社會(huì)心理后果，包括抑郁、孤獨(dú)和成癮等，從而對(duì)用戶的主觀幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響[6-7]。此外，也有研究認(rèn)為社交媒體使用強(qiáng)度與主觀幸福感之間不存在顯著關(guān)系[8]。總之，有關(guān)社交媒體使用與主觀幸福感之間關(guān)系的研究尚未得出一致的結(jié)論。造成這些不一致結(jié)論的原因，可能是問題性使用等因素抑制了社交媒體使用對(duì)主觀幸福感的影響，也可能是不同年齡段的用戶對(duì)社交媒體的使用和影響具有不同的認(rèn)知。

(二)社交媒體問題性使用與主觀幸福感

社交媒體問題性使用被定義為“使用社交媒體，在人們的生活中造成了心理、社交、學(xué)習(xí)或工作上的困難”[9]。換言之，社交媒體影響到人們的日常生活，用戶因使用社交媒體而遭受各類痛苦和不適，包括日常認(rèn)知失敗和較低的主觀幸福感，這些用戶可以被稱為“社交媒體問題性用戶”。問題性用戶更喜歡在線社交互動(dòng)，而不是面對(duì)面交流，并經(jīng)常使用社交媒體來調(diào)節(jié)情緒[10]。此外，有研究指出，問題性用戶可能會(huì)陷入與社交媒體使用相關(guān)的認(rèn)知焦慮和被迫性使用中，缺乏自我調(diào)節(jié)的能力。還有研究認(rèn)為造成問題性使用的因素包括人格特質(zhì)、情緒障礙、使用社交媒體的時(shí)長以及從社交媒體使用中獲得的滿足感等[11]。

既有研究表明，社交媒體問題性使用對(duì)用戶的主觀幸福感具有負(fù)面影響[12]。問題性使用行為常常表現(xiàn)出對(duì)在線社交互動(dòng)的偏好等，與正常使用的用戶相比，社交媒體問題性使用用戶會(huì)花費(fèi)更多時(shí)間在社交媒體活動(dòng)上(與他人互動(dòng)、狀態(tài)更新和評(píng)論朋友的帖子等)，并且更容易出現(xiàn)社交媒體成癮等問題[13-14]。而社交媒體成癮與用戶的心理健康和主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[15]。Casale和Banchi的研究表明，問題性使用會(huì)導(dǎo)致用戶忽略周圍的人和物，影響其身心健康，從而降低其主觀幸福感[16]。

(三)社交媒體使用強(qiáng)度與問題性使用

在社交媒體使用強(qiáng)度的衡量上，有研究采用使用時(shí)間、好友數(shù)量對(duì)其進(jìn)行測量，也有研究使用依賴程度對(duì)其進(jìn)行測量。但這些測量主要是單維測量，可能無法全面衡量社交媒體使用強(qiáng)度?；诖?，Orosz等人發(fā)展了社交媒體使用強(qiáng)度多維測量量表，包括持續(xù)使用社交媒體、無聊、過度使用社交媒體和自我表達(dá)4個(gè)測量維度[17]。持續(xù)使用指的是個(gè)人與社交媒體的情感聯(lián)系；無聊與用戶通過瀏覽社交媒體來減少無聊程度的目的有關(guān)；過度使用指的是即使個(gè)人沒有空閑時(shí)間也會(huì)去使用社交媒體；在社交媒體上的自我表達(dá)表現(xiàn)為關(guān)注與個(gè)人資料相關(guān)的各個(gè)方面，例如個(gè)人資料非常詳細(xì)，并定期更新個(gè)人資料和動(dòng)態(tài)等。

社交媒體問題性使用通常被認(rèn)為是心理疾病的潛在標(biāo)志，包括社交焦慮、抑郁和消極性同伴依戀等。先前的研究強(qiáng)調(diào)高使用頻率是社交媒體問題性使用行為的部分表現(xiàn)形式，這表明與無問題的用戶相比，問題性用戶傾向于在社交媒體上花費(fèi)更多的時(shí)間[13]。Chou等人認(rèn)為，社交媒體的使用頻率過高或花費(fèi)在社交媒體上的時(shí)間過多，這本身就是一種問題性使用行為[18]。一項(xiàng)元分析的結(jié)果表明，在線時(shí)間長被認(rèn)為是問題性使用的表現(xiàn)之一，在線時(shí)間越長越可能出現(xiàn)問題性社交媒體使用行為[19]。此外，與老年人相比，年輕人在社交媒體上花費(fèi)的時(shí)間更多。Lau的研究指出，年輕人更有可能在社交媒體上同時(shí)處理多個(gè)任務(wù)，他們的在線活動(dòng)更豐富[20]。因此，年輕用戶可能比老年用戶更容易出現(xiàn)問題性使用行為。

