多维状态无聊在本科护生社交网络中的社会比较与错失焦虑间的中介效应

周静，毛嘉钰，丁倍，郑惠，王君婧

（长沙医学院 护理学院，湖南 长沙410219）

社交网络中的社会比较是处于社交网络中的个体通过所接收的他人信息进行自我衡量，从而达到自我评价的目的[1]。 有研究表明，社交网络中的社会比较行为会对个体产生负面影响，容易使个体形成低自尊感[2]，引发个体的自卑与挫败感，甚至导致抑郁倾向的产生[3]，影响其心理健康[4]。错失焦虑是指个体因担心错失他人的新奇经历或正性事件而产生的一种弥散性焦虑[5]，高错失焦虑的个体会更频繁地使用社交媒体[6-7]， 错失焦虑水平越高手机社交媒体依赖性也越强[8]。 错失焦虑与社交网络中的社会比较都与社交网络的使用有关，但两者之间的作用机制尚不明确。 多维状态无聊是一种普遍的情绪体验，每个人在生命的某个时刻都感受过无聊，特别是处在一个单调、重复的环境或活动中[9]。研究表明，无聊与青少年问题性移动社交网络使用呈正相关[10]。 问题性社交网络使用与社交网络中的上行社会比较呈正相关[11]。 因此，多维状态无聊可能在社交网络中的社会比较对错失焦虑的影响中充当中介变量。 研究发现，能合理使用社交网络的本科护生，具有高的学业自我效能及专业认同感[12]，因此有必要探索其社交网络中的社会比较的预测因素。关于社交网络中的社会比较、多维状态无聊、错失焦虑之间关系的研究较为少见。本研究拟分析本科护生社交网络中的社会比较、多维状态无聊与错失焦虑的现状，明确多维状态无聊在社交网络中的社会比较和错失焦虑之间的中介效应，旨在为高等院校教育者采取针对性措施减少本科护生的错失焦虑提供一定的参考。

1 对象与方法

1.1 研究对象 采取便利抽样方法， 于2019 年11—12 月抽取长沙医学院在校全日制大一至大三护理本科生作为研究对象。 纳入标准：知情同意，自愿参与本研究。 排除标准:有严重精神疾病或不能独立完成问卷者；调查时休学、请假者；未配备智能手机者。

1.2 调查工具

1.2.1 一般资料问卷 自行编制，包括性别、年级、是否为独生子女、恋爱状况、是否担任班级或社团干部、自评家庭条件、每天手机上网时间、拥有手机年限、每月手机消费。

1.2.2 社会比较量表（Iowa-Netherlands Comparison Orientation Measure,INCOM） 由Gibbons 等[13]于1999年编制， 用于评估个体的社会比较水平， 该量表

Cronbach α 系数为0. 77。 白学军等[14]于2013 年汉化及修订，并将比较的范围限定在“社交网站（QQ空间或微信朋友圈）”情境[15]，适用于青少年人群，量表总Cronbach α 系数为0.78。 该量表包括上行社会比较（6 个条目）和下行社会比（6 个条目），共2 个维度12 个条目。 均采用Likert 5 级计分法，从完全不符合～完全符合分别赋值1～5 分。 总分为12～60分，得分越高表示个体在社交网站中进行社会比较的频率也越高。 本研究中该量表总Cronbach α 系数为0.901，2 个维度的Cronbach α 系数分别为0.888和0.902。

1.2.3 错失焦虑量表 （Fear of Missing Out Scale,FoMOs） 由Przybylski 等[16]于2013 年 编 制，李 琦等[17]于2019 年汉化及修订，并应用于评估中国大学生人群，量表总Cronbach α 系数为0.72。 该量表包括2 个维度共8 个条目， 即错失信息恐惧 （4 个条目）与错失情境恐惧（4 个条目）。 均采用Likert 5 级计分法，从完全不符合～完全符合分别赋值1～5 分。总分为8～40 分，得分越高表示个体的错失焦虑水平越高。 本研究中该量表总Cronbach α 系数为0.732，2 个维度的Cronbach α 系数分别为0.742 和0.640。1.2.4 多维状态无聊量表 （Multidimensional State Boredom Scale，MSBS） 由Fahlman 等[18]于2013 年编制，刘勇等[9]于2013 年汉化及修订,用于测量大学生的多维无聊状况，量表总Cronbach α 系数为0.90。该量表包括注意缺乏（5 个条目）、时间知觉（5 个条目）、低唤醒（5 个条目）、高唤醒（4 个条目）和脱离（5个条目），共5 个维度24 个条目。均采用Likert 7 级计分法，从完全不同意～完全同意分别赋值1～7 分。总分为24～168 分，得分越高，表示个体当前状态越无聊。 本研究中该量表总Cronbach α 系数为0.927，各维度的Cronbach α 系数为0.640～0.839。

