社交媒體依戀對大學生主觀幸福感的影響
——基于自我呈現中介效應的視角

雷 祺，王禮燕

(九江學院，江西 九江 332005)

2021年8月中國互聯網絡信息中心(CNNIC)發布的第48次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2021年6月，我國手機網民規模達10.11億，人均每周上網時長為 26.9 個小時，在網民群體中，6～19歲網民和20～29歲網民分別占比為15.7%和17.4%。凱度公司2019年1月發布的《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，人們越來越擔心社交媒體給自己生活帶來的消極影響，主要表現為健康影響、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。從調查情況來看，“00后”大學生一方面強烈依戀社交媒體，甚至出現了網絡成癮狀態，另一方面又擔心社交媒體給自己帶來的負面影響，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系。本文試圖借助依戀理論來回答這個問題。

一、文獻回顧及假設提出

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)所建立的情感聯結，在個體發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系(Bowlby，1988)。Schultz于1989年第一次將依戀理論應用到消費者行為研究中，他認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]。營銷學領域研究表明，依戀可以擴展到人際關系以外的形式，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知和情感紐帶的強度(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合與延伸，是基于互聯網環境下，在虛擬空間里個人對社交媒體的一種態度，是個人與社交媒體之間具有認知、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知評價(Diener，1999)。主觀幸福感包括幸福的情感構成和認知構成兩個方面，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、應對方式等，客觀因素有遺傳因素、文化因素、家庭環境因素、社會支持等[6]。

目前關于網絡的使用與主觀幸福感的關系有兩種假設，一是置換假設，認為網絡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絡交往上，產生了交流上的置換，從而降低了主觀幸福感(Shklovski，Kraut & Rainie，2004)；二是增益假設，認為網絡交流有益于促進現實的交流，彌補了現實面對面交流的障礙(Katz & Rice，2002)。社交網絡使用強度與大學生主觀幸福感正相關(鄭恩，龔瑤，2011)[7]，并對主觀幸福感有一定的預測作用(張茜茜，2015)。Turel & Serenko(2012)認為社交媒體的過度使用會占用用戶大量時間，使用戶產生孤獨、焦慮、失望等不良情緒，并影響其現實生活[8]。社交媒體使用強度越高，大學生的生活滿意度越低，對積極情緒和主觀幸福感均產生負向影響作用(唐嘉儀，2014)[9]。

依戀是人格的核心組成部分，對情緒管理、人際關系調節和精神健康等方面有重要的影響。對大學生依戀與主觀幸福感的關系進行研究時發現，大學生依戀與主觀幸福感相關顯著，依戀的自我—他人模型對大學生主觀幸福感有顯著預測作用(馬婧，李彩娜，2011；李同歸，李楠欣，李敏，2006)。大學生依戀與生活滿意度和積極情緒顯著負相關，與消極情緒正相關(張立新等，2009；朱偉等，2012)，與主觀幸福感呈負相關(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生依戀對主觀幸福感的影響研究結果，提出假設H1：社交媒體依戀對大學生主觀幸福感有顯著影響。

自我呈現(self-presentation)是人際傳播中非常普遍的心理現象之一，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)。依戀具有自我表達的功能，個人會把強烈依戀的東西展示給他人或者私下欣賞以展現內心的自我映射和自我欣賞(Schultz，1989)。大學生依戀于社交媒體，并在社交媒體中通過主動積極、模糊泛化和被動消極3種策略進行自我呈現(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絡上的虛擬社區創造、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更新、相冊管理、信息發布等方式進行自我呈現(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站的重要動因之一就是進行自我呈現(Dogruer & Eyyam，2011；Seidman，2013)。

基于以上研究成果，提出假設H2:社交媒體依戀對大學生自我呈現有顯著的影響。

根據自我呈現內容來分，社交媒體中自我呈現分為積極自我呈現(選擇性呈現積極正面的個人信息)和真實自我呈現(呈現出自己最真實的情況，深度地自我表現)。Kim 和 Lee(2011)在研究Facebook朋友數量和大學生主觀幸福感間的關系時發現，積極的自我呈現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用戶進行研究時發現，Facebook用戶普遍傾向于積極自我呈現，無形之中使大學生認為自己是弱勢群體，降低了大學生主觀幸福感的體驗[12]。社交媒體上自我呈現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，是現實壓抑情感的宣泄，實質是進一步加深自我心理的封閉(王超群，符彥姝，2016)[13]。社交網站中的自我呈現如果得到正面的反饋，可以增強個體的社會自尊和幸福感(Valkenburg，Peter & Schouten，2006)[14]。

