社交媒體使用中的社會交往壓力源與不持續(xù)使用意向研究

牛 靜 常明芝

目前，微信成為國內(nèi)用戶量最大的社交媒體平臺，2018年第一季度微信及WeChat合并月活躍賬戶達10.4億，同比增長10.9%[1]。微信朋友圈成為用戶線上獲取信息、觀察他人、進行社會交往以及展現(xiàn)自我和“建構(gòu)自我”的平臺。但隨著更多陌生人成為微信聯(lián)系人以及用戶隱私擔憂的增強，一部分用戶對微信朋友圈產(chǎn)生了倦怠心理?！?017中國社交媒體影響報告》顯示，認為社交媒體給生活帶來積極影響的人從65%下降到61%。在“90后”群體中，31%的人認為“社交媒體讓我空虛浮躁”；34%的人認為“不能集中注意力”；39%的人聲稱已經(jīng)關(guān)閉了社交媒體的推送提醒；12%的人受不了別人在朋友圈過得比自己好。[2]越來越多的用戶在社交媒體使用和交流過程中產(chǎn)生社交媒體倦怠。比如用戶設置了允許朋友查看朋友圈的范圍功能，包括“最近三天”和“最近半年”,也有用戶減少發(fā)布朋友圈、間歇性關(guān)閉朋友圈甚至有用戶徹底關(guān)閉了朋友圈。在國外，2014年6月至2015年12月期間，F(xiàn)acebook用戶的個人動態(tài)分享量下降了21%，整體分享量下降了5.5%。[3]社交媒體倦怠(Social Media Fatigue，SMF)的概念最早是由Adam Patrick于2004年提出，指的是用戶對社交媒體產(chǎn)生的疲乏、厭煩與厭倦情緒。社交媒體倦怠對社交媒體的可持續(xù)性發(fā)展產(chǎn)生了極大的挑戰(zhàn)。本研究圍繞用戶微信朋友圈的使用，對其社交媒體倦怠進行研究，關(guān)注用戶社交媒體倦怠產(chǎn)生的原因以及社交媒體倦怠對不持續(xù)使用意向的影響。

一、文獻綜述

(一)社交媒體倦怠的概念界定

研究者們主要從三個維度來定義社交媒體倦怠。其一是把社交媒體倦怠作為情緒進行定義。Ravindran、Kuan和Lian認為社交網(wǎng)絡倦怠是“一種由于社交網(wǎng)絡使用和交互所產(chǎn)生的主觀的、多維度的情緒，包括疲憊、煩惱、氣憤、失望、謹慎、缺乏興趣和積極性”[4]。張淑瑋認為社交媒體倦怠是一個心理層面的概念，是用戶對社交媒體的消極情緒反應，包括疲倦、厭煩、不感興趣和漠不關(guān)心等[5]。其二是把社交媒體倦怠作為行為進行定義。張艷豐、李賀和彭麗徽傾向于把社交媒體倦怠定義為一種行為，“越來越多的用戶表示正在逐漸減少、甚至放棄社交媒體的使用，我們把這種現(xiàn)象稱為‘社交媒體倦怠’”[6]。其三是把社交媒體倦怠分多維度進行定義。張慶芳將社交媒體倦怠分為生理上的倦怠、心理上的倦怠和行為上的倦怠，即包括生理上的疲倦，心理上的厭煩、耗竭等，以及行為上的使用減少，控制使用行為以及逃離等[7]。成吉認為社交媒體倦怠心理層面是情緒枯竭，情緒枯竭是經(jīng)歷社交媒體倦怠時最直接的癥狀；社交媒體倦怠行為層面是用戶對社交媒體產(chǎn)生不持續(xù)使用的意愿，即社交媒體倦怠會導致用戶減少使用社交網(wǎng)站的使用頻率甚至干脆放棄社交網(wǎng)站。[8]

目前社交媒體倦怠這一概念還沒有一致認可的定義，本研究傾向于把社交媒體倦怠作為一種心理學上的倦怠情緒進行研究，因為行為上的倦怠可以用不持續(xù)使用行為來表示。目前部分用戶產(chǎn)生了社交媒體倦怠情緒，但是由于種種原因仍在持續(xù)使用社交媒體，這部分用戶應當成為社交媒體倦怠這一領(lǐng)域的研究對象。本研究關(guān)注心理層面的社交媒體倦怠對社交媒體不持續(xù)使用意向的影響。

(二)社交媒體不持續(xù)使用意向的界定

用戶產(chǎn)生社交媒體倦怠情緒之后，進而會產(chǎn)生社交媒體不持續(xù)使用行為。不持續(xù)使用這個概念來源于醫(yī)學領(lǐng)域，之后引入到信息系統(tǒng)學的研究中。Maier、Laumer和Eckhardt等人將不持續(xù)使用意向引入社交網(wǎng)絡環(huán)境中，并將不持續(xù)使用意向定義為用戶降低社交網(wǎng)絡使用頻率以及注銷社交網(wǎng)絡賬號的意向，研究了社交過載、情緒衰竭與不持續(xù)使用意向之間的關(guān)系[9]。目前普遍采用的社交網(wǎng)絡不持續(xù)使用意向的定義是“社交網(wǎng)絡環(huán)境下，個人減少社交網(wǎng)絡使用強度的意向，暫時停止使用社交網(wǎng)絡或永久停止使用社交網(wǎng)絡，甚至切換到其他的社交網(wǎng)絡形式”[10- 11]。本研究將微信朋友圈不持續(xù)使用意向定義為，用戶減少朋友圈使用強度，控制自己的使用行為，暫時停止使用朋友圈或永久停止使用朋友圈的意向以及轉(zhuǎn)向使用其他社交媒體的意向。

