閆景蕾 傅苗苗,2 黃 貝 連帥磊,3

(1 長江大學(xué)教育與體育學(xué)院，荊州 434023) (2 湖北省孝感市漢川市實(shí)驗(yàn)中學(xué)，漢川 431600)(3 青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室暨華中師范大學(xué)心理學(xué)院，武漢 430079)

1 引言

主觀幸福感是指個體依據(jù)主觀標(biāo)準(zhǔn)對自身生活質(zhì)量進(jìn)行整體性評估而產(chǎn)生的體驗(yàn)，主要包含三種成分，即生活滿意度、積極情緒和消極情緒(Diener,2000)。作為積極心理學(xué)的核心概念之一，研究發(fā)現(xiàn)家庭環(huán)境、同伴交往、人格特點(diǎn)、生活事件等因素對不同年齡群體的主觀幸福感均具有重要影響(黃婷婷 等,2016; 王煥貞 等,2017)。隨著社交媒介的普及，社交媒介使用與個體主觀幸福感的關(guān)系及內(nèi)在機(jī)制逐漸成為心理學(xué)、社會學(xué)以及計(jì)算機(jī)科學(xué)領(lǐng)域研究者面臨的核心問題。以往研究對社交媒介使用與主觀幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行了探討，但結(jié)果并不一致。一些研究發(fā)現(xiàn)，社交媒介使用能幫助個體獲取線上社會資本，有助于個體建立或維持人際關(guān)系，提升了個體的主觀幸福感(孔繁昌 等,2019; 周宗奎 等,2017)。另一些研究則表明，社交媒介使用給個體帶來了認(rèn)知負(fù)載、技術(shù)沖突以及疲憊感，降低了個體的主觀幸福感(Verduyn et al.,2015)?；诖耍缃幻浇榭赡苁且话选半p刃劍”，因此在探究社交媒介使用對個體心理社會適應(yīng)(主觀幸福感)的影響時，以特定的社交媒介使用現(xiàn)象為基礎(chǔ)(如問題性社交媒介使用)，更有利于揭示社交媒介使用與個體主觀幸福感的關(guān)系及內(nèi)在機(jī)制(Baker ＆ Algorta,2016)。因此，本研究擬探討問題性社交媒介使用與個體主觀幸福感的關(guān)系及內(nèi)在機(jī)制，以期揭示社交媒介對個體心理社會適應(yīng)的多重影響。

問題性社交媒介使用是指個體過度卷入社交媒介的強(qiáng)迫性使用行為(Young et al.,2017)，以往研究發(fā)現(xiàn)，問題性社交媒介使用會對個體的學(xué)習(xí)、工作、人際關(guān)系及主觀幸福感等產(chǎn)生消極影響，甚至導(dǎo)致抑郁(B?achnio et al.,2017)。數(shù)據(jù)顯示，問題性社交媒介使用在大學(xué)生群體中的檢出率為2%～10%，且有17.8%的大學(xué)生存在問題性社交媒介使用的風(fēng)險(Marino et al.,2018)。因此問題性社交媒介使用可能更容易對大學(xué)生的心理社會適應(yīng)產(chǎn)生不良影響。具體而言，首先，問題性社交媒介使用的學(xué)生在學(xué)業(yè)上分配的時間更少，其學(xué)業(yè)成就也更低，這可能會損害其學(xué)業(yè)自我效能感，從而使主觀幸福感下降(Li et al.,2014)。其次，有研究發(fā)現(xiàn)，問題性社交媒介使用往往伴隨著長時間地沉浸于瀏覽社交媒介信息，不僅會導(dǎo)致技術(shù)-學(xué)業(yè)沖突，還可能誘發(fā)壓力體驗(yàn)(Zheng ＆ Lee,2016)，這也可能會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響。最后，Marino 等人提出，問題性社交媒介使用還會導(dǎo)致個體長期處于高水平的認(rèn)知負(fù)載和社交負(fù)載之中，個體疲于處理各種信息，也可能會引發(fā)主觀幸福感的降低。此外，研究還發(fā)現(xiàn)退出社交媒介會提升個體的幸福感(Tromholt,2016)。這一結(jié)論也表明問題性社交媒介使用會對個體的主觀幸福感產(chǎn)生消極影響。因此，本研究提出假設(shè)1：問題性社交媒介使用能夠負(fù)向預(yù)測大學(xué)生的主觀幸福感。