(四)問題的提出

基于文獻(xiàn)梳理可知，對(duì)社交媒體使用與用戶主觀幸福感之間關(guān)系的研究仍有一些空白有待填補(bǔ)。首先，現(xiàn)有的研究主要選擇特定的年齡組，很少同時(shí)選取年輕用戶和老年用戶進(jìn)行比較研究。其次，關(guān)于社交媒體使用與主觀幸福感之間的關(guān)系還存在不一致的結(jié)論，需要進(jìn)一步研究。再次，對(duì)社交媒體問題性使用的研究還比較缺乏，尤其是使用強(qiáng)度與問題性使用之間的關(guān)系，以及問題性使用與主觀幸福感之間的關(guān)系。最后，目前該領(lǐng)域的實(shí)證研究主要是選擇西方發(fā)達(dá)國家的研究樣本，來自中國的實(shí)證研究比較缺乏。為了彌補(bǔ)這些不足，本文在探究社交媒體使用與主觀幸福感之間的關(guān)系時(shí)，對(duì)年輕用戶和老年用戶進(jìn)行了比較研究，并進(jìn)一步分析社交媒體使用強(qiáng)度、問題性使用對(duì)主觀幸福感的影響。本研究旨在回答如下問題：(1)年輕用戶和老年用戶在社交媒體使用強(qiáng)度、問題性使用和主觀幸福感方面有何不同？(2)社交媒體使用強(qiáng)度及其維度是否是問題性使用的預(yù)測因子？在實(shí)證結(jié)果上，年輕用戶與老年用戶之間存在怎樣的異同？(3)社交媒體使用強(qiáng)度和問題性使用分別對(duì)用戶的主觀幸福感有何影響？在實(shí)證結(jié)果上，年輕用戶與老年用戶之間存在怎樣的異同？(4)在社交媒體使用強(qiáng)度與用戶主觀幸福感之間的關(guān)系中，問題性使用起著怎樣的作用？在實(shí)證結(jié)果上，年輕用戶與老年用戶之間存在怎樣的異同？

二、研究方法

(一)測量量表

1.使用強(qiáng)度。在研究中，使用了社交媒體使用強(qiáng)度多維測量量表，該量表包括13個(gè)測量項(xiàng)目，可分為4個(gè)維度：持續(xù)使用、無聊、過度使用和自我表達(dá)[17]?！俺掷m(xù)使用”分量表中有4個(gè)測量題項(xiàng)(例如“我經(jīng)常搜索互聯(lián)網(wǎng)連接以訪問社交媒體”)，“無聊”部分有3個(gè)衡量題項(xiàng)(例如“如果我無聊，我會(huì)打開社交媒體”)，“過度使用”和“自我表達(dá)”部分也各有3個(gè)測量題項(xiàng)(例如“我有通宵使用社交媒體的經(jīng)歷”和“我喜歡完善自己的社交媒體資料”)。對(duì)問題的回答使用李克特5級(jí)量表。

2.主觀幸福感。研究采用Lyubomirsky和Lepper的主觀幸福感測量量表，包括4個(gè)測量題項(xiàng)[21]。對(duì)問題的回答使用李克特5級(jí)量表。

3.社交媒體問題性使用。研究采用了一般的互聯(lián)網(wǎng)問題性使用測量量表，包括15個(gè)測量題項(xiàng)(例如“我更喜歡在網(wǎng)上與人交流，而不是面對(duì)面交流”“社交媒體使用給我的生活帶來了麻煩”)[22]。對(duì)問題的回答使用李克特5級(jí)量表。

4.控制變量。先前的研究表明，主觀幸福感與社交媒體用戶的性別、年齡和受教育程度有關(guān)。因此，本研究將這些人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量。

