社交媒體依戀對大學(xué)生主觀幸福感的影響
——基于自我呈現(xiàn)中介效應(yīng)的視角

雷 祺，王禮燕

(九江學(xué)院，江西 九江 332005)

2021年8月中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)發(fā)布的第48次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示，截至2021年6月，我國手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)10.11億，人均每周上網(wǎng)時長為 26.9 個小時，在網(wǎng)民群體中，6～19歲網(wǎng)民和20～29歲網(wǎng)民分別占比為15.7%和17.4%。凱度公司2019年1月發(fā)布的《2018—2019中國社交媒體影響研究報告》指出，在社交媒體給生活帶來積極影響的同時，人們越來越擔(dān)心社交媒體給自己生活帶來的消極影響，主要表現(xiàn)為健康影響、時間占用和個人信息安全缺乏保障，特別是注意力無法集中和消極影響方面顧慮不斷加大。從調(diào)查情況來看，“00后”大學(xué)生一方面強(qiáng)烈依戀社交媒體，甚至出現(xiàn)了網(wǎng)絡(luò)成癮狀態(tài)，另一方面又擔(dān)心社交媒體給自己帶來的負(fù)面影響，使自己的生活滿意度降低。由此引出一系列問題——大學(xué)生群體依戀社交媒體是提高了他們的主觀幸福感還是降低了主觀幸福感，社交媒體依戀與主觀幸福感之間有什么樣的關(guān)系。本文試圖借助依戀理論來回答這個問題。

一、文獻(xiàn)回顧及假設(shè)提出

依戀理論是由Bowlby在1969年提出的，依戀本意是指嬰兒與照顧者(通常是母親)所建立的情感聯(lián)結(jié)，在個體發(fā)展過程中起重要的作用[1]，也是個人與特定對象之間一種充滿情感的獨特紐帶關(guān)系(Bowlby，1988)。Schultz于1989年第一次將依戀理論應(yīng)用到消費者行為研究中，他認(rèn)為依戀是所有物具有的多維特性，反映所有物在多大程度上將自我和特定物品整合起來[2]。營銷學(xué)領(lǐng)域研究表明，依戀可以擴(kuò)展到人際關(guān)系以外的形式，從對人的依戀到對物的依戀，從對實體的依戀到對抽象物的依戀，例如消費者對禮物、居住地、品牌、其他特定的或喜愛的對象產(chǎn)生依戀[3]，研究較多的是品牌依戀和地方依戀。

品牌依戀是連接消費者自身和品牌之間認(rèn)知和情感紐帶的強(qiáng)度(Park，Macinnis & Priester，2006)。地方依戀是個人與特定地方之間的積極情感紐帶，主要表現(xiàn)出個人與該地方的接近傾向(Hidalgo & Hernandez，2001)。在虛擬世界中，用戶也可能形成地方感，地方依戀理論可以拓展到虛擬空間中，感官知覺、意識和意義交互在一起，在虛擬世界里共同發(fā)生使用戶形成地方依戀(Goel，Johnson，et.al.，2011)[4]。社交媒體依戀(social media attachment，SMA)是地方依戀和品牌依戀的結(jié)合與延伸，是基于互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境下，在虛擬空間里個人對社交媒體的一種態(tài)度，是個人與社交媒體之間具有認(rèn)知、情感和意向特征的心理紐帶。

主觀幸福感(subjective well-being，SWB)是人們對自身生活滿意程度的認(rèn)知評價(Diener，1999)。主觀幸福感包括幸福的情感構(gòu)成和認(rèn)知構(gòu)成兩個方面，前者包括積極情感和消極情感，后者是對總體生活滿意度的評價(Veenhoven，1984)[5]。從已有的研究成果來看，影響主觀幸福感的因素主要包括主觀因素和客觀因素，主觀因素有人格因素、自我效能感、應(yīng)對方式等，客觀因素有遺傳因素、文化因素、家庭環(huán)境因素、社會支持等[6]。