有些學者研究表明，社交媒體上的自我呈現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。社交網站積極自我呈現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式中介作用間接影響個體的抑郁(楊秀娟等，2017)，積極自我呈現不僅通過積極情緒對生活滿意度產生影響，還能通過積極情緒和社會支持的鏈式中介作用影響生活滿意度(牛更楓等，2015)[15]。真實自我呈現通過增加人際信任和親密關系，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對生活滿意度有直接的預測作用(牛更楓等，2015)[16]，自我呈現不僅與主觀幸福感顯著正相關，并能顯著預測主觀幸福感，還通過網絡社會支持間接影響主觀幸福感(陳志勇，丘文福，葉一舵，2016)[17]。

結合以上研究結論，提出假設H3和H4。假設H3：社交媒體上的自我呈現對大學生主觀幸福感有顯著影響。假設H4：在社交媒體依戀對主觀幸福感影響中，自我呈現發揮中介作用。

根據文獻回顧和假設的提出，本文研究模型如圖1所示。

二、研究對象與方法

(一)研究對象

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

(二)問卷設計

問卷由社交媒體依戀、自我呈現、主觀幸福感和大學生個人情況等測項構成。社交媒體依戀量表結合了古麗扎伯克力和辛自強(2011)修訂的地方依戀量表、姜巖(2013)設計的網站依戀量表，把社交媒體依戀分成3個維度：社交媒體認同、社交媒體偏好和社交媒體依賴。自我呈現量表采用Kim和Lee(2011)編制的Facebook社交平臺上的自我呈現問卷，分為2個維度：積極自我呈現和真實自我呈現。主觀幸福感量表采用華南師范大學嚴標賓和鄭雪(2006)根據中國大學生的實際情況修訂的《國際大學生調查》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)數據收集

本文采用問卷調查的方法，請任課教師在課前或課間休息時發放和回收問卷，共發放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%；大一的學生占25.6%，大二的學生占37.2%，大三的學生占15.7%，大四的學生占21.5%；來自農村的學生占60.1%，來自城市的學生占19.7%，來自郊區的學生占2.4%，來自縣城的學生占17.8%；主要使用QQ的學生占68.0%，使用微信的學生占18.9%。

(四)共同方法偏差控制

在進行數據正式分析前，采用Harman單因素檢驗法進行檢驗，數據表明特征值大于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，可以進行數據分析。

(五)研究方法

在分析方法上，首先采用SPSS 17.0進行探索性因子分析，考察各因子的構成，檢驗各因子的信度和效度，用LISREL 8.70統計軟件進行驗證性因子分析；其次利用相關性分析考察各個潛變量之間的關系；再次用LISREL 8.70統計軟件進行結構方程模型檢驗；最后利用偏差校正的Bootstrap方法做中介效應檢驗。

三、數據分析與研究結果

(一)探索性因子分析

通過探索性因子分析檢驗問卷的建構效度。運用主成分分析法，以特征根值大于1為標準截取數據，并采用方差最大化正交旋轉法進行因子分析。分析結果顯示，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到65.95%，整個問卷所有問項的共同度都在0.5以上。結合以上指標，我們可以初步判斷本問卷的建構效度較好。

探索性因子分析顯示，社交媒體依戀有社交媒體認同、社交媒體偏好和社交媒體依賴3個維度，自我呈現包括積極自我呈現和真實自我呈現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個維度構成。

此外，社交媒體依戀、自我呈現和主觀幸福感3個變量的Cronbach’sα信度系數分別為0.87、0.63和0.66，其中社交媒體依戀的3個維度社交媒體認同、社交媒體偏好和社交媒體依賴的Cronbach’sα信度系數分別為0.80、0.85和0.83，自我呈現的積極自我呈現維度和真實自我呈現維度的Cronbach’sα信度系數分別為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信度系數分別為0.66、0.90和0.89，整個量表的Cronbach’sα信度系數為0.82，所有的Cronbach’sα信度系數均達到社會科學信度系數的最低可接受水平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部一致性信度。

用LISREL8.70統計軟件做進一步的驗證性因子分析(CFA)，結果顯示，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，變量的標準化系數均大于0.5，T值具有統計顯著性，標準誤差均小于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)相關性分析

在社交媒體依戀、自我呈現和主觀幸福感之間進行相關性分析，分析結果顯示：社交媒體依戀和自我呈現之間相關，相關系數為0.30(P<0.01)；社交媒體依戀和主觀幸福感之間相關，相關系數為0.11(P<0.01)；自我呈現和主觀幸福感之間相關，相關系數為0.12(P<0.01)。從相關性分析結果來看，假設1、假設2和假設3得到支持。

