韓 靜 尹 彬

（福建師范大學心理學院，福州 350108）

1 引言

錯失焦慮是一種彌散型的廣泛型焦慮， 是指個體當得知他人擁有比自己更精彩的經歷或者信息而自己不知道時，產生的一種不安的消極情緒（Silvia，Laura， ＆ Giulia， 2018）。錯失焦慮表現為渴望與朋友交流，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，錯失焦慮進一步可被細分為錯失信息焦慮與錯失情境焦慮， 分別從心理特征和外在表現上來定義（李琦， 王佳寧， 趙思琦等， 2019）。 以往研究表明， 錯失焦慮能夠顯著正向預測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）、 社交網站成癮 （張永欣， 姜文君， 丁倩等， 2019）等。 此外，錯失焦慮也能夠通過社交媒體的作用對記憶力、注意力、決策力等認知層面造成一定的損害，導致認知失?。◤垇喞?， 李森，俞國良， 2020）。 還有研究顯示，錯失焦慮還會影響個體的購物傾向， 個體可能會因為擔心錯過與同伴產生共鳴的機會而選擇購買某個產品（Sparks，2012）。 而從決策角度來說，錯失焦慮可能會讓一個人難以做出令自己滿意的決策， 使得生活失去快樂（Przybylski et al.， 2013）。 比如當你想根據目前條件做決策時， 你可能會擔憂自己錯過了更有利的條件而做了錯誤的決策。因此，對錯失焦慮的產生機制進行深入的研究不但能夠為減少網絡成癮， 促進個體心理健康提供一定的理論依據， 也能夠為消費心理學領域涉及的消費決策提供一些啟示。

自我決定理論認為，個體擁有歸屬感、決定感、勝任感（Deci ＆ Ryan， 1985）。 馬斯洛需要層次理論也提出，每個人都有歸屬于某個團體、與他人建立關系的需要，那么當個體感到與同伴信息不同步、信息缺失時，個體的歸屬感可能會遭到破壞，迫切想知道朋友的有關消息，因此就產生了錯失焦慮。與歸屬感緊密聯系的還有孤獨感， 孤獨感是一種常見的消極情緒體驗， 是由于實際的社會人際關系無法滿足自身的現實需要而產生的 （Rauch ＆ Robert，1993）。 孤獨類型理論認為，情感孤獨是個體與朋友情感疏離，而社交孤獨則是與朋友缺少交流（Weiss，1987），可見孤獨感與社會人際交往密不可分。 研究顯示，孤獨感更高的個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系，可能會更懼怕錯失他人的有關信息。 由此提出假設（1）：孤獨感能夠顯著正向預測錯失焦慮。 與人際交往焦慮有廣泛聯系的還有懼怕否定評價， 懼怕否定評價是指害怕他人給予自己負面評價， 是引起社交焦慮的主要原因之一，可以用來衡量社交焦慮的認知層面（Watson＆ Friend， 1969）。高懼怕否定的個體容易因為他人的否定評價而變得焦慮從而導致社交困難。 懼怕否定不但導致社交障礙， 而且會損傷歸屬感（Chu，Buchman-Schmitt， ＆ Moberg et al.， 2015）。 從否定本身的意義來說，被他人或者一個團體否定，就表達了排斥與歸屬感的破壞， 因此擔心錯失朋友的信息造成情感上的疏離而產生被否定感可能也是錯失焦慮的產生原因之一，由此提出假設（2）：懼怕否定評價能夠顯著正向預測錯失焦慮。前人研究顯示，孤獨感能夠正向預測懼怕否定評價 （Cacioppo et al.，2006）。 高孤獨感的個體渴望人群接納，更懼怕群體對自己的否定以免更孤獨。 因此綜上考慮提出假設（3）：懼怕否定評價在孤獨感與錯失焦慮之間起中介作用， 表現為高孤獨感個體懼怕否定評價造成歸屬感損害，從親密好友處獲得歸屬感的需求更強烈，因此面對好友信息錯失將更為焦慮。