目前關(guān)于網(wǎng)絡(luò)的使用與主觀幸福感的關(guān)系有兩種假設(shè)，一是置換假設(shè)，認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)交往降低了主觀幸福感，用戶將本用于人際交流上的時間花在網(wǎng)絡(luò)交往上，產(chǎn)生了交流上的置換，從而降低了主觀幸福感(Shklovski，Kraut & Rainie，2004)；二是增益假設(shè)，認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)交流有益于促進(jìn)現(xiàn)實的交流，彌補(bǔ)了現(xiàn)實面對面交流的障礙(Katz & Rice，2002)。社交網(wǎng)絡(luò)使用強(qiáng)度與大學(xué)生主觀幸福感正相關(guān)(鄭恩，龔瑤，2011)[7]，并對主觀幸福感有一定的預(yù)測作用(張茜茜，2015)。Turel & Serenko(2012)認(rèn)為社交媒體的過度使用會占用用戶大量時間，使用戶產(chǎn)生孤獨、焦慮、失望等不良情緒，并影響其現(xiàn)實生活[8]。社交媒體使用強(qiáng)度越高，大學(xué)生的生活滿意度越低，對積極情緒和主觀幸福感均產(chǎn)生負(fù)向影響作用(唐嘉儀，2014)[9]。

依戀是人格的核心組成部分，對情緒管理、人際關(guān)系調(diào)節(jié)和精神健康等方面有重要的影響。對大學(xué)生依戀與主觀幸福感的關(guān)系進(jìn)行研究時發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生依戀與主觀幸福感相關(guān)顯著，依戀的自我—他人模型對大學(xué)生主觀幸福感有顯著預(yù)測作用(馬婧，李彩娜，2011；李同歸，李楠欣，李敏，2006)。大學(xué)生依戀與生活滿意度和積極情緒顯著負(fù)相關(guān)，與消極情緒正相關(guān)(張立新等，2009；朱偉等，2012)，與主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)(張建華等，2015)，成人依戀還通過核心自我評價的中介作用影響主觀幸福感(朱偉等，2012)。

基于社交媒體依賴和大學(xué)生依戀對主觀幸福感的影響研究結(jié)果，提出假設(shè)H1：社交媒體依戀對大學(xué)生主觀幸福感有顯著影響。

自我呈現(xiàn)(self-presentation)是人際傳播中非常普遍的心理現(xiàn)象之一，是指為了使他人按照自己的意愿看待自己，在他人面前展示自我、影響他人的努力(歐文·戈夫曼，2008)，意在建立、維持或提升個人在他人心目中的形象(Baumeister，1982)。依戀具有自我表達(dá)的功能，個人會把強(qiáng)烈依戀的東西展示給他人或者私下欣賞以展現(xiàn)內(nèi)心的自我映射和自我欣賞(Schultz，1989)。大學(xué)生依戀于社交媒體，并在社交媒體中通過主動積極、模糊泛化和被動消極3種策略進(jìn)行自我呈現(xiàn)(江愛棟，2013)，猶如川劇的變臉，隨時隨地都在扮演不同的角色(彭增軍，2016)。

社交媒體是人們在網(wǎng)絡(luò)上的虛擬社區(qū)創(chuàng)造、分享、交流信息和想法的一種特定媒介(Ahlqvisti，Back，Halonen & Heinonen，2008)[10]，個人可以借助社交媒體通過狀態(tài)更新、相冊管理、信息發(fā)布等方式進(jìn)行自我呈現(xiàn)(Strano，2008)[11]，社交媒體滿足了人們相互的自我暴露和彼此窺視的心理需求(王大釗，2016)，人們使用社交媒體或網(wǎng)站的重要動因之一就是進(jìn)行自我呈現(xiàn)(Dogruer & Eyyam，2011；Seidman，2013)。

基于以上研究成果，提出假設(shè)H2:社交媒體依戀對大學(xué)生自我呈現(xiàn)有顯著的影響。

根據(jù)自我呈現(xiàn)內(nèi)容來分，社交媒體中自我呈現(xiàn)分為積極自我呈現(xiàn)(選擇性呈現(xiàn)積極正面的個人信息)和真實自我呈現(xiàn)(呈現(xiàn)出自己最真實的情況，深度地自我表現(xiàn))。Kim 和 Lee(2011)在研究Facebook朋友數(shù)量和大學(xué)生主觀幸福感間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，積極的自我呈現(xiàn)既能使個體保持愉悅的心情和積極自我，還直接影響個體的幸福感水平；真實的自我呈現(xiàn)不僅直接影響個體的幸福感，還會通過社會支持的中介作用影響個體幸福感。Chou等(2012)在對Facebook用戶進(jìn)行研究時發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)acebook用戶普遍傾向于積極自我呈現(xiàn)，無形之中使大學(xué)生認(rèn)為自己是弱勢群體，降低了大學(xué)生主觀幸福感的體驗[12]。社交媒體上自我呈現(xiàn)表面上看是減少了孤獨感，其所培植的自戀、自尊樂趣是虛幻的，是現(xiàn)實壓抑情感的宣泄，實質(zhì)是進(jìn)一步加深自我心理的封閉(王超群，符彥姝，2016)[13]。社交網(wǎng)站中的自我呈現(xiàn)如果得到正面的反饋，可以增強(qiáng)個體的社會自尊和幸福感(Valkenburg，Peter & Schouten，2006)[14]。

