基于QQ空間的社交網(wǎng)站使用對(duì)青少年抑郁的影響：上行社會(huì)比較和自尊的序列中介作用*

牛更楓 孫曉軍 周宗奎 孔繁昌 田 媛

(青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室; 華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 武漢 430079)

1 問題提出

作為網(wǎng)絡(luò)時(shí)代的基礎(chǔ)應(yīng)用之一, 社交網(wǎng)站允許個(gè)體建立一個(gè)公開或半公開的個(gè)人主頁, 并列出與其有關(guān)聯(lián)的其他用戶, 并能使個(gè)體便捷地瀏覽自己以及與其相關(guān)聯(lián)用戶的各種鏈接(Boyd & Ellison,2007), 在當(dāng)今社會(huì)擁有大量的用戶群體。有數(shù)據(jù)顯示, 國(guó)外最受歡迎的社交網(wǎng)站——Facebook的用戶規(guī)模達(dá)11.1億, 約占世界總?cè)丝诘?6% (Michikyan,Dennis, & Subrahmanyam, 2014)。在國(guó)內(nèi), 也存在與 Facebook類似的社交網(wǎng)站, 如QQ空間、人人網(wǎng)和開心網(wǎng)等; 相關(guān)的調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示, 我國(guó)社交網(wǎng)站的用戶規(guī)模約為3.9億, 占我國(guó)網(wǎng)民總數(shù)的61.7% (中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2014)。此外, 社交網(wǎng)站還具有較強(qiáng)的用戶粘性, 用戶會(huì)頻繁的登陸和使用社交網(wǎng)站, 它已成為當(dāng)今社會(huì)人際交往的重要工具(Song et al., 2014; Strano & Wattai, 2012)。在青少年群體中, 社交網(wǎng)站的使用尤為普遍, 青少年已成為社交網(wǎng)站最活躍的用戶群體(中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2014)。

社交網(wǎng)站的普及和流行使其對(duì)個(gè)體心理發(fā)展和社會(huì)適應(yīng)的影響成為相關(guān)領(lǐng)域研究者關(guān)注的焦點(diǎn)。對(duì)青少年群體而言, 抑郁是一個(gè)常見的心理適應(yīng)問題, 在青少年群體中有著較高的發(fā)生率(Cairns,Yap, Pilkington, & Jorm, 2014; Hoare, Skouteris, Fuller-Tyszkiewicz, Millar, & Allender, 2014)。抑郁不僅會(huì)給個(gè)體帶來極大的心理痛苦, 嚴(yán)重危害個(gè)體的人際關(guān)系、社會(huì)功能和生活質(zhì)量, 還會(huì)增加個(gè)體自殺的風(fēng)險(xiǎn)(Maalouf, Atwi, & Brent, 2011)。作為網(wǎng)絡(luò)時(shí)代人際交往的重要工具和平臺(tái)(Song et al., 2014; Strano& Wattai, 2012), 社交網(wǎng)站與抑郁的關(guān)系也得到了研究者的關(guān)注。研究表明, 社交網(wǎng)站使用與抑郁呈顯著正相關(guān)(Appel, Gerlach, & Crusius, 2016; Pantic et al., 2012; Wright et al., 2013)。同時(shí), 研究者也指出社交網(wǎng)站對(duì)心理社會(huì)適應(yīng)的影響中存在復(fù)雜的作用機(jī)制, 這兩者的關(guān)系中還存在其它有重要影響的變量(Fox & Moreland, 2015), 如社交網(wǎng)站中具體的經(jīng)歷和體驗(yàn)(積極反饋和積極情緒體驗(yàn))在社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)(如自尊和生活滿意度)的影響中起中介作用(Valkenburg, Peter, & Schouten,2006; Oh, Ozkaya, & LaRose, 2014)。就抑郁而言,個(gè)體在社交網(wǎng)站中的消極情緒以及妒忌在社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁的影響中起中介作用, 并且在控制了這些因素后, 社交網(wǎng)站使用與抑郁的直接關(guān)系強(qiáng)度就會(huì)降低甚至變?yōu)椴伙@著(Appel et al., 2016; Tandoc,Ferrucci, & Duffy, 2015)。據(jù)此, 本研究擬在青少年群體中探討社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁影響的作用機(jī)制,并假設(shè)社交網(wǎng)站使用與抑郁呈顯著正相關(guān)(H1)。