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文通過問卷調(diào)查的方式收集數(shù)據(jù)，調(diào)查在兩個(gè)年齡組中進(jìn)行，分別是年輕用戶和老年用戶。年輕受訪者年齡在18～35歲之間，老年受訪者年齡在55歲以上。為了更好地探究社交媒體使用與主觀幸福感之間的關(guān)系，所有受訪者都要求有至少2個(gè)月的社交媒體使用經(jīng)驗(yàn)。通過隨機(jī)抽樣的方法，在安徽省合肥市發(fā)放問卷，共有520名符合條件的用戶參加調(diào)查。剔除回答不完整的問卷后，共回收有效問卷498份，其中年輕用戶問卷300份，老年用戶問卷198份。樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征如表1所示。

表1 樣本的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

三、分析結(jié)果

(一)共同方法偏差檢測結(jié)果

本研究通過被調(diào)查用戶自我報(bào)告的方式獲取數(shù)據(jù)，因此研究可能會(huì)出現(xiàn)共同方法偏差。Harman單因素測試法是檢驗(yàn)共同方法偏差的最基礎(chǔ)、最常用的方法。檢測結(jié)果顯示，年輕用戶樣本和老年用戶樣本首因子的變動(dòng)解釋率分別為24.36%、31.23%，都小于40%的臨界值[23]。這說明本研究收集的樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差，能夠在此基礎(chǔ)上進(jìn)行分析。

(二)描述性分析結(jié)果

表2列出了兩個(gè)年齡組樣本的描述性分析結(jié)果。從中可以看出，年輕用戶在社交媒體使用強(qiáng)度(包括持續(xù)使用、無聊、過度使用和自我表達(dá))和問題性使用上的得分均高于老年用戶，而老年用戶在主觀幸福感上的得分高于年輕用戶。

表2 描述性分析結(jié)果

(三)相關(guān)性分析結(jié)果

變量間的相關(guān)性分析結(jié)果見表3?？紤]到人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量與主要測量變量之間的相關(guān)性，在年輕用戶樣本中，年齡與使用強(qiáng)度顯著相關(guān)(r=-0.265, p<0.01)。在老年用戶樣本中，性別與問題性使用 (r=0 .178, p<0.05)、年齡與使用強(qiáng)度 (r=-0.187, p<0.01)、受教育程度與主觀幸福感 (r=0.274, p<0.01)顯著相關(guān)。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

在主要測量變量之間的相關(guān)性上，兩組測量樣本的結(jié)果都顯示使用強(qiáng)度與問題性使用呈正相關(guān)關(guān)系(r=0.639, p<0.01; r=0.704, p<0.01)，而問題性使用與主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.201, p<0.01; r=-0.290，p<0.01)。

(四)多元回歸分析結(jié)果

使用多元回歸分析法進(jìn)一步探索變量之間的關(guān)系。為了回答問題2，即社交媒體使用強(qiáng)度及其維度是否是問題性使用的預(yù)測因子，本文建立了兩個(gè)回歸分析模型。模型1將問題性使用設(shè)定為因變量，將使用強(qiáng)度、性別、年齡和受教育程度設(shè)定為自變量。模型2將問題性使用設(shè)為因變量，自變量中將使用強(qiáng)度替換為它的4個(gè)維度：持續(xù)使用、無聊、過度使用和自我表達(dá)。將兩組樣本的數(shù)據(jù)依次導(dǎo)入模型1和模型2，分析結(jié)果如表4所示。模型1和模型2在兩個(gè)樣本的4次回歸分析中均顯著?？紤]到變量之間的因果關(guān)系，無論是年輕用戶還是老年用戶，使用強(qiáng)度都是問題性使用的重要預(yù)測因子(β=0.706，β=0.818，p<0.001)。無聊、過度使用和自我表達(dá)3個(gè)維度可以正向預(yù)測年輕用戶的問題性使用(β=0.359，p<0.001；β=0.412，p<0.001；β=0.197，p<0.01)，而使用強(qiáng)度的4個(gè)維度都是老年用戶問題性使用的預(yù)測因子(β=-.308, p<0.001; β=0.218, p<0.01; β=0.341, p<0.001; β=0.122, p<0.05)。