技術(shù)沖突作為問題性社交媒介使用對個體帶來的消極體驗(yàn)，可能是問題性社交媒介使用降低個體幸福感的重要橋梁。技術(shù)沖突是指個體由于使用某種技術(shù)(如社交媒介、智能手機(jī)等)而產(chǎn)生的技術(shù)-個人沖突和技術(shù)-學(xué)業(yè)沖突等沖突體驗(yàn)，以及這種沖突體驗(yàn)所誘發(fā)的生理不適癥狀(如腕管綜合癥、慢性睡眠剝奪等)、人際及情緒適應(yīng)問題等(Zheng ＆ Lee,2016)。過度使用社交媒介是誘發(fā)技術(shù)沖突的重要原因，問題性社交媒介使用往往伴隨著睡前長時間地瀏覽社交媒介，這會縮短個體的睡眠時間，降低睡眠質(zhì)量(Wolniczak et al.,2013)。此外，社交媒介雖然有助于建立或維持人際關(guān)系(Ivcevic ＆ Ambady,2013)，但相關(guān)研究也表明過度依賴社交媒介進(jìn)行缺乏社會線索的、低質(zhì)量的人際互動會降低個體與他人進(jìn)行面對面的、高質(zhì)量的人際互動的頻率，進(jìn)而對個體的人際關(guān)系產(chǎn)生消極影響(陳春宇 等,2018)。且有研究表明技術(shù)沖突所涵蓋的軀體不適、人際適應(yīng)問題都會對個體的情緒及生活滿意度產(chǎn)生消極影響(B?achnio et al.,2017)。社會認(rèn)知理論也指出個體、行為及環(huán)境是相互影響的，過度使用社交媒介會誘發(fā)個體的多種內(nèi)在沖突體驗(yàn)和外在沖突情景(Michielsen et al.,2003)，進(jìn)而損害個體的幸福感并誘發(fā)抑郁焦慮等情緒適應(yīng)問題。因此，本研究提出假設(shè)2：技術(shù)沖突能夠在問題性社交媒介使用與主觀幸福感的關(guān)系中起中介作用。

疲憊感也可能是連接問題性社交媒介使用與主觀幸福感之間關(guān)系的紐帶。Michielsen 等人(2003)提出疲憊感是指個體感知到的生理和心理方面的疲勞。研究發(fā)現(xiàn)，過度使用社交媒介是個體產(chǎn)生疲憊感的關(guān)鍵誘因(Bright et al.,2015)，長時間瀏覽社交媒介或習(xí)慣性查看社交消息會使個體暴露于過量的社交信息中，增加信息負(fù)載、社交負(fù)載及技術(shù)負(fù)載，從而使個體感到心理疲憊(Andreassen,2015)。而且，個體往往會在社交媒介中進(jìn)行上行社會比較，這可能會引發(fā)情緒適應(yīng)不良，使個體處于情緒資源耗竭的狀態(tài)，進(jìn)一步誘發(fā)疲憊感(Cramer et al.,2016)。并且問題性社交媒介使用所導(dǎo)致的睡眠時間不足、睡眠質(zhì)量下降也可能是引發(fā)個體生理疲憊感的重要原因(Wolniczak et al.,2013)。此外，根據(jù)壓力的個人-環(huán)境匹配模型，問題性社交媒介使用會導(dǎo)致個體社交能力與高負(fù)荷且復(fù)雜的社交環(huán)境之間的不匹配，會使個體陷入疲于應(yīng)對過量社交消息的局面，進(jìn)而產(chǎn)生疲憊體驗(yàn)，而無論是生理層面還是心理層面的疲憊感都會降低個體的主觀幸福感(Saleem ＆ Hawamdeh,2023)。陳春宇等人(2018)的研究也表明疲憊感能夠顯著正向預(yù)測抑郁情緒。因此，本研究提出假設(shè)3：疲憊感能夠在問題性社交媒介使用與主觀幸福感的關(guān)系中起中介作用。

