多維狀態(tài)無聊在本科護生社交網絡中的社會比較與錯失焦慮間的中介效應

周靜，毛嘉鈺，丁倍，鄭惠，王君婧

（長沙醫(yī)學院 護理學院，湖南 長沙410219）

社交網絡中的社會比較是處于社交網絡中的個體通過所接收的他人信息進行自我衡量，從而達到自我評價的目的[1]。 有研究表明，社交網絡中的社會比較行為會對個體產生負面影響，容易使個體形成低自尊感[2]，引發(fā)個體的自卑與挫敗感，甚至導致抑郁傾向的產生[3]，影響其心理健康[4]。錯失焦慮是指個體因擔心錯失他人的新奇經歷或正性事件而產生的一種彌散性焦慮[5]，高錯失焦慮的個體會更頻繁地使用社交媒體[6-7]， 錯失焦慮水平越高手機社交媒體依賴性也越強[8]。 錯失焦慮與社交網絡中的社會比較都與社交網絡的使用有關，但兩者之間的作用機制尚不明確。 多維狀態(tài)無聊是一種普遍的情緒體驗，每個人在生命的某個時刻都感受過無聊，特別是處在一個單調、重復的環(huán)境或活動中[9]。研究表明，無聊與青少年問題性移動社交網絡使用呈正相關[10]。 問題性社交網絡使用與社交網絡中的上行社會比較呈正相關[11]。 因此，多維狀態(tài)無聊可能在社交網絡中的社會比較對錯失焦慮的影響中充當中介變量。 研究發(fā)現，能合理使用社交網絡的本科護生，具有高的學業(yè)自我效能及專業(yè)認同感[12]，因此有必要探索其社交網絡中的社會比較的預測因素。關于社交網絡中的社會比較、多維狀態(tài)無聊、錯失焦慮之間關系的研究較為少見。本研究擬分析本科護生社交網絡中的社會比較、多維狀態(tài)無聊與錯失焦慮的現狀，明確多維狀態(tài)無聊在社交網絡中的社會比較和錯失焦慮之間的中介效應，旨在為高等院校教育者采取針對性措施減少本科護生的錯失焦慮提供一定的參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采取便利抽樣方法， 于2019 年11—12 月抽取長沙醫(yī)學院在校全日制大一至大三護理本科生作為研究對象。 納入標準：知情同意，自愿參與本研究。 排除標準:有嚴重精神疾病或不能獨立完成問卷者；調查時休學、請假者；未配備智能手機者。

1.2 調查工具

1.2.1 一般資料問卷 自行編制，包括性別、年級、是否為獨生子女、戀愛狀況、是否擔任班級或社團干部、自評家庭條件、每天手機上網時間、擁有手機年限、每月手機消費。

1.2.2 社會比較量表（Iowa-Netherlands Comparison Orientation Measure,INCOM） 由Gibbons 等[13]于1999年編制， 用于評估個體的社會比較水平， 該量表

Cronbach α 系數為0. 77。 白學軍等[14]于2013 年漢化及修訂，并將比較的范圍限定在“社交網站（QQ空間或微信朋友圈）”情境[15]，適用于青少年人群，量表總Cronbach α 系數為0.78。 該量表包括上行社會比較（6 個條目）和下行社會比（6 個條目），共2 個維度12 個條目。 均采用Likert 5 級計分法，從完全不符合～完全符合分別賦值1～5 分。 總分為12～60分，得分越高表示個體在社交網站中進行社會比較的頻率也越高。 本研究中該量表總Cronbach α 系數為0.901，2 個維度的Cronbach α 系數分別為0.888和0.902。

1.2.3 錯失焦慮量表 （Fear of Missing Out Scale,FoMOs） 由Przybylski 等[16]于2013 年 編 制，李 琦等[17]于2019 年漢化及修訂，并應用于評估中國大學生人群，量表總Cronbach α 系數為0.72。 該量表包括2 個維度共8 個條目， 即錯失信息恐懼 （4 個條目）與錯失情境恐懼（4 個條目）。 均采用Likert 5 級計分法，從完全不符合～完全符合分別賦值1～5 分?？偡譃?～40 分，得分越高表示個體的錯失焦慮水平越高。 本研究中該量表總Cronbach α 系數為0.732，2 個維度的Cronbach α 系數分別為0.742 和0.640。1.2.4 多維狀態(tài)無聊量表 （Multidimensional State Boredom Scale，MSBS） 由Fahlman 等[18]于2013 年編制，劉勇等[9]于2013 年漢化及修訂,用于測量大學生的多維無聊狀況，量表總Cronbach α 系數為0.90。該量表包括注意缺乏（5 個條目）、時間知覺（5 個條目）、低喚醒（5 個條目）、高喚醒（4 個條目）和脫離（5個條目），共5 個維度24 個條目。均采用Likert 7 級計分法，從完全不同意～完全同意分別賦值1～7 分。總分為24～168 分，得分越高，表示個體當前狀態(tài)越無聊。 本研究中該量表總Cronbach α 系數為0.927，各維度的Cronbach α 系數為0.640～0.839。