表4 問題性使用為因變量的多元回歸分析結(jié)果

針對(duì)問題3，本文構(gòu)建了模型3(見表5)。在該模型中，將主觀幸福感設(shè)定為因變量，將性別、年齡、受教育程度、使用強(qiáng)度和問題性使用設(shè)定為自變量。結(jié)果表明，模型3在兩組樣本數(shù)據(jù)分析中也都具有顯著性。在年輕用戶樣本中，使用強(qiáng)度和問題性使用都對(duì)主觀幸福感具有顯著的影響，使用強(qiáng)度對(duì)主觀幸福度有積極的影響(β=0.348, p<0.01)，而問題性使用對(duì)主觀幸福感具有消極的影響(β=-0.433, p<0.001)。在老年用戶樣本中，問題性使用對(duì)主觀幸福感也有顯著的消極影響(β=-0.442, p<0.001)，但使用強(qiáng)度對(duì)主觀幸福度的影響效應(yīng)不顯著(β=0.186, p>0.05)。

表5 主觀幸福感為因變量的多元回歸分析結(jié)果

(五)間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

針對(duì)問題4，本文進(jìn)一步進(jìn)行間接效應(yīng)檢驗(yàn)。參照先前的研究，本文采用Bootstrap分析并計(jì)算95%置信區(qū)間來評(píng)估間接效應(yīng)，當(dāng)95%置信區(qū)間不包括零時(shí)，間接影響被認(rèn)為是顯著的[24]。從表6可知，不論是年輕用戶還是老年用戶，“使用強(qiáng)度—問題性使用—主觀幸福感”的路徑系數(shù)都顯著。這說明使用強(qiáng)度會(huì)通過問題性使用間接地對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生影響。

表6 間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

此外，從影響效應(yīng)上看，老年用戶的間接效應(yīng)數(shù)值高于年輕用戶。也就是說，在社交媒體使用與主觀幸福感的關(guān)系中，問題性使用對(duì)老年用戶的影響效應(yīng)可能會(huì)高于年輕用戶。

四、結(jié)論

隨著移動(dòng)通信技術(shù)的發(fā)展和智能手機(jī)的普及，社交媒體已經(jīng)成為人們?nèi)粘Ｉ畹囊徊糠?，并潛移默化影響著用戶的主觀幸福感。本研究主要探討社交媒體使用強(qiáng)度、問題性使用與主觀幸福感之間的關(guān)系，以及該關(guān)系在年輕用戶和老年用戶間的差異。經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，在兩個(gè)不同年齡段的樣本中，使用強(qiáng)度都是問題性使用的重要預(yù)測因子，問題性使用對(duì)用戶的主觀幸福感具有消極的影響。在其他變量之間的關(guān)系上，年輕用戶和老年用戶存在著一定的差異。具體如下：

與老年用戶相比，年輕用戶在社交媒體使用強(qiáng)度及其4個(gè)維度上的得分都更高，年輕用戶在問題性使用上的得分也高于老年用戶。這表明年輕人更易沉迷于社交媒體，更易出現(xiàn)問題性使用。年輕人在社交媒體使用的深度和廣度上都超過了老年人，這使他們更容易產(chǎn)生社交媒體依賴和成癮等問題性使用行為。同時(shí)，年輕用戶在主觀幸福感上的得分低于老年人。這可能由于年輕人面臨著更多的生活壓力，包括求學(xué)、就業(yè)、收入、住房等方面的壓力，從而他們的主觀幸福感降低了[25]。

使用強(qiáng)度是問題性使用的重要預(yù)測因子，這在兩個(gè)樣本中都得到了驗(yàn)證。隨著使用強(qiáng)度的增大，用戶出現(xiàn)社交媒體問題性使用的概率越大。在使用強(qiáng)度維度與問題性使用之間的關(guān)系上，年輕用戶和老年用戶的分析結(jié)果有些差異。對(duì)老年用戶來說，持續(xù)使用、無聊、過度使用和自我表達(dá)4個(gè)維度都對(duì)其問題性使用具有顯著的正向影響；而對(duì)年輕用戶來說，持續(xù)使用對(duì)問題性使用的影響不顯著。具體到影響系數(shù)，不論是年輕人還是老年人，過度使用對(duì)問題性使用的影響系數(shù)都是最高的。這表明，在使用強(qiáng)度層面，過度使用是用戶問題性使用的最重要預(yù)測因子。這與先前的研究結(jié)論一致，即過度使用是社交媒體問題性使用的重要誘發(fā)因素[20]。