心理彈性是指個體適應壓力、 從壓力中恢復的能力， 能夠在一定程度上幫助個體抵御消極因素對個體的損害（Fletcher ＆ Sarkar， 2013）。 有研究表明， 高心理彈性能夠降低父母嚴厲管教對特質焦慮的影響（程珂煒， 2019）。 父母嚴厲管教是指父母通過辱罵、責打等消極有害的方式塑造孩子的行為，特質焦慮是長期形成的習慣性焦慮。 嚴厲管教容易造成父母與孩子之間形成消極的依戀關系， 在孩子眼里，犯錯誤、被否定的代價是巨大的身心損害，預示著未來可能有較高的懼怕否定評價。 錯失焦慮屬于焦慮的亞類（柴喚友， 牛更楓， 褚曉偉等，2018），因此本文在以往研究的基礎上提出假設（4）：心理彈性能夠調節(jié)懼怕否定評價對錯失焦慮的影響， 也能夠調節(jié)懼怕否定評價的中介作用， 形成一個有調節(jié)的中介模型，模型見圖1。

圖1 中介調節(jié)模型圖

2 方法

2.1 被試

本研究采用問卷法， 線上調查了418 名在校大學生，刪除不認真作答的問卷8 份，剩余410 份有效問卷， 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，農村地區(qū)204 人，城鎮(zhèn)地區(qū)206 人。

2.2 工具

2.2.1 孤獨感量表

孤獨感量表（第三版）選自《心理衛(wèi)生評定量表手冊》（增訂版）（汪向東， 王希靈， 馬弘， 1997），共20 題，4 點李克特計分，總分越高表明被試孤獨感越高。 該量表在大學生群體中的克隆巴赫α 系數為0.94， 因此適合用來調查大學生群體。 在本次調查中，孤獨感量表的克隆巴赫α 系數為0.87。

2.2.2 錯失焦慮量表

錯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 點李克特量表計分，總分越高表明被試錯失焦慮程度越高。該量表共有兩個因子，分別為錯失信息焦慮和錯失情境焦慮。總量表、錯失信息和錯失情境焦慮的科隆巴赫α 系數分別為 0.72、0.78、0.70，具有良好的信效度，可以用來評估大學生的錯失焦慮。在本次調查中，錯失焦慮總量表、 錯失信息因子和錯失情境因子的克隆巴赫 α 系數分別為 0.79、0.79 和 0.69。

2.2.3 懼怕否定評價量表

懼怕否定評價量表選自 《心理衛(wèi)生評定量表手冊》（增訂版）（汪向東， 王希靈， 馬弘， 1997）。該簡明量表共有12 題，5 點李克特計分， 總分越高表明被試越懼怕否定評價，內部一致性系數為0.90，具有較好的信效度，適合用來調查大學生群體。在本次調查中，懼怕否定量表的克隆巴赫α 系數為0.88。

2.2.4 心理彈性量表

心理彈性問卷由高志華（2013）等編制，共有11題，7 點李克特計分，總分越高表明被試心理彈性品質越好。 該量表內部一致性系數為0.81， 信效度較好，適合用來做調查研究。 在本次調查中，心理彈性量表的克隆巴赫α 系數為0.87。

2.3 數據處理

采用SPSS24.0 進行描述統計、相關分析和回歸分析，在SPSS 中使用PROCESS3.0 宏進行中介和調節(jié)效應檢驗， 并采用偏差校正的百分位Bootstrap法， 通過抽取5000 個Bootstrap 樣本估計中介或調節(jié)效應的95%置信區(qū)間。

2.4 共同方法偏差檢驗

本研究采用問卷調查法。數據收集完成后，進一步采用Harman 單因子檢驗（周浩，龍立榮， 2004）對上述4 個問卷所有項目進行共同方法偏差檢驗。結果發(fā)現，未旋轉情況下用主成分分析法提取了10個因子的特征值大于1， 并且第一個因子解釋的變異量為18.67%， 小于40%的臨界標準，表明共同方法偏差問題不明顯。

3 結果

3.1 描述統計、相關分析與差異檢驗

表1 總結了各變量的平均數和標準差， 以及變量間的相關系數，結果發(fā)現：孤獨感、錯失焦慮、懼怕否定評價彼此兩兩顯著正相關； 心理彈性與孤獨感顯著負相關，與錯失情境焦慮顯著正相關，與錯失信息焦慮相關不顯著。 對被試錯失信息焦慮和錯失情境焦慮進行相關樣本t 檢驗， 結果顯示， 錯失情境焦慮顯著高于錯失信息焦慮，t（1，409）＝10.95，p＜0.001。

