被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊和自我概念清晰性：有調(diào)節(jié)的中介模型*

(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

社交網(wǎng)站是基于用戶真實(shí)社交關(guān)系的溝通交流平臺(tái), 其代表主要有國(guó)外的 Facebook和國(guó)內(nèi)的QQ空間和人人網(wǎng)等, 社交網(wǎng)站已成為網(wǎng)絡(luò)時(shí)代人際交往的重要工具和平臺(tái), 我國(guó)社交網(wǎng)站的覆蓋率已達(dá)到 61.7%, 而且 57.9%的用戶每天都會(huì)使用社交網(wǎng)站(中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2014)。社交網(wǎng)站的普及使其對(duì)個(gè)體的影響得到許多研究者的關(guān)注, 而且隨著研究的不斷深入, 研究者有意識(shí)地分類整合社交網(wǎng)站使用行為, 將社交網(wǎng)站使用方式主要分為兩種：主動(dòng)性使用(active use)和被動(dòng)性使用(passive use) (Frison & Eggermont, 2016; Verduyn et al.,2015)。主動(dòng)性使用是指能夠增進(jìn)溝通交流的信息生成行為, 如狀態(tài)更新或留言評(píng)論等, 而被動(dòng)性使用則是指缺乏交流溝通的信息瀏覽行為, 如瀏覽動(dòng)態(tài)信息或他人狀態(tài)等(Verduyn et al., 2015)。研究表明, 社交網(wǎng)站上的自我呈現(xiàn)、自我表露等主動(dòng)性使用行為對(duì)個(gè)體自我和心理社會(huì)適應(yīng)都會(huì)產(chǎn)生積極影響：有助于強(qiáng)化自尊水平(Toma & Hancock, 2013;Yang, 2014), 增加社會(huì)資本、削弱孤獨(dú)感(Burke,Marlow, & Lento, 2010), 提高生活滿意度(Kim &Lee, 2011)。而信息瀏覽類的被動(dòng)性使用行為則對(duì)個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)有著明顯的負(fù)面影響：會(huì)削弱社會(huì)資本、強(qiáng)化孤獨(dú)感(Burke et al., 2010), 誘發(fā)消極情緒、削弱情緒幸福感(Verduyn et al., 2015), 引起妒忌心理, 還能通過妒忌的中介作用影響生活滿意度(Krasnova, Wenninger, Widjaja, & Buxmann, 2013)和抑郁(Tandoc, Ferrucci, & Duffy, 2015)。因此, 主動(dòng)性使用和被動(dòng)性使用的研究有助于區(qū)分不同社交網(wǎng)站使用行為的不同影響, 從而更加全面客觀的看待社交網(wǎng)站對(duì)個(gè)體的影響。但是, 相比自我表露/自我呈現(xiàn)等主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為, 目前對(duì)被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為的關(guān)注還相對(duì)較少。研究發(fā)現(xiàn),個(gè)體絕大部分社交網(wǎng)站使用時(shí)間是在進(jìn)行信息搜尋與信息瀏覽, 而不是自己發(fā)布信息(Wise,Alhabash, & Park, 2010), 即相比主動(dòng)性使用行為,被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用占更大的時(shí)間比重, 關(guān)注被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為有其必要性。

除“被動(dòng)性使用”之外, 也有研究者將信息瀏覽類的社交網(wǎng)站使用行為稱為“信息消化” (content consumption)、“人際監(jiān)視” (interpersonal surveillance)、“Facebook 監(jiān)視” (Facebook surveillance)、“被動(dòng)關(guān)注 ” (passive following)等 (Burke et al., 2010;Krasnova et al., 2013; Tandoc et al., 2015; Tokunaga,2011)。已有研究雖然對(duì)被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)生活滿意度(Krasnova et al., 2013)以及抑郁(Tandoc et al.,2015)等心理社會(huì)適應(yīng)指標(biāo)的影響及其作用機(jī)制(如妒忌的中介作用)進(jìn)行了探討, 但是, 關(guān)于被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與個(gè)體自我概念之間關(guān)系的研究相對(duì)缺乏。自我概念(self-concept)是個(gè)體對(duì)自己的知覺和認(rèn)識(shí), 它既是心理發(fā)展的重要反映性指標(biāo), 也對(duì)個(gè)體的心理與行為有著極為重要的影響(Harter,2006)。自尊和自我概念清晰性都是自我概念的重要成分, 自尊也被稱作一般自我概念, 反映著自我概念的積極性水平(Harter, 2006), 一般而言, 自尊有助于個(gè)體心理健康的維護(hù), 它能顯著緩解焦慮和抑郁(Bajaj, Robins, & Pande, 2016), 并對(duì)生活滿意度有顯著的正向預(yù)測(cè)作用(Ye, Yu, & Li, 2012)。自我概念清晰性則是指?jìng)€(gè)體對(duì)自我認(rèn)識(shí)的清晰程度, 反映著自我概念的明確性和一致性水平(Campbell et al., 1996), 對(duì)生活滿意度、抑郁等心理社會(huì)適應(yīng)指標(biāo)也有重要的影響(Lee-Flynn, Pomaki, DeLongis,Biesanz, & Puterman, 2011; Usborne & Taylor, 2010)。本研究擬進(jìn)一步探討被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體自尊和自我概念清晰性的影響及其作用機(jī)制。