有些學(xué)者研究表明，社交媒體上的自我呈現(xiàn)有利于個體主觀幸福感的提升，其對主觀幸福感的影響路徑既有直接的，也有間接的。社交網(wǎng)站積極自我呈現(xiàn)對緩解個體的抑郁具有積極的意義，還可以通過自尊、線上積極反饋和自尊的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接影響個體的抑郁(楊秀娟等，2017)，積極自我呈現(xiàn)不僅通過積極情緒對生活滿意度產(chǎn)生影響，還能通過積極情緒和社會支持的鏈?zhǔn)街薪樽饔糜绊懮顫M意度(牛更楓等，2015)[15]。真實自我呈現(xiàn)通過增加人際信任和親密關(guān)系，獲得社會支持，降低個體的孤獨感，提升個體幸福感水平(Kisilevich，Ang & Last，2012)。社交媒體上的自我呈現(xiàn)對生活滿意度有直接的預(yù)測作用(牛更楓等，2015)[16]，自我呈現(xiàn)不僅與主觀幸福感顯著正相關(guān)，并能顯著預(yù)測主觀幸福感，還通過網(wǎng)絡(luò)社會支持間接影響主觀幸福感(陳志勇，丘文福，葉一舵，2016)[17]。

結(jié)合以上研究結(jié)論，提出假設(shè)H3和H4。假設(shè)H3：社交媒體上的自我呈現(xiàn)對大學(xué)生主觀幸福感有顯著影響。假設(shè)H4：在社交媒體依戀對主觀幸福感影響中，自我呈現(xiàn)發(fā)揮中介作用。

根據(jù)文獻(xiàn)回顧和假設(shè)的提出，本文研究模型如圖1所示。

二、研究對象與方法

(一)研究對象

本文以大學(xué)生為研究對象，為便于抽樣，在九江學(xué)院采用整群抽樣的方法，選擇若干個班級的學(xué)生為樣本。

(二)問卷設(shè)計

問卷由社交媒體依戀、自我呈現(xiàn)、主觀幸福感和大學(xué)生個人情況等測項構(gòu)成。社交媒體依戀量表結(jié)合了古麗扎伯克力和辛自強(qiáng)(2011)修訂的地方依戀量表、姜巖(2013)設(shè)計的網(wǎng)站依戀量表，把社交媒體依戀分成3個維度：社交媒體認(rèn)同、社交媒體偏好和社交媒體依賴。自我呈現(xiàn)量表采用Kim和Lee(2011)編制的Facebook社交平臺上的自我呈現(xiàn)問卷，分為2個維度：積極自我呈現(xiàn)和真實自我呈現(xiàn)。主觀幸福感量表采用華南師范大學(xué)嚴(yán)標(biāo)賓和鄭雪(2006)根據(jù)中國大學(xué)生的實際情況修訂的《國際大學(xué)生調(diào)查》問卷，包括生活滿意度、積極情緒、消極情緒3個方面。所有的題項均采用李克特7分量表，“1”表示“非常不同意”，“4”表示“中立”，“7”表示“非常同意”。

(三)數(shù)據(jù)收集

本文采用問卷調(diào)查的方法，請任課教師在課前或課間休息時發(fā)放和回收問卷，共發(fā)放800份問卷，回收750份問卷，其中有效問卷為711份，問卷回收率為93.8%，有效問卷回收率94.8%。

樣本中，男女比例分別為38.9%和61.1%；大一的學(xué)生占25.6%，大二的學(xué)生占37.2%，大三的學(xué)生占15.7%，大四的學(xué)生占21.5%；來自農(nóng)村的學(xué)生占60.1%，來自城市的學(xué)生占19.7%，來自郊區(qū)的學(xué)生占2.4%，來自縣城的學(xué)生占17.8%；主要使用QQ的學(xué)生占68.0%，使用微信的學(xué)生占18.9%。