(三)社交媒體倦怠與不持續(xù)使用的研究

2014年以后社交媒體倦怠這一概念得到了研究者的廣泛關(guān)注，研究者關(guān)注的重點是產(chǎn)生社交媒體倦怠的原因和社交媒體倦怠帶來的影響，主要視角有以下幾種：其一，采用技術(shù)接受模型(Technology Acceptance Model，TAM)對社交媒體倦怠進行研究，構(gòu)建了社交媒體倦怠行為的認知-態(tài)度-行為理論模型。[6，12]此視角的研究者都把社交媒體倦怠作為一種行為進行研究，但是未關(guān)注到用戶的內(nèi)部心理變化過程。其二，基于環(huán)境心理學視野中的環(huán)境刺激-有機體-達成/逃避反應(Stimulus- Organism- Response，SOR)模型，研究了環(huán)境刺激因素對社交網(wǎng)絡耗竭(有機體)和不持續(xù)使用意向(達成/逃避反應)的影響。[10]該模型指出環(huán)境的各個方面都起著刺激作用，這會影響人的內(nèi)部狀態(tài)，進而驅(qū)動他們的行為反應[13]。其三，基于認知心理學的感知-情感-行為意愿模型(Cognition- Affect- Conation Pattern，CAC)，研究了用戶的理性感知對偏好響應以及行為傾向的影響。[14]其四，基于心理健康和壓力視角的壓力源-負擔-結(jié)果(Stressor- Strain- Outcome，SSO)框架，研究了社交網(wǎng)絡壓力來源，如隱私關(guān)注；感知過載壓力源，如信息過載、社交過載和系統(tǒng)功能過載[15]，以及心理健康方面的壓力，如強迫性使用和錯失恐懼焦慮[16]對社交媒體倦怠和不持續(xù)使用意向的影響。其五，對社交媒體倦怠的質(zhì)性研究，黃瑩基于深度訪談進行的探索性實證分析，其研究拓展了語境消解、邊界模糊和防御性印象管理因素對社交媒體倦怠的影響。[17]

技術(shù)接受模型把社交媒體倦怠作為一種行為進行研究，筆者是把社交媒體倦怠作為一種情緒進行研究，因此該模型不予采用?；诃h(huán)境心理學的環(huán)境刺激因素對社交媒體倦怠的影響，研究范圍過于廣泛，不予采用。本研究采用壓力視角的壓力源-負擔-結(jié)果框架(SS0)進行研究。Piper、Lindsey和Dodd認為倦怠與用戶無法實現(xiàn)目標有關(guān)[18]。成吉認為在社交網(wǎng)絡環(huán)境下，用戶主要有兩個目標，即展示自我和維持關(guān)系[8]。本研究進一步將展示自我和維持關(guān)系的目標無法實現(xiàn)總結(jié)為社會交往壓力，并基于社會交往壓力視角，采用SSO框架進行社會交往壓力源、社交媒體倦怠情緒和社交媒體不持續(xù)使用意向的實證研究。

二、研究假設與理論模型

本研究把社交媒體倦怠作為心理學上的倦怠情緒進行研究，所以筆者關(guān)注心理壓力對社交媒體倦怠的影響，以往研究者關(guān)注感知過載這一壓力源，并沒有考慮其他壓力源是否同時存在。筆者從社會交往壓力視角，基于壓力源-負擔-結(jié)果(SSO)框架構(gòu)建概念模型，試圖探索社會交往壓力源、社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向的模型。

(一)社交媒體倦怠與不持續(xù)使用意向

社交媒體環(huán)境下，用戶的社交媒體倦怠情緒與不持續(xù)使用意向經(jīng)常聯(lián)系在一起。社交媒體不持續(xù)使用意向主要包括社交媒體的停留時間變短、使用頻率減少、間隙性關(guān)閉或者永久關(guān)閉以及轉(zhuǎn)向其他社交媒體。已有研究者發(fā)現(xiàn)社交媒體倦怠正向影響社交媒體不持續(xù)使用意向，[10，19- 21]所以提出研究假設：

H1：用戶社交媒體倦怠正向影響社交媒體不持續(xù)使用意向

(二)感知過載

有限容量模型(Limited Capacity Model，LCM)是一個感知信息處理容量模型，認為人處理信息的能力是有限的。Karr- Wisniewski和Lu提出技術(shù)過載的三種分類標準，即信息過載、社交過載和系統(tǒng)功能過載。[22]本研究從社會交往壓力視角出發(fā)，著重關(guān)注社交過載和信息過載對用戶社交媒體倦怠的影響。

1.社交過載

社交過載(Social Overload)最初是社會學概念，用來描述由于人口增長所帶來的負面影響。社交媒體作為一個虛擬社區(qū)，同樣存在過載的現(xiàn)象。D.Robin提出并驗證了“150定律”，即我們的大腦只能維持148個穩(wěn)定的社交關(guān)系，四舍五入大約為150人，如超出這個數(shù)字，社交關(guān)系就會停留在淺層面上[23]。但現(xiàn)實生活中大多數(shù)人的微信聯(lián)系人遠遠多于這個數(shù)字。此外，社交過載與大量不必要的社交需求有關(guān)[24]，如微信朋友圈大量的集贊、投票信息給用戶帶來的干擾。因此本研究探討用戶感知到的過多微信聯(lián)系人和聯(lián)系人中過高的陌生人比例、不必要的社交需求對用戶社交媒體倦怠的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)社交過載對社交媒體倦怠有著正向影響[9，15，19- 20，25]，所以提出研究假設：

