社交媒体使用对积极生活状态的影响：倒U型关系与年龄的调节效应

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本研究在对4172份全国性大样本进行分析后提出两对“U”型曲线关系，即社交媒体使用时间和作为消极生活态度指标的孤独感之间呈正“U”型曲线关系，且年龄具有调节作用；与之相反，社交媒体使用时间和作为积极生活态度指标的可感生活质量之间则呈倒“U”型曲线关系，且年龄具有调节作用。

宣长春，厦门大学新闻传播学院助理教授。

陈瑞（通讯作者），厦门大学管理学院副教授。

基金项目

本文受国家社科基金青年项目“基于计算方法的社交媒体广告社会效果与综合治理研究”（项目编号：21CXW015）资助。

一

从现有的研究来看，无论是从积极生活状态层面，还是从消极生活状态层面来探讨社交媒体使用带来的影响，结论往往都是南辕北辙，甚至是自相矛盾的（阴良，2010）。也正是因为这种结论不一致的“悖论”现象的存在，导致了该领域的研究出现了一种自说自话，难以交流的尴尬。有鉴于此，本研究从正反两个视角切入，通过对全国性问卷调查所获得的4172份样本进行分析，试图廓清不同变量之间的逻辑关系，梳理清楚社交媒体使用对我们的生活状态究竟产生什么样的影响，进而更好地引导大家进行社交媒体使用。

二

（一）社交媒体使用与生活状态

有关社交媒体与生活状态的研究大体可以分为积极和消极两方面。其中，积极生活状态的研究中考察变量主要包括生活满意度（Katsamanis，2006；Willoughby，2008）和主观幸福感（韦路，陈稳，2015）等，这些变量往往都和生活质量有着千丝万缕的联系。而就社交媒体所产生的消极生活状态而言，被广泛研究的变量有孤独感（Dittmann，2003；Matanda，Jenvey & Phillips，2004）、抑郁（Butler，2000；Cooper，2003；Hwang，2007）、焦虑（Campbell，Cumming & Hughes，2006）以及拖延（李彪，杜显涵，2016）等，其中，孤独感是使用最为频繁的测量指标。当然，也有一些研究同时对积极和消极的生活状态展开研究（Weiser，2000；Carden & Rettew，2006）。由此，本研究亦从生活状态的正反两个方面切入，探讨社交媒体对我们的生活状态所产生的积极和消极影响。其中，关于积极生活状态，本研究采用的指标是可感生活质量，而消极生活状态的维度，本研究采用的指标则是孤独感。

（二）社交媒体使用与孤独感

不同学者对孤独感有不同定义。从时间维度来考察，比较有代表性的两种观点是“情绪”说和“人格特质”说，两者最大的区别在于，前者说强调的是一种情绪体验，具有情境性和瞬时性，而后者则认为孤独会潜移默化地发展成为一种长期的人格特质，具有长期性和稳定性（Gerson & Perlman，1979）。本研究所界定的孤独感是一种在人际互动过程中形成的、时常出现的、更偏负面的一种生活状态。

关于社交媒体和孤独感的研究是近些年来的学术热点之一，梳理这些研究后不难发现，典型逻辑有两种，一种逻辑认为孤独感导致了人们对社交媒体的过度倚赖，甚至形成了一种“社交媒体沉迷”（黄含韵，2015），而这种沉迷行为反过来可能会进一步加剧人们的孤独感。Kraut等人以接触互联网的第一代人群为研究对象，通过历时性考察发现网络使用行为会导致社会卷入度降低和孤独感强化（Kraut，Patterson，Lundmark，Kiesler，Mukopadhyay & Scherlis，1998）。此外，大量学生样本的研究也验证了“越使用越孤独”的观点（Gross，Juvonen & Gable，2002；Yao & Zhong，2014；Teppers，Luyckx，Klimstra & Goossens，2014）。

