1 问题提出

互联网的出现，不但改变了这个世界，也改变了人们思考世界和相互交流的方式。社交网站已成为人际互动的重要平台(Gosling & Mason，2015)。数据显示，截止2015年6月，国外最受欢迎的社交网站Facebook全球活跃用户数达14.9亿，约占世界总人口的20%；截止2015年12月，我国社交网站用户规模为5.3亿，社交网站在网民中的渗透率高达77%(中国互联网络信息中心，2016)。社交网站使用对个体心理效应的影响也成为研究热点，尽管大量研究证实了社交网站使用的积极效应(Sheldon，Neetu，& Christian，2011; Zhong，2014)。然而，亦有不少研究发现了社交网站依赖(也称社交网站成瘾倾向，本文的“社交网站依赖”等同于“社交网站成瘾倾向”)及其导致的各种心理和社会问题(Griffiths，Kuss，& Demetrovics，2014; Hong，Huang，Lin，& Chiu，2014; Ryan，Chester，Reece，& Xenos，2014; Wilson，Fornasier，& White，2010; Wu，Cheung，Ku，& Hung，2013)。社交网站依赖干扰个体的睡眠、工作、学习等重要日常活动，甚至控制个体的生活，例如：线上人际关系替代线下人际关系(Milošević--Dorđević & Žeželj，2014)。

鉴于社交网站依赖对个体身心和生活的消极效应，社交网站依赖的成因正在并已经引起相关领域研究者的重视。研究表明，个体的人口学特征如性别、年龄以及城乡区域，心理特质如低自尊、低自我效能、高内向性以及抑郁性格，动机如建立关系、维持友谊、逃避现实、自我呈现和娱乐，行为如社交网站使用等因素是社交网站依赖的重要形成原因(Chen & Kim，2013; Kuss & Griffiths，2011; Hong et al.，2014; Milošević--Dorđević & Žeželj，2014; Wan，2009)。其中，社交网站使用与社交网站依赖的关系得到了一定探讨。研究表明，社交网站使用强度与社交网站依赖之间存在中等程度正相关，个体的社交网站使用时长能显著预测其社交网站依赖(Błachnio，Przepiorka，& Pantic，2016; Hong et al.，2014; Wilson et al.，2010; Wu et al.，2013)。然而，仅仅探讨使用和依赖的相关是远远不够的，为了更好地对青少年社交网站依赖进行预防和干预，必须关注其影响机制。

1.1 积极自我呈现的中介作用

目前，有关社交网站使用依赖的专门理论尚不完善，国外学者普遍认为社交网站依赖属于网络依赖或成瘾的一种子类别(Ryan et al.，2014; Wilson et al.，2010; Wu et al.，2013)。此外，由于社交网站的主要功能是建立和维持人际关系，社交网站依赖也常常被看作一种网络关系依赖(Hong et al.，2014)。可见，社交网站依赖者并非依赖社交媒体本身，而是依赖特定的网络社交活动(Griffiths，2009)。因此，社交网站依赖可以从网络依赖和社会交往的相关理论得到解释。

经典的媒介“使用与满足”理论(Uses and Gratifications Theory)，从个体的需求出发，认为个体的社会和心理需求会诱发其网络使用渴求，尤其是个体的需求在线下情境得不到满足时，个体更渴望从社交网站中获得满足；一旦个体通过社交网站满足其需求，并过度沉溺其中，对社交网站使用行为失去控制，就导致社交网站依赖(Ryan et al.，2014)。自我呈现既是社交网站的主要功能，也是社会交往的重要内容。自我呈现是一个自觉的印象控制过程，即个体为使他人按其愿望看待自己而展示自我(陈浩，赖凯声，董颖红，付萌，乐国安，2013)。研究表明，社交网站中的自我呈现能满足个体的自我呈现需要(Krämer & Winter，2008; Nadkarni & Hofmann，2012; 姚琦，马华维，阎欢，陈琦，2014)。并且，相比于面对面的日常情境，个体在社交网站环境中更有控制力，能选择性地、策略性地进行自我呈现(Ellison，Heino，& Gibbs，2006)。网络成瘾的社会技能缺陷理论(Social Skills Deficit Theory)也指出，相比于线下交往，线上交往因其灵活、有弹性的自我呈现而更具吸引力。个体使用网络，通过有选择的呈现可以创造、夸大或强化自我的积极方面，导致过度依赖网络(Shaw & Black，2008)。事实上，实证研究也指出，自我呈现与社交网站依赖相关，自我呈现能显著正向预测社交网站依赖(Chen & Kim，2013)。最后，需要说明的是，个体在社交网站中可能采取不同的自我呈现策略，例如有选择性地发布或上传有助于塑造积极正面个人形象的信息即积极自我呈现；或者不做修饰、坦诚而深度地自我表露，呈现自己的真实情况即真实自我呈现(Kim & Lee，2011; Michikyan，Subrahmanyam，& Dennis，2014)。积极自我呈现使个体聚焦于自我相关的正面信息，易产生一种过于乐观的积极错觉，强化其使用行为，从而导致社交网站依赖(Griffiths，2009; Robins & Beer，2001)。由此，基于使用与满足理论、社会技能缺陷理论以及实证研究结果，本研究假设积极自我呈现在社交网站使用与依赖的关系中起中介作用。