此外，技術(shù)沖突作為移動互聯(lián)網(wǎng)時代個體的重要壓力源，也可能是誘發(fā)個體疲憊感的直接因素。根據(jù)壓力的個人-環(huán)境匹配模型(Saleem ＆Hawamdeh,2023)，問題性社交媒介使用所誘發(fā)的技術(shù)沖突也可能是個體-環(huán)境不匹配的結(jié)果，這不僅會誘發(fā)個體的壓力體驗(yàn)，而且會使個體疲于應(yīng)對技術(shù)帶來的人際沖突、學(xué)業(yè)沖突等多重問題，并因此體驗(yàn)到疲憊感。根據(jù)心理資源理論(Hobfoll,2002)，技術(shù)沖突等壓力體驗(yàn)會嚴(yán)重消耗個體的心理資源，使個體陷入“疲于應(yīng)對”的境地，并因此產(chǎn)生身心俱疲的疲憊感體驗(yàn)。因此，技術(shù)沖突不僅能夠直接誘發(fā)個體的疲憊感，而且可能是問題性社交媒介使用與疲憊感之間關(guān)系的紐帶。并且有研究進(jìn)一步指出疲憊感會導(dǎo)致個體自我控制能力降低(詹鋆,任俊,2012)，而自我控制能力的缺乏會影響個體對沖突事件的評估過程，從而誘發(fā)消極情緒，降低主觀幸福感(Andreassen,2015)。所以疲憊感也可能是技術(shù)沖突降低個體主觀幸福感的途徑。綜上，本研究提出假設(shè)4：技術(shù)沖突和疲憊感可能在問題性社交媒介使用與主觀幸福感的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上，基于社會認(rèn)知理論和壓力的個人-環(huán)境匹配模型，本研究構(gòu)建了一個鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?見圖1)，在探討問題性社交媒介使用與大學(xué)生主觀幸福感關(guān)系的基礎(chǔ)上，通過考察技術(shù)沖突和疲憊感在二者關(guān)系中的中介作用，對問題性社交媒介使用“如何影響”大學(xué)生主觀幸福感的內(nèi)在機(jī)制問題做出回應(yīng)。

圖1 假設(shè)模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便抽樣法從武漢、杭州、荊州、南充的四所普通高校選取1200 名大學(xué)生為被試，獲得有效問卷1073 份(有效率89.42%)。被試的平均年齡為19.66±1.19 歲，年齡范圍在16～24 歲(僅3 人為16 歲)。其中，男生466 人(43.43%)，女生607 人(56.57%)；大一年級317 人(29.54%)，大二年級399 人(37.19%)，大三年級357 人(33.27%)。

2.2 研究工具

2.2.1 問題性社交媒介使用量表

采用Koc 和Gulyagci(2013)編制、陳春宇等人(2018)修訂的問題性社交媒介使用量表。該量表共包含8 個題目，均采用五級計(jì)分，得分越高表明個體問題性社交媒介使用的程度越強(qiáng)。在本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.87。

2.2.2 技術(shù)沖突問卷

采用Zheng 和Lee(2016) 編制的技術(shù)沖突問卷。該量表包含技術(shù)個人沖突(3 題)、技術(shù)學(xué)業(yè)沖突(3 題)及技術(shù)家庭沖突(2 題)三個維度。由于大學(xué)生大多數(shù)時間在學(xué)校，技術(shù)家庭沖突并不突出。因此本次調(diào)查僅選用技術(shù)個人沖突和技術(shù)學(xué)業(yè)沖突兩個維度。所有題目均采用七級評分，所有題目得分加總后求平均，得分越高表明個體體驗(yàn)到的技術(shù)沖突越多。本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

2.2.3 疲憊感量表

采用Michielsen 等人(2003)編制、陳春宇等人(2019)修訂的疲憊感量表。該量表共包含10 個題目，均采用五級評分，得分越高表明個體體驗(yàn)到的疲憊感水平越高。在本研究中，該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.84。

2.2.4 主觀幸福感量表

采用生活滿意度問卷、積極/消極情緒量表對被試的主觀幸福感水平進(jìn)行評估。其中，生活滿意度問卷由Diener(2000)編制，共包含5 個題目，均采用七級評分，得分越高表明個體對生活越滿意。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.79。積極/消極情緒量表由邱林等人(2008)修訂，該問卷共18 個題目，其中，積極情緒和消極情緒各包含9 個題目，均采用五級計(jì)分，得分越高表明被試的情感體驗(yàn)越積極或越消極。本研究中兩個量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.92、0.92。將分別標(biāo)準(zhǔn)化后的生活滿意度得分、積極情緒得分相加，減去標(biāo)準(zhǔn)化后的消極情緒得分即為被試的主觀幸福感得分，得分越高表明個體的主觀幸福感水平越高。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