1.1 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊和自我概念清晰性的關(guān)系

雖然社交網(wǎng)站上的自我呈現(xiàn)等主動(dòng)性使用行為有助于獲取積極反饋, 強(qiáng)化自尊水平(Yang,2014)。但是, 也有研究表明, 社交網(wǎng)站使用時(shí)間同自尊顯著負(fù)相關(guān)(Kalpidou, Costin, & Morris, 2011),使用強(qiáng)度負(fù)向預(yù)測(cè)自尊水平(Blomfield Neira &Barber, 2014; Vogel, Rose, Roberts, & Eckles, 2014),說明社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體自尊也可能產(chǎn)生消極的影響。此外, 研究指出, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用會(huì)顯著誘發(fā)消極情緒, 削弱情緒幸福感(Verduyn et al.,2015)。而積極情緒的擴(kuò)展?建構(gòu)理論指出, 積極情緒能夠擴(kuò)展個(gè)體的瞬間思維和活動(dòng)序列, 推動(dòng)建設(shè)個(gè)體資源, 包括身體資源、人際資源和心理資源等,相反, 消極情緒則會(huì)縮減個(gè)體的瞬間思維和活動(dòng)序列, 阻礙個(gè)體資源的建設(shè)(Fredrickson, 2001)。自尊是個(gè)體重要的心理資源(Pyszczynski, Greenberg,Solomon, Arndt, & Schimel, 2004)。研究也表明, 積極情緒顯著正向預(yù)測(cè)自尊, 而消極情緒顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自尊(Benetti & Kambouropoulos, 2006)。因此, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用可能因?yàn)橛绊憘€(gè)體的情緒進(jìn)而對(duì)自尊產(chǎn)生負(fù)性影響。基于此, 本研究假設(shè)被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用顯著負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的自尊水平(H1)。

此外, 針對(duì)網(wǎng)絡(luò)使用對(duì)自我概念的影響,Valkenburg和Peter (2008, 2011)提出了“自我概念分化假說” (the self-concept fragmentation hypothesis)：互聯(lián)網(wǎng)使個(gè)體可以較為容易的塑造多種可能自我,更使他們面對(duì)人和思想的多種可能性, 可能會(huì)碎片化其人格, 削弱他們整合自我不同方面為統(tǒng)一整體的能力, 使個(gè)體面臨自我概念無(wú)法整合的風(fēng)險(xiǎn), 造成自我概念混亂。該假說得到相關(guān)研究結(jié)果的證實(shí),如Israelashvili, Kim和Bukobza (2012)的研究表明,網(wǎng)絡(luò)使用強(qiáng)度越高的個(gè)體, 其自我概念清晰性水平越低。關(guān)于社交網(wǎng)站的研究也發(fā)現(xiàn), 由于社交網(wǎng)站中他人信息的易得性, 社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度能夠直接以及通過社會(huì)比較傾向的中介作用間接負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的自我概念清晰性(牛更楓等, 2016)。被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用無(wú)疑會(huì)加劇該影響——被動(dòng)性使用是對(duì)社交網(wǎng)站上大量他人信息的瀏覽和閱讀, 會(huì)使個(gè)體直接面對(duì)人和思想的多種可能性, 增加自我概念無(wú)法整合的風(fēng)險(xiǎn)。因此, 本研究假設(shè), 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我概念清晰性(H2)。

1.2 上行社會(huì)比較的中介作用

針對(duì)社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體心理的消極影響, 有研究者指出社交網(wǎng)站上的社會(huì)比較是一個(gè)關(guān)鍵因素(Appel, Gerlach, & Crusius, 2015)。社會(huì)比較是一種普遍存在的社會(huì)心理現(xiàn)象, 人們通過與他人的比較來定義自己的社會(huì)特征(邢淑芬, 俞國(guó)良, 2005)。依據(jù)比較方向的不同, 社會(huì)比較可以分為平行比較(與同自己水平相近的人進(jìn)行比較)、下行比較(與不如自己的人進(jìn)行比較)和上行比較(與比自己優(yōu)秀的人進(jìn)行比較)。他人信息是社會(huì)比較產(chǎn)生的重要誘因(Mussweiler, Rüter, & Epstude, 2006)。在現(xiàn)代信息社會(huì), 社交網(wǎng)站成為人們獲取信息并進(jìn)行社會(huì)比較的新平臺(tái)。在社交網(wǎng)站上, 瀏覽閱讀好友自我呈現(xiàn)的信息以及好友間交流互動(dòng)的信息都可能會(huì)誘發(fā)社會(huì)比較, 研究也表明, 社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度同社會(huì)比較傾向顯著正相關(guān)(Fardouly & Vartanian,2015), 而且社交網(wǎng)站使用更多誘發(fā)的是上行社會(huì)比較(de Vries & Kühne, 2015; Vogel et al., 2014)。因?yàn)樯缃痪W(wǎng)站是基于熟人關(guān)系的網(wǎng)絡(luò)媒介, 個(gè)體為維護(hù)良好的自我形象, 會(huì)在盡量保證信息真實(shí)性的情況下, 呈現(xiàn)相對(duì)積極的信息, 所呈現(xiàn)的信息并非是虛假的, 但可能隱去了其中消極的成分, 凸顯了信息的積極性, 以反映理想的生活和積極的自我形象(Yang, 2014)。對(duì)社交網(wǎng)站上積極信息的頻繁瀏覽會(huì)讓個(gè)體覺得他人有著更好的生活, 過得更加幸福(Chou & Edge, 2012), 自己不如他人, 甚至產(chǎn)生妒忌心理(Krasnova et al., 2013; Tandoc et al., 2015)。而社會(huì)比較特別是上行社會(huì)比較是妒忌產(chǎn)生的關(guān)鍵原因(楊麗嫻, 張錦坤, 2009)。因此, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用很有可能是先引發(fā)上行社會(huì)比較進(jìn)而導(dǎo)致妒忌的。