1.1 社交網(wǎng)站中的社會(huì)比較

社會(huì)比較是一種普遍存在的社會(huì)心理現(xiàn)象, 個(gè)體常常會(huì)通過社會(huì)比較來認(rèn)識(shí)和評(píng)價(jià)自己(Festinger,1954)。此外, 社會(huì)比較還是一個(gè)無意識(shí)的自發(fā)過程,只要接觸到了他人的信息個(gè)體就會(huì)進(jìn)行社會(huì)比較;根據(jù)比較對(duì)象或方向的不同, 社會(huì)比較可以分為上行社會(huì)比較和下行社會(huì)比較：上行社會(huì)比較是指與比自己優(yōu)秀的人進(jìn)行比較, 而下行社會(huì)比較是指與不如自己的人進(jìn)行比較(Mussweiler, Ruter, &Epstude, 2006; 邢淑芬, 俞國(guó)良, 2005)。

在社交網(wǎng)站中, 個(gè)體會(huì)發(fā)布大量自我相關(guān)的信息, 同時(shí)也會(huì)不可避免地成為其他用戶發(fā)布信息的受眾。通過瀏覽他人呈現(xiàn)的內(nèi)容(如個(gè)人動(dòng)態(tài)和照片等), 個(gè)體可以輕易獲悉別人的信息(Ellison, Steinfield,& Lampe, 2007; Smock, Ellison, Lampe, & Wohn, 2011;Hong, Tandoc, Kim, Kim, & Wise, 2012)。同時(shí), 社交網(wǎng)站還提供了不同于現(xiàn)實(shí)生活中的社會(huì)比較信息, 如社交網(wǎng)站中個(gè)體的“好友”數(shù)量以及獲得的評(píng)論、回復(fù)和點(diǎn)贊的數(shù)量, 都是個(gè)體社交能力和受歡迎程度的反映(Vitak & Ellison, 2013; Vogel, Rose,Roberts, & Eckles, 2014)。社交網(wǎng)站中他人信息的易得性會(huì)誘發(fā)個(gè)體進(jìn)行社會(huì)比較 (Kim & Chock,2015)。并且個(gè)體在社交網(wǎng)站中的大部分時(shí)間是在瀏覽或觀看他人發(fā)布的信息(Metzger, Wilson, Pure,& Zhao, 2012)。因此, 在社交網(wǎng)站使用中社會(huì)比較是不可避免的, 相關(guān)的研究結(jié)果也指出, 在社交網(wǎng)站中個(gè)體會(huì)更多地進(jìn)行社會(huì)比較(Haferkamp &Kr?mer, 2011; Lee, 2014; Kim & Chock, 2015)。此外,與現(xiàn)實(shí)生活中的自我表達(dá)和呈現(xiàn)不同, 在社交網(wǎng)站中, 個(gè)體能夠?qū)ψ约旱男袨檫M(jìn)行更多地監(jiān)控, 并在信息發(fā)布之前對(duì)信息進(jìn)行編輯加工。因此, 個(gè)體在社交網(wǎng)站中的信息呈現(xiàn)或表露具有更高的控制感和策略性(Kr?mer & Winter, 2008; Seidman, 2013),并會(huì)突出積極的和理想化的自我信息(Gonzales &Hancock, 2011; Zhao, Grasmuck, & Martin, 2008;Fardouly, Diedrichs, Vartanian, & Halliwell, 2015),這就使得社交網(wǎng)站中呈現(xiàn)/表露的信息帶有積極化的偏向。相關(guān)的研究結(jié)果也指出, 相對(duì)于現(xiàn)實(shí)生活,個(gè)體在社交網(wǎng)站中會(huì)更多地表露積極情緒和幸福感相關(guān)的內(nèi)容(Qiu, Lin, Leung, & Tov, 2012); 且在社交網(wǎng)站中, 個(gè)體往往會(huì)覺得別人過得更好, 更幸福, 更成功, 并產(chǎn)生妒忌情緒(Chou & Edge, 2012;Krasnova, Wenninger, Widjaja, & Buxmann, 2013)。因此, 社交網(wǎng)站使用會(huì)誘發(fā)個(gè)體進(jìn)行上行社會(huì)比較的傾向(Vogel et al., 2014; Kim & Chock, 2015), 在此基礎(chǔ)上, 本研究假設(shè)社交網(wǎng)站使用對(duì)社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(H2)。