1.3 調查方法 本研究采用問卷調查法，由經過統(tǒng)一培訓的課題組成員發(fā)放問卷。 首先采用統(tǒng)一指導語向受試對象解釋調查的目的、 意義及問卷填寫方法，獲得其知情同意后發(fā)放問卷，由其獨立填寫。 問卷當場發(fā)放，并當場回收，核查并糾正漏讀選項。 共發(fā)放問卷500 份，回收有效問卷476 份，有效回收率為95.2%。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 23.0 分析數據， 計數資料采用頻數、構成比描述；符合正態(tài)分布的計量資料采用均數±標準差描述，不符合正態(tài)分布的計量資料采用M（P25，P75）描述；采用Spearman 相關分析本科護生社交網絡中的社會比較與錯失焦慮、多維狀態(tài)無聊間的關系； 采用AMOS 25.0 建立結構方程模型， 探討多維狀態(tài)無聊在本科護生社交網絡中的社會比較和錯失焦慮間的中介作用。 檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 一般資料 476 名本科護生， 其中男55 名（11.6%），女421 名（88.4%）；年級：大一120 名（33.0%），大二163 名（34.2%），大三156 名（32.8%）；非獨生子女居多，356 名（74.8%）；生源地多為農村333 名（70.0%）；多未談戀愛，357 名（75.0%）；304 名（63.9%）未擔任班級或社團干部；家庭條件：較好15名（3.2%），一般357 名（75.0%），困難79 名（16.6%），特別困難25 名（5.2%）；每天使用手機時間：＜2 h 6名（1.3%），2～6 h 323 名（67.8%），＞6 h 147 名（30.9%）；擁有手機時間＞3 年293 名（61.5%）；平均每月手機消費：＜50 元94 名 （19.7%），50～100 元266 名（56.0%），101～200 元62 名（13.0%），＞200 元54名（11.3%）。

2.2 本組本科護生社交網絡中的社會比較、多維狀態(tài)無聊及錯失焦慮得分情況 本組本科護生社交網絡中的社會比較總分為30.00（24.00，35.00）分，多維狀態(tài)無聊總分為77.00（63.00，91.00）分，錯失焦慮總分為21.00（18.00，24.00）分。 見表1。

表1 本組本科護生社交網絡中的社會比較、多維狀態(tài)無聊及錯失焦慮得分情況[n=476，M（P25，P75），分]

2.3 本組本科護生社交網絡中的社會比較、多維狀態(tài)無聊及錯失焦慮相關性分析 Spearman 相關分析結果顯示，本組本科護生社交網絡中的社會比較與多維狀態(tài)無聊總分呈正相關（r=0.354，P＜0.01），與錯失焦慮總分呈正相關（r=0.474，P＜0.01）；多維狀態(tài)無聊與錯失焦慮總分呈正相關（r=0.395，P＜0.01）。見表2。

表2 本科護生社交網絡中的社會比較與多維狀態(tài)無聊及錯失焦慮的相關性分析（n=476，r）

2.4 多維狀態(tài)無聊在本科護生社交網絡中的社會比較和錯失焦慮間的中介效應 以社交網絡中的社會比較總分為自變量，錯失焦慮為因變量，多維狀態(tài)無聊為中介變量， 運用結構方程模型進行驗證性分析。 初始模型運行后，各項擬合指數不夠理想，為進一步提高模型擬合程度， 通過最大似然法分析數據與修正模型，各項擬合指標均優(yōu)良，表明模型擬構想合理[19]，見表3。 模型路徑見圖1。 模型顯示，社交網絡中的社會比較和多維狀態(tài)無聊對錯失焦慮均具有直接（正向）效應（β=0.651，0.270；均P＜0.01）；社交網絡中的社會比較對多維狀態(tài)無聊具有直接（正向）效應（β=0.532，P＜0.01）。 見表4。 多維狀態(tài)無聊在社交網絡中的社會比較與多維狀態(tài)無聊間有部分中介作用（β=0.143，P＜0.01），占總效應的18.01%。

圖1 多維狀態(tài)無聊在社交網絡中的社會比較與錯失焦慮之間的中介模型

表3 本科護生多維狀態(tài)無聊的中介效應模型擬合指數

表4 中介模型的作用效應（標準化）

3 討論

3.1 本組本科護生社交網絡中的社會比較處于中等水平，多維狀態(tài)無聊處于較低水平，錯失焦慮處于中等偏低水平 本研究結果顯示， 本科護生社交網絡中的社會比較所有條目均分為3.21（2.63，3.79）分，與量表條目得分中位數3.00 分比較，處于中等水平，與丁倩[20]的研究結果類似。 究其原因，本科護生在使用社交網站時能接觸更多的他人的信息，容易將這些信息與自身的實際情況進行比較， 容易產生社交網絡中的社會比較行為。

