韓 靜 尹 彬

（福建師范大學(xué)心理學(xué)院，福州 350108）

1 引言

錯(cuò)失焦慮是一種彌散型的廣泛型焦慮， 是指?jìng)€(gè)體當(dāng)?shù)弥藫碛斜茸约焊实慕?jīng)歷或者信息而自己不知道時(shí)，產(chǎn)生的一種不安的消極情緒（Silvia，Laura， ＆ Giulia， 2018）。錯(cuò)失焦慮表現(xiàn)為渴望與朋友交流，渴望知曉他人生活中發(fā)生的事，不斷查看社交 軟 件 等 （Przybylski， Kou， ＆ Dehaan et al，2013）。 因此，錯(cuò)失焦慮進(jìn)一步可被細(xì)分為錯(cuò)失信息焦慮與錯(cuò)失情境焦慮， 分別從心理特征和外在表現(xiàn)上來(lái)定義（李琦， 王佳寧， 趙思琦等， 2019）。 以往研究表明， 錯(cuò)失焦慮能夠顯著正向預(yù)測(cè)一些有損心理健康的情緒與行為， 如抑郁 （Baker， Krieger， ＆LeRoy， 2016）、焦慮（Barry， Sidoti， Briggs， ＆ Reiter et al.， 2017）、 社交網(wǎng)站成癮 （張永欣， 姜文君， 丁倩等， 2019）等。 此外，錯(cuò)失焦慮也能夠通過(guò)社交媒體的作用對(duì)記憶力、注意力、決策力等認(rèn)知層面造成一定的損害，導(dǎo)致認(rèn)知失?。◤垇喞?， 李森，俞國(guó)良， 2020）。 還有研究顯示，錯(cuò)失焦慮還會(huì)影響個(gè)體的購(gòu)物傾向， 個(gè)體可能會(huì)因?yàn)閾?dān)心錯(cuò)過(guò)與同伴產(chǎn)生共鳴的機(jī)會(huì)而選擇購(gòu)買(mǎi)某個(gè)產(chǎn)品（Sparks，2012）。 而從決策角度來(lái)說(shuō)，錯(cuò)失焦慮可能會(huì)讓一個(gè)人難以做出令自己滿意的決策， 使得生活失去快樂(lè)（Przybylski et al.， 2013）。 比如當(dāng)你想根據(jù)目前條件做決策時(shí)， 你可能會(huì)擔(dān)憂自己錯(cuò)過(guò)了更有利的條件而做了錯(cuò)誤的決策。因此，對(duì)錯(cuò)失焦慮的產(chǎn)生機(jī)制進(jìn)行深入的研究不但能夠?yàn)闇p少網(wǎng)絡(luò)成癮， 促進(jìn)個(gè)體心理健康提供一定的理論依據(jù)， 也能夠?yàn)橄M(fèi)心理學(xué)領(lǐng)域涉及的消費(fèi)決策提供一些啟示。