1.2 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊的中介作用

作為一種普遍存在的社會(huì)心理現(xiàn)象, 社會(huì)比較對(duì)個(gè)體的自我評(píng)價(jià)和心理社會(huì)適應(yīng)有著重要影響,且不同方向的社會(huì)比較對(duì)個(gè)體的影響不同(Festinger, 1954)。一般而言, 下行社會(huì)比較會(huì)提升個(gè)體的積極情緒體驗(yàn)和自尊水平, 并降低個(gè)體的焦慮和抑郁水平(Amoroso & Walters, 1969; Morse &Gergen, 1970)。而上行社會(huì)比較則會(huì)降低個(gè)體的自我評(píng)價(jià)和自尊水平, 并增加抑郁的風(fēng)險(xiǎn) (Marsh &Parker, 1984; Morse & Gergen, 1970)。

社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較也會(huì)給個(gè)體帶來消極的影響。研究表明社交網(wǎng)站中的上行比較會(huì)誘發(fā)消極的情緒體驗(yàn), 并降低個(gè)體的自我評(píng)價(jià)——社交網(wǎng)站使用頻率越高的個(gè)體越會(huì)覺得其他人過得更好、更幸福和成功(Chou & Edge, 2012); 社交網(wǎng)站使用還會(huì)誘發(fā)個(gè)體的妒忌情緒(Krasnova et al.,2013), 并增加個(gè)體對(duì)自我身體意象的不滿(Tiggemann& Slater, 2013)。同時(shí), 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較還會(huì)誘發(fā)個(gè)體產(chǎn)生“自己不如別人”的消極感受(Chou & Edge, 2012; Feinstein et al., 2013), 抑郁的社會(huì)等級(jí)理論(social rank theory)認(rèn)為, 從屬或者不如別人的感覺是誘發(fā)個(gè)體抑郁的重要機(jī)制(Gilbert& Allan, 1998; Sloman, Gilbert, & Hasey, 2003)?；诖? 本研究假設(shè)社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較對(duì)抑郁具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用。此外, 研究還發(fā)現(xiàn)了上行社會(huì)比較在社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體自尊、消極情感以及身體滿意度的影響中起中介作用(Vogel et al.,2014; Kim & Chock, 2015), Tandoc等人(2015)也證實(shí)了妒忌在社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁影響中的中介作用。因此, 本研究還假設(shè)社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較在社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁的影響中起中介作用(H3)。

此外, 抑郁的影響因素及其作用機(jī)制也一直頗受研究者關(guān)注。Beck (1967)指出, 消極的認(rèn)知因素是導(dǎo)致抑郁的重要因素, 并提出了抑郁的易感性模型。該模型強(qiáng)調(diào)個(gè)體對(duì)自我的消極認(rèn)知和評(píng)價(jià)是抑郁發(fā)生的關(guān)鍵易感因素, 且影響個(gè)體抑郁的易感性是可變的, 會(huì)受到其它個(gè)體環(huán)境因素的影響, 并在個(gè)體抑郁的發(fā)生中起中介作用(Cole, Jacquez, &Maschman, 2001; Williams, Connolly, & Segal, 2001)。在此基礎(chǔ)上, 作為個(gè)體自我評(píng)價(jià)核心的自尊對(duì)抑郁的影響也得到許多研究的關(guān)注(鄧慧華, 陳慧, 鐘萍,梁宗保, 張光珍, 2013), 研究結(jié)果指出自尊對(duì)抑郁具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用, 低自尊是導(dǎo)致個(gè)體抑郁的重要危險(xiǎn)因素(Orth, Robins, & Roberts, 2008;Orth, Robins, Trzesniewski, Maes, & Schmitt, 2009)。相關(guān)的研究結(jié)果還進(jìn)一步指出, 自尊能在其它變量(如壓力和父母教養(yǎng)方式)對(duì)抑郁的影響中起中介作用(Lee, Joo, & Choi, 2013)。如前所述, 上行社會(huì)比較對(duì)自尊有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用(Marsh & Parker,1984; Morse & Gergen, 1970); 有關(guān)社交網(wǎng)站使用與自尊關(guān)系的研究也指出, 社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體的自尊有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用, 且上行社會(huì)比較在其中起中介作用(Chen & Lee, 2013; Vogel et al., 2014)?；谝陨涎芯拷Y(jié)果以及抑郁的易感性模型, 本研究假設(shè), 社交網(wǎng)站使用和社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較對(duì)個(gè)體的自尊有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用, 且社交網(wǎng)站使用還能通過上行社會(huì)比較以及自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)抑郁產(chǎn)生影響(H4)。