(三)驗證性因子分析

相關分析表明，社交媒體依戀、自我呈現和主觀幸福感之間兩兩相關。探索性分析顯示，社交媒體依戀包括社交媒體認同、社交媒體偏好和社交媒體依賴3個維度；自我呈現包括積極自我呈現和真實自我呈現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個維度構成。為了驗證社交媒體依戀、自我呈現和主觀幸福感之間的關系，用LISREL 8.70軟件，對它們維度變量間的關系進行結構方程模型檢驗，經檢驗其擬合指標為：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,所有擬合指標均符合要求，說明模型擬合效果好。

根據各概念的維度情況，將假設1、假設2、假設3進一步細分為21個假設，各假設檢驗結果如表1所示。

表1 結構方程模型假設檢驗結果

從表1可以看出，社交媒體認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)均有顯著負向影響，對積極自我呈現(β=0.14，P<0.05)、真實自我呈現(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(β=-0.05，P>0.05)、真實自我呈現(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)有顯著的負向影響，對消極情緒(β=0.37，P<0.01)、積極自我呈現(β=0.11，P<0.05)和真實自我呈現(β=0.08，P<0.05)均有顯著正向影響；積極自我呈現對生活滿意度(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)的負向影響顯著。

社交媒體認同維度對主觀幸福感的生活滿意度和積極情緒有顯著負向影響，對消極情緒有顯著正向影響，這表明社交媒體認同顯著負向影響主觀幸福感；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向影響?？傮w來看，假設H1(社交媒體依戀對大學生主觀幸福感有顯著影響)得到驗證。

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

積極的自我呈現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對主觀幸福感的影響是雙刃劍；真實的自我呈現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向作用，這表明真實的自我呈現對主觀幸福感有顯著的正向影響。整體來說，假設H3(社交媒體上的自我呈現對大學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：自我呈現的中介效應檢驗

為了檢驗自我呈現的中介效應，采用偏差校正的Bootstrap方法，在原始數據711份中抽取5 000個Bootstrap樣本選擇模型4，對自我呈現在社交媒體依戀與主觀幸福感關系間的中介效應的效應量及置信區間進行估計。

回歸分析見表2，數據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(β=0.241，P<0.001)有顯著的正向影響，當社交媒體依戀和自我呈現同時預測主觀幸福感時，社交媒體依戀(β=0.234，P<0.05)和自我呈現(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測作用變小，表明自我呈現在社交媒體對主觀幸福感的影響中發揮了部分中介作用。

表2 模型中變量關系的回歸分析

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

表3 自我呈現在社交媒體依戀與主觀幸福感間的中介效應

從圖2來看，社交媒體依戀影響自我呈現，自我呈現又影響主觀幸福感，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，自我呈現發揮部分中介效應的作用。因此，假設4(在社交媒體依戀對主觀幸福感影響中，自我呈現發揮中介作用)得到驗證。

四、研究結論與貢獻

(一)研究結論與討論

1.社交媒體依戀對大學生的自我呈現有顯著的正向影響。在網絡社會里，自我呈現的心理需求推動了人們對社交媒體從依賴發展到依戀，歸屬感和自我呈現是人們在使用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，更是一個自我呈現的平臺，能夠引人關注，獲得存在感(何秋紅，靳言言，2017)。對社交媒體依戀的大學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。當對社交媒體依戀的大學生通過不斷的“秀”“曬”等方式自我呈現時，若自己的存在感沒有得到認可，他就會繼續加倍地依戀于社交媒體展現自己，頻刷存在感。

從社交媒體依戀和自我呈現構成維度來看，社交媒體認同和社交媒體依賴對積極自我呈現和真實自我呈現具有顯著的正向影響，而社交媒體偏好對積極自我呈現和真實自我呈現的影響均不顯著。社交媒體偏好屬于情感依戀，它使大學生對社交媒體的選擇和使用產生明顯的偏好行為，提高了學生對社交媒體的轉換成本，因而對自我呈現2個維度的影響不顯著。社交媒體認同屬于依戀的認知范疇，社交媒體依賴屬于依戀的意向行為范疇。社交媒體認同與自我呈現是一脈相承的，是為了獲取社會的關注與認同；社交媒體依賴是大學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，是對自我表達和社會認同的雙重渴望(何秋紅，靳言言，2017)。社交媒體給大學生提供了一個自我呈現的舞臺，在這個舞臺上扮演好自己的角色，展現出自己的風采，期望獲得社會的認可。因此社交媒體認同和社交媒體依賴對自我呈現有顯著的正向影響。