而另一种逻辑认为社交媒体成为了人们舒缓压力，排解孤独感的理想出口。尤其值得注意的是，Kraut等人在4年之后又进行了一次历时性研究，结果却和当年大相径庭。该研究认为社交媒体使用前期会导致孤独感的上升，但到后期就不再对孤独感产生影响。而将此研究中和四年前重叠的样本进行单独分析后发现，网络使用所带来的孤独感的增加会随着使用时间的推移而逐渐消散，取而代之的是更积极的社会参与和更正面的个人状态（Kraut，Kiesler，Boneva，Cummings，Helgeson & Crawford，2002）。此外，一些针对学生和老人的研究也认为社交媒体使用对孤独感有积极的调节作用（Fokkema & Knipscheer，2007；Şar，Göktürk，Tura & Kazaz，2012；Lou，Yan，Nickerson & McMorris，2012），如随着网络聊天次数增加，孤独感显著降低（Shaw & Gant，2002）。

综上，除了少数研究认为社交媒体的使用和孤独感之间几乎无相关性之外（Bulut，2011），大多数的研究往往都非黑即白地认为，社交媒体的使用导致了孤独感的上升或下降。然而，Kraut等人的两次经典历时研究似乎在告诉我们另外一种可能性，即社交媒体使用时间和孤独感可能并非是简单的线性关系。据此，本研究提出以下研究问题： 

RQ1：社交媒体使用时间和孤独感之间的关系如何？是线性关系还是存在其他可能？

（三）年龄和社交媒体使用、孤独感

前述文献说明社交媒体使用时间和孤独感可能并非是简单的线性关系，究其原因，可能和不同个体使用社交媒体的差异有关。如一项针对欧盟27国的调查显示，80%的16-24岁的人使用社交媒体，而只有42%的25-54岁的人和18%的55-74岁的人这样做（Holt，Shehata，Strömbäck & Ljungberg，2013）。不同年龄阶段的群体处于人生不同发展阶段，面对的挑战各不相同，社交媒体使用满足了他们不同的需求。这使得不同年龄群体的社交媒体使用有明显的异质性（Rauch，Strobel，Bella，Odachowski & Bloom，2014）。年轻人积极地贡献内容，并被吸引到他们可以参与的社交媒体网站，他们更喜欢通过技术保持联系（Rawlins，Simeon，Ramdath & Chadee，2008），进而避免被社交孤立。而中年群体的社交媒体使用主要是为了满足其社交需要，他们往往不太会贡献原创内容，更不会在网络上发泄不满（Leung，2013）。

而从孤独感的研究来看，大多数研究都聚焦某一同质化群体，如学生（Huang & Yang，2013）和老年群体（Aarts，Peek & Wouters，2014）等。较少有研究会比较和分析不同年龄群体的社交媒体使用及其带来的不同孤独感。既有研究表明，不同年龄层的孤独感在成因和表现上均有明显差异，西方心理学界对孤独感的研究一直有比较清晰的群体划分（Qualteretal.，2015）。笼统来说，至少成人的孤独感和儿童、青少年的孤独感不能等而论之。从理论层面来看，两者的区别至少体现在认知水平的差异、人际关系的差异和情感状态的差异等方面（蒋艳菊，李艺敏，李新旺，2006）。由此可见，无论是在社交媒体使用的研究中，还是孤独感的研究中，年龄都是一个重要的考察维度。结合前述文献，本研究合理推测不同年龄群体的社交媒体使用以及由此带来的孤独感可能因其所处人生阶段、所面临的人际关系等差异而有所不同。年轻人在这一人生阶段面临着学业、择偶和就业等多重压力，凡此种种，都让他们体会到了更多的孤独感（李艺敏，蒋艳菊，李新旺，2006），进而导致他们有更强烈的社交动机。所以，相较于年老者，年轻人建立了更大的社交网络（Jerusalem，Hahn & Schwarzer，1996），进而来保护自己免受孤独之苦（Green，Richardson，Lago & Schatten-Jones，2001）。