此外, 社會(huì)比較理論指出, 上行社會(huì)比較產(chǎn)生的對(duì)比效應(yīng)會(huì)降低個(gè)體的自我評(píng)價(jià)水平, 對(duì)個(gè)體心理產(chǎn)生消極影響(邢淑芬, 俞國(guó)良, 2006; Collins,1996)。相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn), 上行社會(huì)比較會(huì)導(dǎo)致反芻、妒忌以及抑郁(Appel et al., 2015; Feinstein et al.,2013)等消極心理。同時(shí), 上行社會(huì)比較也會(huì)對(duì)個(gè)體自我概念產(chǎn)生消極影響, 研究發(fā)現(xiàn), 上行社會(huì)比較顯著正向預(yù)測(cè)身體意象不滿(Arroyo, 2014), 顯著負(fù)向影響自尊水平(Vogel et al., 2014), 而且與自我概念清晰性之間也呈顯著負(fù)相關(guān)(Butzer & Kuiper,2006)。此外, 研究者還指出, 上行社會(huì)比較能夠在社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度對(duì)自尊的影響中起中介作用(Vogel et al., 2014 ), 社會(huì)比較傾向也能夠在社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度對(duì)自我概念清晰性的影響中起中介作用(牛更楓等, 2016)。基于此, 本研究假設(shè)：上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊以及被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自我概念清晰性的影響中起中介作用(H3)。

1.3 樂觀的調(diào)節(jié)作用

雖然經(jīng)典社會(huì)比較理論強(qiáng)調(diào)社會(huì)比較的對(duì)比效應(yīng), 但是上行社會(huì)比較的負(fù)面效應(yīng)并非在任何情況下都是不變的, 由于對(duì)社會(huì)比較信息加工和理解的不同, 上行社會(huì)比較的負(fù)面效應(yīng)可能在某些個(gè)體身上會(huì)較弱或是不顯著, 甚至不排除出現(xiàn)同化效應(yīng)(即, 上行社會(huì)比較提升個(gè)體的自我評(píng)價(jià)水平)的可能性(邢淑芬, 俞國(guó)良, 2005, 2006; Collins, 1996)。社會(huì)比較與其影響結(jié)果之間存在某些調(diào)節(jié)變量, 其中個(gè)體差異受到研究者較多的關(guān)注(邢淑芬, 俞國(guó)良, 2006)。

樂觀是一個(gè)重要的個(gè)體特征變量, 高樂觀者對(duì)未來有著積極的預(yù)期, 更加相信事情會(huì)有好的結(jié)果、未來會(huì)有好的境遇(Carver & Scheier, 2005)。研究表明, 樂觀與個(gè)體心理健康之間關(guān)系密切, 與自尊和生活滿意度呈顯著正相關(guān)(齊曉棟, 張大均,邵景進(jìn), 王佳寧, 龔玲, 2012; Kapikiran, 2012), 而與抑郁、敵意以及焦慮等負(fù)性心理則顯著負(fù)相關(guān)(齊曉棟等, 2012; Boman & Yates, 2011)。作為個(gè)體發(fā)展的保護(hù)性因素, 樂觀還是調(diào)節(jié)壓力情境與個(gè)體身心健康之間關(guān)系的重要內(nèi)部資源(齊曉棟等,2012)。樂觀有可能對(duì)社會(huì)比較信息的加工和理解產(chǎn)生影響。因?yàn)闃酚^的個(gè)體對(duì)自己的未來有著積極的預(yù)期(Carver & Scheier, 2005), 當(dāng)面對(duì)上行比較信息所反映的他人的美好生活或積極形象時(shí), 高樂觀水平的個(gè)體可能認(rèn)為自己以后也能達(dá)到同等或類似的水平, 因此上行社會(huì)比較的對(duì)比效應(yīng)可能會(huì)較弱甚至是不顯著。Lyubomirsky和Ross (1997)對(duì)社會(huì)比較效應(yīng)的實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn), 快樂水平在社會(huì)比較及其結(jié)果之間起著調(diào)節(jié)作用, 快樂水平低的個(gè)體對(duì)上行社會(huì)比較信息極為敏感, 上行比較信息會(huì)顯著削弱其積極情緒、降低其對(duì)自己能力的評(píng)價(jià), 而快樂水平較高的個(gè)體則沒有受到上行社會(huì)比較的消極影響。關(guān)于社交網(wǎng)站的研究也發(fā)現(xiàn), 社交網(wǎng)站上的負(fù)性社會(huì)比較(即對(duì)個(gè)體有消極影響的上行社會(huì)比較)在社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度與自我知覺之間的中介作用受到快樂水平的調(diào)節(jié), 在快樂水平高的個(gè)體中, 負(fù)性社會(huì)比較的效應(yīng)相對(duì)較弱(de Vries &Kühne, 2015)?？梢? 快樂的人能夠策略性地加工和理解社會(huì)比較的信息來維護(hù)其自我評(píng)價(jià)(邢淑芬,俞國(guó)良, 2006; Lyubomirsky & Ross, 1997)。研究者指出, 快樂與樂觀是兩個(gè)非常相近的概念, 樂觀也極有可能在社會(huì)比較及其結(jié)果之間起著調(diào)節(jié)作用(Lyubomirsky & Ross, 1997)。因此, 本研究進(jìn)一步假設(shè)：上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用和自尊以及被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用和自我概念清晰性之間的中介作用(后半段路徑)會(huì)受到樂觀的調(diào)節(jié), 相對(duì)于樂觀水平高的個(gè)體, 上行社會(huì)比較的中介效應(yīng)在樂觀水平低的個(gè)體中更顯著(H4)。

