周靜，毛嘉鈺，丁倍，鄭惠，王君婧

（長(zhǎng)沙醫(yī)學(xué)院 護(hù)理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙410219）

社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較是處于社交網(wǎng)絡(luò)中的個(gè)體通過(guò)所接收的他人信息進(jìn)行自我衡量，從而達(dá)到自我評(píng)價(jià)的目的[1]。 有研究表明，社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較行為會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生負(fù)面影響，容易使個(gè)體形成低自尊感[2]，引發(fā)個(gè)體的自卑與挫敗感，甚至導(dǎo)致抑郁傾向的產(chǎn)生[3]，影響其心理健康[4]。錯(cuò)失焦慮是指?jìng)€(gè)體因擔(dān)心錯(cuò)失他人的新奇經(jīng)歷或正性事件而產(chǎn)生的一種彌散性焦慮[5]，高錯(cuò)失焦慮的個(gè)體會(huì)更頻繁地使用社交媒體[6-7]， 錯(cuò)失焦慮水平越高手機(jī)社交媒體依賴性也越強(qiáng)[8]。 錯(cuò)失焦慮與社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較都與社交網(wǎng)絡(luò)的使用有關(guān)，但兩者之間的作用機(jī)制尚不明確。 多維狀態(tài)無(wú)聊是一種普遍的情緒體驗(yàn)，每個(gè)人在生命的某個(gè)時(shí)刻都感受過(guò)無(wú)聊，特別是處在一個(gè)單調(diào)、重復(fù)的環(huán)境或活動(dòng)中[9]。研究表明，無(wú)聊與青少年問(wèn)題性移動(dòng)社交網(wǎng)絡(luò)使用呈正相關(guān)[10]。 問(wèn)題性社交網(wǎng)絡(luò)使用與社交網(wǎng)絡(luò)中的上行社會(huì)比較呈正相關(guān)[11]。 因此，多維狀態(tài)無(wú)聊可能在社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較對(duì)錯(cuò)失焦慮的影響中充當(dāng)中介變量。 研究發(fā)現(xiàn)，能合理使用社交網(wǎng)絡(luò)的本科護(hù)生，具有高的學(xué)業(yè)自我效能及專業(yè)認(rèn)同感[12]，因此有必要探索其社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較的預(yù)測(cè)因素。關(guān)于社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較、多維狀態(tài)無(wú)聊、錯(cuò)失焦慮之間關(guān)系的研究較為少見(jiàn)。本研究擬分析本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較、多維狀態(tài)無(wú)聊與錯(cuò)失焦慮的現(xiàn)狀，明確多維狀態(tài)無(wú)聊在社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較和錯(cuò)失焦慮之間的中介效應(yīng)，旨在為高等院校教育者采取針對(duì)性措施減少本科護(hù)生的錯(cuò)失焦慮提供一定的參考。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 采取便利抽樣方法， 于2019 年11—12 月抽取長(zhǎng)沙醫(yī)學(xué)院在校全日制大一至大三護(hù)理本科生作為研究對(duì)象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：知情同意，自愿參與本研究。 排除標(biāo)準(zhǔn):有嚴(yán)重精神疾病或不能獨(dú)立完成問(wèn)卷者；調(diào)查時(shí)休學(xué)、請(qǐng)假者；未配備智能手機(jī)者。

1.2 調(diào)查工具

1.2.1 一般資料問(wèn)卷 自行編制，包括性別、年級(jí)、是否為獨(dú)生子女、戀愛(ài)狀況、是否擔(dān)任班級(jí)或社團(tuán)干部、自評(píng)家庭條件、每天手機(jī)上網(wǎng)時(shí)間、擁有手機(jī)年限、每月手機(jī)消費(fèi)。

1.2.2 社會(huì)比較量表（Iowa-Netherlands Comparison Orientation Measure,INCOM） 由Gibbons 等[13]于1999年編制， 用于評(píng)估個(gè)體的社會(huì)比較水平， 該量表

Cronbach α 系數(shù)為0. 77。 白學(xué)軍等[14]于2013 年漢化及修訂，并將比較的范圍限定在“社交網(wǎng)站（QQ空間或微信朋友圈）”情境[15]，適用于青少年人群，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.78。 該量表包括上行社會(huì)比較（6 個(gè)條目）和下行社會(huì)比（6 個(gè)條目），共2 個(gè)維度12 個(gè)條目。 均采用Likert 5 級(jí)計(jì)分法，從完全不符合～完全符合分別賦值1～5 分。 總分為12～60分，得分越高表示個(gè)體在社交網(wǎng)站中進(jìn)行社會(huì)比較的頻率也越高。 本研究中該量表總Cronbach α 系數(shù)為0.901，2 個(gè)維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.888和0.902。