H2：社交過載正向影響社交媒體倦怠

2.信息過載

在社交網(wǎng)絡環(huán)境下，信息過載主要指社交網(wǎng)絡中所產(chǎn)生的信息超過了用戶的處理能力[26]。隨著微信聯(lián)系人的增加以及微信聯(lián)系人中陌生人比例的增加，微信中不僅留下了更多的聊天記錄，更有豐富繁雜的朋友圈動態(tài)。再加上微信朋友圈聯(lián)系人動態(tài)的查詢無法像微博那樣，可以進行分組查看，所有聯(lián)系人的動態(tài)都混雜在一起，除非單獨對特定好友的微信朋友圈權(quán)限進行設置，否則每天刷新朋友圈會遇到大量無用繁雜的信息，讓人應接不暇，淹沒在信息中。Wurman認為由于人類信息處理能力的有限性，當用戶面臨過量信息時，就會容易產(chǎn)生“信息焦慮”，其典型特征則表現(xiàn)為精神和心理上的疲勞、緊張、焦慮以及無助。[5]已有研究者關(guān)注了信息過載對社交媒體倦怠的正向影響[4，12，15，19]。所以提出研究假設：

H3：信息過載正向影響社交媒體倦怠

(三)隱私關(guān)注

目前用戶的微信社交關(guān)系鏈由強關(guān)系鏈條銜接的家人、好友范圍，向弱關(guān)系聯(lián)系的泛工作關(guān)系網(wǎng)絡延伸，個人關(guān)系網(wǎng)的擴展、微信平臺的日益開放均使用戶在披露個人信息時更加謹慎[18]，用戶隱私關(guān)注度上升。隱私關(guān)注是人們對隱私信息可能被泄露的主觀認知[27]。有研究者發(fā)現(xiàn)隱私關(guān)注正向影響社交媒體倦怠[12]。此外，Kan- Min Lin研究發(fā)現(xiàn)，盡管社交媒體用戶有較高的隱私關(guān)注，但是并不明顯影響用戶滿意度[28]。提出研究假設：

H4：隱私關(guān)注正向影響社交媒體倦怠

(四)消極社會比較

費斯廷格在1954年提出了社會比較的理論，認為人們有動機對自己的能力水平和觀點的正確性做出準確評估。社會比較理論認為，個體需要對自身有一個穩(wěn)定明確的認識，通常會采取一些客觀的標準進行評估，但是如果沒有這種客觀標準，個體就會將社會中的其他人作為參照物進行比較。[29]以往研究者關(guān)注了社會比較動機與Facebook倦怠的關(guān)系[30]，社會比較傾向與積極使用行為和消極使用行為的關(guān)系[31]以及社會比較方向(向上社會比較和平行社會比較)對社交網(wǎng)絡倦怠的影響，進而影響不持續(xù)使用意向[32]。筆者主要關(guān)注消極社會比較與社交媒體倦怠的關(guān)系?；谏鐣容^理論，消極社會比較指的是跟別人比較的過程中，感受到他人比自己過得更好的感覺，對個人的幸福產(chǎn)生有害的影響[33]。社交媒體的使用使一部分用戶感受到了消極的社會比較。Panger研究發(fā)現(xiàn)，低幸福感的人更容易受到社交媒體不利的社會比較的影響，F(xiàn)acebook用戶比Twitter用戶更容易產(chǎn)生妒忌心理[34]。牛更楓、羅一君和孫曉軍等人認為消極的社會比較可能是社交網(wǎng)絡使用影響個人心理結(jié)果的一個關(guān)鍵機制[35]，其研究發(fā)現(xiàn)QQ空間使用正向影響消極社會比較，消極社會比較正向影響抑郁情緒。以往的研究已證明消極社會比較對負面情緒的影響，所以本研究想探索消極社會比較與社交媒體倦怠的關(guān)系，提出研究假設：

H5：用戶的消極社會比較正向影響社交媒體倦怠

(五)社交媒體倦怠的中介作用

Maier、Laumer和Eckhardt等人研究發(fā)現(xiàn)，社交過載通過影響情緒耗竭來影響滿意度和社交媒體不持續(xù)使用意向，即情緒耗竭在社交過載與滿意度，社交過載與社交媒體不持續(xù)使用意向之間都起著中介作用。[9]本研究想驗證社交媒體倦怠在社交過載和社交媒體不持續(xù)使用意向之間的作用，提出研究假設：

H6：社交過載正向影響社交媒體不持續(xù)使用意向

H7：社交媒體倦怠在社交過載與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用

陳昊、李文立和柯育龍基于感知-情感-行為意愿模型(CAC)對社交媒體持續(xù)使用進行研究，發(fā)現(xiàn)隱私關(guān)注負向影響社交媒體的持續(xù)使用意愿，即隱私關(guān)注正向影響用戶社交媒體不持續(xù)使用意向，且發(fā)現(xiàn)隱私關(guān)注通過影響擔憂這一情感對用戶持續(xù)使用意愿產(chǎn)生影響，即情感擔憂發(fā)揮著中介作用。[27]所以提出如下研究假設：