綜上所述, 本研究擬同時(shí)探討和對(duì)比被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊和自我概念清晰性的影響及其作用機(jī)制, 基于社會(huì)比較理論以及樂觀的保護(hù)性作用的研究, 構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型, 研究假設(shè)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊和自我概念清晰性的影響中起中介作用, 并且該中介作用的發(fā)揮受到個(gè)體樂觀水平的調(diào)節(jié), 以期深入揭示被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體自我概念的影響及其作用機(jī)制。假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 有調(diào)節(jié)的中介模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便抽樣法抽取有社交網(wǎng)站(QQ空間、人人網(wǎng)以及微信朋友圈)使用經(jīng)驗(yàn)的大學(xué)生1300名進(jìn)行問卷調(diào)查, 回收整理后得有效問卷1208份, 有效回收率為92.92%。其中男生588人(48.68%), 女生620人(51.32%); 大一396人(32.78%, 男生197名,女生199名), 大二402人(33.28%, 男生194名, 女生208名), 大三410人(33.94%, 男生197名, 女生213名)。被試的性別在年級(jí)上的分布無(wú)顯著差異(χ2(2)=0.28,p=0.87); 被試的年齡在17～24歲之間(M=19.86;SD=1.26)。

2.2 研究工具

2.2.1 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用

采用 Tandoc等人(2015)在針對(duì)被動(dòng)性Facebook使用研究中編制的“監(jiān)視使用”量表(Surveillance Use Scale), 來測(cè)量個(gè)體被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度。在進(jìn)行研究之前, 先將量表翻譯成中文并就相關(guān)語(yǔ)言表述進(jìn)行討論修改, 最終形成了本研究使用的正式量表。量表要求被試對(duì)4個(gè)項(xiàng)目所描述的社交網(wǎng)站使用行為的頻率進(jìn)行評(píng)定(如, “閱讀好友更新的狀態(tài)”; “查看好友上傳的照片”)。為避免主動(dòng)性使用行為對(duì)被動(dòng)性使用行為效應(yīng)的影響, 量表指導(dǎo)語(yǔ)提醒被試根據(jù)自己使用社交網(wǎng)站過程中沒有信息表露時(shí)的情況, 回答上述4個(gè)項(xiàng)目。采用5點(diǎn)計(jì)分, 1表示“從不”, 5表示“頻繁”, 得分越高表示個(gè)體的被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用頻率越高。驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)良好：χ2/df=1.04, RMSEA=0.01, CFI=0.99,NFI=0.99, GFI=0.99, TLI=0.99, 表明量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。在本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.83。

2.2.2 上行社會(huì)比較

采用白學(xué)軍、劉旭和劉志軍(2013)翻譯Gibbons和 Buunk (1999)編制的愛荷華?荷蘭比較方向量表(Iowa-Netherlands Comparison Orientation Measure)中的上行社會(huì)比較分量表。為了使測(cè)量的內(nèi)容更加具有針對(duì)性, 將量表中比較的范圍限定為“在社交網(wǎng)站上”。該量表共包含6個(gè)項(xiàng)目(如, “在社交網(wǎng)站上, 我經(jīng)常喜歡與那些過得比自己好的人進(jìn)行比較”), 采用 5點(diǎn)計(jì)分, 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。驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)良好：χ2/df=5.85, RMSEA=0.06,CFI=0.99, NFI=0.99, GFI=0.99, TLI=0.98, 表明修訂后的量表結(jié)構(gòu)效度良好。在本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.86。

2.2.3 自尊

采用中文版本的 Rosenberg自尊量表(汪向東,王希林, 馬弘, 1999)。Rosenberg自尊量表中文版最初共包含10個(gè)項(xiàng)目(如, “我感到自己是一個(gè)有價(jià)值的人, 至少與其他人一樣”), 采用4點(diǎn)計(jì)分法, 1表示“很不符合”, 4表示“非常符合”, 得分越高表明個(gè)體的自尊水平越高。但由于第 8題“我希望我能為自己贏得更多尊重”所表述的內(nèi)涵存在文化差異,許多研究者在使用中將其刪除以提高量表信效度(田錄梅, 2006; 陳陳, 燕婷, 林崇德, 2013), 本研究也采用此做法。在本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.80。

2.2.4 自我概念清晰性

采用 Campbell等人(1996)編制的自我概念清晰性量表(Self-Concept Clarity Scale)來測(cè)量個(gè)體自我概念的清晰性和一致性。在進(jìn)行研究之前, 先將問卷翻譯成中文并就相關(guān)語(yǔ)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。該問卷共包含12個(gè)項(xiàng)目(如, “我很少體驗(yàn)到性格不同方面的沖突”), 采用5點(diǎn)計(jì)分, 1表示 “很不符合”, 5表示“非常符合”, 得分越高表明個(gè)體自我概念清晰性水平越高。驗(yàn)證性因素分析的擬合指數(shù)良好：χ2/df=5.48,RMSEA=0.06, CFI=0.94, NFI=0.93, GFI=0.96,TLI=0.92。在本研究中, 該量表的α系數(shù)為0.79。