(四)共同方法偏差控制

在進(jìn)行數(shù)據(jù)正式分析前，采用Harman單因素檢驗法進(jìn)行檢驗，數(shù)據(jù)表明特征值大于1的因子有9個，第一個因子解釋了18.39%的總變異，低于40.00%的臨界值，說明本研究共同方法偏差控制較好，可以進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

(五)研究方法

在分析方法上，首先采用SPSS 17.0進(jìn)行探索性因子分析，考察各因子的構(gòu)成，檢驗各因子的信度和效度，用LISREL 8.70統(tǒng)計軟件進(jìn)行驗證性因子分析；其次利用相關(guān)性分析考察各個潛變量之間的關(guān)系；再次用LISREL 8.70統(tǒng)計軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗；最后利用偏差校正的Bootstrap方法做中介效應(yīng)檢驗。

三、數(shù)據(jù)分析與研究結(jié)果

(一)探索性因子分析

通過探索性因子分析檢驗問卷的建構(gòu)效度。運用主成分分析法，以特征根值大于1為標(biāo)準(zhǔn)截取數(shù)據(jù)，并采用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行因子分析。分析結(jié)果顯示，量表的KMO值為0.863，且通過了Bartletts球形檢驗，累計方差解釋比例達(dá)到65.95%，整個問卷所有問項的共同度都在0.5以上。結(jié)合以上指標(biāo)，我們可以初步判斷本問卷的建構(gòu)效度較好。

探索性因子分析顯示，社交媒體依戀有社交媒體認(rèn)同、社交媒體偏好和社交媒體依賴3個維度，自我呈現(xiàn)包括積極自我呈現(xiàn)和真實自我呈現(xiàn)2個維度，主觀幸福感由生活滿意度、積極情緒和消極情緒3個維度構(gòu)成。

此外，社交媒體依戀、自我呈現(xiàn)和主觀幸福感3個變量的Cronbach’sα信度系數(shù)分別為0.87、0.63和0.66，其中社交媒體依戀的3個維度社交媒體認(rèn)同、社交媒體偏好和社交媒體依賴的Cronbach’sα信度系數(shù)分別為0.80、0.85和0.83，自我呈現(xiàn)的積極自我呈現(xiàn)維度和真實自我呈現(xiàn)維度的Cronbach’sα信度系數(shù)分別為0.70和0.60，主觀幸福感的3個維度生活滿意度、積極情緒和消極情緒的Cronbach’sα信度系數(shù)分別為0.66、0.90和0.89，整個量表的Cronbach’sα信度系數(shù)為0.82，所有的Cronbach’sα信度系數(shù)均達(dá)到社會科學(xué)信度系數(shù)的最低可接受水平0.6，符合要求，并且每個維度至少包含3個題項，說明量表具有較好的內(nèi)部一致性信度。

用LISREL8.70統(tǒng)計軟件做進(jìn)一步的驗證性因子分析(CFA)，結(jié)果顯示，χ2(df=436)=1467.56(P<0.000)、 RMSEA=0.058、NFI=0.93、SRMR=0.05、CFI=0.95、IFI=0.95，說明總體擬合效果較好。

就收斂效度而言，變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)均大于0.5，T值具有統(tǒng)計顯著性，標(biāo)準(zhǔn)誤差均小于0.5，且方差抽取量VE(variance extracted)值大于0.5，說明問卷具有較好的收斂效度。

總體而言，問卷具有較理想的信度和效度水平。

(二)相關(guān)性分析

在社交媒體依戀、自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間進(jìn)行相關(guān)性分析，分析結(jié)果顯示：社交媒體依戀和自我呈現(xiàn)之間相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.30(P<0.01)；社交媒體依戀和主觀幸福感之間相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.11(P<0.01)；自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.12(P<0.01)。從相關(guān)性分析結(jié)果來看，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3得到支持。

(三)驗證性因子分析

相關(guān)分析表明，社交媒體依戀、自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間兩兩相關(guān)。探索性分析顯示，社交媒體依戀包括社交媒體認(rèn)同、社交媒體偏好和社交媒體依賴3個維度；自我呈現(xiàn)包括積極自我呈現(xiàn)和真實自我呈現(xiàn)2個維度；主觀幸福感由生活滿意度、積極情緒和消極情緒3個維度構(gòu)成。為了驗證社交媒體依戀、自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間的關(guān)系，用LISREL 8.70軟件，對它們維度變量間的關(guān)系進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型檢驗，經(jīng)檢驗其擬合指標(biāo)為：χ2/df=3.71、RMSEA=0.062、SRMR=0.053、GFI=0.87、AGFI=0.85、NFI=0.92、CFI=0.94、NNFI=0.94、IFI=0.94、RFI=0.91,所有擬合指標(biāo)均符合要求，說明模型擬合效果好。