考虑到曾有研究提出年龄这一调节变量，并将年龄划分为19岁及以下、20-29和30岁以上三个层次，然而研究结果并未支持这一假设。本文认为，年龄的调节作用未得到验证可能有多方面原因：其一，根据前述文献可知，社交媒体使用与孤独感之间可能不是简单的线性关系，所以线性关系的调节作用无法验证；其二，作为调查法研究，横跨三个不同年龄层的样本一共只有354个，样本量相对有限；其三，年龄层的划分可能不够科学，该研究在结果讨论部分进一步认为，相较于三个年龄层的划分方式，30岁以上的群体和30岁以下的群体之间的区别可能更加明显。相较于30岁以下群体，30岁以上的群体认为他们作为成熟的个体在社交媒体这种虚拟环境中的行为比年轻群体更加诚实，他们更敢于在社交媒体上反映他们真实的生活，即这种虚拟环境不会造成他们因感觉与现实脱节或是分裂而产生孤独感（Usta，Korkmaz & Kurt，2014）。因此，本研究年龄层的划分也以之为依据，共分为2组，即30岁以下的低年龄组和30岁及以上的高年龄组。据此，本研究提出以下研究问题： 

RQ2：对不同年龄阶段的群体而言，社交媒体使用时间对其孤独感的影响是否有差别，即年龄是否挥发调节作用？ 

RQ3：对低年龄（年龄在30岁以下）群体而言，社交媒体使用时间是否影响其孤独感？如影响，是如何影响的？

RQ4：对高年龄（年龄在30岁及以上）群体而言，社交媒体使用时间是否影响其孤独感？如影响，是如何影响的？

（四）社交媒体使用和可感生活质量

可感生活质量，顾名思义，即为实际生活的人们所感受到的生活质量，其强调人们的主观感受和评价，又被称为主观生活质量（周长城，蔡静诚，2004）；它和客观生活质量共同构成了生活质量的两个维度（吴淑凤，2014）。在媒介技术日新月异的今天，各种媒介充斥着我们的生活，尤其是以社交和互动著称的社交媒体的出现，某种意义上更是导致了我们的生活被驯化。所以，本研究所界定的可感生活质量，侧重于探讨人们在社交媒体使用过程中所获得的生活感受。

关于社交媒体使用对生活质量的影响，持积极态度的学者们有如下几种观点：在个体层面，社交媒体的使用可以使个体从其生活的各种挑战中暂时抽离，达到某种程度的放松，进而提高自身的生活质量（Taylor，Lewin & Strutton，2011）；在社会层面，社交媒体使用带来了更多桥接型社会资本（bridging social capital）、社会交往的增加和社会关系的改善（Kavanaugh，Reese，Carroll & Rosson，2005；Hampton，Sessions & Her，2011；Amichai-Hamburger & Hayat，2011）。当然，也有一些研究持相反意见，如有研究认为线上弱关系的连结占用了大量线下强关系的维护时间，并在一定程度上导致了和亲友的疏离，甚至是家庭冲突的增加，进而影响其生活质量（Mesch，2006）。还有研究从社交媒体使用给个体带来的影响出发，发现Facebook使用时间越长此后的情绪感知越偏负面，这种负面情绪自然会迁移到其日常生活之中（Sagioglou & Greitemeyer，2014）。

综上，我们在社交媒体和可感生活质量的相关研究中再次看到了这种结论不一致的现象。由此，本研究进一步聚焦影响可感生活质量的因素，试图厘清其中的关系机制。从目前的研究情况来看，影响因素总体来说可以归为两大类，即主观因素和客观因素。其中主观因素主要包括了与个人认知、情感乃至人格等方面的心理变量和文化层面的变量；客观因素则囊括了物质环境、生活事件和各种人口统计学变量（如年龄、性别、受教育程度和家庭收入等）（韦路，陈稳，2015）。早有研究表明，不同年龄层的生活满意度以及快乐感具有显著差异（Mroczek & Kolarz，1998）。由此可见，年龄虽然作为客观因素，对可感生活质量的解释量不如主观因素，但它仍然发挥着一定的作用（卢淑华，韦鲁英，1992）。结合前述文献可知，社交媒体使用同样存在着年龄差异，不同年龄层的用户在社交媒体中往往有不同的使用动机，而动机在多大程度上获得满足可能会直接影响到用户的可感生活质量。