H8：隱私關(guān)注正向影響社交媒體不持續(xù)使用意向

H9：社交媒體倦怠在隱私關(guān)注與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用

此外，陳昊、李文立和柯育龍的研究還發(fā)現(xiàn)滿意度(情感)在期望確認度與社交媒體不持續(xù)使用意愿之間發(fā)揮著中介作用，研究發(fā)現(xiàn)了情感在個人認知與用戶持續(xù)使用社交媒體服務意愿之間的完全中介作用。[27]所以本研究受其啟發(fā)，試圖探索信息過載以及消極社會比較(認知)如何通過社交媒體倦怠(情感)影響行為意向，情感是否也在其中發(fā)揮著中介作用，所以提出研究假設：

H10：社交媒體倦怠在信息過載和社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用

H11：社交媒體倦怠在消極社會比較和社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用

(六)社交媒體自我效能感的調(diào)節(jié)作用

自我效能感這一概念是美國心理學家班杜拉于20世紀70年代在其著作《思想和行為的社會基礎(chǔ)》中提出的[36]，自我效能感是指“個體對影響自己生活的事件，以及對自己的活動水平施加控制能力的信念”[37]。社交媒體自我效能感是指用戶在使用社交媒體時，對社交媒體上的社交關(guān)系、信息以及個人形象控制能力的信念。Bright、Kleiser和Grau研究發(fā)現(xiàn)用戶社交媒體自我效能感越高，社交媒體倦怠越明顯[12]。但張艷豐、李賀和彭麗徽探究自我效能感與社交媒體態(tài)度以及社交媒體倦怠行為的關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)自我效能感對社交媒體態(tài)度并沒有影響，其認為可能的原因是態(tài)度作為中間變量，受到社交媒體倦怠行為結(jié)果的間接影響，實踐也證明，自我效能高的用戶既是高應用群體又是高倦怠群體。[6]此外，陳昊、李文立和柯育龍研究發(fā)現(xiàn)自我效能感在擔憂和不持續(xù)使用意愿之間發(fā)揮著弱調(diào)節(jié)作用，負向調(diào)節(jié)擔憂對不持續(xù)使用意愿的影響[27]，所以提出如下假設：

H12：社交媒體自我效能感在社交媒體倦怠和社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用

(七)理論模型

SSO框架將壓力可視化，將壓力的處理過程劃分為三個過程：①發(fā)現(xiàn)壓力刺激源(Stressor)；②壓力刺激源促使用戶產(chǎn)生相應的負擔(Strain)；③負擔會導致相應的行為或表現(xiàn)，即結(jié)果(Outcome)。[5]具體到本研究，壓力刺激源包括隱私關(guān)注、社交過載、信息過載和消極社會比較；負擔指的是社交媒體倦怠；結(jié)果指的是社交媒體不持續(xù)使用意向。研究社會交往壓力源與社交媒體不持續(xù)使用意向的關(guān)系時，探索社交媒體倦怠的中介作用。探索社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向關(guān)系時，順便探索社交媒體自我效能感在兩者之間的作用。具體模型假設如圖1：

圖1 社會交往壓力源、社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向模型

三、研究設計與數(shù)據(jù)收集

(一)問卷設計與量表選擇

為了確保問卷的信度和量表效度，問卷涉及變量盡量采用國內(nèi)外相關(guān)研究已使用過的成熟量表進行測量，但對某些具體題項的提問方式進行了微調(diào)，以適應微信朋友圈的特點。所有的量表都采用李克特五級量表(非常同意，同意，一般，不同意，非常不同意)。問卷針對模型中的7個變量，共設立28個題項，變量名、量表題項設計和量表來源具體如表1所示。其中隱私關(guān)注、信息過載、社交過載和消極社會比較四個變量是社會交往壓力源；社交媒體倦怠是社會交往壓力源引起的負擔；社交媒體不持續(xù)使用意向是產(chǎn)生的結(jié)果。此外，在研究社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向的關(guān)系時，增加了社交媒體自我效能感調(diào)節(jié)作用的研究。