自我決定理論認(rèn)為，個(gè)體擁有歸屬感、決定感、勝任感（Deci ＆ Ryan， 1985）。 馬斯洛需要層次理論也提出，每個(gè)人都有歸屬于某個(gè)團(tuán)體、與他人建立關(guān)系的需要，那么當(dāng)個(gè)體感到與同伴信息不同步、信息缺失時(shí)，個(gè)體的歸屬感可能會(huì)遭到破壞，迫切想知道朋友的有關(guān)消息，因此就產(chǎn)生了錯(cuò)失焦慮。與歸屬感緊密聯(lián)系的還有孤獨(dú)感， 孤獨(dú)感是一種常見(jiàn)的消極情緒體驗(yàn)， 是由于實(shí)際的社會(huì)人際關(guān)系無(wú)法滿足自身的現(xiàn)實(shí)需要而產(chǎn)生的 （Rauch ＆ Robert，1993）。 孤獨(dú)類(lèi)型理論認(rèn)為，情感孤獨(dú)是個(gè)體與朋友情感疏離，而社交孤獨(dú)則是與朋友缺少交流（Weiss，1987），可見(jiàn)孤獨(dú)感與社會(huì)人際交往密不可分。 研究顯示，孤獨(dú)感更高的個(gè)體通常更缺乏歸屬感，人際滿意 度 也 更 低 （Mellor， Stokes， ＆ Firth et al.，2008），渴望與他人建立良好的關(guān)系，可能會(huì)更懼怕錯(cuò)失他人的有關(guān)信息。 由此提出假設(shè)（1）：孤獨(dú)感能夠顯著正向預(yù)測(cè)錯(cuò)失焦慮。 與人際交往焦慮有廣泛聯(lián)系的還有懼怕否定評(píng)價(jià)， 懼怕否定評(píng)價(jià)是指害怕他人給予自己負(fù)面評(píng)價(jià)， 是引起社交焦慮的主要原因之一，可以用來(lái)衡量社交焦慮的認(rèn)知層面（Watson＆ Friend， 1969）。高懼怕否定的個(gè)體容易因?yàn)樗说姆穸ㄔu(píng)價(jià)而變得焦慮從而導(dǎo)致社交困難。 懼怕否定不但導(dǎo)致社交障礙， 而且會(huì)損傷歸屬感（Chu，Buchman-Schmitt， ＆ Moberg et al.， 2015）。 從否定本身的意義來(lái)說(shuō)，被他人或者一個(gè)團(tuán)體否定，就表達(dá)了排斥與歸屬感的破壞， 因此擔(dān)心錯(cuò)失朋友的信息造成情感上的疏離而產(chǎn)生被否定感可能也是錯(cuò)失焦慮的產(chǎn)生原因之一，由此提出假設(shè)（2）：懼怕否定評(píng)價(jià)能夠顯著正向預(yù)測(cè)錯(cuò)失焦慮。前人研究顯示，孤獨(dú)感能夠正向預(yù)測(cè)懼怕否定評(píng)價(jià) （Cacioppo et al.，2006）。 高孤獨(dú)感的個(gè)體渴望人群接納，更懼怕群體對(duì)自己的否定以免更孤獨(dú)。 因此綜上考慮提出假設(shè)（3）：懼怕否定評(píng)價(jià)在孤獨(dú)感與錯(cuò)失焦慮之間起中介作用， 表現(xiàn)為高孤獨(dú)感個(gè)體懼怕否定評(píng)價(jià)造成歸屬感損害，從親密好友處獲得歸屬感的需求更強(qiáng)烈，因此面對(duì)好友信息錯(cuò)失將更為焦慮。

心理彈性是指?jìng)€(gè)體適應(yīng)壓力、 從壓力中恢復(fù)的能力， 能夠在一定程度上幫助個(gè)體抵御消極因素對(duì)個(gè)體的損害（Fletcher ＆ Sarkar， 2013）。 有研究表明， 高心理彈性能夠降低父母嚴(yán)厲管教對(duì)特質(zhì)焦慮的影響（程珂煒， 2019）。 父母嚴(yán)厲管教是指父母通過(guò)辱罵、責(zé)打等消極有害的方式塑造孩子的行為，特質(zhì)焦慮是長(zhǎng)期形成的習(xí)慣性焦慮。 嚴(yán)厲管教容易造成父母與孩子之間形成消極的依戀關(guān)系， 在孩子眼里，犯錯(cuò)誤、被否定的代價(jià)是巨大的身心損害，預(yù)示著未來(lái)可能有較高的懼怕否定評(píng)價(jià)。 錯(cuò)失焦慮屬于焦慮的亞類(lèi)（柴喚友， 牛更楓， 褚曉偉等，2018），因此本文在以往研究的基礎(chǔ)上提出假設(shè)（4）：心理彈性能夠調(diào)節(jié)懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)錯(cuò)失焦慮的影響， 也能夠調(diào)節(jié)懼怕否定評(píng)價(jià)的中介作用， 形成一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介模型，模型見(jiàn)圖1。

圖1 中介調(diào)節(jié)模型圖

2 方法

2.1 被試

本研究采用問(wèn)卷法， 線上調(diào)查了418 名在校大學(xué)生，刪除不認(rèn)真作答的問(wèn)卷8 份，剩余410 份有效問(wèn)卷， 有效率 98.1%。 樣本群體年齡為 22.02±3.03歲，其中男生149 人，女生261 人，農(nóng)村地區(qū)204 人，城鎮(zhèn)地區(qū)206 人。

2.2 工具

2.2.1 孤獨(dú)感量表

孤獨(dú)感量表（第三版）選自《心理衛(wèi)生評(píng)定量表手冊(cè)》（增訂版）（汪向東， 王希靈， 馬弘， 1997），共20 題，4 點(diǎn)李克特計(jì)分，總分越高表明被試孤獨(dú)感越高。 該量表在大學(xué)生群體中的克隆巴赫α 系數(shù)為0.94， 因此適合用來(lái)調(diào)查大學(xué)生群體。 在本次調(diào)查中，孤獨(dú)感量表的克隆巴赫α 系數(shù)為0.87。