1.2.3 錯(cuò)失焦慮量表 （Fear of Missing Out Scale,FoMOs） 由Przybylski 等[16]于2013 年 編 制，李 琦等[17]于2019 年漢化及修訂，并應(yīng)用于評(píng)估中國(guó)大學(xué)生人群，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.72。 該量表包括2 個(gè)維度共8 個(gè)條目， 即錯(cuò)失信息恐懼 （4 個(gè)條目）與錯(cuò)失情境恐懼（4 個(gè)條目）。 均采用Likert 5 級(jí)計(jì)分法，從完全不符合～完全符合分別賦值1～5 分?？偡譃?～40 分，得分越高表示個(gè)體的錯(cuò)失焦慮水平越高。 本研究中該量表總Cronbach α 系數(shù)為0.732，2 個(gè)維度的Cronbach α 系數(shù)分別為0.742 和0.640。1.2.4 多維狀態(tài)無(wú)聊量表 （Multidimensional State Boredom Scale，MSBS） 由Fahlman 等[18]于2013 年編制，劉勇等[9]于2013 年漢化及修訂,用于測(cè)量大學(xué)生的多維無(wú)聊狀況，量表總Cronbach α 系數(shù)為0.90。該量表包括注意缺乏（5 個(gè)條目）、時(shí)間知覺(jué)（5 個(gè)條目）、低喚醒（5 個(gè)條目）、高喚醒（4 個(gè)條目）和脫離（5個(gè)條目），共5 個(gè)維度24 個(gè)條目。均采用Likert 7 級(jí)計(jì)分法，從完全不同意～完全同意分別賦值1～7 分?？偡譃?4～168 分，得分越高，表示個(gè)體當(dāng)前狀態(tài)越無(wú)聊。 本研究中該量表總Cronbach α 系數(shù)為0.927，各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.640～0.839。

1.3 調(diào)查方法 本研究采用問(wèn)卷調(diào)查法，由經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)的課題組成員發(fā)放問(wèn)卷。 首先采用統(tǒng)一指導(dǎo)語(yǔ)向受試對(duì)象解釋調(diào)查的目的、 意義及問(wèn)卷填寫(xiě)方法，獲得其知情同意后發(fā)放問(wèn)卷，由其獨(dú)立填寫(xiě)。 問(wèn)卷當(dāng)場(chǎng)發(fā)放，并當(dāng)場(chǎng)回收，核查并糾正漏讀選項(xiàng)。 共發(fā)放問(wèn)卷500 份，回收有效問(wèn)卷476 份，有效回收率為95.2%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 23.0 分析數(shù)據(jù)， 計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述；符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述，不符合正態(tài)分布的計(jì)量資料采用M（P25，P75）描述；采用Spearman 相關(guān)分析本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與錯(cuò)失焦慮、多維狀態(tài)無(wú)聊間的關(guān)系； 采用AMOS 25.0 建立結(jié)構(gòu)方程模型， 探討多維狀態(tài)無(wú)聊在本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較和錯(cuò)失焦慮間的中介作用。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 476 名本科護(hù)生， 其中男55 名（11.6%），女421 名（88.4%）；年級(jí)：大一120 名（33.0%），大二163 名（34.2%），大三156 名（32.8%）；非獨(dú)生子女居多，356 名（74.8%）；生源地多為農(nóng)村333 名（70.0%）；多未談戀愛(ài)，357 名（75.0%）；304 名（63.9%）未擔(dān)任班級(jí)或社團(tuán)干部；家庭條件：較好15名（3.2%），一般357 名（75.0%），困難79 名（16.6%），特別困難25 名（5.2%）；每天使用手機(jī)時(shí)間：＜2 h 6名（1.3%），2～6 h 323 名（67.8%），＞6 h 147 名（30.9%）；擁有手機(jī)時(shí)間＞3 年293 名（61.5%）；平均每月手機(jī)消費(fèi)：＜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 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較、多維狀態(tài)無(wú)聊及錯(cuò)失焦慮得分情況 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較總分為30.00（24.00，35.00）分，多維狀態(tài)無(wú)聊總分為77.00（63.00，91.00）分，錯(cuò)失焦慮總分為21.00（18.00，24.00）分。 見(jiàn)表1。

表1 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較、多維狀態(tài)無(wú)聊及錯(cuò)失焦慮得分情況[n=476，M（P25，P75），分]

2.3 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較、多維狀態(tài)無(wú)聊及錯(cuò)失焦慮相關(guān)性分析 Spearman 相關(guān)分析結(jié)果顯示，本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與多維狀態(tài)無(wú)聊總分呈正相關(guān)（r=0.354，P＜0.01），與錯(cuò)失焦慮總分呈正相關(guān)（r=0.474，P＜0.01）；多維狀態(tài)無(wú)聊與錯(cuò)失焦慮總分呈正相關(guān)（r=0.395，P＜0.01）。見(jiàn)表2。

