大學新生錯失恐懼與社交網站使用強度的交叉滯后分析

熊建萍,李雪怡,劉小先,陳勇,丁笑生

(河南師范大學 教育學部，河南 新鄉 453007)

大數據環境下，社交網站(social networking sites)信息傳播范圍廣、影響面積大，成為人們日常交往活動的一部分.根據第48次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2021年6月在中國10億網民中，QQ和微信這兩個社交網站的使用率分別達到了60.6%和88.3%[1].與傳統交往方式相比，社交網站能促進人際交往，滿足人們的情感歸屬需要；也是人們獲取社會支持,積累社會資本的重要渠道[2].但是過度頻繁使用社交網站又會導致用戶產生焦慮、孤獨、抑郁等心理健康問題[3-4]，甚至更高風險的自殺行為等[5].隨著研究的不斷深入，研究者開始將著眼點聚焦在與社交網站使用關系密切的又一現象——錯失恐懼.

錯失恐懼(Fear of Missing Out，FoMO)是指個體因擔心會錯失他人所擁有的新奇經歷或正性事件而產生的一種彌散性焦慮感[6].研究發現，錯失恐懼會導致負面情緒產生，并與抑郁和嚴重焦慮相關[7].錯失恐懼水平較高的個體會出現問題手機使用[7]、低頭癥[8]等社交網站使用問題行為.因此當前對社交網站使用與錯失恐懼關系的研究成為關注的焦點，但是研究結論并不一致.其主要分歧點在于社交網站使用和錯失恐懼的作用方向問題.有3種不同的觀點.

第1種觀點認為錯失恐懼會導致更頻繁的社交網站使用[9].錯失恐懼甚至是導致社交網站成癮的重要因素[10].根據自我決定理論[11]，當個體的基本心理需要(能力需要、關系需要和自主需要)無法得到滿足時，就會表現出非適應性的行為狀態.研究發現，個體的關系需要滿足程度與錯失恐懼呈負相關[9].當個體的關系需要無法得到滿足時會產生對歸屬感的渴望，并想要時刻與他人保持聯系、了解他人動向，從而產生錯失恐懼[12]，并體驗到由此帶來的焦慮和壓力.根據補償性網絡使用理論[13]，個體通常將沉溺于網絡世界作為情感補償與自我調節的方法，以此來逃避現實世界中的各種壓力與消極事件.有研究也發現個體會通過使用社交網站來調節所感受到的負面情緒[14].因此，當錯失恐懼較強時，個體更傾向于選擇使用社交網站來緩解錯失恐懼所帶來的焦慮.

第2種觀點認為社交網站的使用會增強個體的錯失恐懼[4].大眾傳播的社會認知理論(social cognitive theory of mass communication)認為社交媒體使用可能會強化用戶的某些認知、情感、態度及行為[15].一方面，社交網站傳播的海量信息使個體更容易了解到自己錯過的活動，導致個體更想要查看朋友在做什么.另一方面，頻繁使用社交網站會加劇個體對錯過在線社交關系的感知，從而出現焦慮、被孤立的感覺，甚至體會到相對剝奪感，這些心理感受導致錯失恐懼的產生[17].此外，因為社交網站傳播的信息多為積極性社會事件，閱讀這種積極信息會使個體更可能采取上行社會比較，從而認為自己不如別人，也會導致錯失恐懼的產生.

第3種觀點認為，錯失恐懼和社交網站使用是交互影響關系.根據I-PACE模型(the Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution model)對錯失恐懼的分析[18]，抑郁、焦慮和注意缺陷多動障礙(Attention Deficit Hyperactivity Disorder)是錯失恐懼個體的3個顯著特征，因此，錯失恐懼水平較高的個體更容易感到緊張、焦慮、恐懼等消極情緒，并伴隨產生反復瀏覽、屢次刷新頁面,不停點擊鼠標等非理性行為.然而，個體在社交網站中體驗到的積極情感會進一步強化其對社交網站的使用，導致社交網站成癮，產生新的錯失恐懼，進而使得個體陷入錯失恐懼與社交網站成癮的循環之中.

總之，目前關于錯失恐懼與社交網站使用的關系的研究仍存在分歧.但已有研究基本都是采用橫斷研究的方法，在對2個變量間的因果關系進行推論時難免存在缺陷.鑒于此，本研究選取大學剛入校新生為被試，在3個不同時間節點對同一批被試進行縱向數據采集，并通過交叉滯后分析，考察錯失恐懼與社交網站使用之間的因果關系，一方面為揭示錯失恐懼與社交網站使用之間的關系提供證據，另一方面為促進大學新生的生活適應、避免其不良行為提供實證參考.

1 對象與方法

1.1 對象

使用G*power 3.1.9.7計算樣本量，設定中等效應量為0.15，一類錯誤概率α=0.05，統計檢驗力1-β=0.95，預測因子數量為2，結果顯示至少需要樣本量為107.