1.3 调查方法 本研究采用问卷调查法，由经过统一培训的课题组成员发放问卷。 首先采用统一指导语向受试对象解释调查的目的、 意义及问卷填写方法，获得其知情同意后发放问卷，由其独立填写。 问卷当场发放，并当场回收，核查并纠正漏读选项。 共发放问卷500 份，回收有效问卷476 份，有效回收率为95.2%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 23.0 分析数据， 计数资料采用频数、构成比描述；符合正态分布的计量资料采用均数±标准差描述，不符合正态分布的计量资料采用M（P25，P75）描述；采用Spearman 相关分析本科护生社交网络中的社会比较与错失焦虑、多维状态无聊间的关系； 采用AMOS 25.0 建立结构方程模型， 探讨多维状态无聊在本科护生社交网络中的社会比较和错失焦虑间的中介作用。 检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 一般资料 476 名本科护生， 其中男55 名（11.6%），女421 名（88.4%）；年级：大一120 名（33.0%），大二163 名（34.2%），大三156 名（32.8%）；非独生子女居多，356 名（74.8%）；生源地多为农村333 名（70.0%）；多未谈恋爱，357 名（75.0%）；304 名（63.9%）未担任班级或社团干部；家庭条件：较好15名（3.2%），一般357 名（75.0%），困难79 名（16.6%），特别困难25 名（5.2%）；每天使用手机时间：＜2 h 6名（1.3%），2～6 h 323 名（67.8%），＞6 h 147 名（30.9%）；拥有手机时间＞3 年293 名（61.5%）；平均每月手机消费：＜50 元94 名 （19.7%），50～100 元266 名（56.0%），101～200 元62 名（13.0%），＞200 元54名（11.3%）。

2.2 本组本科护生社交网络中的社会比较、多维状态无聊及错失焦虑得分情况 本组本科护生社交网络中的社会比较总分为30.00（24.00，35.00）分，多维状态无聊总分为77.00（63.00，91.00）分，错失焦虑总分为21.00（18.00，24.00）分。 见表1。

表1 本组本科护生社交网络中的社会比较、多维状态无聊及错失焦虑得分情况[n=476，M（P25，P75），分]

2.3 本组本科护生社交网络中的社会比较、多维状态无聊及错失焦虑相关性分析 Spearman 相关分析结果显示，本组本科护生社交网络中的社会比较与多维状态无聊总分呈正相关（r=0.354，P＜0.01），与错失焦虑总分呈正相关（r=0.474，P＜0.01）；多维状态无聊与错失焦虑总分呈正相关（r=0.395，P＜0.01）。见表2。

表2 本科护生社交网络中的社会比较与多维状态无聊及错失焦虑的相关性分析（n=476，r）

2.4 多维状态无聊在本科护生社交网络中的社会比较和错失焦虑间的中介效应 以社交网络中的社会比较总分为自变量，错失焦虑为因变量，多维状态无聊为中介变量， 运用结构方程模型进行验证性分析。 初始模型运行后，各项拟合指数不够理想，为进一步提高模型拟合程度， 通过最大似然法分析数据与修正模型，各项拟合指标均优良，表明模型拟构想合理[19]，见表3。 模型路径见图1。 模型显示，社交网络中的社会比较和多维状态无聊对错失焦虑均具有直接（正向）效应（β=0.651，0.270；均P＜0.01）；社交网络中的社会比较对多维状态无聊具有直接（正向）效应（β=0.532，P＜0.01）。 见表4。 多维状态无聊在社交网络中的社会比较与多维状态无聊间有部分中介作用（β=0.143，P＜0.01），占总效应的18.01%。

图1 多维状态无聊在社交网络中的社会比较与错失焦虑之间的中介模型

表3 本科护生多维状态无聊的中介效应模型拟合指数

表4 中介模型的作用效应（标准化）

3 讨论

3.1 本组本科护生社交网络中的社会比较处于中等水平，多维状态无聊处于较低水平，错失焦虑处于中等偏低水平 本研究结果显示， 本科护生社交网络中的社会比较所有条目均分为3.21（2.63，3.79）分，与量表条目得分中位数3.00 分比较，处于中等水平，与丁倩[20]的研究结果类似。 究其原因，本科护生在使用社交网站时能接触更多的他人的信息，容易将这些信息与自身的实际情况进行比较， 容易产生社交网络中的社会比较行为。