综合以上文献，本研究提出以下研究问题：

RQ5：社交媒体使用时间和可感生活质量之间的关系如何？是线性关系还是存在其他可能？

RQ6：对不同年龄阶段的群体而言，社交媒体使用时间对其可感生活质量的影响是否有差别，即年龄是否挥发调节作用？

RQ7：对低年龄（年龄在30岁以下）群体而言，社交媒体使用时间是否影响其可感生活质量？如影响，是如何影响的？

RQ8：对高年龄（年龄在30岁及以上）群体而言，社交媒体使用时间是否影响其可感生活质量？如影响，是如何影响的？

三

（一）样本选择和数据来源

为了在全国范围内调查社交媒体用户，本研究委托国内一家综合调查公司——问卷星（Sojump）进行了大规模调查，并按照每个样本10元的标准购买数据。问卷星的数据库拥有260多万互联网用户，能较好地满足本次全国性调查的需要。本次调查使用非概率抽样中的配额抽样（Quota Sampling）方式，依次对省份、性别和年龄等三个人口统计学因素进行配额抽样。首先，样本完整覆盖了全国32个省市自治区，但考虑到中国社交媒体行为的地域差异，北京、上海、广州、深圳四个一线城市社交媒体用户比例较高，因此，本研究在北京、上海和广东三地分配了10%左右的样本量，而其他省份均分配了2.5%左右的样本量；其次，男女各分配50%的样本量；最后，考虑到社交媒体用户主要集中在18-40岁，在结合中国互联网络中心2016年发布的中国网民年龄结构的基础上，我们为这一年龄层的社交媒体用户分配了70%的样本量，其余各年龄层共分配30%的样本量。

问卷星根据本研究确定的抽样框，即各层（类）单位的样本数量，于2016年9月进行数据收集。本次调查设置了一个过滤问题用于排除非社交媒体用户，即用户熟悉或至少使用了一个社交媒体。接着，针对符合本次调查目的的用户展开问卷调查。考虑到问卷星中网络填答问卷可能存在较高比例不认真的样本，本研究加入了测谎题用以检验认真程度，即：中国的首都是哪里？下面选项中哪个词出现在前面这个句子中？凡是未选择“北京”这一选项的皆视为无效样本。

本次调查共收到5837份问卷，其中，有效问卷为4172份，问卷有效率为71.5%。从样本的年龄分布来看，15-17岁占3.6%，18-22岁占22%，23-29岁占19.1%，30-40岁占28.8%，41-50岁占13.1%，51-60岁占2.8%，60岁以上占0.6%。其中代表低年龄群体的样本数量为2282份，占54.7%，代表高年龄群体的样本数量为1890份，占45.3%。从性别来看，被访者中男性和女性样本各占50%。从被访者教育程度来看，初中及以下占3.9%，高中占11.9%，本科占74.7%，硕士研究生及以上占9.5%。最后，从样本的区域分布情况来看，除了北上广三个经济发达地区，我们有意增加了一些样本量，各自占比达到10%左右，其他省份的样本量占比均在2.5%左右，具体样本分布见表1。

（二）测量

社交媒体使用。受访者在这个部分需回答一道关于每周社交媒体使用时间的题目。本研究参考了中国互联网络信息中心（2016）发布的《第38次中国互联网络发展状况统计报告》，其中关于中国网民人均每周上网时长从2012年6月至2016年6月的统计数据表明，中国网民人均每周上网时间基本稳定在24小时左右。据此我们确定了“0-6小时（不包括6小时）”“6-12小时（不包括12小时）”“12-18小时（不包括18小时）”“18-24小时（不包括24小时）”“24-30小时（不包括30小时）”和“30小时及以上”这六个选项。

可感生活质量。可感生活质量是积极生活状态的测量指标，关于可感生活质量的测量，本研究参考的是Taylor、Lewin与Strutton（2011）的量表，受访者需回答3道五点式李克特量表题，从1（非常不同意）到5（非常同意）。具体条目包括：（1）参与一个社交网络提高了我的生活质量；（2）参与一个社交网络能减轻劳苦一天后的压力；（3）参与一个社交网络是一种享受自我或放松的方式。这3道题的信度系数为0.81。