2.2.2 錯(cuò)失焦慮量表

錯(cuò)失焦慮量表由李琦等編制 （李琦， 王佳寧，趙思琦等，2019）， 共 8 題， 采用 5 點(diǎn)李克特量表計(jì)分，總分越高表明被試錯(cuò)失焦慮程度越高。該量表共有兩個(gè)因子，分別為錯(cuò)失信息焦慮和錯(cuò)失情境焦慮。總量表、錯(cuò)失信息和錯(cuò)失情境焦慮的科隆巴赫α 系數(shù)分別為 0.72、0.78、0.70，具有良好的信效度，可以用來(lái)評(píng)估大學(xué)生的錯(cuò)失焦慮。在本次調(diào)查中，錯(cuò)失焦慮總量表、 錯(cuò)失信息因子和錯(cuò)失情境因子的克隆巴赫 α 系數(shù)分別為 0.79、0.79 和 0.69。

2.2.3 懼怕否定評(píng)價(jià)量表

懼怕否定評(píng)價(jià)量表選自 《心理衛(wèi)生評(píng)定量表手冊(cè)》（增訂版）（汪向東， 王希靈， 馬弘， 1997）。該簡(jiǎn)明量表共有12 題，5 點(diǎn)李克特計(jì)分， 總分越高表明被試越懼怕否定評(píng)價(jià)，內(nèi)部一致性系數(shù)為0.90，具有較好的信效度，適合用來(lái)調(diào)查大學(xué)生群體。在本次調(diào)查中，懼怕否定量表的克隆巴赫α 系數(shù)為0.88。

2.2.4 心理彈性量表

心理彈性問(wèn)卷由高志華（2013）等編制，共有11題，7 點(diǎn)李克特計(jì)分，總分越高表明被試心理彈性品質(zhì)越好。 該量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81， 信效度較好，適合用來(lái)做調(diào)查研究。 在本次調(diào)查中，心理彈性量表的克隆巴赫α 系數(shù)為0.87。

2.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS24.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析和回歸分析，在SPSS 中使用PROCESS3.0 宏進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)， 并采用偏差校正的百分位Bootstrap法， 通過(guò)抽取5000 個(gè)Bootstrap 樣本估計(jì)中介或調(diào)節(jié)效應(yīng)的95%置信區(qū)間。

2.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法。數(shù)據(jù)收集完成后，進(jìn)一步采用Harman 單因子檢驗(yàn)（周浩，龍立榮， 2004）對(duì)上述4 個(gè)問(wèn)卷所有項(xiàng)目進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，未旋轉(zhuǎn)情況下用主成分分析法提取了10個(gè)因子的特征值大于1， 并且第一個(gè)因子解釋的變異量為18.67%， 小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，表明共同方法偏差問(wèn)題不明顯。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析與差異檢驗(yàn)

表1 總結(jié)了各變量的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差， 以及變量間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：孤獨(dú)感、錯(cuò)失焦慮、懼怕否定評(píng)價(jià)彼此兩兩顯著正相關(guān)； 心理彈性與孤獨(dú)感顯著負(fù)相關(guān)，與錯(cuò)失情境焦慮顯著正相關(guān)，與錯(cuò)失信息焦慮相關(guān)不顯著。 對(duì)被試錯(cuò)失信息焦慮和錯(cuò)失情境焦慮進(jìn)行相關(guān)樣本t 檢驗(yàn)， 結(jié)果顯示， 錯(cuò)失情境焦慮顯著高于錯(cuò)失信息焦慮，t（1，409）＝10.95，p＜0.001。

表1 量表各維度描述統(tǒng)計(jì)與兩兩相關(guān)