綜上所述, 在社會(huì)比較和抑郁易感性模型的視角下, 本研究擬探討社交網(wǎng)站使用(結(jié)合青少年社交網(wǎng)站使用的實(shí)際情況, 本研究中界定的社交網(wǎng)站為QQ空間)對(duì)青少年抑郁的影響及其作用機(jī)制——考察上行社會(huì)比較和自尊在其中的中介作用。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便抽樣法從武漢市兩所全日制公立中學(xué)抽取1038名有社交網(wǎng)站(QQ空間)使用經(jīng)驗(yàn)的在校中學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查, 回收整理后得有效問卷964份, 有效回收率為92.87%。其中男生499人(51.76%), 女生465人(48.24%); 初中生505人(52.39%,男生266, 女生239), 高中生459人(47.61%, 男生233, 女生226)?？ǚ綑z驗(yàn)表明, 被試的性別分布不存在顯著的年級(jí)差異(χ2=1.03,p> 0.05); 被試的年齡在12～18歲之間(M=14.23;SD=1.27)。

2.2 研究工具

2.2.1 社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度問卷

采用Ellison等(2007)編制的社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度問卷, 該問卷共包含8個(gè)項(xiàng)目, 其中前2個(gè)項(xiàng)目測(cè)量個(gè)體在社交網(wǎng)站中的好友數(shù)量及其每天平均的使用時(shí)間; 后6個(gè)項(xiàng)目采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分(1 “很不符合” ～ 5 “非常符合”)對(duì)個(gè)體與社交網(wǎng)站的情感聯(lián)系強(qiáng)度以及社交網(wǎng)站融入個(gè)體生活的程度進(jìn)行了測(cè)量(如, “社交網(wǎng)站是我日?；顒?dòng)的一部分”、“如果社交網(wǎng)站關(guān)閉了, 我會(huì)感到很難過”), 將個(gè)體在這些問題上的得分轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)并計(jì)算其平均數(shù),該分?jǐn)?shù)代表了個(gè)體的社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度。在進(jìn)行本研究之前, 首先將此問卷翻譯成中文并就相關(guān)語言表述進(jìn)行討論修改, 最終形成了本研究使用的正式問卷。施測(cè)時(shí)要求被試根據(jù)自己使用QQ空間的實(shí)際情況作答。驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果良好, χ2/df=3.12, RMSEA=0.05, AGFI=0.94, NFI=0.97, GFI=0.98, IFI=0.98, TLI=0.96, CFI=0.98, 項(xiàng)目的因子載荷在0.43～0.77之間, 表明該問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。在本研究中, 該問卷的Cronbach α系數(shù)為0.87。

2.2.2 上行社會(huì)比較問卷

使用白學(xué)軍、劉旭和劉志軍(2013)翻譯Gibbons和Buunk (1999)編制的愛荷華?荷蘭比較傾向量表(INCOM)中的上行比較分量表。為了使測(cè)量的內(nèi)容具有針對(duì)性, 我們將問卷中比較的范圍限定為“在社交網(wǎng)站(QQ空間)中”, 對(duì)修訂后的問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果良好：χ2/df=1.87, RMSEA=0.06,AGFI=0.96, NFI=0.98, GFI=0.97, IFI=0.98, TLI=0.97, CFI=0.98, 項(xiàng)目的因子載荷在0.47～0.74之間,表明修訂后的問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。該問卷共有6個(gè)項(xiàng)目, 采取Likert 5點(diǎn)計(jì)分, 要求被試根據(jù)自己使用QQ空間的實(shí)際情況作答, 得分越高表明個(gè)體在社交網(wǎng)站中進(jìn)行上行社會(huì)比較的頻率也越高。在本研究中, 該問卷的Cronbach α系數(shù)為0.80。

2.2.3 自尊量表

采用Rosenberg自尊量表(Rosenberg self-esteem scale)的中文版本(汪向東, 王希林, 馬弘, 1999),來測(cè)量青少年的自尊狀況。該問卷共有10個(gè)項(xiàng)目,采用Likert 4點(diǎn)計(jì)分。根據(jù)在中國(guó)被試群體中的研究結(jié)果(陳陳, 燕婷, 林崇德, 2013; 田錄梅, 2006),該量表的第8個(gè)條目(“我希望我能為自己贏得更多尊重”)存在文化適用性問題, 不適合測(cè)量中國(guó)人的自尊水平, 故建議在應(yīng)用中刪去該題目以提升該量表的信效度。本研究也采用了這一建議。量表得分在9～36分之間, 得分越高表明個(gè)體的自尊水平越高。在本研究中, 該問卷的Cronbach α系數(shù)為0.91。