皮爾遜積差相關(guān)分析結(jié)果表明(見表1)，問題性社交媒介使用與技術(shù)沖突、疲憊感、消極情緒均呈顯著正相關(guān)，與積極情緒、生活滿意度及主觀幸福感均呈顯著負(fù)相關(guān)；技術(shù)沖突與疲憊感、消極情緒均呈顯著正相關(guān)，與積極情緒、生活滿意度及主觀幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)；疲憊感與積極情緒、生活滿意度、主觀幸福感均呈顯著負(fù)相關(guān)，與消極情緒呈顯著正相關(guān)。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和變量間的相關(guān)分析結(jié)果

3.2 技術(shù)沖突和疲憊感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，采用多元回歸分析對問題性社交媒介使用對主觀幸福感預(yù)測的總效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示(見表2)，在控制性別、年齡、年級的條件下，問題性社交媒介使用對主觀幸福感預(yù)測的總效應(yīng)顯著(β=-0.28,p＜0.001)。

表2 模型中變量關(guān)系的回歸分析

其次，在總效應(yīng)顯著的基礎(chǔ)上，根據(jù)方杰等人(2012)推薦的中介效應(yīng)分析的偏差校正的百分位法，對技術(shù)沖突與疲憊感在問題性社交媒介使用與主觀幸福感的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。具體而言，采用Hayes(2013)編制的SPSS 宏(http://www afhayes.com)中的模型6，以問題性社交媒介使用為自變量，主觀幸福感為因變量，技術(shù)沖突和疲憊感為中介變量，對鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，將技術(shù)沖突與疲憊感作為中介變量納入回歸方程后，問題性社交媒介使用對主觀幸福感的預(yù)測作用變得不顯著(β=0.03,p>0.05)。問題性社交媒介使用能夠顯著正向預(yù)測技術(shù)沖突(β=0.67,p＜0.001)及疲憊感(β=0.21,p＜0.001)。技術(shù)沖突不僅能顯著正向預(yù)測疲憊感(β=0.34,p＜0.001)，而且能顯著負(fù)向預(yù)測主觀幸福感(β=-0.24,p＜0.001)。疲憊感能夠顯著負(fù)向預(yù)測主觀幸福感(β=-0.34,p＜0.001)。

最后，中介效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明(見表3和圖2)，技術(shù)沖突和疲憊感在問題性社交媒介使用與主觀幸福感之間起完全中介作用，中介效應(yīng)值為0.30。具體而言，中介效應(yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成：通過問題性社交媒介使用→技術(shù)沖突→主觀幸福感的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)1(-0.16)；通過問題性社交媒介使用→技術(shù)沖突→疲憊感→主觀幸福感的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)2(-0.08)；通過問題性社交媒介使用→疲憊感→主觀幸福感的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)3(-0.07)。表3 的數(shù)據(jù)顯示，三個間接效應(yīng)的Bootstrap 95%置信區(qū)間均不包含0 值，且依次占總效應(yīng)的56.89%、27.25%、25.83%。三個間接效應(yīng)的兩兩比較結(jié)果表明，間接效應(yīng)1 和間接效應(yīng)2 差值的Bootstrap 95%置信區(qū)間不包含0 值，表明間接效應(yīng)1 顯著大于間接效應(yīng)2；間接效應(yīng)1 和間接效應(yīng)3 差值的Bootstrap 95%置信區(qū)間不包含0 值，表明間接效應(yīng)1 顯著大于間接效應(yīng)3。間接效應(yīng)2和間接效應(yīng)3 差值的Bootstrap 95%置信區(qū)間包含0 值，表明間接效應(yīng)2 與間接效應(yīng)3 不存在顯著差異。