2.2.5 樂觀

采用劉志軍和陳會(huì)昌(2007)修訂 Scheier, Carver和Bridges (1994)編制的生活取向問卷(LOT-R, Life Orientation Test)。該問卷共包含12個(gè)項(xiàng)目, 其中樂觀維度有 5個(gè)項(xiàng)目(如, “我總是覺得自己的運(yùn)氣會(huì)很好”), 悲觀維度也有5個(gè)項(xiàng)目(如, “不管我怎么努力, 我想事情都不會(huì)順利發(fā)展”), 另外 2個(gè)為干擾項(xiàng)目不計(jì)入總分。采用5點(diǎn)計(jì)分法, 1表示“非常不同意”, 5表示“非常同意”, 將悲觀項(xiàng)目反向計(jì)分后加上樂觀項(xiàng)目分就得到個(gè)體總體的樂觀水平, 得分越高表明個(gè)體的樂觀水平就越高。在本研究中, 該問卷的α系數(shù)為0.72。

2.3 程序及數(shù)據(jù)處理

本研究的主試均為心理學(xué)專業(yè)的博碩士研究生。以班級(jí)為單位, 每班配備1～2名主試, 由研究生主試使用統(tǒng)一問卷進(jìn)行集體施測(cè)。主試首先確認(rèn)潛在被試是否是社交網(wǎng)站用戶(是否使用QQ空間、人人網(wǎng)與微信朋友圈之類的社交網(wǎng)站), 如果不是則不能參與此次調(diào)查; 然后, 向符合條件的被試宣讀指導(dǎo)語(yǔ), 以闡明測(cè)驗(yàn)?zāi)康?、答題方式、自愿填寫以及匿名原則等; 被試被要求按照自己的實(shí)際情況, 在規(guī)定時(shí)間內(nèi)(約20分鐘)獨(dú)立完成調(diào)查; 最后, 剔除空白問卷以及規(guī)律作答的問卷, 得到本次研究的數(shù)據(jù)。

使用SPSS 17.0以及Hayes (2013)的SPSS宏程序PROCESS來整理和分析數(shù)據(jù)。該SPSS宏程序可以基于偏差校正百分位的 Bootstrap法對(duì)多種有中介的調(diào)節(jié)以及有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行驗(yàn)證, 許多學(xué)者都使用過該程序檢驗(yàn)中介效應(yīng)前半段或是后半段是否受到調(diào)節(jié)(Chardon, Janicke, Carmody, &Dumont-Driscoll, 2016; Nyadzayo & Khajehzadeh,2016)。通過抽取5000個(gè)Bootstrap樣本(每個(gè)樣本容量均為1208人), 獲取參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤和Bootstrap置信區(qū)間, 若置信區(qū)間不包含 0, 則表示結(jié)果有統(tǒng)計(jì)顯著性(Erceg-Hurn & Mirosevich, 2008)。

3 結(jié)果分析

3.1 共同方法偏差

為避免共同方法偏差, 在程序方面進(jìn)行了相應(yīng)控制, 如采用匿名方式作答、部分條目反向表述等;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進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果擬合指數(shù)如下：χ2/df=14.30, RMSEA=0.11, CFI=0.37, NFI=0.36, GFI=0.55, TLI=0.34, 表明本研究數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

差異檢驗(yàn)結(jié)果表明, 自尊存在性別差異(t=?2.17,p< 0.05,d=?0.09), 女生的自尊水平稍高于男生; 自我概念清晰性存在年級(jí)差異, 大一、大二學(xué)生的自我概念清晰性水平無(wú)顯著差異, 但兩者顯著高于大三學(xué)生(F(2,1205)=4.31,p< 0.05,η2=0.01)。為保守起見, 在后續(xù)的分析中將性別與年級(jí)作為控制變量以排除其影響。此外, 考慮到社交網(wǎng)站使用時(shí)間與被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用之間的關(guān)系, 為排除社交網(wǎng)站使用時(shí)間對(duì)目標(biāo)變量之間關(guān)系可能的影響, 將被試平均每天的社交網(wǎng)站使用時(shí)間也作為控制變量。在控制性別、年級(jí)和平均每天的社交網(wǎng)站使用時(shí)間之后的相關(guān)分析結(jié)果表明：被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與上行社會(huì)比較顯著正相關(guān), 與自尊和自我概念清晰性顯著負(fù)相關(guān); 上行社會(huì)比較與自尊以及自我概念清晰性顯著負(fù)相關(guān); 自尊與自我概念清晰性顯著正相關(guān); 樂觀與自尊以及自我概念清晰性都存在顯著的正相關(guān)。各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)矩陣如表1所示。

表1 變量間的相關(guān)分析結(jié)果

3.3 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

使用 Hayes (2013)的 SPSS宏程序 PROCESS,在控制性別、年級(jí)和平均每天的社交網(wǎng)站使用時(shí)間的條件下, 分析上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊以及自我概念清晰性之間的中介作用(后半段)是否受到樂觀的調(diào)節(jié)。