本组本科护生多维状态无聊所有条目均分为2.50（2.00，2.92）分，与量表条目得分中位数4.00 分比较，处于较低水平。 究其原因，本科护生通过对课堂内专业课程的学习，和课外实践课程的参与，了解到自己以后所从事工作需要扎实的医学知识和护理操作技能，意识到时间对个人学习和发展的重要性，使其更注重科学的管理时间， 故多维状态无聊处于较低水平。

本组本科护生错失焦虑所有条目均分为2.63（2.25，3.00） 分， 与量表条目得分中位数3.00 分比较，处于中等偏低水平；与李巾英等[21]研究结果相近。 究其可能的原因，本科护生学习任务较为繁重，通过手机获取来自他人的信息的时间较少， 不容易处于一种害怕错过更多信息的焦虑之中。因此，错失焦虑处于中等偏低水平。

3.2 本科护生社交网络中的社会比较与错失焦虑与多维状态无聊均呈正相关，错失焦虑与多维状态无聊呈正相关 本研究结果显示， 本组本科护生社交网络中的社会比较与多维状态无聊总分呈正相关（r=0.354，P＜0.01），即本科护生在社交网络中的社会比较越多，其多维状态无聊倾向越强。 究其原因，当本科护生浏览社交网络中的信息时，容易与社交网络中的消极信息进行比较，使其更多关注自己与这些信息的相同之处，产生同化效应，并进一步导致更多消极的情绪[1]，消极情绪更容易引起无聊的产生[22]。

本组本科护生社交网络中的社会比较与错失焦虑总分呈正相关（r=0.476，P＜0.01），即本科护生社交网络中的社会比较越强，其错失焦虑水平越高。究其原因， 社交网站能为本科护生提供社会比较需求的跨时间、跨空间的他人信息，当其通过网络获知他人的精彩经历， 容易将自己与他人的这些信息进行比较， 造成其长时间处在担忧他人是否经历了精彩事件的情绪中，容易产生错失焦虑。

本组护理本科生错失焦虑与多维状态无聊总分呈正相关（r=0.395，P＜0.01），即本科护生错失焦虑水平越高，其多维无聊状态倾向越强。 究其原因，当个体处于高水平的错失焦虑时， 容易使其出现更多的认知失败行为[8]。 难以集中注意、低水平的抑制控制、 认知灵活性弱化等认知失败行为容易导致个体出现无聊体验[23]。

3.3 多维状态无聊在本科护生社交网络中的社会比较和错失焦虑间有部分中介作用 中介效应分析结果显示， 本组本科护生社交网络中的社会比较对错失焦虑有正向预测作用（β=0.651，P＜0.01），多维状态无聊在本科护生社交网络中的社会比较和错失焦虑间有部分中介作用（β=0.143，P＜0.01），表明社交网络中的社会比较可以直接影响错失焦虑， 也可以通过多维状态无聊的中介作用间接影响错失焦虑。 究其原因，当个体处于无聊状态时，即体验到包括焦躁不安、缺乏刺激、缺乏挑战、缺乏意义或目的等情绪， 容易激发个体产生试图改变当前情境的动机和行为[9]。 社交网络中的社会比较行为依托互联网技术， 互联网技术为用户所提供的社会比较线索相比现实生活更加形象化与理想化[1]，因此给个体社会比较提供了更加丰富的比较机会。 本科护生通过互联网获取来自他人经过仔细挑选和编辑的内容信息，使其更多关注他人优于自己的特征，产生对比效应，更使其容易陷入焦躁不安的无聊情绪之中。当本科护生处于多维状态无聊的情绪体验时， 他们希望通过各种途径来缓解这种无聊感， 而功能多样的手机社交媒体， 既可以便捷地帮助个体获得信息资讯也可以满足个体整合与互动、自我呈现的心理[24]，更容易导致本科护生在情感上害怕错失趣味性、 娱乐性或有用性的信息，而处于错失焦虑之中。

建议高等医学院校护理教育者重视社交网络中的社会比较、多维状态无聊对错失焦虑的影响，督促本科护生正确的运用网络，提高自身自控力，有目标的抉择自己所要获得的消息, 强化自身对信息的认知， 客观合理的看待他人在网络所呈现的积极或消极信息, 减少通过社交网络中的社会比较产生的消极情绪，从而减少错失焦虑。 此外，重视多维状态无聊对错失焦虑的间接作用。 可开展大学生时间管理课程，引导其合理的规划并利用时间，立清晰的人生追求目标， 合理安排人生规划， 充实自身的大学生活，在源头上满足自身的基本心理需要，减少无聊状态的产生，同时避免陷入错失焦虑之中。

4 不足之处

本研究不足之处在于， 仅对长沙市1 所民办本科院校的本科护生进行调查， 未来需要进一步扩大抽样范围进一步探讨。