1.2 关系型自我构念的调节作用

整体而言，社交网站使用影响积极自我呈现，但其效应大小可能受到其他个体特征的影响，比如自我构念(Michikyan et al.，2014; Shim，Lee-Won，& Park，2016)。以往研究发现，自我构念影响自我呈现(Chang，2015; Lalwani & Shavitt，2009; Shim et al.，2016)。Markus和Kitayama(1991)首先提出自我构念的概念，来描述个体如何定义或建构自我。其中，关系型自我构念(Relational-Interdependent Self-construal)是指个体根据与重要他人的关系来知觉和理解自己的倾向(Cross，Bacon，& Morris，2000)。关系型自我构念水平较高的个体喜欢根据与重要他人的关系来定义自己，更倾向于考虑他人的想法；而关系型自我构念水平较低的个体喜欢独立自主地定义自己，更倾向于考虑自己的兴趣(李爽，毕重增，黄丽，2014)。实证研究也表明，高关系型自我构念的个体更看重与朋友们的交流，更考虑朋友的感受，他们对关系表现出更多的关注(Cross，Morris，& Gore，2002; Gore & Cross，2006)。在社交网站Facebook中，自我构念也会影响个体的社交倾向和自我呈现，高关系型自我构念的个体表现出关系取向，更看重与朋友的关系维持(Chang，2015; DeAndrea，Shaw，& Levine，2010)。而以往研究发现，积极自我呈现给个体带来愉快体验、幸福感等个人收益的同时，可能让其付出社交代价(Cooney，Gilbert，& Wilson，2014)。在社交情境尤其是优于他人的社交情境中，展示非凡经历、表达积极情绪等积极自我呈现，会造成他人的反感、厌恶和排斥，导致消极的人际后果(Cooney et al.，2014; Kalokerinos，Greenaway，Pedder，& Margetts，2014; Schall，Martiny，Goetz，& Hall，2016)。正是由于高关系型自我构念的个体倾向于维护关系、更看重朋友的感受，而积极自我呈现又带来消极人际代价，我们推测，即使同等程度的社交网站使用，高关系型自我构念的个体相对于低关系型自我构念的个体表现出更少的积极自我呈现。此外，虽然没有研究直接将关系型自我构念作为社交网站使用影响积极自我呈现的调节变量，但其他研究也为我们提供了一些线索，例如跨文化研究表明，相比于美国人，韩国人的关系型自我构念水平更高(Bresnahan et al.，2005)，韩国人的Facebook使用产生更少的积极自我呈现(Lee-Won，Shim，Joo，& Park，2014)。这在一定程度上提示，社交网站使用与积极自我呈现之间的关系可能受到关系型自我构念的调节。因此，本研究假设，关系型自我构念在社交网站使用与积极自我呈现之间起调节作用。具体来说，相对于低关系型自我构念的个体，高关系型自我构念个体的社交网站使用对积极自我呈现的影响更小。

综上所述，本研究拟探讨社交网站使用、积极自我呈现、关系型自我构念与社交网站依赖四者之间的关系及其作用机制，提出一个有调节的中介模型及3个研究假设：H1社交网站使用正向预测社交网站依赖；H2积极自我呈现在社交网站使用与依赖的关系中起中介作用；H3关系型自我构念调节社交网站使用通过积极自我呈现影响社交网站依赖的前半路径(见图 1)。