檢驗(yàn)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊之間的中介作用后半段是否受到樂觀的調(diào)節(jié),結(jié)果表明(如表2所示)：被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用顯著正向預(yù)測(cè)上行社會(huì)比較(β =0.49,p< 0.001); 上行社會(huì)比較顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自尊(β =?0.17,p< 0.001),被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊的預(yù)測(cè)作用不顯著(β =?0.01,p> 0.05); 上行社會(huì)比較與樂觀的交互項(xiàng)對(duì)自尊的正向預(yù)測(cè)作用顯著(β =0.12,p< 0.001)。

在樂觀得分為平均數(shù)減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差、平均數(shù)以及平均數(shù)加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差三個(gè)水平時(shí), 上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊之間的中介效應(yīng)值及其95%Bootstrap置信區(qū)間如表3所示。

表2 樂觀調(diào)節(jié)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊之間中介作用的回歸分析

表3 不同樂觀水平時(shí)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊之間的中介效應(yīng)

表4 樂觀調(diào)節(jié)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自我概念清晰性之間中介作用的回歸分析

檢驗(yàn)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自我概念清晰性之間的中介作用后半段是否受到樂觀的調(diào)節(jié), 結(jié)果表明(如表 4所示)：被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用顯著正向預(yù)測(cè)上行社會(huì)比較, β =0.49,p<0.001; 上行社會(huì)比較顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我概念清晰性, β=?0.23,p< 0.001, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自我概念清晰性, β=?0.19,p< 0.001; 上行社會(huì)比較與樂觀的交互項(xiàng)對(duì)自我概念清晰性的正向預(yù)測(cè)作用顯著, β=0.07,p< 0.01。

在樂觀得分為平均數(shù)減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差、平均數(shù)以及平均數(shù)加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差三個(gè)水平時(shí), 上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自我概念清晰性之間的中介效應(yīng)值及其95%Bootstrap置信區(qū)間如表5所示。

綜合以上結(jié)果, 本研究提出的有調(diào)節(jié)的中介模型得到了支持。被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊沒有直接的預(yù)測(cè)作用, 上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊之間起中介作用, 而且該中介作用后半段受到樂觀的調(diào)節(jié); 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自我概念清晰性有直接的預(yù)測(cè)作用, 同時(shí)還能通過上行社會(huì)比較的中介作用預(yù)測(cè)自我概念清晰性, 而且該中介作用的后半段也受到樂觀的調(diào)節(jié)。

表5 不同樂觀水平時(shí)上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自我概念清晰性之間的中介效應(yīng)

圖2 樂觀對(duì)上行社會(huì)比較與自尊之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

圖3 樂觀對(duì)上行社會(huì)比較與自我概念清晰性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)一步采用簡(jiǎn)單斜率檢驗(yàn)來分析樂觀在上行社會(huì)比較與自尊以及上行社會(huì)比較與自我概念清晰性中的調(diào)節(jié)作用。按樂觀的平均分加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將被試分為高樂觀水平組(高于平均數(shù)加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的被試)、低樂觀水平組(低于平均數(shù)減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的被試)以及中等樂觀水平組(介于上述兩組之間的被試)。采用分組回歸的方式考察上行社會(huì)比較與自尊的關(guān)系, 結(jié)果如圖2所示：隨著樂觀水平的升高, 上行社會(huì)比較對(duì)自尊的負(fù)向預(yù)測(cè)作用逐漸減弱直至不顯著(由β=?0.48,p< 0.001減弱為β=?0.05,p=0.51)。同樣, 采用分組回歸的方式考察上行社會(huì)比較與自我概念清晰性的關(guān)系, 結(jié)果如圖3所示：隨著樂觀水平的升高, 上行社會(huì)比較對(duì)自我概念清晰性的負(fù)向預(yù)測(cè)作用也有逐漸減弱的趨勢(shì), 但其效應(yīng)仍然顯著(由 β =?0.45,p< 0.001 減弱為 β=?0.18,p< 0.05)。

4 討論

本研究結(jié)果發(fā)現(xiàn), 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊沒有直接的預(yù)測(cè)作用, 但是能夠直接負(fù)向預(yù)測(cè)自我概念清晰性。該結(jié)果表明, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為本身對(duì)自我概念不同方面的影響是不同的。自尊反映的是自我概念的積極性水平(Harter, 2006), 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為只是讓個(gè)體接觸到了多種多樣的信息, 如果沒有因此誘發(fā)個(gè)體進(jìn)行上行社會(huì)比較, 其自尊水平就不會(huì)受到顯著影響。類似的,以往研究也發(fā)現(xiàn), 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)生活滿意度和抑郁的影響是通過妒忌的中介作用實(shí)現(xiàn)的, 而并沒有直接的負(fù)性效應(yīng)(Krasnova et al., 2013; Tandoc et al., 2015)。但是, 接觸到大量他人信息, 本身就會(huì)導(dǎo)致個(gè)體直接面對(duì)人和思想的多種可能性, 可能碎片化其人格, 影響個(gè)體形成清楚一致的自我概念,該結(jié)果也與網(wǎng)絡(luò)使用的“自我概念分化假說”以及相關(guān)研究相一致(牛更楓等, 2016; Valkenburg &Peter, 2008, 2011)。