2.社交媒體依戀對大學生的主觀幸福感有顯著性的負向影響。對社交媒體依戀的大學生喜歡沉迷于移動終端或網絡平臺，典型表現為低頭族、宅族和沉默族。虛擬生活和現實生活中的落差使大學生對現實生活不滿意度增強，積極情緒衰退，不喜歡或不愿意與身邊的人溝通交流，在一定條件下會導致人際關系失調，負罪感、空虛感等負面情緒產生，在一定程度上降低了大學生的主觀幸福感，主觀幸福感的降低又使大學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依賴顯著負相關，低主觀幸福感者更容易出現手機依賴現象。

從構成維度來看，社交媒體認同對生活滿意度和積極情緒具有顯著的負向作用，對消極情緒有顯著的正向作用，即社交媒體認同降低了大學生主觀幸福感；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，社交媒體認同屬于依戀的認知范疇，社交媒體依賴屬于依戀的行為范疇。

根據認知—情感系統理論，情感涉及感受、情緒和情感反應，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生的某種需求，需求的滿足使大學生對社交媒體具有情緒性和情緒喚醒功能，大學生對社交媒體依戀的情感反應可能是在意識之外立即自動產生的，因此，社交媒體偏好對大學生主觀幸福感各維度的影響不顯著。

情感會影響大學生對社交媒體的認知和行為。根據認知失調論，當大學生依戀于社交媒體來解決日常生活中的有關問題時，現實與虛擬的巨大反差導致出緊張心理狀態，產生動機沖突，當現實與虛擬認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生負向作用，對消極情緒產生促進作用。認知行為理論認為，在認知、情感和行為三者中，認知扮演著中介與協調的作用。認知對個人的行為進行解讀，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行修正，修正一些認知上錯誤的假定。大學生對社交媒體依賴過程中，如果更多使用社交媒體進行自我表達，其生活滿意度有可能會增強，特別是對自卑或自我效能低的學生會起到一定程度的撫慰作用(黃東平，2012)，在修正認知上對生活滿意度的錯誤假定之后，社交媒體依賴對大學生生活滿意度的影響就可能不顯著。

3.自我呈現能有利于大學生提升主觀幸福感。自我呈現對大學生主觀幸福感的正向作用已經得到國內外學者的廣泛認同和實證檢驗。積極自我呈現對大學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；真實自我呈現對大學生生活滿意度和積極情緒都有正向促進作用，對消極情緒有負向的影響。在新媒體時代，大學生以愉悅的心情在社交媒體上頻繁積極自我呈現，當這種積極自我呈現沒有得到朋友們的認可和贊許，或被朋友認為過度顯擺時，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，大學生在社交媒體上真實自我呈現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生主觀幸福感，也通過自我呈現的部分中介作用間接影響大學生主觀幸福感。表3的數據顯示，社交媒體依戀對大學生主觀幸福感的直接效應為0.234(P<0.05)，通過自我呈現對主觀幸福感的間接效應為0.076，中介效應占總效應的比例為24.52%。從總體上來說，對社交媒體依戀的大學生而言，不喜歡自我呈現的人主觀幸福感下降幅度超過喜歡自我呈現的人，自我呈現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向作用，間接地緩沖了大學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生熱衷于通過社交媒體進行自我呈現的原因。

(二)研究貢獻

社交媒體的快速發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心的話題，學者們從社會資本、社會支持、社會比較等理論出發探討了社交網絡對大學生主觀幸福感的影響，研究結論不盡相同。本文從依戀理論出發，結合自我呈現理論，研究社交媒體依戀對大學生主觀幸福感的影響，研究視角較新，研究結論也能豐富大學生主觀幸福感的研究成果。

社交媒體依戀降低了大學生主觀幸福感，這是大學生普遍感覺主觀幸福感不高的原因之一，研究結論對高校學生管理部門如何提高學生主觀幸福感有啟迪作用。高校相關部門一方面可以通過圖片、海報或講座的方式宣傳大學生沉迷于社交媒體對學習和生活的負面影響，另一方面教育學生正確使用和有效使用社交媒體，鼓勵學生放下移動終端設備，不做低頭族，抬頭面向前方；不當宅男宅女族，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，本文研究了社交媒體依戀、自我呈現和主觀幸福感之間的關系，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，本文主要以九江學院在校大學生為樣本，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)以城市新移民為調查對象，研究社交媒體依戀和主觀幸福感之間的關系；(2)以大學生為樣本，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。