赵 磊
(安徽大学 文典学院，安徽 合肥 230601)
社交媒体是社交网站和通讯平台的统称，指互联网上基于用户关系的内容生产与交互的平台，用户可以在社交媒体上分享见解、经验和观点。现阶段我国本土社交媒体主要包括微博、微信、QQ、论坛等。我国互联网络信息中心发布的《第50次中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2022年6月，我国网民的数量已达10.51亿，其中使用手机上网的人数达10.47亿，占网民总数的99.6%[1]。高达99.3%的手机网民的智能手机上都安装了社交媒体软件，其中微信安装数量和使用频度最高。社交媒体具有即时通讯、信息共享等功能，加上操作简单，不仅深受年轻人的喜爱，还拥有大量的老年用户。一些研究表明，年轻人与老年人在采纳和使用信息通信技术的态度和行为方面存在着差异。一般来说，被称为“数字土著”的年轻人比被称为“数字移民”的中老年人更熟练、更频繁地使用信息通信技术[2]。在社交媒体使用时间和在线活动参与强度上，年轻用户通常超过老年用户。
(一)社交媒体使用强度与主观幸福感
主观幸福感通常指个体对自身生活条件或特定生活领域的整体感知和评价。作为多因素的变量，主观幸福感主要包括对整体生活满意度的认知判断以及对情感和感觉的评估[3]。由于这些不同维度的概念(即生活满意度、积极情绪和消极情绪)反映了一个人对生活经验的主观看法，所以幸福感通常被定义为主观幸福感。
近年来，许多研究都关注社交媒体使用强度对主观幸福感的影响。有些研究认为社交媒体使用强度对用户的主观幸福感有正向影响，例如Wei和Gao的研究证实，社交媒体使用强度与用户的主观幸福感之间存在着正相关关系，即社交媒体使用强度越高，用户的主观幸福感越强[4]。Pang的研究表明，微信等社交媒体的使用对用户的主观幸福感具有显著的积极影响[5]。另一些研究则强调当社交媒体被超负荷使用时，可能会带来一些负面的社会心理后果，包括抑郁、孤独和成瘾等，从而对用户的主观幸福感产生负面影响[6-7]。此外，也有研究认为社交媒体使用强度与主观幸福感之间不存在显著关系[8]。总之，有关社交媒体使用与主观幸福感之间关系的研究尚未得出一致的结论。造成这些不一致结论的原因，可能是问题性使用等因素抑制了社交媒体使用对主观幸福感的影响，也可能是不同年龄段的用户对社交媒体的使用和影响具有不同的认知。
(二)社交媒体问题性使用与主观幸福感
社交媒体问题性使用被定义为“使用社交媒体，在人们的生活中造成了心理、社交、学习或工作上的困难”[9]。换言之，社交媒体影响到人们的日常生活，用户因使用社交媒体而遭受各类痛苦和不适，包括日常认知失败和较低的主观幸福感，这些用户可以被称为“社交媒体问题性用户”。问题性用户更喜欢在线社交互动，而不是面对面交流，并经常使用社交媒体来调节情绪[10]。此外，有研究指出，问题性用户可能会陷入与社交媒体使用相关的认知焦虑和被迫性使用中，缺乏自我调节的能力。还有研究认为造成问题性使用的因素包括人格特质、情绪障碍、使用社交媒体的时长以及从社交媒体使用中获得的满足感等[11]。
既有研究表明，社交媒体问题性使用对用户的主观幸福感具有负面影响[12]。问题性使用行为常常表现出对在线社交互动的偏好等，与正常使用的用户相比，社交媒体问题性使用用户会花费更多时间在社交媒体活动上(与他人互动、状态更新和评论朋友的帖子等)，并且更容易出现社交媒体成瘾等问题[13-14]。而社交媒体成瘾与用户的心理健康和主观幸福感呈负相关关系[15]。Casale和Banchi的研究表明，问题性使用会导致用户忽略周围的人和物，影响其身心健康，从而降低其主观幸福感[16]。
(三)社交媒体使用强度与问题性使用
在社交媒体使用强度的衡量上，有研究采用使用时间、好友数量对其进行测量，也有研究使用依赖程度对其进行测量。但这些测量主要是单维测量，可能无法全面衡量社交媒体使用强度。基于此，Orosz等人发展了社交媒体使用强度多维测量量表，包括持续使用社交媒体、无聊、过度使用社交媒体和自我表达4个测量维度[17]。持续使用指的是个人与社交媒体的情感联系；
无聊与用户通过浏览社交媒体来减少无聊程度的目的有关；