2 方法 2.1 对象

采取方便抽样法，从武汉市某两所高校选取具有3个月以上社交网站(指微信朋友圈和QQ空间)使用经验的大学生658名，回收有效问卷630份，有效回收率为95.74%。其中，男生277人(44.00 %)，女生353人(56.00%)；文科376人，理工科254人。年龄为17~25岁，平均年龄19.03岁(标准差1.11岁)。就社交网站(最常使用的一种)好友规模而言，20.3%的大学生其好友数量小于50人，50.5%的大学生介于50~200人，18.2%的大学生介于200~300人，11.0%的大学生超过300人。就日平均社交网站使用时间而言，15.2% 的大学生在30分钟以内，13.3%的大学生31~60分钟，20.0%的大学生1~2小时，17.3%的大学生2~3小时；11.0%的大学生3~4小时；23.2%的大学生超过4小时。

2.2 测量工具 2.2.1 社交网站使用强度问卷

社交网站使用强度问卷，共8个项目。其中，前2个项目采用自我报告法测量个体在社交网站中的好友数量及日平均使用时间；后6个项目采用“非常不符合”到“非常符合” 5点评分，测量个体与社交网站的情感联系强度以及社交网站融入个体生活的程度。将个体在这些问题上的得分转化为标准化分数并计算其总均分，分数越高代表个体社交网站使用强度越高(Ellison，Steinfield，& Lampe，2007)。本研究中，该问卷主体6个项目验证性因素分析的拟合指标如下：χ²/df =4.71，RMSEA=0.08，NFI=0.98，GFI=0.99，CFI=0.99。内部一致性系数Cronbach’s α为0.83。

2.2.2 社交网站自我呈现量表

社交网站自我呈现量表的积极自我呈现分量表，共6个项目，采用“完全不符合”到“完全符合”7点评分，分数越高代表个体在社交网站中选择性呈现自己积极方面的程度越高(Kim & Lee，2011)。研究表明，对原始问卷翻译后的验证性因素分析拟合指标良好(牛更枫等，2015)。本研究中，该量表验证性因素分析的拟合指标如下：χ²/df =4.10，RMSEA=0.07，NFI=0.98，GFI=0.99，CFI=0.98。内部一致性系数Cronbach’s α为0.83。

2.2.3 关系型自我构念量表

中文版关系型自我构念量表，共9个项目，采用“完全不同意”到“完全同意”7点评分，总均分即关系型自我构念的指标(Cross et al.，2000; 李爽等，2014)。本研究中，该量表验证性因素分析的拟合指标良好：χ² /df=5.49，RMSEA=0.08，NFI=0.96，GFI=0.95，CFI=0.97。内部一致性系数Cronbach’s α为0.93。

2.2.4 社交网站依赖量表

采用简版社交网站成瘾倾向量表测量个体社交网站使用对个体生活扰乱的程度，共6个项目，例如：因为我长时间刷社交网站，我的睡眠时间比以前少了；我宁愿花一个下午或者晚上玩社交网站，也不愿意把这些时间用于其他活动(Milošević--Dorđević & Žeželj，2014)。量表采用“完全不同意”到“完全同意”5点评分，对原始量表翻译后进行验证性因素分析，拟合指标如下：χ² /df =5.56，RMSEA=0.08，NFI=0.97，GFI=0.98，CFI=0.97。本研究中，该量表的内部一致性系数Cronbach’s α为0.81。

2.3 共同方法偏差检验

由于本研究所有变量数据均来自大学生自我报告，可能存在共同方法偏差。因此，采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行统计确认(Podsakoff，Mackenzie，Lee，& Podsakoff，2003; 周浩，龙立荣，2004)。结果显示，特征根大于1的因素共5个，其中第一个因素解释的累计变异量只有26.28%，小于40%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3 结果 3.1 社交网站使用、关系型自我构念、积极自我呈现和社交网站依赖的相关分析

相关分析表明，社交网站使用与关系型自我构念、积极自我呈现、社交网站依赖呈显著正相关。积极自我呈现与关系型自我构念、社交网站依赖呈显著正相关。关系型自我构念与社交网站依赖的相关不显著(见表 1)。

3.2 社交网站使用与依赖的关系：有调节的中介模型的检验

根据Hayes(2013)以及温忠麟和叶宝娟(2014)的观点，需要对3个回归方程的参数进行估计：方程1估计自变量(社交网站使用)对因变量(社交网站依赖)的总体效应；方程2估计自变量(社交网站使用)对中介变量(积极自我呈现)的预测效应以及调节变量(关系型自我构念)对两者关系的调节效应；方程3估计自变量(社交网站使用)、中介变量(积极自我呈现)对因变量(社交网站依赖)的直接效应。