本組本科護生多維狀態(tài)無聊所有條目均分為2.50（2.00，2.92）分，與量表條目得分中位數4.00 分比較，處于較低水平。 究其原因，本科護生通過對課堂內專業(yè)課程的學習，和課外實踐課程的參與，了解到自己以后所從事工作需要扎實的醫(yī)學知識和護理操作技能，意識到時間對個人學習和發(fā)展的重要性，使其更注重科學的管理時間， 故多維狀態(tài)無聊處于較低水平。

本組本科護生錯失焦慮所有條目均分為2.63（2.25，3.00） 分， 與量表條目得分中位數3.00 分比較，處于中等偏低水平；與李巾英等[21]研究結果相近。 究其可能的原因，本科護生學習任務較為繁重，通過手機獲取來自他人的信息的時間較少， 不容易處于一種害怕錯過更多信息的焦慮之中。因此，錯失焦慮處于中等偏低水平。

3.2 本科護生社交網絡中的社會比較與錯失焦慮與多維狀態(tài)無聊均呈正相關，錯失焦慮與多維狀態(tài)無聊呈正相關 本研究結果顯示， 本組本科護生社交網絡中的社會比較與多維狀態(tài)無聊總分呈正相關（r=0.354，P＜0.01），即本科護生在社交網絡中的社會比較越多，其多維狀態(tài)無聊傾向越強。 究其原因，當本科護生瀏覽社交網絡中的信息時，容易與社交網絡中的消極信息進行比較，使其更多關注自己與這些信息的相同之處，產生同化效應，并進一步導致更多消極的情緒[1]，消極情緒更容易引起無聊的產生[22]。

本組本科護生社交網絡中的社會比較與錯失焦慮總分呈正相關（r=0.476，P＜0.01），即本科護生社交網絡中的社會比較越強，其錯失焦慮水平越高。究其原因， 社交網站能為本科護生提供社會比較需求的跨時間、跨空間的他人信息，當其通過網絡獲知他人的精彩經歷， 容易將自己與他人的這些信息進行比較， 造成其長時間處在擔憂他人是否經歷了精彩事件的情緒中，容易產生錯失焦慮。

本組護理本科生錯失焦慮與多維狀態(tài)無聊總分呈正相關（r=0.395，P＜0.01），即本科護生錯失焦慮水平越高，其多維無聊狀態(tài)傾向越強。 究其原因，當個體處于高水平的錯失焦慮時， 容易使其出現更多的認知失敗行為[8]。 難以集中注意、低水平的抑制控制、 認知靈活性弱化等認知失敗行為容易導致個體出現無聊體驗[23]。

3.3 多維狀態(tài)無聊在本科護生社交網絡中的社會比較和錯失焦慮間有部分中介作用 中介效應分析結果顯示， 本組本科護生社交網絡中的社會比較對錯失焦慮有正向預測作用（β=0.651，P＜0.01），多維狀態(tài)無聊在本科護生社交網絡中的社會比較和錯失焦慮間有部分中介作用（β=0.143，P＜0.01），表明社交網絡中的社會比較可以直接影響錯失焦慮， 也可以通過多維狀態(tài)無聊的中介作用間接影響錯失焦慮。 究其原因，當個體處于無聊狀態(tài)時，即體驗到包括焦躁不安、缺乏刺激、缺乏挑戰(zhàn)、缺乏意義或目的等情緒， 容易激發(fā)個體產生試圖改變當前情境的動機和行為[9]。 社交網絡中的社會比較行為依托互聯網技術， 互聯網技術為用戶所提供的社會比較線索相比現實生活更加形象化與理想化[1]，因此給個體社會比較提供了更加豐富的比較機會。 本科護生通過互聯網獲取來自他人經過仔細挑選和編輯的內容信息，使其更多關注他人優(yōu)于自己的特征，產生對比效應，更使其容易陷入焦躁不安的無聊情緒之中。當本科護生處于多維狀態(tài)無聊的情緒體驗時， 他們希望通過各種途徑來緩解這種無聊感， 而功能多樣的手機社交媒體， 既可以便捷地幫助個體獲得信息資訊也可以滿足個體整合與互動、自我呈現的心理[24]，更容易導致本科護生在情感上害怕錯失趣味性、 娛樂性或有用性的信息，而處于錯失焦慮之中。

建議高等醫(yī)學院校護理教育者重視社交網絡中的社會比較、多維狀態(tài)無聊對錯失焦慮的影響，督促本科護生正確的運用網絡，提高自身自控力，有目標的抉擇自己所要獲得的消息, 強化自身對信息的認知， 客觀合理的看待他人在網絡所呈現的積極或消極信息, 減少通過社交網絡中的社會比較產生的消極情緒，從而減少錯失焦慮。 此外，重視多維狀態(tài)無聊對錯失焦慮的間接作用。 可開展大學生時間管理課程，引導其合理的規(guī)劃并利用時間，立清晰的人生追求目標， 合理安排人生規(guī)劃， 充實自身的大學生活，在源頭上滿足自身的基本心理需要，減少無聊狀態(tài)的產生，同時避免陷入錯失焦慮之中。

4 不足之處

本研究不足之處在于， 僅對長沙市1 所民辦本科院校的本科護生進行調查， 未來需要進一步擴大抽樣范圍進一步探討。