表1 變量測量

變量題項來源社交媒體倦怠SMF1我覺得刷朋友圈很耗費時間SMF2我覺得刷朋友圈很無聊SMF3我刷完朋友圈感覺厭煩SMF4我刷完朋友圈感覺疲倦SMF5我對朋友圈中是否有新的事情發(fā)生并不是很感興趣[19]社交過載SMO1關(guān)心微信朋友圈中朋友的近況會耗費我很多精力SMO2去處理微信朋友圈中朋友的問題(需要我點贊、轉(zhuǎn)發(fā)或投票)會花費我很多精力SMO3關(guān)心(問候、點贊、評論)微信朋友圈中的朋友會花費我很多時間SMO4瀏覽微信朋友圈中朋友轉(zhuǎn)發(fā)的鏈接需要我投入很多注意力[19]信息過載IO1微信朋友圈中過多的信息常常會分散我的注意力IO2每天微信朋友圈中會有很多好友更新的信息,瀏覽刷新這些信息,我有一種被淹沒在其中的感覺IO3微信朋友圈中有很多關(guān)于朋友的動態(tài)信息,處理的時候會花費我大量時間和精力[19]隱私關(guān)注PC1微信后臺可能獲取了太多我的私人信息PC2我不愿意他人通過微信服務商獲取太多我的個人信息PC3我擔心他人通過微信服務商獲取的關(guān)于我的隱私已經(jīng)超過了我允許他人知道的范疇PC4微信服務商可能將我提交的個人信息另作他用PC5微信服務商可能在我不知情的情況下將我的隱私信息另作他用[38]消極社會比較NSC1當我查看微信朋友圈好友動態(tài)時,我經(jīng)常認為其他人過得比我好(如生活品質(zhì)比我高等)NSC2當我查看微信朋友圈好友動態(tài)時,我經(jīng)常認為其他人做得比我好(如工作業(yè)務水平比我高、技術(shù)比我強、學習比我優(yōu)秀等)NSC3當我查看微信朋友圈好友動態(tài)時,我經(jīng)常認為其他人比我視野開闊(如經(jīng)歷比我豐富,見識比我廣博等)[15]社交媒體自我效能感SME1我在使用微信朋友圈時,能夠很好地避免不必要的信息泄露SME2我能夠很好維持朋友圈好友之間的社交關(guān)系SME3我能夠輕松通過微信朋友圈獲取對自己有用的信息SME4我能夠在微信朋友圈自如地展示自己,塑造自己想要的形象[12][27]社交媒體不持續(xù)使用意向DI1以后我會減少使用微信朋友圈(如減少發(fā)布動態(tài)、停留時間變短、刷新頻率降低)DI2以后我會轉(zhuǎn)向使用其他社交媒體(如微博等)DI3有時我會短暫停止使用微信朋友圈,一段時間后再重新使用DI4以后我有可能會停止使用微信朋友圈[19]

(二)數(shù)據(jù)收集

為了保證問卷設計的科學性，問卷調(diào)查分兩個階段進行。第一階段，發(fā)放了50份有效前測問卷，對回收的問卷進行信度檢驗，問卷總體一致性良好，Cronbach’s α=0.800。接著經(jīng)過探索性因子分析，析出了7個主成分因子，其中社交媒體自我效能感的第一個題項(我在使用微信朋友圈時，能夠很好地避免不必要信息的泄露)因子載荷小于0.6，予以刪除。第二階段問卷的正式發(fā)放階段，采用修改后的量表進行問卷發(fā)放，2018年9月8日—9月21日通過問卷星收回了536份問卷，經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗，剩余486份問卷，問卷合格率91%。調(diào)研樣本的性別、年齡、學歷和職業(yè)這些人口統(tǒng)計學變量的樣本構(gòu)成以及使用行為變量中的微信使用時間和微信通訊錄聯(lián)系人數(shù)量的樣本構(gòu)成如表2所示：

表2 總體樣本構(gòu)成

樣本特征分類人數(shù)(個)占比(%)性別男性17736.4%女性30963.6%年齡18歲以下20.4%18—23歲21043.2%24—28歲13527.8%29—33歲469.5%34—38歲438.8%38歲以上5010.3%學歷高中及以下81.6%大學?？?63.3%大學本科25251.9%碩士及以上21043.2%職業(yè)學生26354.1%樣本特征分類人數(shù)(個)占比(%)職業(yè)公司員工9619.8%事業(yè)單位工作人員7515.4%公務員173.5%自由職業(yè)者214.3%其他142.9%微信使用時間1年左右91.9%2—3年12024.7%4—5年24750.8%6年及以上11022.6%微信通訊錄聯(lián)系人數(shù)量150人以下16433.7%150—300人15331.5%301—500人10321.2%500人以上6613.6%

四、數(shù)據(jù)分析

(一)信度效度分析與驗證性因子分析

本研究采用AMOS22.0版本的結(jié)構(gòu)方程模型來進行假設的驗證，首先對結(jié)構(gòu)方程模型中的潛變量進行信效度檢驗和驗證性因子分析。

信度分析：本研究利用Cronbach’s α系數(shù)來檢驗問卷以及量表的可靠性。分別作總量表和各分量表的Cronbach’s α信度檢驗，結(jié)果顯示問卷的整體Cronbach’s α=0.834，分量表的ɑ系數(shù)均在0.718以上。按照因子Cronbach’s值≥0.70的信度判別標準，所有的因子都滿足了信度要求，說明問卷信度指標較為理想。

效度分析：效度檢驗主要從內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度兩方面進行。首先，本次研究中的測量項都是在前人成熟量表的基礎(chǔ)上改編而成，因此內(nèi)容效度較好。其次，結(jié)構(gòu)效度將從聚合效度和區(qū)分效度兩方面進行檢驗。聚合效度采用Fornell & Larcker提出的方法，計算組合信度(CR)和平均方差抽取量(AVE)來判斷模型是否具有良好的聚合效度[39]。一般情況下組合信度大于0.6，平均方差抽取量大于0.5，即說明聚合效度良好。由表3可知，所有量表的組合信度(CR)都大于0.7，平均方差抽取量(AVE)除了社交媒體不持續(xù)使用意向(AVE=0.4412)和社交媒體自我效能感(AVE=0.473)稍低于0.5以外，其他潛變量的聚合效度都較好。