根據(jù)各概念的維度情況，將假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3進(jìn)一步細(xì)分為21個假設(shè)，各假設(shè)檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 結(jié)構(gòu)方程模型假設(shè)檢驗結(jié)果

從表1可以看出，社交媒體認(rèn)同維度對生活滿意度(β=-0.49，P<0.01)和積極情緒(β=-0.34，P<0.05)均有顯著負(fù)向影響，對積極自我呈現(xiàn)(β=0.14，P<0.05)、真實自我呈現(xiàn)(β=0.12，P<0.01)和消極情緒(β=0.29，P<0.05)均有顯著性的正向影響；社交媒體偏好對生活滿意度(β=-0.14，P>0.05)、積極情緒(β=-0.54，P>0.05)、消極情緒(β=0.23，P>0.05)、積極自我呈現(xiàn)(β=-0.05，P>0.05)、真實自我呈現(xiàn)(β=0.06，P>0.05)均影響不顯著；社交媒體依賴對生活滿意度(β=-0.12，P>0.05)影響不顯著，對積極情緒(β=-0.80，P<0.05)有顯著的負(fù)向影響，對消極情緒(β=0.37，P<0.01)、積極自我呈現(xiàn)(β=0.11，P<0.05)和真實自我呈現(xiàn)(β=0.08，P<0.05)均有顯著正向影響；積極自我呈現(xiàn)對生活滿意度(β=0.09，P>0.05)影響不顯著，對積極情緒(β=0.16，P<0.05)和消極情緒(β=0.19，P<0.001)均有顯著正向影響；真實自我呈現(xiàn)對生活滿意度(β=0.49，P<0.001)、積極情緒(β=0.65，P<0.001)具有顯著正向影響，對消極情緒(β=-0.43，P<0.001)的負(fù)向影響顯著。

社交媒體認(rèn)同維度對主觀幸福感的生活滿意度和積極情緒有顯著負(fù)向影響，對消極情緒有顯著正向影響，這表明社交媒體認(rèn)同顯著負(fù)向影響主觀幸福感；社交媒體偏好維度對主觀幸福感各維度均影響不顯著；社交媒體依賴維度對生活滿意度影響不顯著，但對積極情緒的負(fù)向影響顯著，對消極情緒的正向影響顯著，這在一定程度上也表明社交媒體依賴對主觀幸福感有顯著的負(fù)向影響?？傮w來看，假設(shè)H1(社交媒體依戀對大學(xué)生主觀幸福感有顯著影響)得到驗證。

社交媒體認(rèn)同維度對自我呈現(xiàn)各維度均有顯著性正向影響，社交媒體偏好維度對自我呈現(xiàn)的各維度均影響不顯著，社交媒體依賴維度對自我呈現(xiàn)各維度均有顯著性正向影響。綜合來看，假設(shè)H2(社交媒體依戀對大學(xué)生自我呈現(xiàn)有顯著的影響)獲得了支持。

積極的自我呈現(xiàn)維度對生活滿意度影響不顯著，但對積極情緒和消極情緒均有顯著的正向影響，這表明積極的自我呈現(xiàn)對主觀幸福感的影響是雙刃劍；真實的自我呈現(xiàn)對生活滿意度和積極情緒均有顯著的正向作用，但對消極情緒有顯著的負(fù)向作用，這表明真實的自我呈現(xiàn)對主觀幸福感有顯著的正向影響。整體來說，假設(shè)H3(社交媒體上的自我呈現(xiàn)對大學(xué)生主觀幸福感有顯著影響)得到支持。

(四)社交媒體依戀對主觀幸福感的影響：自我呈現(xiàn)的中介效應(yīng)檢驗

為了檢驗自我呈現(xiàn)的中介效應(yīng)，采用偏差校正的Bootstrap方法，在原始數(shù)據(jù)711份中抽取5 000個Bootstrap樣本選擇模型4，對自我呈現(xiàn)在社交媒體依戀與主觀幸福感關(guān)系間的中介效應(yīng)的效應(yīng)量及置信區(qū)間進(jìn)行估計。