孤独感。孤独感是消极生活状态的测量指标，关于孤独感的测量方法有很多，目前主要使用的有UCLA孤独量表、Rasch孤独量表和情感-社交孤独量表等。考虑到孤独感的测量可能会对其他变量的测量结果产生影响，因此本部分的测量放在问卷的最后进行。另外，考虑到多数孤独感的量表测题都非常多，被试填答起来容易出现烦躁情绪，进而对问卷填答质量产生影响。综上考虑，本研究使用的是Hughes、Waite、Hawkley与Cacioppo（2004）开发的关于孤独感的短式量表。受访者在该部分只需回答3道三点式李克特量表题，从1（几乎没有）到3（经常）。条目包括：（1）你经常感到自己缺少朋友伙伴吗？（2）你经常感到自己被冷落吗？（3）你经常觉得自己被孤立吗？这3道题的信度系数为0.90。此外，需要说明的是，本研究中所有英文量表的使用，均经过来回翻译（back and forth translation），以确保表意无偏差。

四

（一）社交媒体使用时间和年龄对孤独感的影响

本研究主要使用多元回归检验社交媒体使用时间对孤独感的影响以及年龄的调节作用。在进行回归分析之前，为了降低多重共线性的影响，本研究对社交媒体使用时间和年龄进行标准化处理。

上述3个回归模型代表的意涵和作用分别为：

模型1：考察社交媒体使用时间和人口统计学变量对孤独感的影响；

模型2：用以比较在控制了人口统计学变量之后，究竟是线性关系还是二次曲线关系对社交媒体使用时间影响孤独感的解释力更强；

模型3：通过年龄和社交媒体使用时间二次项的交互项来考察年龄是否在社交媒体使用时间影响孤独感的过程中发挥调节作用。

对比模型1和2可见，社交媒体使用时间的二次项比社交媒体使用时间对孤独感的解释力更强。有鉴于此，本研究进一步对社交媒体使用时间对孤独感影响的拟合曲线进行比较，即比较线性（linear）和二次曲线（quadratic）拟合模型。结果表明，社交媒体使用时间和孤独感的二次曲线的解释力（R2=0.005）好于线性关系解释力（R2=0.001）。由此，我们基于模型2的相关数据建构以标准化后的社交媒体使用时间及其二次项为自变量，以孤独感为因变量的曲线模型。从二次项的系数可知，社交媒体使用时间和孤独感之间的关系是一个开口向上的“U”型曲线（β=0.025，p=0.009），随着社交媒体使用时间的增加，孤独感存在先逐渐降低后逐渐上升的影响，而“拐点”则是出现在x=-0.26的位置（即原选项2和3之间），其中，x为标准化后的社交媒体使用时间，下同。以上部分完整地回答了RQ1。

关于年龄的调节作用的验证，考虑到本研究已验证社交媒体使用时间和孤独感之间的关系并非线性关系，所以不能使用Bootstrap的调节效应检验方法（Preacher & Hayes，2004）。有鉴于此，本研究借鉴Edwards与Lambert（2007）开发的调节效应检验方法进行相应的验证。为此，我们建构了以社交媒体使用时间为自变量，以孤独感为因变量，以年龄为调节变量的方程，即模型3。在该模型中，判断调节效应是否显著的主要指标就是社交媒体使用时间的二次项和年龄的交互项，从结果来看，此交互项显著，即年龄显著的调节了社交媒体使用时间对孤独感的影响（β=-0.024，p=0.000），说明在社交媒体使用时间影响孤独感的过程中，年龄是一个重要的调节变量。以上部分完整地回答了RQ2。

接着，我们对高、低年龄组分别进行分析。从低年龄组来看，二次项的系数为正数，所以社交媒体使用时间和孤独感之间的关系是一个开口向上的“U”型曲线（β=0.077，p=0.003），即随着社交媒体使用时间的增加，孤独感存在先逐渐降低后逐渐上升的影响，而“拐点”则是出现在x=-0.006的位置（原选项2和3之间）。从高年龄组来看，也是一个开口向上的“U”型曲线（β=0.057，p=0.030），但“拐点”出现在x=0.228的位置（原选项3和4之间），见图1。

对比两条曲线不难发现，虽然总体趋势比较一致，均是孤独感先下降后上升。但就两组的“拐点”来看，差异明显，对高年龄组而言，“拐点”落在原选项的3和4之间，而对低年龄组而言，“拐点”落在原选项的2和3之间，也就意味着低年龄组的“拐点”比高年龄组到来得更早。具体来说，对低年龄群体来说，社交媒体使用时间可以降低其孤独感的时长范围比高年龄群体要短，而社交媒体使用时间增加其孤独感的时长范围比高年龄群体要长，即高年龄群体使用更长时间的社交媒体之后才会感受到孤独感的强化。从图中还可以看到，低年龄组的孤独感曲线整体在高年龄组之上，而这就意味着在每个使用时间的节点上，低年龄群体的孤独感都要高于高年龄群体。以上部分完整地回答了RQ3和RQ4。