2.4 抑郁量表

采用Radloff (1997)編制的流調(diào)中心用抑郁量表(CES-D)的中文版本(汪向東等, 1999), 該量表是為了評(píng)價(jià)當(dāng)前抑郁癥狀的頻率而設(shè)計(jì)的, 著重于抑郁情感或心境。該量表共20個(gè)項(xiàng)目, 采用0～3四級(jí)評(píng)分, 得分越高表明抑郁癥狀出現(xiàn)的頻率也越高。在本研究中該量表的Cronbach α系數(shù)為0.84。

2.5 程序及數(shù)據(jù)處理

以班級(jí)為單位, 由兩名研究生使用統(tǒng)一的問卷和指導(dǎo)語進(jìn)行集體測(cè)試。指導(dǎo)語強(qiáng)調(diào)作答真實(shí)性以及個(gè)人信息保密性。使用SPSS 18.0來整理和分析數(shù)據(jù)。此外, 由于社交網(wǎng)站使用年限會(huì)影響社交網(wǎng)站的具體使用及其對(duì)個(gè)體的影響(Ellison et al., 2007;Oh et al., 2014), 且在青少年階段, 性別和年齡也是抑郁的重要影響因素(鄧慧華等, 2013; Gladstone &Kaslow, 1995), 為了排除這些因素對(duì)研究結(jié)果的影響, 在統(tǒng)計(jì)分析中將性別、年齡以及社交網(wǎng)站使用年限作為控制變量納入分析。

2.6 共同方法偏差的控制與檢驗(yàn)

由于本研究數(shù)據(jù)均來自被試的自我報(bào)告, 可能會(huì)存在共同方法偏差(Common Method Biases), 根據(jù)相關(guān)研究的建議(周浩, 龍立榮, 2004), 在程序方面進(jìn)行了相應(yīng)控制, 如采用匿名方式進(jìn)行測(cè)查、部分條目使用反向表述等; 為了進(jìn)一步提高研究的嚴(yán)謹(jǐn)性, 本研究采用 Harman 單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn), 設(shè)定公因子數(shù)為1, 采用Amos 18.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)擬合指數(shù)(χ2/df=23.35, RMSEA=0.54, NFI=0.60, AGFI=0.63, CFI=0.65)不理想, 表明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 青少年社交網(wǎng)站使用的一般狀況及相關(guān)分析

在本研究中, 青少年社交網(wǎng)站使用的平均年限為3.71 ± 1.25年, 社交網(wǎng)站使用的平均頻率為每周4.07 ± 1.03次, 47.8%的青少年個(gè)體每天至少使用一次社交網(wǎng)站。青少年在社交網(wǎng)站中的好友數(shù)量平均為79.3 ± 26.95個(gè), 與社交網(wǎng)站情感聯(lián)系以及社交網(wǎng)站融入其生活程度上的平均得分在1.83～3.02之間(2.48 ± 0.94)。

相關(guān)分析的結(jié)果如表1所示, 在控制了性別、年齡以及社交網(wǎng)站使用年限后, 社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度與社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和抑郁呈顯著正相關(guān), 與自尊呈顯著負(fù)相關(guān); 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較與自尊呈顯著負(fù)相關(guān), 與抑郁呈顯著正相關(guān);自尊與抑郁呈顯著負(fù)相關(guān)。本研究中各個(gè)變量之間的關(guān)系較為密切, 相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均在0.13～0.44之間, 適合進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

3.2 中介作用檢驗(yàn)

依據(jù)溫忠麟和葉寶娟(2014)推薦的中介效應(yīng)分析流程(該流程綜合了依次檢驗(yàn)法和Bootstrap法的優(yōu)點(diǎn), 無論是考慮第一類錯(cuò)誤率、檢驗(yàn)力還是結(jié)果的解釋性, 該流程都具有優(yōu)勢(shì))及其編制的Mplus程序(該程序可以一次性得到所要的全部結(jié)果, 包括通常的依次檢驗(yàn)結(jié)果和Bootstrap法置信區(qū)間),在控制了性別、年齡以及網(wǎng)絡(luò)使用年限的條件下,通過1000次樣本抽樣估計(jì)中介效應(yīng)95%置信區(qū)間的方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