3.2 懼怕否定的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在做分析時(shí)， 發(fā)現(xiàn)性別變量會(huì)對(duì)結(jié)果造成一定影響，因此將性別變量作為控制變量，首先按照溫忠麟中介模型三步檢驗(yàn)法（溫忠麟，葉寶娟， 2014b）對(duì)中介模型進(jìn)行檢驗(yàn)。 由表2 可知，檢驗(yàn)孤獨(dú)感、懼怕否定評(píng)價(jià)、錯(cuò)失情境焦慮構(gòu)成的中介模型，孤獨(dú)感回歸 系 數(shù) 顯 著 （M3，β ＝0.14，p ＜0.01；M5，β ＝0.29，p ＜0.001），懼怕否定評(píng)價(jià)回歸系數(shù)顯著（M6，β＝0.26，p＜0.001），但是在去除懼怕否定評(píng)價(jià)的影響后，孤獨(dú)感不能直接預(yù)測(cè)錯(cuò)失情境焦慮 （M8，β＝0.07，p＝0.15）。Bootstrap 運(yùn)算結(jié)果顯示，懼怕否定評(píng)價(jià)中介效應(yīng)的置信區(qū)間為［0.0144，0.0417］，未包括 0 在內(nèi)，中介效應(yīng)顯著。結(jié)果說(shuō)明未控制懼怕否定評(píng)價(jià)的影響時(shí)，孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失情境焦慮的影響顯著， 但是當(dāng)控制了懼怕否定評(píng)價(jià)的影響時(shí)， 孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失情境焦慮的影響就變得不顯著， 說(shuō)明懼怕否定評(píng)價(jià)在孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失情境焦慮的影響中起完全中介作用。

檢驗(yàn)孤獨(dú)感、懼怕否定評(píng)價(jià)、錯(cuò)失信息焦慮構(gòu)成的中介模型，孤獨(dú)感回歸系數(shù)顯著（M4，β＝0.36，p＜0.001；M5，β＝0.29，p＜0.001；M9，β＝0.27，p＜0.001），懼 怕 否 定 評(píng) 價(jià) 回 歸 系 數(shù) 顯 著 （M7，β ＝0.39，p ＜0.001）。 Bootstrap 運(yùn)算結(jié)果顯示，懼怕否定評(píng)價(jià)中介效應(yīng)的置信區(qū)間為［0.0250，0.0605］，未包括 0在內(nèi)，中介效應(yīng)顯著。 說(shuō)明懼怕否定評(píng)價(jià)在孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失信息焦慮的影響中起部分中介作用， 中介效應(yīng)量為41.89%。

表2 懼怕否定評(píng)價(jià)中介效應(yīng)分析

3.2 心理彈性調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

先采用層次回歸檢驗(yàn)心理彈性簡(jiǎn)單調(diào)節(jié)效應(yīng)，檢驗(yàn)時(shí)將心理彈性和懼怕否定評(píng)價(jià)進(jìn)行中心化，相乘得到調(diào)節(jié)項(xiàng)，同樣性別作為控制變量被排除在外。由表3 可知， 調(diào)節(jié)項(xiàng)不能顯著預(yù)測(cè)錯(cuò)失情境焦慮（M10，β＝-0.08，p＝0.11）， 但是能夠顯著預(yù)測(cè)錯(cuò)失信息焦慮（M11，β＝-0.10，p＜0.05）。進(jìn)一步 Bootstrap 運(yùn)算結(jié)果顯示，調(diào)節(jié)項(xiàng)能夠顯著預(yù)測(cè)錯(cuò)失信息焦慮，效應(yīng)值為-0.01，置信區(qū)間為［-0.0154，-0.0005］，未包括 0 在內(nèi)（△R2＝0.01，p＜0.05），結(jié)果說(shuō)明，心理彈性在懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)錯(cuò)失信息焦慮的影響中起簡(jiǎn)單調(diào)節(jié)作用。 以心理彈性的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差分為高分組和低分組，高分組的效應(yīng)值為0.32，置信區(qū)間為［0.2108，0.4303］；低分組的效應(yīng)值為 0.48，置信區(qū)間為［0.3556，0.6029］。 結(jié)果說(shuō)明高低心理彈性的個(gè)體在懼怕否定感增加時(shí)，錯(cuò)失信息焦慮都會(huì)增加，但是高心理彈性的個(gè)體比低心理彈性的個(gè)體的錯(cuò)失信息焦慮增加的程度更小。