过度使用指的是即使个人没有空闲时间也会去使用社交媒体；
在社交媒体上的自我表达表现为关注与个人资料相关的各个方面，例如个人资料非常详细，并定期更新个人资料和动态等。
社交媒体问题性使用通常被认为是心理疾病的潜在标志，包括社交焦虑、抑郁和消极性同伴依恋等。先前的研究强调高使用频率是社交媒体问题性使用行为的部分表现形式，这表明与无问题的用户相比，问题性用户倾向于在社交媒体上花费更多的时间[13]。Chou等人认为，社交媒体的使用频率过高或花费在社交媒体上的时间过多，这本身就是一种问题性使用行为[18]。一项元分析的结果表明，在线时间长被认为是问题性使用的表现之一，在线时间越长越可能出现问题性社交媒体使用行为[19]。此外，与老年人相比，年轻人在社交媒体上花费的时间更多。Lau的研究指出，年轻人更有可能在社交媒体上同时处理多个任务，他们的在线活动更丰富[20]。因此，年轻用户可能比老年用户更容易出现问题性使用行为。
(四)问题的提出
基于文献梳理可知，对社交媒体使用与用户主观幸福感之间关系的研究仍有一些空白有待填补。首先，现有的研究主要选择特定的年龄组，很少同时选取年轻用户和老年用户进行比较研究。其次，关于社交媒体使用与主观幸福感之间的关系还存在不一致的结论，需要进一步研究。再次，对社交媒体问题性使用的研究还比较缺乏，尤其是使用强度与问题性使用之间的关系，以及问题性使用与主观幸福感之间的关系。最后，目前该领域的实证研究主要是选择西方发达国家的研究样本，来自中国的实证研究比较缺乏。为了弥补这些不足，本文在探究社交媒体使用与主观幸福感之间的关系时，对年轻用户和老年用户进行了比较研究，并进一步分析社交媒体使用强度、问题性使用对主观幸福感的影响。本研究旨在回答如下问题：(1)年轻用户和老年用户在社交媒体使用强度、问题性使用和主观幸福感方面有何不同？(2)社交媒体使用强度及其维度是否是问题性使用的预测因子？在实证结果上，年轻用户与老年用户之间存在怎样的异同？(3)社交媒体使用强度和问题性使用分别对用户的主观幸福感有何影响？在实证结果上，年轻用户与老年用户之间存在怎样的异同？(4)在社交媒体使用强度与用户主观幸福感之间的关系中，问题性使用起着怎样的作用？在实证结果上，年轻用户与老年用户之间存在怎样的异同？
(一)测量量表
1.使用强度。在研究中，使用了社交媒体使用强度多维测量量表，该量表包括13个测量项目，可分为4个维度：持续使用、无聊、过度使用和自我表达[17]。“持续使用”分量表中有4个测量题项(例如“我经常搜索互联网连接以访问社交媒体”)，“无聊”部分有3个衡量题项(例如“如果我无聊，我会打开社交媒体”)，“过度使用”和“自我表达”部分也各有3个测量题项(例如“我有通宵使用社交媒体的经历”和“我喜欢完善自己的社交媒体资料”)。对问题的回答使用李克特5级量表。
2.主观幸福感。研究采用Lyubomirsky和Lepper的主观幸福感测量量表，包括4个测量题项[21]。对问题的回答使用李克特5级量表。
3.社交媒体问题性使用。研究采用了一般的互联网问题性使用测量量表，包括15个测量题项(例如“我更喜欢在网上与人交流，而不是面对面交流”“社交媒体使用给我的生活带来了麻烦”)[22]。对问题的回答使用李克特5级量表。
4.控制变量。先前的研究表明，主观幸福感与社交媒体用户的性别、年龄和受教育程度有关。因此，本研究将这些人口统计学变量作为控制变量。
(二)样本选择与数据收集
本文通过问卷调查的方式收集数据，调查在两个年龄组中进行，分别是年轻用户和老年用户。年轻受访者年龄在18～35岁之间，老年受访者年龄在55岁以上。为了更好地探究社交媒体使用与主观幸福感之间的关系，所有受访者都要求有至少2个月的社交媒体使用经验。通过随机抽样的方法，在安徽省合肥市发放问卷，共有520名符合条件的用户参加调查。剔除回答不完整的问卷后，共回收有效问卷498份，其中年轻用户问卷300份，老年用户问卷198份。样本的人口统计学特征如表1所示。
表1 样本的人口统计学特征
(一)共同方法偏差检测结果
本研究通过被调查用户自我报告的方式获取数据，因此研究可能会出现共同方法偏差。Harman单因素测试法是检验共同方法偏差的最基础、最常用的方法。检测结果显示，年轻用户样本和老年用户样本首因子的变动解释率分别为24.36%、31.23%，都小于40%的临界值[23]。这说明本研究收集的样本数据不存在严重的共同方法偏差，能够在此基础上进行分析。