首先, 依次檢驗(yàn)(見表2)的結(jié)果表明：社交網(wǎng)站使用能顯著正向預(yù)測(cè)抑郁和社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較; 當(dāng)社交網(wǎng)站使用和上行社會(huì)比較同時(shí)預(yù)測(cè)自尊時(shí), 只有上行社會(huì)比較的負(fù)向預(yù)測(cè)作用顯著,而社交網(wǎng)站使用卻沒有顯著的預(yù)測(cè)作用; 當(dāng)社交網(wǎng)站使用、上行社會(huì)比較和自尊同時(shí)進(jìn)入回歸方程時(shí),只有上行社會(huì)比較和自尊對(duì)抑郁有顯著的預(yù)測(cè)作用, 而社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁的直接預(yù)測(cè)作用不顯著。這表明社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊在社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度對(duì)抑郁的影響中的中介作用顯著。

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

其次, 對(duì)中介效應(yīng)直接檢驗(yàn)的結(jié)果(見表3)表明, 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊產(chǎn)生的總間接效應(yīng)的Bootstrap 95%置信區(qū)間不含0值, 說明兩個(gè)中介變量在社交網(wǎng)站使用與抑郁之間存在顯著的中介效應(yīng)。這一中介效應(yīng)由三個(gè)間接效應(yīng)構(gòu)成：第一, 由社交網(wǎng)站使用→社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較→抑郁產(chǎn)生的間接效應(yīng)1, 其置信區(qū)間不含0值,表明上行社會(huì)比較在社交網(wǎng)站使用與抑郁之間具有顯著的間接作用(0.05, 占總效應(yīng)的38.76%); 第二, 由社交網(wǎng)站使用→社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較→自尊→抑郁的路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)2的置信區(qū)間也不含0值, 表明這條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)(0.03,占總效應(yīng)的27.66%)也達(dá)到了顯著水平; 第三, 由社交網(wǎng)站使用→自尊→抑郁的路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)3的置信區(qū)間含有0值, 表明該路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)不顯著。社交網(wǎng)站使用對(duì)青少年抑郁影響的路徑如圖1所示。

表2 變量關(guān)系的回歸分析

表3 中介效應(yīng)分析

圖1 社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁影響的路徑圖

4 討論

本研究在社會(huì)比較和抑郁易感性模型的視角下, 探討了社交網(wǎng)站使用與抑郁的關(guān)系及其作用機(jī)制。本研究發(fā)現(xiàn)社交網(wǎng)站使用與抑郁存在顯著正相關(guān), 進(jìn)一步回歸分析的結(jié)果也表明社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用, 研究假設(shè)1得到了驗(yàn)證; 社交網(wǎng)站使用與社交網(wǎng)站中上行社會(huì)比較顯著正相關(guān), 且社交網(wǎng)站使用對(duì)社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比有顯著的正向預(yù)測(cè)作用, 研究假設(shè)2 也得到了驗(yàn)證。但當(dāng)社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊進(jìn)入回歸方程后, 社交網(wǎng)站對(duì)抑郁的直接預(yù)測(cè)作用就變得不顯著了; 社交網(wǎng)站使用與自尊的關(guān)系亦是如此。中介檢驗(yàn)的結(jié)果表明, 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊在社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度對(duì)抑郁的影響中起中介作用, 且這一中介作用包含了兩條路徑：社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較的單獨(dú)中介作用, 以及社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較→自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔?研究假設(shè)3和假設(shè)4也得到了驗(yàn)證。

4.1 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較的中介作用

社交網(wǎng)站使用要通過社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較的單獨(dú)中介作用以及社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較→自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)青少年的抑郁產(chǎn)生影響。這表明社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較是社交網(wǎng)站使用導(dǎo)致消極適應(yīng)后果的關(guān)鍵因素。相關(guān)研究的結(jié)果也指出, 社交網(wǎng)站中具體的經(jīng)歷和體驗(yàn)(如積極反饋和積極情緒體驗(yàn))在社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)(如自尊和生活滿意度)的影響中起中介作用(Valkenburg et al., 2006; Oh et al., 2014); 且個(gè)體在社交網(wǎng)站中的消極經(jīng)歷、消極情緒以及妒忌也在社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁影響中起中介作用(Appel et al.,2016; Tandoc et al., 2015)。這進(jìn)一步表明了社交網(wǎng)站使用與心理社會(huì)適應(yīng)的關(guān)系中存在其它有重要影響的變量(Oh et al., 2014; Fox & Moreland,2015)。具體而言, 社交網(wǎng)站使用并不必然導(dǎo)致抑郁,個(gè)體在社交網(wǎng)站中的具體體驗(yàn)和感受——社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較是社交網(wǎng)站使用導(dǎo)致抑郁的關(guān)鍵因素。