回歸分析見表2，數(shù)據(jù)表明社交媒體依戀對主觀幸福感(β=0.310，P<0.01)影響顯著，對自我呈現(xiàn)(β=0.241，P<0.001)有顯著的正向影響，當(dāng)社交媒體依戀和自我呈現(xiàn)同時預(yù)測主觀幸福感時，社交媒體依戀(β=0.234，P<0.05)和自我呈現(xiàn)(β=0.317，P<0.05)對主觀幸福感的影響顯著，社交媒體依戀對主觀幸福感的預(yù)測作用變小，表明自我呈現(xiàn)在社交媒體對主觀幸福感的影響中發(fā)揮了部分中介作用。

表2 模型中變量關(guān)系的回歸分析

表3結(jié)果表明，社交媒體依戀通過自我呈現(xiàn)影響主觀幸福感的間接效應(yīng)顯著存在，間接效應(yīng)值為：0.076，且95%的置信區(qū)間為(0.006，0.154)，不包含0，說明自我呈現(xiàn)起到了顯著的中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.076/0.310=24.52%。

表3 自我呈現(xiàn)在社交媒體依戀與主觀幸福感間的中介效應(yīng)

從圖2來看，社交媒體依戀影響自我呈現(xiàn)，自我呈現(xiàn)又影響主觀幸福感，社交媒體依戀對主觀幸福感既有直接影響，也通過自我呈現(xiàn)間接影響主觀幸福感，也就是說在社交媒體依戀對主觀幸福感影響過程中，自我呈現(xiàn)發(fā)揮部分中介效應(yīng)的作用。因此，假設(shè)4(在社交媒體依戀對主觀幸福感影響中，自我呈現(xiàn)發(fā)揮中介作用)得到驗證。

四、研究結(jié)論與貢獻(xiàn)

(一)研究結(jié)論與討論

1.社交媒體依戀對大學(xué)生的自我呈現(xiàn)有顯著的正向影響。在網(wǎng)絡(luò)社會里，自我呈現(xiàn)的心理需求推動了人們對社交媒體從依賴發(fā)展到依戀，歸屬感和自我呈現(xiàn)是人們在使用Facebook時能滿足的基本需求(Ashwini Nadkarni & Stefan Hofmann，2012)。社交媒體的功能不僅限于信息交流和人際互動，更是一個自我呈現(xiàn)的平臺，能夠引人關(guān)注，獲得存在感(何秋紅，靳言言，2017)。對社交媒體依戀的大學(xué)生熱衷于在微信朋友圈或QQ空間里曬各種行為，還直言不諱地要求朋友點贊，其目的是想引人注意、羨慕或妒忌。當(dāng)對社交媒體依戀的大學(xué)生通過不斷的“秀”“曬”等方式自我呈現(xiàn)時，若自己的存在感沒有得到認(rèn)可，他就會繼續(xù)加倍地依戀于社交媒體展現(xiàn)自己，頻刷存在感。

從社交媒體依戀和自我呈現(xiàn)構(gòu)成維度來看，社交媒體認(rèn)同和社交媒體依賴對積極自我呈現(xiàn)和真實自我呈現(xiàn)具有顯著的正向影響，而社交媒體偏好對積極自我呈現(xiàn)和真實自我呈現(xiàn)的影響均不顯著。社交媒體偏好屬于情感依戀，它使大學(xué)生對社交媒體的選擇和使用產(chǎn)生明顯的偏好行為，提高了學(xué)生對社交媒體的轉(zhuǎn)換成本，因而對自我呈現(xiàn)2個維度的影響不顯著。社交媒體認(rèn)同屬于依戀的認(rèn)知范疇，社交媒體依賴屬于依戀的意向行為范疇。社交媒體認(rèn)同與自我呈現(xiàn)是一脈相承的，是為了獲取社會的關(guān)注與認(rèn)同；社交媒體依賴是大學(xué)生希望借助社交媒體提供的各種功能來滿足自己的需要和釋放自己的情緒，是對自我表達(dá)和社會認(rèn)同的雙重渴望(何秋紅，靳言言，2017)。社交媒體給大學(xué)生提供了一個自我呈現(xiàn)的舞臺，在這個舞臺上扮演好自己的角色，展現(xiàn)出自己的風(fēng)采，期望獲得社會的認(rèn)可。因此社交媒體認(rèn)同和社交媒體依賴對自我呈現(xiàn)有顯著的正向影響。