表3 信度和聚合效度分析

變量觀察變量因子載荷Cronbach’s α組合信度(CR)平均方差抽取量(AVE)社交媒體倦怠SMF10.65SMF20.78SMF30.90SMF40.85SMF50.660.8800.88050.5998社交媒體不持續(xù)使用意向DI10.49DI20.45DI30.88DI40.740.7380.74570.4412社交過載SMO10.78SMO20.76SMO30.84SMO40.640.8370.8430.5753信息過載IO10.76IO20.80IO30.800.8280.82980.6192隱私關(guān)注PC10.70PC20.73PC30.79PC40.87PC50.890.8970.89780.6392消極社會比較NSC10.87NSC20.93NSC30.850.9150.91460.7814社交媒體自我效能感SME10.68SME20.78SME30.590.7180.72660.473

除了聚合效度外，區(qū)分效度也是一個重要的指標。根據(jù)Fornell & Larcker的方法，區(qū)分效度的檢驗應通過AVE平方根與相關(guān)潛變量的相關(guān)系數(shù)比對來檢驗區(qū)分效度[39]。即如果AVE的平方根都大于相關(guān)系數(shù)，可以認為本研究的測量有良好的區(qū)分效度。由表4可知，除了信息過載和社交過載的相關(guān)性系數(shù)(r=0.960)稍大于AVE平方根(AVE=0.7585)以外，其他潛變量之間有很好的區(qū)別效度。綜上，問卷測量結(jié)果整體上通過了信度和效度檢驗，可作進一步分析。

表4 區(qū)分效度檢驗結(jié)果

潛變量均值標準差SMOIOPCNSCSMESMFDISMO3.46190.74480.7585IO3.29630.84570.9600.7869PC4.1490.65730.2550.2010.7995NSC3.28330.83120.2120.2160.2090.8840SEM3.21670.6311-0.147-0.100-0.022-0.0660.6877SMF3.09380.7930.5490.5030.1240.065-0.1730.7745DI2.97120.82310.3940.3650.1300.142-0.0980.5660.6642

說明：對角線上的數(shù)字為潛變量AVE的平方根，對角線下方的數(shù)字為潛變量間的相關(guān)系數(shù)。

驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，因子載荷都在0.45及以上(見表3)，且模型擬合度較好，適合進行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗。

(二)結(jié)構(gòu)方程模型與研究假設

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型對研究假設進行驗證，由于最初的模型擬合數(shù)據(jù)不是非常理想，需要對模型進行修正。筆者采用MI方法對模型進行修正，最終結(jié)構(gòu)方程模型的各擬合指數(shù)分別為：χ2/df=2.405，p=0.000，RMSEA=0.054，CFI=0.951，TLI=0.942，IFI=0.952，RFI=0.905，NFI=0.920，GFI=0.909，AGFI=0.883。由于χ2/df<3，RMSEA<0.08，只有AGFI大于0.8，其他指數(shù)都大于0.9，說明修正后的結(jié)構(gòu)方程模型擁有很好的擬合情況。結(jié)構(gòu)方程模型數(shù)據(jù)顯示，隱私關(guān)注對社交媒體倦怠、消極社會比較對社交媒體倦怠以及隱私關(guān)注和社交過載對社交媒體不持續(xù)使用意向的影響，路徑系數(shù)的顯著性大于0.05，研究假設H4、H5、H6和H8不成立；研究假設H1、H2和H3成立。具體如圖2所示：

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型統(tǒng)計結(jié)果

(三)社交媒體倦怠的中介作用

為了探索社交媒體倦怠的中介作用，筆者采用AMOS22.0中的Bootstrap方法進行中介作用分析，結(jié)果如表5所示。社交媒體倦怠在社交過載與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用，中介效應的顯著性p=0.000，小于0.05，且偏差校正區(qū)間[0.346，0.623]不包含0，研究假設H7成立，中介效應比為83%；同時社交媒體倦怠在信息過載與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用，中介效應的顯著性p=0.000，小于0.05，且偏差校正區(qū)間[0.267，0.450]不包含0，研究假設H10成立，中介效應比為70%。最后，社交媒體倦怠在隱私關(guān)注與社交媒體不持續(xù)使用意向直接發(fā)揮著中介作用，中介效應的顯著性p=0.000，小于0.05，且偏差校正區(qū)間[0.018，0.189]不包含0，研究假設H9成立，中介效應比為60%。但是社交媒體倦怠并不在消極社會比較與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮中介作用，研究假設H11不成立。

表5 社交媒體倦怠中介效應

說明：代表p<0.05，代表p<0.01，代表p<0.001。

(四)社交媒體自我效能感的調(diào)節(jié)作用

為了解社交媒體自我效能感是否在社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，筆者采用SPSS23.0版本的分層回歸方法進行調(diào)節(jié)效應的檢驗。首先對社交媒體倦怠和社交媒體自我效能感變量進行去中心化處理；其次把社交媒體不持續(xù)使用意向作為因變量，把社交媒體倦怠、社交媒體自我效能感作為自變量進行分層回歸分析。分層回歸分析第一層放社交媒體倦怠和社交媒體自我效能感；第二層放社交媒體倦怠、社交媒體自我效能感以及社交媒體倦怠和社交媒體自我效能感的交互項，結(jié)果如表6所示。

由表6可知，社交媒體倦怠與社交媒體自我效能感的交互項對社交媒體不持續(xù)使用意向的回歸系數(shù)為0.147，顯著性水平p<0.05，所以社交媒體自我效能感顯著地調(diào)節(jié)社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向之間的關(guān)系，研究假設H12得到了支持。