對(duì)于青少年群體而言, 他們不僅會(huì)經(jīng)常通過社交網(wǎng)站來和好友保持聯(lián)系并獲知他人的信息(Ellison et al., 2007; Smock et al., 2011), 也會(huì)在社交網(wǎng)站中花費(fèi)大量的時(shí)間來瀏覽或閱讀他人更新/發(fā)布的信息(Pempek, Yermolayeva, & Calvert, 2009)。在社交網(wǎng)站中, 青少年勢(shì)必會(huì)成為其他用戶發(fā)布的積極信息的受眾, 并誘發(fā)其更多地進(jìn)行社會(huì)比較(Haferkamp& Kramer, 2011; Lee, 2014; Kim & Chock, 2015)。同時(shí), 社交網(wǎng)站中的好友大多是現(xiàn)實(shí)生活中的同學(xué)或朋友(中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2014), 青少年和他們具有較高的相似性, 這會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)其進(jìn)行社會(huì)比較的傾向(Mussweiler et al., 2006; 邢淑芬, 俞國(guó)良, 2005)。而社交網(wǎng)站中呈現(xiàn)的信息都帶有積極化的偏向, 個(gè)體在社交網(wǎng)站中會(huì)更多地表露積極情緒和與幸福感相關(guān)的內(nèi)容(Qiu et al., 2012)。因此, 青少年在社交網(wǎng)站中會(huì)表現(xiàn)出更多的上行社會(huì)比較,并進(jìn)而對(duì)其心理社會(huì)適應(yīng)帶來消極影響。

4.2 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

作為個(gè)體的基本動(dòng)機(jī), 社會(huì)比較對(duì)個(gè)體的自我認(rèn)知和自我評(píng)價(jià)有著重要影響。特別是上行社會(huì)比較會(huì)降低個(gè)體的自我評(píng)價(jià)和自尊水平, 并增加個(gè)體抑郁的風(fēng)險(xiǎn)(Marsh & Parker, 1984; Morse & Gergen,1970)。社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較也會(huì)對(duì)個(gè)體的自我評(píng)價(jià)帶來消極影響, 如降低個(gè)體的自尊和身體自我意象滿意度, 并誘發(fā)諸如妒忌等消極的情緒體驗(yàn)。抑郁的社會(huì)等級(jí)理論認(rèn)為, 從屬或者不如別人的感覺是誘發(fā)個(gè)體抑郁的重要機(jī)制 (Gilbert & Allan,1998; Sloman et al., 2003), 因此, 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較是社交網(wǎng)站使用導(dǎo)致抑郁的關(guān)鍵因素,上行社會(huì)比較會(huì)在社交網(wǎng)站使用對(duì)抑郁的影響中起中介作用。此外, 抑郁的易感性模型也指出低自尊是抑郁發(fā)生和維持的重要風(fēng)險(xiǎn)因素, 自尊也是其它變量影響抑郁的重要中介變量(Orth et al., 2008, 2009;Lee et al., 2013), 因此, 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較導(dǎo)致的自我評(píng)價(jià)或者自尊的降低會(huì)進(jìn)一步誘發(fā)抑郁, 故社交網(wǎng)站使用還能通過社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較和自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)抑郁產(chǎn)生影響。

本研究引入上行社會(huì)比較這一變量, 闡述了社交網(wǎng)站使用對(duì)青少年抑郁的影響及其作用機(jī)制, 拓展了社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)影響的研究。人們使用社交網(wǎng)站的主要?jiǎng)訖C(jī)就是維系人際關(guān)系、進(jìn)行自我呈現(xiàn)以及獲得好友的信息(Ellison et al.,2007; Smock et al., 2011; Kim & Chock, 2015)。一方面, 這有助于個(gè)體獲得必要的社會(huì)連結(jié)和支持, 滿足個(gè)體的歸屬感(McEwan, 2013), 累積并拓展個(gè)體的社會(huì)資本 (Steinfield, Ellison, & Lampe, 2008; Zhong,2014), 降低孤獨(dú)感(Deters & Mehl, 2013), 提升個(gè)體的生活滿意度和幸福感水平(Valkenburg et al.,2006; Valenzuela, Park, & Kee, 2009)。但另一方面,社交網(wǎng)站使用也會(huì)帶來消極的影響, 如導(dǎo)致壓力水平的提高和自尊水平的降低(Chen & Lee, 2013),以及生活滿意度和幸福感水平的降低(Kross et al.,2013)。特別是社交網(wǎng)站中他人信息的易得性, 以及這種帶有積極偏向的信息接觸會(huì)誘發(fā)個(gè)體的上行社會(huì)比較, 從而對(duì)個(gè)體的心理社會(huì)適應(yīng)帶來消極影響(Lee, 2014; Kim & Chock, 2015; Vogel et al., 2014)。