4.1 上行社會(huì)比較的中介作用

以往研究發(fā)現(xiàn), 社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度顯著正向預(yù)測(cè)上行社會(huì)比較(de Vries & Kühne, 2015; Vogel et al., 2014), 本研究則更進(jìn)一步表明, 被動(dòng)性的信息瀏覽行為能顯著正向預(yù)測(cè)社交網(wǎng)站上的上行社會(huì)比較, 是對(duì)以往研究的進(jìn)一步深入和細(xì)化。社交網(wǎng)站作為溝通交流的載體, 信息的產(chǎn)生與信息的消化是緊密相連的, 自我表露產(chǎn)生的信息緊接著就會(huì)成為瀏覽閱讀的目標(biāo), 成為觸發(fā)社會(huì)比較的誘因。而個(gè)體在社交網(wǎng)站上的好友多是與其在某些方面具有相似性的現(xiàn)實(shí)生活中的同學(xué)或朋友, 社會(huì)比較傾向更容易在相似的群體間產(chǎn)生(邢淑芬, 俞國(guó)良,2005; Suls & Miller, 1977)。因此, 社交網(wǎng)站環(huán)境會(huì)觸發(fā)和強(qiáng)化社會(huì)比較傾向。此外, 社交網(wǎng)站上的社會(huì)比較方向更多的取決于信息本身的性質(zhì)(Feinstein et al., 2013; Vogel et al., 2014), 如前所述, 社交網(wǎng)站上的很多信息都過于凸顯積極的一面, 會(huì)讓個(gè)體覺得他人比自己更幸福, 而自己不如他人(Chou &Edge, 2012; Vogel et al., 2014), 甚至產(chǎn)生妒忌心理(Krasnova et al., 2013; Tandoc et al., 2015)?？傊? 社交網(wǎng)站環(huán)境既會(huì)影響社會(huì)比較傾向(強(qiáng)化比較傾向),也會(huì)影響社會(huì)比較方向(誘發(fā)上行比較), 所以說,社交網(wǎng)站自身特性是被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為誘發(fā)上行社會(huì)比較的重要原因。

而上行社會(huì)比較會(huì)使個(gè)體的自我評(píng)價(jià)水平顯著背離比較目標(biāo), 處在顯著低于比較目標(biāo)的水平上,個(gè)體的自我評(píng)價(jià)會(huì)因此變得比較消極(邢淑芬, 俞國(guó)良, 2006; Collins, 1996; Vogel et al., 2014)。同社會(huì)比較理論以及前人研究的結(jié)果一致, 本研究也發(fā)現(xiàn), 上行社會(huì)比較顯著負(fù)向預(yù)測(cè)自尊和自我概念清晰性, 而且更進(jìn)一步證實(shí)被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊以及自我概念清晰性影響中上行社會(huì)比較的中介作用。雖然兩個(gè)中介模型有差異(即, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊無(wú)直接效應(yīng), 而被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自我概念清晰性有直接影響), 但(當(dāng)未考慮調(diào)節(jié)變量時(shí))都存在上行社會(huì)比較的中介效應(yīng), 表明被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為可以通過相同的內(nèi)部機(jī)制對(duì)自我概念的不同方面產(chǎn)生影響。上行社會(huì)比較的中介作用也說明, 更多的進(jìn)行被動(dòng)性使用的個(gè)體, 會(huì)更多的被誘發(fā)進(jìn)行上行社會(huì)比較, 導(dǎo)致其不僅對(duì)自己的評(píng)價(jià)比較消極, 而且對(duì)自己的認(rèn)識(shí)也比較混亂。

4.2 樂觀的調(diào)節(jié)作用

本研究還發(fā)現(xiàn), 上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自尊之間的中介效應(yīng)以及上行社會(huì)比較在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與自我概念清晰性之間的中介作用都受到樂觀的調(diào)節(jié), 相對(duì)于樂觀水平高的個(gè)體, 間接效應(yīng)在樂觀水平低的個(gè)體中更顯著。該結(jié)果同以往關(guān)于樂觀保護(hù)性作用的研究結(jié)果一致(齊曉棟等, 2012), 即樂觀作為重要的心理資源能夠顯著緩解負(fù)性因素對(duì)身心健康的消極影響, 而且更進(jìn)一步表明, 樂觀會(huì)影響個(gè)體對(duì)社會(huì)比較信息的加工和理解, 進(jìn)而對(duì)個(gè)體起到很好的保護(hù)性作用。從以往積極心理學(xué)對(duì)樂觀的研究可以發(fā)現(xiàn), 樂觀可能從認(rèn)知、情緒和動(dòng)機(jī)三個(gè)方面影響個(gè)體加工和理解社會(huì)比較信息。首先, 樂觀的歸因風(fēng)格理論認(rèn)為,樂觀是一種解釋風(fēng)格, 高樂觀者傾向于對(duì)好事做持久的、普遍的和個(gè)人的歸因, 而對(duì)壞事做短暫的、具體的和外在的歸因(Snyder & Shane, 2002)。所以,“他人比自己好”在高樂觀者看來可能只是暫時(shí)的,或者只是某一方面比自己好; 其次, 樂觀是一種積極的情緒狀態(tài)(李金珍, 王文忠, 施建農(nóng), 2003), 根據(jù)積極情緒的擴(kuò)展?建構(gòu)理論, 積極情緒能夠構(gòu)建和增強(qiáng)個(gè)人資源(Fredrickson, 2001), 有關(guān)研究也證實(shí), 樂觀水平高的人有著更多的心理資源, 如希望、自我效能感、心理韌性等(Feldman & Kubota,2015; Smith, Ruiz, Cundiff, Baron, & Nealey-Moore,2013)。而資源保存理論認(rèn)為, 資源越多的個(gè)體越能夠應(yīng)對(duì)壓力, 也越幸福和快樂(Hobfoll, 1989), 而越幸福和快樂的人越能夠策略性地理解社會(huì)比較的信息(de Vries & Kühne, 2015; Lyubomirsky &Ross, 1997)。再次, 高樂觀水平的個(gè)體更多地使用趨近(問題解決)而非回避的應(yīng)對(duì)策略(Nes &Segerstrom, 2006), 面對(duì)上行社會(huì)比較的壓力, 高樂觀水平者可能會(huì)想辦法縮短自己與他人的差距,此時(shí), 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用所誘發(fā)的上行社會(huì)比較可能對(duì)高樂觀者起到一定的激勵(lì)作用。因此, 高樂觀水平的個(gè)體能夠更加積極地應(yīng)對(duì)上行社會(huì)比較,削弱乃至抑制上行社會(huì)比較對(duì)比效應(yīng)的產(chǎn)生。