由圖3可知，在不同程度的社交媒體自我效能感情況下，社交媒體自我效能感的調(diào)節(jié)作用都為正向影響。當用戶社交媒體自我效能感高時，社交媒體倦怠對社交媒體不持續(xù)使用意向的影響較大；當用戶社交媒體自我效能感低時，社交媒體倦怠對社交媒體不持續(xù)使用意向的影響較平穩(wěn)。這說明使用社交媒體時，高社交媒體自我效能感的人產(chǎn)生社交媒體倦怠情緒之后，更容易產(chǎn)生社交媒體不持續(xù)使用意向。

表6 社交媒體自我效能感調(diào)節(jié)效應

說明：代表p<0.05，代表p<0.01，代表p<0.001。

圖3 社交媒體自我效能感的調(diào)節(jié)作用

五、討論

本研究以社會交往壓力為研究視角，以“壓力源-應變-結(jié)果”為研究框架，旨在研究社會交往壓力與社交媒體不持續(xù)使用意向的影響機制，社交媒體倦怠在社會交往壓力源與社交媒體不持續(xù)使用意向之間的中介作用，以及社交媒體自我效能感在社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向之間的調(diào)節(jié)作用。

(一)社會交往壓力源對社交媒體倦怠的影響

研究發(fā)現(xiàn)，筆者選擇的四個社會交往壓力因素中，社交過載對社交媒體倦怠的影響最大。張淑瑋在研究感知過載因素對社交媒體倦怠的影響中發(fā)現(xiàn)，社交過載對社交媒體倦怠的影響大于信息過載和系統(tǒng)功能過載，對社交媒體倦怠影響最大，這與本研究結(jié)論一致。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因主要有：首先，多數(shù)人尋求的是穩(wěn)定的、親密的關(guān)系，即便是想要通過社交媒體進行自我表露，也只希望那些自己希望看到的人看到；還有一些人使用社交媒體純粹是為了記錄生活，那么就更不需要其他人看到。其次，微信朋友圈過多的集贊、投票鏈接等讓部分使用者感覺到厭煩，有些不再給好友點贊、評論，長期處于潛水狀態(tài)甚至徹底離開。最后，每一種社交媒體都有自己的生命周期，隨著用戶社會關(guān)系的積累和社交需求的變化，用戶會尋找新的媒介表達平臺。為了防止信息過載，社交媒體服務商應有效控制用戶的微信聯(lián)系人，并保持微信的強社交屬性，減少用戶不必要的社交需求(如控制第三方廣告鏈接流入微信朋友圈)，“構(gòu)建更好的社交媒體管理或過濾工具，以降低社交媒體的復雜性，并幫助用戶管理社交關(guān)系和請求?！盵19]

其次，研究發(fā)現(xiàn)信息過載正向影響社交媒體倦怠，這與Bright、Kleiser 和Grau等人的研究結(jié)論一致。微信朋友圈信息的龐雜性、信息來源的多樣性以及信息管理的復雜性等特點共同導致用戶放棄對微信朋友圈信息的獲取和管理。此外，根據(jù)容量有限模型，用戶的精力是有限的，微信朋友圈的大量信息，會消耗用戶大量的時間和精力，使其產(chǎn)生焦慮、失望、謹慎、厭倦等倦怠情緒。

本研究發(fā)現(xiàn)，在社會交往壓力源、社交媒體倦怠和社交媒體不持續(xù)使用意向的結(jié)構(gòu)方程模型中，隱私關(guān)注并不顯著影響社交媒體倦怠。郭佳、曹芬芳，Bright、Kleiser 和Grau研究發(fā)現(xiàn)隱私關(guān)注正向影響社交媒體倦怠，這與本研究的研究結(jié)論并不一致。為了求證隱私關(guān)注與社交媒體倦怠的關(guān)系，本研究專門對隱私關(guān)注、社交媒體倦怠以及社交媒體不持續(xù)使用意向的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)當自變量只有隱私關(guān)注時，隱私關(guān)注會正向影響社交媒體倦怠，并通過影響社交媒體倦怠來影響社交媒體不持續(xù)使用意向，即社交媒體倦怠在隱私關(guān)注與社交媒體不持續(xù)使用意向之間起中介作用。但在整體的結(jié)構(gòu)方程模型中，隱私關(guān)注對社交媒體倦怠的影響并不顯著，猜測可能是其他壓力源對隱私關(guān)注與社交媒體倦怠的關(guān)系產(chǎn)生了影響，該方面有待其他研究者進一步研究。

那么，隱私關(guān)注正向影響社交媒體倦怠，是否說明隱私悖論就不在其中發(fā)揮作用呢？2006年，蘇珊·B.巴爾內(nèi)斯通過對Facebook學生用戶使用情況調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在隱私關(guān)注態(tài)度和隱私保護行為上存在不一致，并由此明確提出了“隱私悖論”的觀點。[40]Taddicken和Monika[41]基于隱私悖論的研究表明隱私關(guān)注與社交媒體的隱私披露沒有相關(guān)性，即使用戶有較高的隱私關(guān)注度，仍然可能會進行大量的隱私披露，即社交媒體倦怠可能與隱私關(guān)注有關(guān)卻與隱私披露沒有直接關(guān)聯(lián)，所以隱私關(guān)注與社交媒體倦怠的相關(guān)性并不能說明隱私悖論的消失。