表3 心理彈性的簡(jiǎn)單調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

3.4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

將性別作為控制變量， 根據(jù)溫忠麟有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)（溫忠麟，葉寶娟， 2014a）。結(jié)果如表4 所示：在孤獨(dú)感、懼怕否定評(píng)價(jià)、錯(cuò)失信息焦慮、心理彈性構(gòu)成的模型中，孤獨(dú)感的回歸系數(shù)顯著 （M13，β＝0.46，p＜0.001；M16，β＝0.31，p＜ 0.001），孤獨(dú)感×心理彈性的回歸系數(shù)也顯著 （M13，β＝-0.13，p＜0.01）； 懼怕否定評(píng)價(jià)×心理彈性回歸系數(shù)顯著（M16，β＝-0.10，p＜0.05）。 進(jìn)一步采用 PROCESS 對(duì)14號(hào)模型進(jìn)行驗(yàn)證， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)調(diào)節(jié)項(xiàng)的效應(yīng)值為-0.01，置信區(qū)間為［-0.0155，-0.0013］，區(qū)間不包括 0，說(shuō)明懼怕否定評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)的后半路徑受到心理彈性的調(diào)節(jié)。以心理彈性的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，分為高分組與低分組， 高分組效應(yīng)值為0.23， 置信區(qū)間為［0.1197，0.3330］；低分組效應(yīng)值為 0.39，置信區(qū)間為［0.2712，0.5184］，說(shuō)明對(duì)心理彈性較高的個(gè)體來(lái)說(shuō)，懼怕否定評(píng)價(jià)產(chǎn)生的中介效應(yīng)更小， 錯(cuò)失信息焦慮也更小。

表4 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

4 討論

本研究發(fā)現(xiàn)，孤獨(dú)感能夠顯著預(yù)測(cè)錯(cuò)失焦慮，驗(yàn)證了假設(shè)（1），說(shuō)明外界的信息能夠幫助孤獨(dú)感個(gè)體與朋友建立聯(lián)系以滿足歸屬感的需要。 手機(jī)是現(xiàn)代社會(huì)用來(lái)與朋友進(jìn)行溝通交流的主要工具之一，能夠提供大量關(guān)于外界的即時(shí)信息。 而高孤獨(dú)個(gè)體和高錯(cuò)失焦慮個(gè)體均容易手機(jī)成癮（何安明， 王晨淇，惠秋平， 2018； 張亞利， 李森， 俞國(guó)良， 2020），說(shuō)明孤獨(dú)感個(gè)體和高錯(cuò)失焦慮個(gè)體均能通過(guò)從手機(jī)中獲取及時(shí)信息來(lái)緩解心理上的不適感。 并且研究表明來(lái)自朋友的支持可以較好地緩解個(gè)體的孤獨(dú)感（陳雪峰，時(shí)勘， 2008），因此對(duì)于朋友消息的錯(cuò)失會(huì)體驗(yàn)到更高的焦慮。

懼怕否定評(píng)價(jià)是社交焦慮的認(rèn)知層面， 研究者通常會(huì)采用懼怕否定評(píng)價(jià)量表來(lái)測(cè)量個(gè)體的社交焦慮（Watson ＆ Friend， 1969）。 有研究者認(rèn)為，社交焦慮與錯(cuò)失焦慮是社交情境下兩種相反的表現(xiàn)，社交焦慮較強(qiáng)的個(gè)體回避社交來(lái)減少不適感， 而錯(cuò)失焦慮較強(qiáng)的個(gè)體則希望趨近社交情境減少焦慮 （柴喚友， 牛更楓， 褚曉偉等，2018）， 那么從這個(gè)角度來(lái)說(shuō)懼怕否定評(píng)價(jià)應(yīng)該能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)錯(cuò)失焦慮。 而實(shí)際結(jié)果卻是懼怕否定評(píng)價(jià)顯著正向預(yù)測(cè)錯(cuò)失焦慮，驗(yàn)證了假設(shè)（2），說(shuō)明懼怕否定評(píng)價(jià)的個(gè)體在陌生社交情境中歸屬感被損害， 則更需要在熟悉的社交關(guān)系中尋求滿足，這與以往研究結(jié)果相符（鄧衍鶴， 向睿洋， 劉翔平， 2017）。因此社交焦慮的個(gè)體并非在所有的社交情境中均表現(xiàn)為回避狀態(tài)，這與生活經(jīng)驗(yàn)也相符合， 你可能會(huì)在某個(gè)不熟悉的社交活動(dòng)中感到焦慮， 但是在熟悉的社交圈里時(shí)卻感到舒適與快樂(lè)， 社交焦慮與錯(cuò)失焦慮均表現(xiàn)為對(duì)熟悉社交情境的趨近。 此外，符號(hào)互動(dòng)理論認(rèn)為，個(gè)體的自我概念是在外界信息對(duì)自身的不斷反饋與評(píng)價(jià)的過(guò)程中逐漸建立起來(lái)的。 而懼怕否定評(píng)價(jià)是一種消極的自我概念，自我接納程度低，這個(gè)消極的自我概念與從小習(xí)得的消極依戀關(guān)系有關(guān) （楊捷，2013），因此曾經(jīng)習(xí)得的被消極否定的經(jīng)驗(yàn)導(dǎo)致個(gè)體懼怕否定評(píng)價(jià)。 高懼怕否定評(píng)價(jià)的個(gè)體在多種陌生社交場(chǎng)合中表現(xiàn)焦慮和緊張而損害歸屬感， 在親密朋友處尋求支持與修復(fù)更為重要， 對(duì)朋友信息的需求可能就更為強(qiáng)烈。 高孤獨(dú)感個(gè)體歸屬感無(wú)法得到滿足，渴望群體接納。本研究表明孤獨(dú)感能夠顯著正向預(yù)測(cè)懼怕否定評(píng)價(jià)，與以往研究相符（Cacioppo et al.， 2006），說(shuō)明高孤獨(dú)感個(gè)體更懼怕他人的否定評(píng)價(jià)，造成歸屬感進(jìn)一步損害，因此懼怕否定評(píng)價(jià)在孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失焦慮的影響中起中介作用， 驗(yàn)證了假設(shè)（3）。