另外, 對(duì)比兩個(gè)調(diào)節(jié)作用可以發(fā)現(xiàn), 樂觀更能緩解上行社會(huì)比較對(duì)自尊的負(fù)向影響, 而在上行社會(huì)比較與自我概念清晰性之間的保護(hù)性作用相對(duì)較弱。關(guān)于樂觀與心理健康關(guān)系的元分析指出, 在心理健康的積極指標(biāo)中, 樂觀與自尊的相關(guān)最高(齊曉棟等, 2012), 因此, 樂觀能夠?qū)ψ宰鹌鸬礁玫谋Ｗo(hù)性作用。

4.3 研究意義與研究不足

本研究通過有調(diào)節(jié)的中介模型探討被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)自尊和自我概念清晰性的影響, 既是對(duì)以往被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與個(gè)體心理社會(huì)適應(yīng)研究的拓展, 也是對(duì)社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度與自我概念研究的深化, 更是對(duì)主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為與自我概念研究的補(bǔ)充, 有助于區(qū)分不同社交網(wǎng)站使用行為對(duì)自我概念的不同影響, 從而更加全面客觀的看待社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體心理的影響。有調(diào)節(jié)的中介模型將中介模型進(jìn)一步深化, 既解釋了被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用如何影響自尊和自我概念清晰性, 也進(jìn)一步說明被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用通過上行社會(huì)比較影響自尊和自我概念清晰性的情況在哪些個(gè)體身上更明顯, 提高了模型的解釋力。

本研究對(duì)于引導(dǎo)與促進(jìn)大學(xué)生自我概念發(fā)展、弱化與抑制社交網(wǎng)絡(luò)使用對(duì)大學(xué)生自我概念的消極影響有重要的啟示意義。首先, 被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為會(huì)直接負(fù)向影響個(gè)體的自我概念清晰性,并且間接負(fù)向影響個(gè)體自尊, 因此個(gè)體應(yīng)該盡量減少自己的被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為, 不去頻繁的“刷空間”和“刷朋友圈”; 其次, 上行社會(huì)比較是被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用行為影響自尊以及自我概念清晰性的重要原因, 個(gè)體在使用社交網(wǎng)站時(shí)應(yīng)該努力抑制自己的上行社會(huì)比較行為, 不隨意將自己與他人進(jìn)行比較, 特別是不將自己知覺為明顯比他人差;再次, 樂觀能夠顯著緩解社交網(wǎng)站上行社會(huì)比較的負(fù)面影響。研究指出, 樂觀雖然是一種相對(duì)穩(wěn)定的人格特質(zhì), 但同時(shí)也有較高的可塑性(Orejudo,Puyuelo, Fernández-Turrado, & Ramos, 2012), 通過學(xué)習(xí)人們可以將悲觀的歸因方式轉(zhuǎn)換為樂觀的, 形成習(xí)得性樂觀(Snyder & Shane, 2002)。因此, 努力學(xué)習(xí)和保持樂觀的心態(tài)能夠幫助個(gè)體削弱和抑制社交網(wǎng)站中的上行社會(huì)比較的消極影響。

本研究也存在一些不足之處。首先, 自我概念有多個(gè)維度和成分, 本研究只關(guān)注了自尊和自我概念清晰性兩個(gè)方面, 而且關(guān)注的也只是外顯自尊,未來的研究可以同時(shí)探討或?qū)Ρ缺粍?dòng)性社交網(wǎng)站使用與外顯自尊以及內(nèi)隱自尊的關(guān)系, 或是被動(dòng)性使用與自我概念其他成分(如身體自我概念、外貌自我概念)之間的關(guān)系, 以更加全面的揭示被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用對(duì)個(gè)體自我概念的影響。其次, 社交網(wǎng)站上的某些信息是否會(huì)對(duì)個(gè)體自我概念產(chǎn)生積極影響, 以及平行社會(huì)比較或下行社會(huì)比較是否有可能在其中起一定的作用, 也是未來研究可以探討的問題之一。最后, 本研究采用的是橫斷設(shè)計(jì), 盡管對(duì)各變量關(guān)系的分析與討論是建立在已有理論和研究基礎(chǔ)之上的, 結(jié)果仍不能確定各變量之間的因果關(guān)系。未來的研究可以考慮采用縱向研究或是行為實(shí)驗(yàn)來對(duì)被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用的影響做進(jìn)一步探討。

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