表2 本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與多維狀態(tài)無(wú)聊及錯(cuò)失焦慮的相關(guān)性分析（n=476，r）

2.4 多維狀態(tài)無(wú)聊在本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較和錯(cuò)失焦慮間的中介效應(yīng) 以社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較總分為自變量，錯(cuò)失焦慮為因變量，多維狀態(tài)無(wú)聊為中介變量， 運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行驗(yàn)證性分析。 初始模型運(yùn)行后，各項(xiàng)擬合指數(shù)不夠理想，為進(jìn)一步提高模型擬合程度， 通過(guò)最大似然法分析數(shù)據(jù)與修正模型，各項(xiàng)擬合指標(biāo)均優(yōu)良，表明模型擬構(gòu)想合理[19]，見(jiàn)表3。 模型路徑見(jiàn)圖1。 模型顯示，社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較和多維狀態(tài)無(wú)聊對(duì)錯(cuò)失焦慮均具有直接（正向）效應(yīng)（β=0.651，0.270；均P＜0.01）；社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較對(duì)多維狀態(tài)無(wú)聊具有直接（正向）效應(yīng)（β=0.532，P＜0.01）。 見(jiàn)表4。 多維狀態(tài)無(wú)聊在社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與多維狀態(tài)無(wú)聊間有部分中介作用（β=0.143，P＜0.01），占總效應(yīng)的18.01%。

圖1 多維狀態(tài)無(wú)聊在社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與錯(cuò)失焦慮之間的中介模型

表3 本科護(hù)生多維狀態(tài)無(wú)聊的中介效應(yīng)模型擬合指數(shù)

表4 中介模型的作用效應(yīng)（標(biāo)準(zhǔn)化）

3 討論

3.1 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較處于中等水平，多維狀態(tài)無(wú)聊處于較低水平，錯(cuò)失焦慮處于中等偏低水平 本研究結(jié)果顯示， 本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較所有條目均分為3.21（2.63，3.79）分，與量表?xiàng)l目得分中位數(shù)3.00 分比較，處于中等水平，與丁倩[20]的研究結(jié)果類似。 究其原因，本科護(hù)生在使用社交網(wǎng)站時(shí)能接觸更多的他人的信息，容易將這些信息與自身的實(shí)際情況進(jìn)行比較， 容易產(chǎn)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較行為。

本組本科護(hù)生多維狀態(tài)無(wú)聊所有條目均分為2.50（2.00，2.92）分，與量表?xiàng)l目得分中位數(shù)4.00 分比較，處于較低水平。 究其原因，本科護(hù)生通過(guò)對(duì)課堂內(nèi)專業(yè)課程的學(xué)習(xí)，和課外實(shí)踐課程的參與，了解到自己以后所從事工作需要扎實(shí)的醫(yī)學(xué)知識(shí)和護(hù)理操作技能，意識(shí)到時(shí)間對(duì)個(gè)人學(xué)習(xí)和發(fā)展的重要性，使其更注重科學(xué)的管理時(shí)間， 故多維狀態(tài)無(wú)聊處于較低水平。

本組本科護(hù)生錯(cuò)失焦慮所有條目均分為2.63（2.25，3.00） 分， 與量表?xiàng)l目得分中位數(shù)3.00 分比較，處于中等偏低水平；與李巾英等[21]研究結(jié)果相近。 究其可能的原因，本科護(hù)生學(xué)習(xí)任務(wù)較為繁重，通過(guò)手機(jī)獲取來(lái)自他人的信息的時(shí)間較少， 不容易處于一種害怕錯(cuò)過(guò)更多信息的焦慮之中。因此，錯(cuò)失焦慮處于中等偏低水平。

3.2 本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與錯(cuò)失焦慮與多維狀態(tài)無(wú)聊均呈正相關(guān)，錯(cuò)失焦慮與多維狀態(tài)無(wú)聊呈正相關(guān) 本研究結(jié)果顯示， 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與多維狀態(tài)無(wú)聊總分呈正相關(guān)（r=0.354，P＜0.01），即本科護(hù)生在社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較越多，其多維狀態(tài)無(wú)聊傾向越強(qiáng)。 究其原因，當(dāng)本科護(hù)生瀏覽社交網(wǎng)絡(luò)中的信息時(shí)，容易與社交網(wǎng)絡(luò)中的消極信息進(jìn)行比較，使其更多關(guān)注自己與這些信息的相同之處，產(chǎn)生同化效應(yīng)，并進(jìn)一步導(dǎo)致更多消極的情緒[1]，消極情緒更容易引起無(wú)聊的產(chǎn)生[22]。