（二）社交媒体使用时间和年龄对可感生活质量之间的影响

使用多元回归检验社交媒体使用时间对可感生活质量的影响以及年龄的调节效应。在进行回归分析前，依然需要对社交媒体使用时间和年龄进行标准化处理。

上述3个回归模型代表的意涵和作用与表3相同，不再赘述。

对比模型1和2可见，社交媒体使用时间的二次项比社交媒体使用时间对可感生活质量的解释力更强。有鉴于此，本研究进一步比较了线性和二次曲线拟合模型。结果表明，社交媒体使用时间和可感生活质量的二次曲线的解释力（R2=0.032）好于线性关系解释力（R2=0.026）。由此，我们基于模型2的相关数据建构以标准化后的社交媒体使用时间及其二次项为自变量，以可感生活质量为因变量的曲线模型。从二次项的系数可知，社交媒体使用时间和可感生活质量之间的关系是一个开口向下的倒“U”型曲线（β=-0.046，p=0.001），随着社交媒体使用时间的增加，可感生活质量存在先逐渐上升后逐渐下降的趋势，而“拐点”则是出现在x=1.402的位置（原选项5和6之间）。以上部分完整地回答了RQ5。

关于年龄对社交媒体使用时间影响可感生活质量的调节作用，我们建构首先以社交媒体使用时间为自变量，以可感生活质量为因变量，以年龄为调节变量的方程，即模型3。从该模型的数据结果来看，社交媒体使用时间的二次项和年龄的交互项显著，即年龄显著地调节了社交媒体使用时间对可感生活质量的影响（β=0.041，p=0.001），说明在社交媒体使用时间影响可感生活质量的过程中，年龄是一个重要的调节变量。以上部分完整地回答了RQ6。

再对高、低年龄组分别进行分析，就低年龄组而言，二次项的系数为负数，所以社交媒体使用时间和可感生活质量之间的关系是一个开口向下的倒“U”型曲线（β=-0.062，p=0.015），即随着社交媒体使用时间的增加，可感生活质量存在先逐渐上升后逐渐降低的趋势，而“拐点”则是出现在x=1.306的位置（原选项5和6之间）。高年龄组也是一个开口向下的倒“U”型曲线（β=-0.102，p=0.000），随着社交媒体使用时间的增加，可感生活质量存在先逐渐上升后逐渐下降的趋势，而“拐点”则是出现在x=1.328的位置（原选项5和6之间），见图2。

在对比高、低年龄组后发现，虽然从总体趋势一致，但从图中我们不难看出，在原选项的1和2区间之内，有一个明显的“剪刀叉”，即一开始随着社交媒体使用时间的增长，低年龄群体感受到的生活质量的改善要强于高年龄群体，在到达临界点x=-0.892之后，随着社交媒体使用时间的增长，低年龄群体感受到的生活质量的改善要弱于高年龄群体。以上部分完整地回答了RQ7和RQ8。

五

社交媒体不仅是一种嵌入我们日常生活的媒体，更是我们普遍的一种生活状态。本研究即是以此为出发点，全面检视社交媒体使用对我们生活状态所造成的影响。经过对全国性的大规模调查样本分析后，本研究开创性地提出了两对“U”型曲线关系。这两对曲线关系的提出，首先，弥补了国内在该领域的研究空白，尤其是社交媒体使用对用户孤独感的影响的大型实证研究在国内尚属首次；其次，就社交媒体和生活状态之间的关系提供了新的解释，有力地更正了之前众多学者提出的线性关系论断；最后，在一定程度上弥合了现有理论解释中结论不一致的分歧，使得学者们不用再各说各话，有利于该领域的理论整合和研究深化。除此之外，本研究还进一步验证了“年龄”这个变量的调节效应，丰富和完善了社交媒体使用时间影响生活状态的内在机制，为后续的机制研究奠定了基础。