選取某兩所高校的大一新生.第1次測查時間為2020級新生入學第1周(t1)，發放問卷421份，回收401份.間隔6周后對同一批被試進行第2次測試(t2)，發放問卷390份，回收375份.最后1次測試在期末考試前1周(t3)，同樣間隔6周，發放問卷320份，回收290份.3次施測完畢后，剔除無效問卷，最終保留3次全部參加者，共獲得有效被試279名，平均年齡為18.3歲，其中男生64名，女生215名；理工類學生168名，文史類學生111名.

1.2 工具

1.2.1社交網站使用強度量表(Intensity of Social Network Site Use Scale)

采用牛更楓等[19]翻譯修訂的ELLISON等編制的社交網站使用強度問卷，共8個條目，分為2部分：第1部分共2個條目，測量個體在社交網站上的好友數量以及每天利用社交網站進行交流和獲取信息的時間；這一部分是基本情況調查，在數據分析時只作為參考，并未納入最后的結果分析.第2部分共6個條目，測量被試社交網站使用強度，采用1(非常不符合)～5(非常符合)5級評分.將該部分條目得分轉化為標準分數并計算其總均分，分數越高表示個體社交網站使用強度越高.翻譯修訂的中文版問卷驗證性因素分析的結果良好,χ2/df=3.12,近似誤差均方根(RMSEA)=0.05,修正擬合優度指數(AGFI)=0.94,規范擬合指數(NFI)=0.97,擬合優度指數(GFI)=0.98,增值擬合指數(IFI)=0.98,Tucker-Lewis指數(TLI)=0.96,比較擬合指數(CFI)=0.98項目的因子載荷在0.43～0.77之間,表明該問卷的結構效度良好.本研究中，3次測量的Cronbach α系數分別為0.78，0.77，0.79.

1.2.2錯失恐懼量表(Fear of Missing Out Scale)

采用賴宜弘等[20]翻譯并修訂PRZYBYLSKI等編制的錯失恐懼量表.共10個條目，如“當我不知道朋友或同學在做什么時，我會很焦慮”“當我在假期中，我會持續密切關注朋友的動向”等.采用1(非常不符合)～5(非常符合)5級評分，計算所有條目的平均分，分數越高，代表錯失恐懼的程度越高.本研究中，3次測量的Cronbach α系數分別為0.81，0.82，0.82.

1.3 實施過程與無關變量控制

以班級為單位進行團體施測.因為前后2次施測的間隔較短，為了避免被試的學習效應，將正式測驗的條目與20道無關條目相混合(數據分析時剔除無關條目).要求被試根據自己最近1個月的狀態進行選擇.

1.4 統計方法

采用SPSS20.0軟件進行數據分析，對條目缺失值采用均值插補法進行填充，使用AMOS21.0構建交叉滯后模型，采用極大似然法進行交叉滯后分析，并通過模型擬合指數檢驗交叉滯后模型的適配性.

2 結 果

2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman單因素檢驗的方法檢驗是否存在共同方法偏差.結果表明，第1次測試中，特征值大于1的因子共有5個，第1個因子旋轉前解釋的變異量為29.01%；第2次測試中，特征值大于1的因子共有4個，第1個因子旋轉前解釋的變異量為23.11%；第3次測試中，特征值大于1的因子共有4個，第1個因子旋轉前解釋的變異量為24.06%.3次測試比較發現，特征值大于1的因子有15個，第1個因子旋轉前的解釋變異量為17.06%.通過以上檢驗發現，3次測試第1個因子的方差解釋率均小于40%，因此不存在明顯的共同方法偏差.

2.2 大學新生錯失恐懼和社交網站使用強度的動態變化

錯失恐懼與社交網站使用強度在t1～t3時刻的統計數據見表1.分別以錯失恐懼和社交網站使用強度為因變量，以測量時間(t1,t2,t3)為被試內變量進行單因素重復測量的方差分析.3次測量中被試的錯失恐懼差異不顯著；社交網站使用強度差異顯著，進一步檢驗發現，t3與t2的社交網站使用強度顯著高于t1，t2與t3之間無顯著差異.

表1 錯失恐懼、社交網站使用強度的平均值、標準差及重復測量方差統計值

2.3 大學新生錯失恐懼和社交網站使用強度的相關分析

相關分析結果見表2.t1,t2和t3時刻兩兩之間的錯失恐懼均顯著相關；t1,t2和t3時間點兩兩間的社交網站使用強度也顯著相關.在3次施測(t1,t2,t3)中，錯失恐懼和社交網站使用之間的同時性相關和繼時性相關均顯著.上述結果表明，錯失恐懼和社交網站使用強度之間存在相關關系，且二者之間的同步性相關和穩定性相關基本一致，符合進行交叉滯后分析的基本假設.