此外，消極社會比較對社交媒體倦怠并不產(chǎn)生影響。《2017中國社交媒體影響報告》顯示，12%的人受不了別人在朋友圈過得比自己好[2]，且有研究者發(fā)現(xiàn)QQ空間的使用正向影響消極社會比較，消極社會比較會正向影響用戶的抑郁情緒[35]，所以筆者提出了消極社會比較正向影響社交媒體倦怠的研究假設。但是研究發(fā)現(xiàn)這一壓力源對社交媒體倦怠的影響并不顯著，這說明社交媒體所帶來的消極社會比較并不是普遍的現(xiàn)象，這不是用戶產(chǎn)生社交媒體倦怠的主要原因。但需要注意的是，在問卷調(diào)查過程中，高自尊心的人一般不會認同身邊人比自己過得好，也有可能有意隱瞞了自己的真實想法。筆者認為消極社會比較這一社會交往壓力源同樣不容忽視。根據(jù)戈夫曼的前臺和后臺理論，用戶在微信朋友圈發(fā)布的動態(tài)，屬于前臺展示的內(nèi)容。有強烈印象管理意識的用戶會有選擇地展現(xiàn)自己的生活，這種展現(xiàn)通常都不是生活的全貌，但這往往會引起身邊好友的嫉妒心理，為了避免自己因比較而帶來的情緒波動，部分使用者也會減少朋友圈的使用。

(二)社交媒體倦怠的中介作用

除了探索社交媒體倦怠產(chǎn)生的原因以外，筆者還研究了社交媒體倦怠對社交媒體不持續(xù)使用意向的顯著影響。研究發(fā)現(xiàn)社交過載不僅正向影響社交媒體倦怠，社交過載也通過社交媒體倦怠來影響社交媒體不持續(xù)使用意向，即社交媒體倦怠在社交過載與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用，且中介效應很明顯，社交過載基本不對社交媒體不持續(xù)使用意向產(chǎn)生直接影響。實際上早在2012年Maier、Laumer和Eckhardt等人就發(fā)現(xiàn)社交過載對情緒耗竭的顯著影響，以及情緒耗竭在社交過載和社交媒體不持續(xù)使用意向之間的完全中介作用，本研究對此進行了驗證。

研究還發(fā)現(xiàn)，社交媒體倦怠也在信息過載與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用，同時也在隱私關(guān)注與社交媒體不持續(xù)使用意向之間發(fā)揮著中介作用，這很好地證明了陳昊等提出的情感在個人認知與用戶持續(xù)使用社交媒體服務意愿之間的中介作用。這說明了社交媒體倦怠在用戶社會交往壓力源與社交媒體不持續(xù)使用意向之間的重要作用。目前，受訪者社交媒體倦怠的均值遠遠大于社交媒體不持續(xù)使用意向，說明大多數(shù)用戶的社交媒體倦怠仍然處于情感階段。如果服務商可以不斷改進社交媒體的設計和用戶體驗，提升用戶的滿意度，減少社交媒體倦怠情緒，那么就可能挽回大部分用戶，避免其產(chǎn)生不持續(xù)使用行為。

(三)社交媒體自我效能感的調(diào)節(jié)作用

最后，研究發(fā)現(xiàn)社交媒體自我效能感正向調(diào)節(jié)社交媒體倦怠和社交媒體不持續(xù)使用意向之間的關(guān)系，尤其是高的社交媒體自我效能感可以顯著增強社交媒體倦怠對社交媒體不持續(xù)使用意向的影響。一方面，高自我效能感的用戶是微信朋友圈等社交媒體的早期使用者和追隨者，他們有更多的聯(lián)系人更容易產(chǎn)生社交過載和信息過載。此外，他們表露的內(nèi)容越多，隱私關(guān)注的意識也越明顯，所以社交媒體倦怠對社交媒體不持續(xù)使用意向的影響較大。另一方面，高自我效能感的人，在人格特質(zhì)方面，一般具有較高的自尊心。有研究發(fā)現(xiàn)，自尊會正向影響應聘者的印象管理[42]，所以高自尊的用戶，會有更強的印象管理傾向，因而在社交媒體上發(fā)表動態(tài)時會越來越謹慎，后果就是動態(tài)發(fā)表頻率顯著下降了，產(chǎn)生社交媒體不持續(xù)使用意向。

(四)創(chuàng)新點

其一，拓展了社交媒體用戶的創(chuàng)新采納行為研究，由對新事物的創(chuàng)新擴散研究和持續(xù)使用行為研究，擴展到了社交媒體倦怠、不持續(xù)使用行為的研究。其二，以往的研究多是基于心理學的外部刺激、感知過載、人格特質(zhì)等視角對社交媒體倦怠和社交媒體不持續(xù)使用行為進行研究，本研究主要基于社會交往壓力視角出發(fā)探索相關(guān)壓力源對社交媒體倦怠和社交媒體不持續(xù)使用意向的影響，視角新穎。其三，首次明確提出社交媒體倦怠在壓力源與行為意向之間的中介作用。其四，新增了以往研究中沒有關(guān)注的新變量，如消極社會比較對社交媒體倦怠的影響、社交媒體自我效能感對社交媒體倦怠與社交媒體不持續(xù)使用意向的調(diào)節(jié)作用等。

(五)不足與展望

本研究存在一些不足：其一，由于時間限制，問卷調(diào)查采用的是方便問卷，問卷來源的豐富性還有欠缺；其二，社交交往壓力源的選擇大多基于以往研究者提出的變量，以后的研究需要挖掘更多更有意義的壓力源變量。