（一）社交媒体使用和生活状态

本研究中生活状态主要是通过孤独感和可感生活质量两个变量来进行考察的，从结果来看，社交媒体使用时间和孤独感之间是正“U”型曲线关系，而和可感生活质量之间则是倒“U”型曲线关系。由此，我们可暂且认为孤独感和可感生活质量是一对方向相反的变量。众多研究也已经表明孤独感和可感生活质量之间的负相关关系（Chalise，Saito，Takahashi & Kai，2007）。孤独感作为一种偏负面的情绪会对可感生活质量产生消极影响（Angelini，Cavapozzi，Corazzini & Paccagnella，2012）。

从社交媒体使用时间对生活状态的影响的具体阶段来看，在第一阶段，随着社交媒体使用时间的增加，生活状态越来越积极正向。解释路径大概有如下几种：从个体层面来看，由于个体的差异，有些人不善于社交，社交媒体的出现恰好给他们提供了一个可以替代线下的社交环境，有力地弥补了他们因为缺乏线下社交而产生的消极生活状态，即社交补偿模型（Social Compensation Model）（Kraut，Kiesler，Boneva，Cummings，Helgeson & Crawford，2002）。从社交的形式来看，社交媒体和面对面社交差别显著，因为社交媒体的匿名性等特性使得用户社交被拒而产生的负面情绪减少，社交可以在更轻松愉快的氛围中进行（Antoci，Sabatini & Sodini，2012）。最后，从社会层面来看，适度的社交媒体使用有助于个体通过即时信息和自我披露与朋友建立更为紧密的连结，这里既有弱关系的维系，也有强关系的强化（Kraut，Kiesler，Boneva，Cummings，Helgeson & Crawford，2002）。而进入第二阶段后，生活状态开始趋向于负面。根据替代理论可知，花费在社交媒体上的时间过多会导致维系线下强关系的时间减少（Huang，2010）。相较于强关系，网络空间中的弱关系往往是一种缺乏情感和承诺的较为肤浅松散的关系，久而久之，这种经营弱关系淡化强关系的行为自然会导致家庭关系的紧张和孤独感的增强（Valkenburg & Peter，2007）。

本研究通过分析发现，社交媒体使用时间和生活状态之间呈现出明显差异的两个阶段，即“U”型曲线的特征。从理论层面来看，本研究一方面有力地弥合了此前研究的分歧，另一方面开创性地提出了“U”型关系曲线。此外，本研究同样有着较强的现实指导意义。随着社交媒体使用的持续大幅增加，社交媒体对我们生活状态的影响无论是在广度还是深度也都将继续扩大。所以，我们在进行社交媒体使用时需要把握一个“度”字，它在某种程度上决定着我们的生活状态和社交媒体之间的关系是一种良性互动还是一种恶性循环。而针对这个中国人时常挂在嘴边的“度”字，本实证研究确定了它具体的极值范围，考虑到这是一次覆盖全国的大样本调查，某种意义这一极值范围具有一定的普适性和科学性。

（二）年龄对社交媒体使用影响生活状态的调节作用

从年龄对社交媒体使用时间影响孤独感的调节作用来看，相较于低年龄群体，高年龄群体使用更长的时间后才会导致孤独感的上升，这在某种程度上可能和两个群体的社交媒体使用行为有关。前述文献提到，高年龄群体更敢于在社交媒体上呈现真实的自我和生活，所以他们不会因为线下线上的差异甚至是隔膜产生孤独的情绪，进而可以帮助其进行更长时间的社交媒体使用。而从整体曲线关系来看，低年龄群体的孤独感在社交媒体使用的任何一个时间节点都高于高年龄群体，可能是因为低年龄群体从学业、感情和就业等各个方面感受到了孤独，所以处在这一年龄段的群体关于孤独的感受往往比较强烈。也正因如此，他们才有了更强的社交动机，通过不停地社交来进行自我保护进而远离孤独。