本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較與錯(cuò)失焦慮總分呈正相關(guān)（r=0.476，P＜0.01），即本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較越強(qiáng)，其錯(cuò)失焦慮水平越高。究其原因， 社交網(wǎng)站能為本科護(hù)生提供社會(huì)比較需求的跨時(shí)間、跨空間的他人信息，當(dāng)其通過(guò)網(wǎng)絡(luò)獲知他人的精彩經(jīng)歷， 容易將自己與他人的這些信息進(jìn)行比較， 造成其長(zhǎng)時(shí)間處在擔(dān)憂他人是否經(jīng)歷了精彩事件的情緒中，容易產(chǎn)生錯(cuò)失焦慮。

本組護(hù)理本科生錯(cuò)失焦慮與多維狀態(tài)無(wú)聊總分呈正相關(guān)（r=0.395，P＜0.01），即本科護(hù)生錯(cuò)失焦慮水平越高，其多維無(wú)聊狀態(tài)傾向越強(qiáng)。 究其原因，當(dāng)個(gè)體處于高水平的錯(cuò)失焦慮時(shí)， 容易使其出現(xiàn)更多的認(rèn)知失敗行為[8]。 難以集中注意、低水平的抑制控制、 認(rèn)知靈活性弱化等認(rèn)知失敗行為容易導(dǎo)致個(gè)體出現(xiàn)無(wú)聊體驗(yàn)[23]。

3.3 多維狀態(tài)無(wú)聊在本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較和錯(cuò)失焦慮間有部分中介作用 中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示， 本組本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較對(duì)錯(cuò)失焦慮有正向預(yù)測(cè)作用（β=0.651，P＜0.01），多維狀態(tài)無(wú)聊在本科護(hù)生社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較和錯(cuò)失焦慮間有部分中介作用（β=0.143，P＜0.01），表明社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較可以直接影響錯(cuò)失焦慮， 也可以通過(guò)多維狀態(tài)無(wú)聊的中介作用間接影響錯(cuò)失焦慮。 究其原因，當(dāng)個(gè)體處于無(wú)聊狀態(tài)時(shí)，即體驗(yàn)到包括焦躁不安、缺乏刺激、缺乏挑戰(zhàn)、缺乏意義或目的等情緒， 容易激發(fā)個(gè)體產(chǎn)生試圖改變當(dāng)前情境的動(dòng)機(jī)和行為[9]。 社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較行為依托互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)， 互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為用戶所提供的社會(huì)比較線索相比現(xiàn)實(shí)生活更加形象化與理想化[1]，因此給個(gè)體社會(huì)比較提供了更加豐富的比較機(jī)會(huì)。 本科護(hù)生通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)獲取來(lái)自他人經(jīng)過(guò)仔細(xì)挑選和編輯的內(nèi)容信息，使其更多關(guān)注他人優(yōu)于自己的特征，產(chǎn)生對(duì)比效應(yīng)，更使其容易陷入焦躁不安的無(wú)聊情緒之中。當(dāng)本科護(hù)生處于多維狀態(tài)無(wú)聊的情緒體驗(yàn)時(shí)， 他們希望通過(guò)各種途徑來(lái)緩解這種無(wú)聊感， 而功能多樣的手機(jī)社交媒體， 既可以便捷地幫助個(gè)體獲得信息資訊也可以滿足個(gè)體整合與互動(dòng)、自我呈現(xiàn)的心理[24]，更容易導(dǎo)致本科護(hù)生在情感上害怕錯(cuò)失趣味性、 娛樂(lè)性或有用性的信息，而處于錯(cuò)失焦慮之中。

建議高等醫(yī)學(xué)院校護(hù)理教育者重視社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較、多維狀態(tài)無(wú)聊對(duì)錯(cuò)失焦慮的影響，督促本科護(hù)生正確的運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)，提高自身自控力，有目標(biāo)的抉擇自己所要獲得的消息, 強(qiáng)化自身對(duì)信息的認(rèn)知， 客觀合理的看待他人在網(wǎng)絡(luò)所呈現(xiàn)的積極或消極信息, 減少通過(guò)社交網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)比較產(chǎn)生的消極情緒，從而減少錯(cuò)失焦慮。 此外，重視多維狀態(tài)無(wú)聊對(duì)錯(cuò)失焦慮的間接作用。 可開(kāi)展大學(xué)生時(shí)間管理課程，引導(dǎo)其合理的規(guī)劃并利用時(shí)間，立清晰的人生追求目標(biāo)， 合理安排人生規(guī)劃， 充實(shí)自身的大學(xué)生活，在源頭上滿足自身的基本心理需要，減少無(wú)聊狀態(tài)的產(chǎn)生，同時(shí)避免陷入錯(cuò)失焦慮之中。

4 不足之處

本研究不足之處在于， 僅對(duì)長(zhǎng)沙市1 所民辦本科院校的本科護(hù)生進(jìn)行調(diào)查， 未來(lái)需要進(jìn)一步擴(kuò)大抽樣范圍進(jìn)一步探討。