以往研究表明，性别、年龄是影响个体社交网站依赖的因素(Chen & Kim，2013; Ryan et al.，2014)。在每个方程中，对所有预测变量进行标准化处理，对性别、年龄进行控制。如果模型估计满足以下3个条件，则说明有调节的中介效应存在：(a)方程1中，社交网站使用对依赖的总效应显著；(b)方程2中，社交网站使用对积极自我呈现的效应显著，且关系型自我构念的调节效应显著；(c)方程3中，社交网站使用、积极自我呈现对社交网站依赖的效应显著(Hayes，2013; Muller，Judd，& Yzerbyt，2005; 温忠麟，叶宝娟，2014)。

此外，本研究所有预测变量方差膨胀因子均不高于2.0，说明不存在多重共线性问题。

如表 2所示，方程1显著，社交网站使用正向预测社交网站依赖，满足条件(a)；方程2显著，社交网站使用正向预测积极自我呈现，且关系型自我构念的调节效应显著，满足条件(b)；方程3显著，社交网站使用正向预测社交网站依赖，积极自我呈现正向预测社交网站依赖，满足条件(c)。

为了更清楚地解释社交网站使用与关系型自我构念交互效应的实质，我们将关系型自我构念按平均分正负一个标准差分出高低组，考察在不同关系型自我构念水平上社交网使用对积极自我呈现的影响(即简单斜率检验)。结果表明，当关系型自我构念水平较低时，社交网使用对积极自我呈现的正向预测显著(B_simple=0.68，t=6.51，p<0.001)；当关系型自我构念水平较高时，社交网使用对积极自我呈现正向预测作用减弱(B_simple=0.27，t=2.98，p<0.01；B_simple=0.68减弱为B_simple=0.27)。

综上所述，社交网站使用通过积极自我呈现这一中介变量对社交网站依赖产生影响的过程受到关系型自我构念的调节。相比于高关系型自我构念的大学生而言，低关系型自我构念大学生的社交网站使用通过积极自我呈现对社交网站依赖的间接效应相对更强。

4 讨论 4.1 积极自我呈现的中介作用

本研究发现，社交网站使用显著正向预测社交网站依赖，验证了假设H1，与以往研究结果一致(Hong et al.，2014; Wilson et al.，2010; Wu et al.，2013)。而进一步的中介效应检验发现，积极自我呈现在社交网站使用与依赖之间起中介作用，验证了假设H2，说明社交网站依赖的形成机制同样符合经典的媒介“使用与满足”理论(Alhabash，Chiang，& Huang，2014; Ryan et al.，2014; Sofiah，Omar，Bolong，& Osman，2011; Wan，2009)。社交网站允许人们在有限制的网络系统内建立公开或半公开的个人页面，这有别于面对面的即时互动，人们有充足的时间去编辑和筛选信息，对“呈现什么”以及“如何呈现”有更多的控制(Walther，2007; 陈浩等，2013)。社交网站的这些特性有助于个体得心应手地进行积极呈现，而积极自我呈现满足了自我呈现、社会交往、自我增强、自我提升等需要，这些积极体验强化其使用行为，加重个体的社交网站依赖(Griffiths，2009; Ryan et al.，2014)。更重要的是，中介机制将社交网站使用与依赖的关系路径深入到积极自我呈现这一具体行为层面，在一定程度上回应了以往研究曾多次提到的关于诱发特定网络依赖的特定因素这一问题(Alhabash et al.，2014; Sussman，Leventhal，& Ames，2011)。

此外，中介作用揭示了积极自我呈现的消极效应。以往研究已经证实了社交网站中积极自我呈现对个体社会心理适应的积极效应，如让个体保持愉悦的心情和积极的自我概念、体验到更多的积极情绪、获得更高的生活满意度(Kim & Lee，2011; 牛更枫等，2015)。本研究则揭示了积极自我呈现对个体适应的消极效应，积极自我呈现给个体带来收益的同时，不仅可能让个体付出社交代价(Cooney et al.，2014; Kalokerinos et al.，2014)，而且可能让个体面临陷入媒介依赖的风险。