4.3 研究意義和不足

本研究在社會(huì)比較和抑郁易感性模型的視角下, 引入上行社會(huì)比較和自尊這兩個(gè)變量, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 社交網(wǎng)站使用并不直接導(dǎo)致抑郁, 而是要通過社交網(wǎng)站中上行社會(huì)比較的單獨(dú)中介作用, 以及社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較→自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤?duì)抑郁產(chǎn)生影響。這不僅表明, 社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較是社交網(wǎng)站使用導(dǎo)致抑郁的關(guān)鍵, 也揭示了有關(guān)社交網(wǎng)站使用與個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)特別是與抑郁研究結(jié)果不一致的原因。這也提示我們, 未來對(duì)社交網(wǎng)站的研究應(yīng)該重點(diǎn)考察社交網(wǎng)站使用中具體的體驗(yàn)和感受; 其次, 要全面客觀地看待社交網(wǎng)站使用, 注意社交網(wǎng)站使用的潛在風(fēng)險(xiǎn), 深入探討社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體的影響。在實(shí)踐上, 本研究結(jié)果還提示我們要引導(dǎo)青少年合理健康地使用社交網(wǎng)站：首先, 要意識(shí)到社交網(wǎng)站可能帶來的潛在負(fù)面影響, 特別是社交網(wǎng)站中上行社會(huì)比較的消極影響; 其次, 青少年要客觀地看待他人在社交網(wǎng)站中呈現(xiàn)/表露的信息, 要意識(shí)到這種選擇呈現(xiàn)信息的積極偏向, 并克制自己進(jìn)行上行比較的沖動(dòng),必要的時(shí)候還可以減少這些信息的接觸。

同時(shí), 本研究也存在一些不足。首先, 在研究設(shè)計(jì)上, 本研究對(duì)相關(guān)變量的考察盡管有理論依據(jù),但仍是基于橫斷研究, 未來還需要縱向研究這類具有因果推斷力的研究設(shè)計(jì)來進(jìn)一步考察。其次, 社會(huì)比較還具有個(gè)體差異性, 這會(huì)影響到個(gè)體進(jìn)行社會(huì)比較的頻率和方向(郭淑斌, 黃希庭, 2010), 未來的研究應(yīng)將個(gè)體社會(huì)比較的個(gè)體差異納入研究中。此外, 雖然在社交網(wǎng)站的使用中, 社會(huì)比較是不可避免的, 但不同的使用行為與社會(huì)比較的關(guān)系不同(如社交整飾行為對(duì)社會(huì)比較有著更為直接的誘發(fā)作用) (Kim & Chock, 2015), 綜合分析具體社交網(wǎng)站使用行為與社會(huì)比較的關(guān)系及其對(duì)個(gè)體適應(yīng)的影響, 能更清晰地探討社交網(wǎng)站使用及其對(duì)個(gè)體的影響。最后, 雖然個(gè)體在社交網(wǎng)站中會(huì)面臨負(fù)面的經(jīng)歷和體驗(yàn), 但是他們依然會(huì)因?yàn)閾?dān)心遺漏好友的信息或者為了維系關(guān)系而經(jīng)常使用社交網(wǎng)站(Fox& Moreland, 2015), 未來的研究應(yīng)該進(jìn)一步探討個(gè)體如何權(quán)衡社交網(wǎng)站的心理社會(huì)成本和收益, 以及如何最大化地發(fā)揮社交網(wǎng)站的益處、避免其消極影響。

致謝：感謝匿名審稿人及編委專家等對(duì)本文提出建設(shè)性修改意見; 感謝連帥磊、劉慶奇和謝笑春在論文修改過程中的幫助; 感謝唐云博士修改英文摘要。

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