(二)描述性分析结果
表2列出了两个年龄组样本的描述性分析结果。从中可以看出，年轻用户在社交媒体使用强度(包括持续使用、无聊、过度使用和自我表达)和问题性使用上的得分均高于老年用户，而老年用户在主观幸福感上的得分高于年轻用户。
表2 描述性分析结果
(三)相关性分析结果
变量间的相关性分析结果见表3。考虑到人口统计学变量与主要测量变量之间的相关性，在年轻用户样本中，年龄与使用强度显著相关(r=-0.265, p<0.01)。在老年用户样本中，性别与问题性使用 (r=0 .178, p<0.05)、年龄与使用强度 (r=-0.187, p<0.01)、受教育程度与主观幸福感 (r=0.274, p<0.01)显著相关。
表3 相关性分析结果
在主要测量变量之间的相关性上，两组测量样本的结果都显示使用强度与问题性使用呈正相关关系(r=0.639, p<0.01; r=0.704, p<0.01)，而问题性使用与主观幸福感呈负相关关系(r=-0.201, p<0.01; r=-0.290，p<0.01)。
(四)多元回归分析结果
使用多元回归分析法进一步探索变量之间的关系。为了回答问题2，即社交媒体使用强度及其维度是否是问题性使用的预测因子，本文建立了两个回归分析模型。模型1将问题性使用设定为因变量，将使用强度、性别、年龄和受教育程度设定为自变量。模型2将问题性使用设为因变量，自变量中将使用强度替换为它的4个维度：持续使用、无聊、过度使用和自我表达。将两组样本的数据依次导入模型1和模型2，分析结果如表4所示。模型1和模型2在两个样本的4次回归分析中均显著。考虑到变量之间的因果关系，无论是年轻用户还是老年用户，使用强度都是问题性使用的重要预测因子(β=0.706，β=0.818，p<0.001)。无聊、过度使用和自我表达3个维度可以正向预测年轻用户的问题性使用(β=0.359，p<0.001；
β=0.412，p<0.001；
β=0.197，p<0.01)，而使用强度的4个维度都是老年用户问题性使用的预测因子(β=-.308, p<0.001; β=0.218, p<0.01; β=0.341, p<0.001; β=0.122, p<0.05)。
表4 问题性使用为因变量的多元回归分析结果
针对问题3，本文构建了模型3(见表5)。在该模型中，将主观幸福感设定为因变量，将性别、年龄、受教育程度、使用强度和问题性使用设定为自变量。结果表明，模型3在两组样本数据分析中也都具有显著性。在年轻用户样本中，使用强度和问题性使用都对主观幸福感具有显著的影响，使用强度对主观幸福度有积极的影响(β=0.348, p<0.01)，而问题性使用对主观幸福感具有消极的影响(β=-0.433, p<0.001)。在老年用户样本中，问题性使用对主观幸福感也有显著的消极影响(β=-0.442, p<0.001)，但使用强度对主观幸福度的影响效应不显著(β=0.186, p>0.05)。
表5 主观幸福感为因变量的多元回归分析结果
(五)间接效应检验结果
针对问题4，本文进一步进行间接效应检验。参照先前的研究，本文采用Bootstrap分析并计算95%置信区间来评估间接效应，当95%置信区间不包括零时，间接影响被认为是显著的[24]。从表6可知，不论是年轻用户还是老年用户，“使用强度—问题性使用—主观幸福感”的路径系数都显著。这说明使用强度会通过问题性使用间接地对主观幸福感产生影响。
表6 间接效应检验结果
此外，从影响效应上看，老年用户的间接效应数值高于年轻用户。也就是说，在社交媒体使用与主观幸福感的关系中，问题性使用对老年用户的影响效应可能会高于年轻用户。
随着移动通信技术的发展和智能手机的普及，社交媒体已经成为人们日常生活的一部分，并潜移默化影响着用户的主观幸福感。本研究主要探讨社交媒体使用强度、问题性使用与主观幸福感之间的关系，以及该关系在年轻用户和老年用户间的差异。经过实证研究发现，在两个不同年龄段的样本中，使用强度都是问题性使用的重要预测因子，问题性使用对用户的主观幸福感具有消极的影响。在其他变量之间的关系上，年轻用户和老年用户存在着一定的差异。具体如下：