4.2 关系型自我构念的调节作用

本研究检验了关系型自我构念在社交网站使用与积极自我呈现之间的调节作用，结果与假设H3一致。具体来说，相对于低关系型自我构念的个体，高关系型自我构念个体的社交网站使用更少通过积极自我呈现影响其社交网站依赖。高关系型自我构念个体倾向于将自己与他人紧密关联，注重亲密他人的需求和看法，想要实现和谐有益的交往(Cross et al.，2000; 李爽等，2014)。关系型自我构念不仅与动机、认知和情绪有关，还影响个体的行为，这种影响在关系情境中最为显著(Cross et al.，2002; 曾婷，2013)。社交网站是典型的关系情境，研究表明，积极自我呈现和真实自我呈现对个体心理适应的作用机制并不相同。相对来说，积极自我呈现是自我取向，关键在于塑造积极自我形象；真实自我呈现是关系取向，关键在于促进人际关系的发展(Kim & Lee，2011; 牛更枫等，2015)。低关系型自我构念的个体更倾向于将自己与他人分离，作为独立的个体存在，更强调自我评价的独立性，较少考虑他人的想法，由此，更可能采取自我取向的呈现策略，即积极自我呈现；高关系型自我构念的个体则相反(Chang，2015; 李爽等，2014)。此外，虽然积极自我呈现有助于建立积极的自我形象和自我概念，但是它修饰或隐瞒了自我负面信息，尤其当个体面临困境或难题时，不利于同伴间的消息传递，难以通过人际互动获得有效帮助(Kim & Lee，2011; 牛更枫等，2015)。这有悖于高关系型自我构念个体的社会交往动机和倾向，他们以关系定义自我，为了促使交往更深入、有益，他们在社交网站使用中更少采用积极自我呈现。所以，相对于低关系型自我构念的个体，高关系型自我构念个体的社交网站使用更少通过积极自我呈现影响其社交网站依赖。

4.3 研究意义、不足与展望

综合个体的自我和行为特征，本研究发现，社交网站使用影响社交网站依赖存在一个有调节的中介模型。这是本研究在以往研究基础上对社交网站使用与依赖的内部作用机制的深入。社交网站依赖已成为继网络游戏、赌博以及色情成瘾以后的一种新型网络成瘾形式(Kuss & Griffiths，2011; Ryan et al.，2014)。基于本研究的结果，自我特征作为影响个体行为的内部稳定人格属性，增加了“什么样的人”的信息，促使问题进一步深入到“什么样的人”“怎么做”以及“做什么”导致社交网站依赖，反映出其复杂作用过程。同时，启示大学生心理健康工作在社交网站依赖干预中应综合考虑个体的人格、动机和行为特征。

需要注意的是，本研究虽然探讨了社交网站使用、积极自我呈现、关系型自我构念与社交网站依赖的关系，但是限于横断设计和相关研究的特性，四者的因果关系可能并不完全可靠。后续，还需要追踪研究做进一步验证。此外，关于社交网站依赖的形成机制研究还可以从以下几个方面深入：首先，积极自我呈现在社交网站使用与依赖之间起部分中介作用，提示可能还存在其他的中介变量，未来研究可以继续探讨，为干预提供更多方向和选择；第二，本研究考察的社交网站使用是综合使用时间和个体情感卷入的一般性使用，积极自我呈现属于主动使用，研究表明，相对于主动社交网站使用，被动使用对个体心理适应的影响更消极(Verduyn et al.，2015)。很有必要全面地考察不同使用方式对社交网站依赖的作用。第三，本研究探讨的积极自我呈现是一个相对大的概念，后面可以将积极自我呈现分类，如炫富类的炫耀性积极自我呈现、自拍类的美颜积极自我呈现等，考察不同积极自我呈现对社交网站依赖的作用。最后，本研究仅关注了影响社交网站依赖的个体变量，没有考察环境变量，而有关网络依赖的研究已经证实环境变量的重要性，社交网站依赖作为基于网络的特定类型的依赖，环境变量的影响也不容忽视。未来应该纳入人际环境、家庭环境等变量，丰富社交网站依赖的研究内容、建立社交网站依赖的理论体系。

5 结论

综上所述，本研究发现：(1)社交网站使用对社交网站依赖有显著的正向预测作用；(2)积极自我呈现在社交网站使用与依赖之间起部分中介作用；(3)社交网站使用通过积极自我呈现对社交网站依赖的间接效应受到关系型自我构念的调节。具体来说，相对于高关系型自我构念的大学生，间接效应对于低关系型自我构念的大学生更加显著。

致谢 感谢武汉大学经济与管理学院博士后魏华在文章修改过程中提供的建议和帮助，感谢匿名审稿专家在审稿过程中提出的宝贵意见。