从年龄对社交媒体使用时间影响可感生活质量的调节作用来看，只有在社交媒体使用的一开始的短暂时间内，低年龄群体感受到的生活质量的改善要强于高年龄群体；很快，随着社交媒体使用时间的增长，低年龄群体感受到的生活质量的改善要弱于高年龄群体，且两者对可感生活质量的感受差距越来越大。这可能是因为，对不同的群体来说，他们使用社交媒体的动机是不同的，低年龄群体往往有更强的社交动机和欲望。基于使用与满足理论的视角，当他们使用社交媒体扩大了自身的人际关系网络，一定程度上避免了孤独的时候，他们会感受到明显的满足感，这就解释了为什么一开始低年龄群体感受到的生活质量的改善要强于高年龄群体。但是随着社交媒体的使用，网络中和日常生活中的自我呈现便会出现鸿沟。Goffman（1956/1989：80-83）认为，人与人在社会生活中的交往情景可以被看作是一种戏剧表演，因为大家都有被认可和接纳的需要，所以也就会在意别人看待自己的方式，而这就决定了我们每个人都会带上面具，不同程度地去扮演某个角色。而相较于高年龄群体，低年龄群体恰巧处于“自我同一性”形成的关键时期（张日昇，2000），他们角色扮演的倾向更明显，印象管理的意识也更浓厚，而由此带来的线上线下的分化，甚至是矛盾和割裂，会让其在网络世界和日常生活中感受到一定的不协调感（Qiu，Lin，Leung & Tov，2012），进而会影响到他们对生活质量的评价。这也就解释了为什么会出现低年龄群体感受到的生活质量改善要弱于高年龄群体。

本研究在积极生活态度和消极生活态度两个维度上，均发现了年龄的调节作用。就其理论价值而言，这一变量调节效应的验证不仅在于廓清了不同年龄群体的社交媒体使用对生活状态影响的差异，填补了现有研究在这方面的缺漏，更在于它的提出将该领域的研究进一步推向了内在机制的探讨，不再局限于利弊好坏的价值判断。而其现实意义主要表现在，我们可以根据相应曲线中的“拐点”大概了解我们社交媒体使用时间的合理范围。当然，这个“拐点”是一个笼统意义上的极值，可能因人而异有所差别，但通过这一“拐点”有效地指导自己的社交媒体使用行为，在深刻体会社交媒体所带来的积极和消极两方面生活状态影响的基础上，不断提高我们驾驭和掌控社交媒体的能力，让其真正做到为我所用，切勿被媒介技术所奴役，否则，一种新的异化就会随之而来。

（三）其他人口统计变量对生活状态的影响

从消极维度来看，教育程度（β=-0.043，p=0.001）和收入（β=-0.038，p=0.001）显著影响了人们的孤独感，而性别则不具有显著性影响（β=0.010，p=0.501）。具体来看，人们受教育程度越高，孤独感越低，这可能和不同受教育程度在就业、择偶等多方面存在差异有关。教育程度越高，就业和择偶的选择究越多，孤独感自然越低（李艺敏，蒋艳菊，李新旺，2006）。此外，人们收入越高意味着可以满足更多的需求，自然孤独感会降低。从积极维度来看，收入（β=0.070，p=0.000）显著影响了人们的可感生活质量，收入作为生活质量的重要基础，收入的提高自然会带来生活质量的改善。而教育程度（β=0.004，p=0.824）和性别（β=-0.029，p=0.191）则不具有显著性影响。

六

需要承认的是，本研究中社交媒体使用仅仅关注了社交媒体使用时间这一个维度，而未考虑其他维度，如使用动机和内容偏好等，这无疑会对结果产生一定的影响，未来研究中可纳入更多的维度进行研究。其次，本研究对“年龄”这一调节变量的划分较为粗糙，群体内部的差异仍然比较明显，未来研究中可以进一步细致地梳理不同年龄段的用户的社交媒体使用和生活状态之间的关系以及差异。最后，本研究在积极和消极两个维度上均只选择了一个研究指标，且未通过实证的方式验证两者之间的反向关系，加之从本研究的曲线图变化趋势可以看到，两个变量和社交媒体使用时间之间的变化趋势存在着一种滞后效应，这说明两者可能不仅仅只是反向关系，孤独感可能作为一个前因变量或是中介变量对可感生活质量产生影响。由此，未来的研究也可以朝这个方向进一步探索，进而完善其中的关系机制。

本文系简写版，参考文献从略，原文刊载于《国际新闻界》2022年第3期。

 封面图片来源于网络

本期执编/散人

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