2.社交媒體依戀對大學(xué)生的主觀幸福感有顯著性的負(fù)向影響。對社交媒體依戀的大學(xué)生喜歡沉迷于移動終端或網(wǎng)絡(luò)平臺，典型表現(xiàn)為低頭族、宅族和沉默族。虛擬生活和現(xiàn)實生活中的落差使大學(xué)生對現(xiàn)實生活不滿意度增強(qiáng)，積極情緒衰退，不喜歡或不愿意與身邊的人溝通交流，在一定條件下會導(dǎo)致人際關(guān)系失調(diào)，負(fù)罪感、空虛感等負(fù)面情緒產(chǎn)生，在一定程度上降低了大學(xué)生的主觀幸福感，主觀幸福感的降低又使大學(xué)生更加依戀于社交媒體。鄧兆杰等人(2014)研究也證實了主觀幸福感與手機(jī)依賴顯著負(fù)相關(guān)，低主觀幸福感者更容易出現(xiàn)手機(jī)依賴現(xiàn)象。

從構(gòu)成維度來看，社交媒體認(rèn)同對生活滿意度和積極情緒具有顯著的負(fù)向作用，對消極情緒有顯著的正向作用，即社交媒體認(rèn)同降低了大學(xué)生主觀幸福感；社交媒體偏好對生活滿意度、積極情緒和消極情緒的影響均不顯著，故社交媒體偏好對大學(xué)生主觀幸福感沒有影響；社交媒體依賴對生活滿意度影響不顯著，對積極情緒有顯著的負(fù)向作用，對消極情緒有顯著的正向作用，這表明社交媒體依賴也降低了大學(xué)生主觀幸福感。社交媒體依戀不同維度對主觀幸福感不同維度影響差異的原因在于社交媒體依戀的三要素間的差異，社交媒體偏好屬于依戀的情感范疇，社交媒體認(rèn)同屬于依戀的認(rèn)知范疇，社交媒體依賴屬于依戀的行為范疇。

根據(jù)認(rèn)知—情感系統(tǒng)理論，情感涉及感受、情緒和情感反應(yīng)，個人對重要的社會信息加工往往具有情緒性和情緒喚醒功能。社交媒體的特定功能滿足了大學(xué)生的某種需求，需求的滿足使大學(xué)生對社交媒體具有情緒性和情緒喚醒功能，大學(xué)生對社交媒體依戀的情感反應(yīng)可能是在意識之外立即自動產(chǎn)生的，因此，社交媒體偏好對大學(xué)生主觀幸福感各維度的影響不顯著。

情感會影響大學(xué)生對社交媒體的認(rèn)知和行為。根據(jù)認(rèn)知失調(diào)論，當(dāng)大學(xué)生依戀于社交媒體來解決日常生活中的有關(guān)問題時，現(xiàn)實與虛擬的巨大反差導(dǎo)致出緊張心理狀態(tài)，產(chǎn)生動機(jī)沖突，當(dāng)現(xiàn)實與虛擬認(rèn)知之間的不和諧程度增加時，個人所感受到要改變這種狀況的心理壓力也就愈來愈大，從而對生活滿意度和積極情緒產(chǎn)生負(fù)向作用，對消極情緒產(chǎn)生促進(jìn)作用。認(rèn)知行為理論認(rèn)為，在認(rèn)知、情感和行為三者中，認(rèn)知扮演著中介與協(xié)調(diào)的作用。認(rèn)知對個人的行為進(jìn)行解讀，這種解讀直接影響著個體是否最終采取行動或和對行為進(jìn)行修正，修正一些認(rèn)知上錯誤的假定。大學(xué)生對社交媒體依賴過程中，如果更多使用社交媒體進(jìn)行自我表達(dá)，其生活滿意度有可能會增強(qiáng)，特別是對自卑或自我效能低的學(xué)生會起到一定程度的撫慰作用(黃東平，2012)，在修正認(rèn)知上對生活滿意度的錯誤假定之后，社交媒體依賴對大學(xué)生生活滿意度的影響就可能不顯著。