總結(jié)前人研究，孤獨(dú)感、懼怕否定評(píng)價(jià)和錯(cuò)失焦慮的深層原因皆與歸屬感較低有密切聯(lián)系 （Chu et al.， 2015； Mellor et al.， 2008）， 說(shuō)明歸屬感是一種非常重要的心理需求。在心理健康領(lǐng)域，自殺人際理論表示，當(dāng)個(gè)體的歸屬感得到滿足時(shí)，能夠較好地防止自殺（Joiner， 2005）；在職場(chǎng)中，歸屬感高的個(gè)體將得到更公平的機(jī)會(huì)（Cornelis， Van Hiel， ＆ De Cremer et al.， 2013）；在管理層面，如何獲得員工的歸屬感促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益是一個(gè)值得重視的問(wèn)題（Hoogervorst， Cremer， ＆ Dijkeet al.， 2012）。 這些說(shuō)明歸屬感可能也是一個(gè)非常重要的中介變量，未來(lái)可增加對(duì)歸屬感的深入研究。

此外，本研究還檢驗(yàn)了有調(diào)節(jié)的中介作用，發(fā)現(xiàn)心理彈性只能夠調(diào)節(jié)懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)錯(cuò)失信息焦慮的中介影響， 卻不能調(diào)節(jié)懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)錯(cuò)失情境焦慮的中介影響，部分驗(yàn)證了假設(shè)（4），可能是因?yàn)殄e(cuò)失情境比錯(cuò)失信息更容易體會(huì)到焦慮情緒， 心理彈性難以進(jìn)行調(diào)節(jié)所致。 錯(cuò)失情境焦慮之所以顯著高于錯(cuò)失信息焦慮， 可能與社交情境更能夠滿足個(gè)體歸屬感有關(guān)。這與生活經(jīng)驗(yàn)也是契合的，僅僅通過(guò)網(wǎng)絡(luò)交流而很少見(jiàn)面交往的朋友最后漸漸情感疏離了，因此，要更好地滿足歸屬感，僅僅通過(guò)信息交流或許不夠，還要參與到真實(shí)的社交場(chǎng)景中去。心理彈性作為調(diào)節(jié)消極情緒的積極品質(zhì)， 高心理彈性能夠減少孤獨(dú)感和懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)錯(cuò)失信息焦慮的影響， 說(shuō)明心理彈性確實(shí)能夠在一定程度上減少消極情緒帶來(lái)的負(fù)面作用。心理彈性較高，意味著個(gè)體有較安全的依戀（李彩娜， 董竹， 焦思等， 2016）和較為積極的自我概念 （蔡丹， 王鳳娟， 趙佳林，2018），而安全的依戀與積極的自我概念又意味著更好的人際關(guān)系，對(duì)自身的評(píng)價(jià)更為積極與認(rèn)同，因此心理彈性能夠減少懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)部分錯(cuò)失焦慮的影響。

5 結(jié)論

孤獨(dú)感能夠正向預(yù)測(cè)錯(cuò)失焦慮， 而懼怕否定評(píng)價(jià)在孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失焦慮的影響中起中介作用； 心理彈性能夠調(diào)節(jié)孤獨(dú)感對(duì)錯(cuò)失信息焦慮的影響， 也能夠調(diào)節(jié)懼怕否定評(píng)價(jià)對(duì)錯(cuò)失信息焦慮的影響； 心理彈性能夠調(diào)節(jié)孤獨(dú)感、懼怕否定評(píng)價(jià)、錯(cuò)失信息焦慮所構(gòu)中介模型的后半路徑。