表2 錯失恐懼與社交網站使用強度3次測試相關分析結果

2.4 大學新生錯失恐懼與社交網站使用強度的交叉滯后分析

為了確保解釋結果的一致性，對數據進行了中心化處理.通過結構方程模型采用交叉滯后研究設計探索錯失恐懼、社交網站使用之間的相互預測關系.模型的擬合結果為：2/df=1.690，RMSEA=0.031，CFI=0.984，TLI=0.918，模型的擬合度良好，具體結果見圖1.t1時間點的錯失恐懼正向顯著預測t2時間點的社交網站使用.同時，t1時間點的社交網站使用正向顯著預測t2時間點的錯失恐懼.t2時間點的社交網站使用正向預測t3時間點的錯失恐懼，但相反的預測關系不顯著.

3 討 論

3.1 大學新生錯失恐懼與社交網站使用強度的動態變化

大學新生錯失恐懼程度在3次測量中差異變化極小.這表明大學新生錯失恐懼具有一定的跨時間穩定性.錯失恐懼作為一種彌散性焦慮，也具有焦慮的共性特征.正如WEGMANN等人在研究中提出的，錯失恐懼是一個復雜的概念[21]，一方面作為一種特征傾向，是穩定的人格特質變量；另一方面是指在互聯網背景下發展起來的一種狀態變量，它會受環境等因素的影響.本研究采用的錯失恐懼量表，大部分條目測量的是作為特質變量的錯失恐懼.因此，在3次測量中表現出相對穩定的狀態.

大學新生社交網站使用在入學之初(t1～t2)有上升的趨勢，之后趨于穩定.根據使用滿足理論，社交網站在提升個體的社交技能，降低人際交往成本，獲得社會支持，降低孤獨感方面起到了積極促進的作用.大學新生在入學初期，對周圍環境比較陌生，既需要與周圍人建立聯系，也要向家人與老朋友取得聯系獲得幫助與支持.因此，社交網站成為大學新生人際溝通媒介的首選，在剛入學的幾個月大學新生社交網站的使用呈上升趨勢.但隨著時間的推移，當新生形成新的人際關系且逐漸適應大學生活后，新生對關系需求不再如開學時那么強烈，因此社交網站使用逐漸趨于穩定.

3.2 大學新生錯失恐懼與社交網站使用強度的相互關系

本研究的交叉滯后分析結果表明：t1與t2時間點的錯失恐懼和社交網站使用強度存在交互影響關系，但t2到t3時間點僅存在社交網站使用強度對錯失恐懼的顯著正向預測關系.以上結果表明大學新生的社交網站使用強度能穩定正向預測其錯失恐懼水平.這與前人的研究一致，即個體社交網站使用的增加會促發其錯失恐懼水平的增加[9,17].社交網站使用讓人們比以往任何時候都更容易了解他人社交活動的信息.對于剛入校的大學新生來說，為了更好地適應大學生活，他們需要搜集了解多方位的信息.社交網站的使用則會滿足新生的這種需求，使其產生對社交網站使用的依賴，進一步引發其對錯失社交網絡中信息的焦慮與恐慌，導致較高水平的錯失恐懼.

相反，錯失恐懼水平高的個體對他們的社會關系更敏感，更容易產生孤獨感、情緒失調等.根據補償性網絡使用理論[13]，個體可能會通過過度使用社交網站來減少他們的負面情緒，由此出現錯失恐懼對社交網站使用強度的正向預測.但從本研究的結果看，錯失恐懼水平對社交網站使用強度的正向預測作用僅出現在大學新生入學初期.這個時期相對特殊，新生要應對“開學適應”這一特殊事件，需要結識新的同學，建立新的人際關系，因此更關注他人以及他人的想法，而社交網站使用恰好是一個滿足的捷徑.由此出現錯失恐懼顯著正向預測社交網站使用強度.但隨著時間的推移，新生逐漸與周圍的同學、老師熟悉，并建立起較為穩定的人際關系，其社會支持水平也會逐漸提高，這些因素都在一定程度上緩解了個體的錯失恐懼所帶來的影響，導致錯失恐懼在新生入學后期對社交網站使用強度的預測性降低.因此，錯失恐懼與社交網站使用之間相互影響的關系并不穩定，可能會受到其他因素的影響，比如領悟社會支持、人際關系質量等，這些可以在未來的研究中進一步探討.

本研究也存在一些不足之處：1)以往研究表明錯失恐懼和社交網站使用之間的預測關系會受到性別等因素的影響，但因為本研究選取的被試對象其中一部分來自師范大學，男女性別比例不均衡，可能導致性別因素的控制不嚴格；2)對錯失恐懼的測量更側重于特質傾向，其變化并不顯著；3)本研究3次施測間隔時間相對較短，關于錯失恐懼與社交網站使用的關系可能受生活事件等外部因素的影響.建議：1)未來的研究可以區分錯失恐懼的類型(狀態與特質)，從而進一步探討社交網站使用與錯失恐懼的關系；2)適當增加施測間隔的時間，進一步探討錯失恐懼與社交網站使用之間的因果關系.