表3 技術(shù)沖突、疲憊感的中介效應(yīng)分析

4 討論

4.1 問題性社交媒介使用對主觀幸福感的直接預(yù)測作用

本研究在社會認(rèn)知模型、壓力的個人-環(huán)境匹配模型及相關(guān)實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，以大學(xué)生為被試，探討了問題性社交媒介使用與主觀幸福感的關(guān)系及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)問題性社交媒介使用顯著負(fù)向預(yù)測大學(xué)生主觀幸福感，假設(shè)1 得到了驗(yàn)證。以往研究發(fā)現(xiàn)恰當(dāng)?shù)纳缃幻浇槭褂玫拇_有助于個體獲取積極反饋，進(jìn)而提升其人際關(guān)系質(zhì)量和生活滿意度(Faelens et al.,2019)。然而，社交媒介的便利性等特點(diǎn)也增加了個體問題性社交媒介使用的風(fēng)險(Lian et al.,2020)，并因此造就了社交媒介這把“雙刃劍”。本研究發(fā)現(xiàn)問題性社交媒介使用能夠顯著負(fù)向預(yù)測大學(xué)生的主觀幸福感。這一結(jié)果表明社交媒介作為大學(xué)生建立或維持人際關(guān)系的重要工具，對大學(xué)生心理適應(yīng)的積極意義可能因大學(xué)生過度使用社交媒介而喪失，甚至?xí)Υ髮W(xué)生情緒適應(yīng)及生活滿意度產(chǎn)生消極影響(Marttila et al.,2021)。本研究結(jié)果也印證了以往研究的觀點(diǎn)，Lian 等人提出的問題性社交媒介使用具備行為成癮的六個典型特征(突顯性、戒斷癥狀、沖突性、復(fù)發(fā)性與恢復(fù)性、耐受性和情緒改變)。這些成癮癥狀會使個體陷入情緒適應(yīng)問題、人際適應(yīng)問題等多種心理行為適應(yīng)不良之中(Ryan et al.,2014)，從而導(dǎo)致個體主觀幸福感的降低。

4.2 技術(shù)沖突與疲憊感的單獨(dú)中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)沖突和疲憊感在問題性社交媒介使用與主觀幸福感的關(guān)系中起完全中介作用，假設(shè)2 和假設(shè)3 得到了驗(yàn)證。即問題性社交媒介使用會增加技術(shù)沖突從而降低主觀幸福感，問題性社交媒介使用不僅會導(dǎo)致個體的睡眠時間不足，睡眠質(zhì)量降低，從而引發(fā)技術(shù)-個人沖突(Yu ＆Zhang,2023)，同時，頻繁使用線上社交媒介還會降低現(xiàn)實(shí)中面對面人際交往的質(zhì)量，引發(fā)技術(shù)-人際沖突(Dredge ＆ Schreurs,2020)，并且沉迷于社交媒介還會對學(xué)業(yè)成績產(chǎn)生消極影響，引發(fā)技術(shù)-學(xué)業(yè)沖突(Ho,2021)。這些沖突都會威脅到個體的主觀幸福感。此外，問題性社交媒介使用還能夠通過誘發(fā)個體生理或心理層面的疲憊感，進(jìn)而對個體主觀幸福感產(chǎn)生消極影響，社交媒介作為一個鼓勵用戶進(jìn)行信息分享、人際溝通的平臺，過度使用社交媒介實(shí)質(zhì)上是個體長時間暴露于海量的社交信息、卷入高強(qiáng)度的社交互動的過程，Andreassen(2015)認(rèn)為這會使個體體驗(yàn)到較多的信息及社交負(fù)載，并因此產(chǎn)生心理疲憊感，且Marino 等人(2018)的研究發(fā)現(xiàn)過度使用社交媒介所誘發(fā)的多種消極情緒，如抑郁、焦慮、壓力等，均會消耗個體的心理資源，并進(jìn)一步加劇個體的心理疲憊感，并且問題性社交媒介使用會導(dǎo)致個體強(qiáng)迫性地瀏覽網(wǎng)站信息，進(jìn)而引發(fā)手腕和肩頸等部位產(chǎn)生生理疲憊感，生理和心理的雙重疲憊，會顯著降低個體的主觀幸福感(連帥磊 等,2021)。因此，問題性社交媒介使用不僅會誘發(fā)個體的技術(shù)沖突，還會誘發(fā)個體的疲憊感，進(jìn)而對主觀幸福感產(chǎn)生消極影響。