与老年用户相比，年轻用户在社交媒体使用强度及其4个维度上的得分都更高，年轻用户在问题性使用上的得分也高于老年用户。这表明年轻人更易沉迷于社交媒体，更易出现问题性使用。年轻人在社交媒体使用的深度和广度上都超过了老年人，这使他们更容易产生社交媒体依赖和成瘾等问题性使用行为。同时，年轻用户在主观幸福感上的得分低于老年人。这可能由于年轻人面临着更多的生活压力，包括求学、就业、收入、住房等方面的压力，从而他们的主观幸福感降低了[25]。
使用强度是问题性使用的重要预测因子，这在两个样本中都得到了验证。随着使用强度的增大，用户出现社交媒体问题性使用的概率越大。在使用强度维度与问题性使用之间的关系上，年轻用户和老年用户的分析结果有些差异。对老年用户来说，持续使用、无聊、过度使用和自我表达4个维度都对其问题性使用具有显著的正向影响；
而对年轻用户来说，持续使用对问题性使用的影响不显著。具体到影响系数，不论是年轻人还是老年人，过度使用对问题性使用的影响系数都是最高的。这表明，在使用强度层面，过度使用是用户问题性使用的最重要预测因子。这与先前的研究结论一致，即过度使用是社交媒体问题性使用的重要诱发因素[20]。
在年轻用户和老年用户中，问题性使用都对用户的主观幸福感具有负向影响，即问题性使用降低了用户的主观幸福感。问题性使用会导致用户出现社交焦虑、压抑等心理症状，这对用户的主观幸福感具有消极的影响[16]。在使用强度对主观幸福感的影响上，年轻用户和老年用户存在较大的差异。回归分析结果显示，年轻人的使用强度对主观幸福感具有显著的正向影响。而在老年用户中，使用强度对主观幸福感的影响不显著。这为先前有关社交媒体使用与主观幸福感关系的研究的不一致结论提供了解释，即不同年龄段的用户在社交媒体使用强度和主观幸福的感知上存在着差异。与老年人相比，年轻人通常面临的压力较大，感知到的主观幸福感较弱，高强度的社交媒体使用能够帮助他们获得来自网络的支持，缓解自身的压力，进而提升主观幸福感。
此外，关于人口统计学特征与主要变量之间的相关性分析显示，年龄与社交媒体使用强度存在着负相关关系。即与年轻的受访者相比，年长用户的使用强度往往较低，这也与两个群体的描述性分析结果一致。需要指出的是，在老年群体中，受教育程度与主观幸福感存在着显著的正相关关系，但这种关系在年轻群体中不显著。这说明，受教育程度高的老年用户更容易获得较高的主观幸福感。
综上所述，首先，本研究证实了社交媒体使用与主观幸福感之间的关系在不同年龄的用户中存在着差异，这解释了现有研究结论不一致的原因。其次，本研究不仅证实了使用强度是问题性使用的重要预测因子，还进一步证实了无聊、过度使用和自我表达等使用强度的不同维度也对问题性使用有着显著影响。最后，研究证实问题性使用在使用强度与主观幸福感之间起着中介作用，问题性使用降低了社交媒体用户的主观幸福感。
在我国有大量的社交媒体用户，不论是年轻用户还是老年用户，社交媒体使用都可能对他们的心理健康和生活质量产生影响。本研究对实践工作具有一定的指导意义。首先，社交媒体的高强度使用会导致问题性使用的产生。因此，社区和家庭应组织更多适合年轻人和老年人参与的活动，如文化活动、体育活动、亲子活动等，降低他们使用社交媒体的频率和对社交媒体的依赖性，以避免出现问题性使用。其次，问题性使用对用户的主观幸福感具有负面的影响。社区和家庭应关注社交媒体问题性使用用户，并采取有效措施帮助他们摆脱问题性使用的困境，进而提高他们的主观幸福感。
目前该领域的研究还不够充分，后续的研究将重点做好以下几方面工作：第一，扩大调研范围，获取不同城市的调研样本，以提升研究结论的科学性。第二，充分考虑社交媒体用户的多元文化属性。技术的使用往往受文化背景的影响，我国不同省份之间，甚至同一省份内部都存在文化的多样性和差异性，因此，在后续的研究中需要将用户的文化背景考虑进去。第三，在社交媒体使用与主观幸福感的关系中，除了问题性使用，还可能存在其他的抑制因素，比如社交负担等，这需要在后续的研究中予以考虑。
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