在年輕用戶和老年用戶中，問題性使用都對(duì)用戶的主觀幸福感具有負(fù)向影響，即問題性使用降低了用戶的主觀幸福感。問題性使用會(huì)導(dǎo)致用戶出現(xiàn)社交焦慮、壓抑等心理癥狀，這對(duì)用戶的主觀幸福感具有消極的影響[16]。在使用強(qiáng)度對(duì)主觀幸福感的影響上，年輕用戶和老年用戶存在較大的差異?；貧w分析結(jié)果顯示，年輕人的使用強(qiáng)度對(duì)主觀幸福感具有顯著的正向影響。而在老年用戶中，使用強(qiáng)度對(duì)主觀幸福感的影響不顯著。這為先前有關(guān)社交媒體使用與主觀幸福感關(guān)系的研究的不一致結(jié)論提供了解釋，即不同年齡段的用戶在社交媒體使用強(qiáng)度和主觀幸福的感知上存在著差異。與老年人相比，年輕人通常面臨的壓力較大，感知到的主觀幸福感較弱，高強(qiáng)度的社交媒體使用能夠幫助他們獲得來自網(wǎng)絡(luò)的支持，緩解自身的壓力，進(jìn)而提升主觀幸福感。

此外，關(guān)于人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與主要變量之間的相關(guān)性分析顯示，年齡與社交媒體使用強(qiáng)度存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。即與年輕的受訪者相比，年長用戶的使用強(qiáng)度往往較低，這也與兩個(gè)群體的描述性分析結(jié)果一致。需要指出的是，在老年群體中，受教育程度與主觀幸福感存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，但這種關(guān)系在年輕群體中不顯著。這說明，受教育程度高的老年用戶更容易獲得較高的主觀幸福感。

綜上所述，首先，本研究證實(shí)了社交媒體使用與主觀幸福感之間的關(guān)系在不同年齡的用戶中存在著差異，這解釋了現(xiàn)有研究結(jié)論不一致的原因。其次，本研究不僅證實(shí)了使用強(qiáng)度是問題性使用的重要預(yù)測因子，還進(jìn)一步證實(shí)了無聊、過度使用和自我表達(dá)等使用強(qiáng)度的不同維度也對(duì)問題性使用有著顯著影響。最后，研究證實(shí)問題性使用在使用強(qiáng)度與主觀幸福感之間起著中介作用，問題性使用降低了社交媒體用戶的主觀幸福感。

在我國有大量的社交媒體用戶，不論是年輕用戶還是老年用戶，社交媒體使用都可能對(duì)他們的心理健康和生活質(zhì)量產(chǎn)生影響。本研究對(duì)實(shí)踐工作具有一定的指導(dǎo)意義。首先，社交媒體的高強(qiáng)度使用會(huì)導(dǎo)致問題性使用的產(chǎn)生。因此，社區(qū)和家庭應(yīng)組織更多適合年輕人和老年人參與的活動(dòng)，如文化活動(dòng)、體育活動(dòng)、親子活動(dòng)等，降低他們使用社交媒體的頻率和對(duì)社交媒體的依賴性，以避免出現(xiàn)問題性使用。其次，問題性使用對(duì)用戶的主觀幸福感具有負(fù)面的影響。社區(qū)和家庭應(yīng)關(guān)注社交媒體問題性使用用戶，并采取有效措施幫助他們擺脫問題性使用的困境，進(jìn)而提高他們的主觀幸福感。

目前該領(lǐng)域的研究還不夠充分，后續(xù)的研究將重點(diǎn)做好以下幾方面工作：第一，擴(kuò)大調(diào)研范圍，獲取不同城市的調(diào)研樣本，以提升研究結(jié)論的科學(xué)性。第二，充分考慮社交媒體用戶的多元文化屬性。技術(shù)的使用往往受文化背景的影響，我國不同省份之間，甚至同一省份內(nèi)部都存在文化的多樣性和差異性，因此，在后續(xù)的研究中需要將用戶的文化背景考慮進(jìn)去。第三，在社交媒體使用與主觀幸福感的關(guān)系中，除了問題性使用，還可能存在其他的抑制因素，比如社交負(fù)擔(dān)等，這需要在后續(xù)的研究中予以考慮。