4.3 技術(shù)沖突和疲憊感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)“技術(shù)沖突-疲憊感”構(gòu)成的鏈?zhǔn)街薪橐彩菃栴}性社交媒介使用影響大學(xué)生主觀幸福感的重要途徑，假設(shè)4 得到了驗(yàn)證。以往研究發(fā)現(xiàn)問題性社交媒介使用一方面會促使個體長時間沉迷其中，引發(fā)技術(shù)與人際、情緒和行為等多方面的沖突，另一方面，社交媒介中的海量信息還會增加個體的認(rèn)知負(fù)載，過度使用社交媒介會顯著增加個體的疲憊感(Andreassen,2015;Ivcevic ＆ Ambady,2013)。因此，問題性社交媒介使用能夠通過技術(shù)沖突-疲憊感的鏈?zhǔn)街薪椋瑥亩鴮€體的主觀幸福感產(chǎn)生消極影響。本研究在社會認(rèn)知模型及個人-環(huán)境匹配模型的基礎(chǔ)上深化了以往研究，表明過度社交媒介使用所誘發(fā)的沖突體驗(yàn)以及生理或心理層面的疲憊感，不僅能夠獨(dú)立影響個體的心理社會適應(yīng)，而且能夠在問題性社交媒介使用與個體心理社會適應(yīng)的關(guān)系中發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔谩＿@一結(jié)果也印證了陳春宇等人(2018)研究的結(jié)論，即非適應(yīng)性社交媒介使用會通過由多種途徑所構(gòu)成的復(fù)雜機(jī)制對個體心理社會適應(yīng)產(chǎn)生影響。

4.4 研究價值與局限

為了揭示移動社交時代，問題性社交媒介使用與個體主觀幸福感之間的關(guān)系及作用機(jī)制，本研究根據(jù)社會認(rèn)知模型及壓力的個人-環(huán)境匹配模型引入技術(shù)沖突和疲憊感作為中介變量，構(gòu)建了一個鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型。研究結(jié)果顯示問題性社交媒介使用雖然不會直接影響個體的主觀幸福感，但會通過技術(shù)沖突和疲憊感的單獨(dú)中介作用以及技術(shù)沖突-疲憊感的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤€體的主觀幸福感產(chǎn)生消極影響。這表明問題行為(問題性社交媒介使用)對個體情緒適應(yīng)的消極影響是通過個體內(nèi)在體驗(yàn)(技術(shù)沖突和疲憊感)起作用的。本研究深化了以往研究對問題性社交媒介使用與主觀幸福感之間關(guān)系及其內(nèi)在作用機(jī)制的認(rèn)識，為回答問題性社交媒介使用如何損害個體的主觀幸福感這一問題提供了新的視角。本研究對引導(dǎo)大學(xué)生合理使用社交媒介，避免問題性社交媒介對其主觀幸福感產(chǎn)生消極影響也具有一定的啟示意義。首先，社交媒介是數(shù)字化時代大學(xué)生進(jìn)行社會交往的重要媒介，大學(xué)生應(yīng)有目的地利用該媒介為其人際關(guān)系的建立與維持服務(wù)，避免問題性社交媒介使用，以此降低其產(chǎn)生技術(shù)沖突和疲憊感的可能性，進(jìn)而促進(jìn)其良好的情緒適應(yīng)。其次，社交媒介具有較高的用戶黏性，個體不免會過度使用或沉迷其中。當(dāng)個體產(chǎn)生問題性社交媒介使用并體驗(yàn)到較高的技術(shù)沖突和疲憊感時，個體應(yīng)通過放松訓(xùn)練等多種方式緩解自身的消極體驗(yàn)，進(jìn)而降低個體幸福感受損的可能性。

本研究也存在一些不足，需要在未來的研究中加以完善。首先，本研究采用的是橫斷研究設(shè)計(jì)，研究結(jié)果不能以因果推論，未來研究應(yīng)采用縱向設(shè)計(jì)或?qū)嶒?yàn)研究，通過操縱自變量及中介變量來探討問題性社交媒介使用與主觀幸福感之間的因果關(guān)系。其次，本研究的研究樣本較為單一，未涉及其他年齡段的群體，未來研究可進(jìn)一步擴(kuò)大被試群體。最后，本研究采用自我報告問卷，可能存在自我報告偏差，未來可發(fā)掘更可靠的測量工具。

5 結(jié)論

(1)問題性社交媒介使用、技術(shù)沖突、疲憊感兩兩之間均呈顯著正相關(guān)，三者與主觀幸福感均呈顯著負(fù)相關(guān)；(2)問題性社交媒介使用能夠顯著負(fù)向預(yù)測主觀幸福感；(3)技術(shù)沖突和疲憊感分別在問題性社交媒介使用與主觀幸福感的關(guān)系中起單獨(dú)中介作用，并且問題性社交媒介使用還能通過技術(shù)沖突-疲憊感的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懘髮W(xué)生的主觀幸福感。