3.自我呈現(xiàn)能有利于大學(xué)生提升主觀幸福感。自我呈現(xiàn)對大學(xué)生主觀幸福感的正向作用已經(jīng)得到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛認(rèn)同和實證檢驗。積極自我呈現(xiàn)對大學(xué)生的生活滿意度的提升不顯著，對積極情緒和消極情緒具有顯著的正向影響；真實自我呈現(xiàn)對大學(xué)生生活滿意度和積極情緒都有正向促進(jìn)作用，對消極情緒有負(fù)向的影響。在新媒體時代，大學(xué)生以愉悅的心情在社交媒體上頻繁積極自我呈現(xiàn)，當(dāng)這種積極自我呈現(xiàn)沒有得到朋友們的認(rèn)可和贊許，或被朋友認(rèn)為過度顯擺時，其消極情緒就不自主提升，反之其積極情緒就會提高；在過度浮夸的時代，大學(xué)生在社交媒體上真實自我呈現(xiàn)能增加朋友的信任和提高朋友的親密度，獲得社會支持，從而降低大學(xué)生的孤獨感，提升主觀幸福感水平(Kisilerich，Ang& Last，2012)。

4.社交媒體依戀既直接影響大學(xué)生主觀幸福感，也通過自我呈現(xiàn)的部分中介作用間接影響大學(xué)生主觀幸福感。表3的數(shù)據(jù)顯示，社交媒體依戀對大學(xué)生主觀幸福感的直接效應(yīng)為0.234(P<0.05)，通過自我呈現(xiàn)對主觀幸福感的間接效應(yīng)為0.076，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為24.52%。從總體上來說，對社交媒體依戀的大學(xué)生而言，不喜歡自我呈現(xiàn)的人主觀幸福感下降幅度超過喜歡自我呈現(xiàn)的人，自我呈現(xiàn)對主觀幸福感的正向影響稀釋了社交媒體依戀對主觀幸福感的部分負(fù)向作用，間接地緩沖了大學(xué)生主觀幸福感的降低程度，這恰好解釋了社交媒體依戀的大學(xué)生熱衷于通過社交媒體進(jìn)行自我呈現(xiàn)的原因。

(二)研究貢獻(xiàn)

社交媒體的快速發(fā)展影響了人們的生活方式，朋友之間、親人之間的正常交流被社交媒體所干擾，人們一方面依戀于社交媒體，沉溺于微信朋友圈、QQ朋友圈等社交媒體中，一方面又問“時間都去哪兒了”，感覺自己的幸福感在不斷下降。主觀幸福感一直是大家關(guān)心的話題，學(xué)者們從社會資本、社會支持、社會比較等理論出發(fā)探討了社交網(wǎng)絡(luò)對大學(xué)生主觀幸福感的影響，研究結(jié)論不盡相同。本文從依戀理論出發(fā)，結(jié)合自我呈現(xiàn)理論，研究社交媒體依戀對大學(xué)生主觀幸福感的影響，研究視角較新，研究結(jié)論也能豐富大學(xué)生主觀幸福感的研究成果。

社交媒體依戀降低了大學(xué)生主觀幸福感，這是大學(xué)生普遍感覺主觀幸福感不高的原因之一，研究結(jié)論對高校學(xué)生管理部門如何提高學(xué)生主觀幸福感有啟迪作用。高校相關(guān)部門一方面可以通過圖片、海報或講座的方式宣傳大學(xué)生沉迷于社交媒體對學(xué)習(xí)和生活的負(fù)面影響，另一方面教育學(xué)生正確使用和有效使用社交媒體，鼓勵學(xué)生放下移動終端設(shè)備，不做低頭族，抬頭面向前方；不當(dāng)宅男宅女族，走出心理陰影空間，擁抱身邊朋友。

五、局限性與未來研究方向

從依戀理論出發(fā)，本文研究了社交媒體依戀、自我呈現(xiàn)和主觀幸福感之間的關(guān)系，由于從依戀角度研究主觀幸福感的研究成果很少，因此本文的研究未免有不妥之處。同時，本文主要以九江學(xué)院在校大學(xué)生為樣本，采取整群抽樣的方法抽取樣本，難免使樣本的代表性不是很高。

在未來的研究中，可以從以下幾個方面展開：(1)以城市新移民為調(diào)查對象，研究社交媒體依戀和主觀幸福感之間的關(guān)系；(2)以大學(xué)生為樣本，開展社交媒體依賴和社交媒體依戀對主觀幸福感影響的比較研究；(3)以大學(xué)生為樣本，對比研究微信依戀和QQ依戀對主觀幸福感的影響。