表1 量表各維度描述統計與兩兩相關

3.2 懼怕否定的中介效應檢驗

在做分析時， 發(fā)現性別變量會對結果造成一定影響，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法（溫忠麟，葉寶娟， 2014b）對中介模型進行檢驗。 由表2 可知，檢驗孤獨感、懼怕否定評價、錯失情境焦慮構成的中介模型，孤獨感回歸 系 數 顯 著 （M3，β ＝0.14，p ＜0.01；M5，β ＝0.29，p ＜0.001），懼怕否定評價回歸系數顯著（M6，β＝0.26，p＜0.001），但是在去除懼怕否定評價的影響后，孤獨感不能直接預測錯失情境焦慮 （M8，β＝0.07，p＝0.15）。Bootstrap 運算結果顯示，懼怕否定評價中介效應的置信區(qū)間為［0.0144，0.0417］，未包括 0 在內，中介效應顯著。結果說明未控制懼怕否定評價的影響時，孤獨感對錯失情境焦慮的影響顯著， 但是當控制了懼怕否定評價的影響時， 孤獨感對錯失情境焦慮的影響就變得不顯著， 說明懼怕否定評價在孤獨感對錯失情境焦慮的影響中起完全中介作用。

檢驗孤獨感、懼怕否定評價、錯失信息焦慮構成的中介模型，孤獨感回歸系數顯著（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 價 回 歸 系 數 顯 著 （M7，β ＝0.39，p ＜0.001）。 Bootstrap 運算結果顯示，懼怕否定評價中介效應的置信區(qū)間為［0.0250，0.0605］，未包括 0在內，中介效應顯著。 說明懼怕否定評價在孤獨感對錯失信息焦慮的影響中起部分中介作用， 中介效應量為41.89%。

表2 懼怕否定評價中介效應分析

3.2 心理彈性調節(jié)效應檢驗

先采用層次回歸檢驗心理彈性簡單調節(jié)效應，檢驗時將心理彈性和懼怕否定評價進行中心化，相乘得到調節(jié)項，同樣性別作為控制變量被排除在外。由表3 可知， 調節(jié)項不能顯著預測錯失情境焦慮（M10，β＝-0.08，p＝0.11）， 但是能夠顯著預測錯失信息焦慮（M11，β＝-0.10，p＜0.05）。進一步 Bootstrap 運算結果顯示，調節(jié)項能夠顯著預測錯失信息焦慮，效應值為-0.01，置信區(qū)間為［-0.0154，-0.0005］，未包括 0 在內（△R2＝0.01，p＜0.05），結果說明，心理彈性在懼怕否定評價對錯失信息焦慮的影響中起簡單調節(jié)作用。 以心理彈性的均值加減一個標準差分為高分組和低分組，高分組的效應值為0.32，置信區(qū)間為［0.2108，0.4303］；低分組的效應值為 0.48，置信區(qū)間為［0.3556，0.6029］。 結果說明高低心理彈性的個體在懼怕否定感增加時，錯失信息焦慮都會增加，但是高心理彈性的個體比低心理彈性的個體的錯失信息焦慮增加的程度更小。

表3 心理彈性的簡單調節(jié)效應分析

3.4 有調節(jié)的中介效應檢驗

將性別作為控制變量， 根據溫忠麟有調節(jié)的中介模型檢驗法進行檢驗（溫忠麟，葉寶娟， 2014a）。結果如表4 所示：在孤獨感、懼怕否定評價、錯失信息焦慮、心理彈性構成的模型中，孤獨感的回歸系數顯著 （M13，β＝0.46，p＜0.001；M16，β＝0.31，p＜ 0.001），孤獨感×心理彈性的回歸系數也顯著 （M13，β＝-0.13，p＜0.01）； 懼怕否定評價×心理彈性回歸系數顯著（M16，β＝-0.10，p＜0.05）。 進一步采用 PROCESS 對14號模型進行驗證， 結果發(fā)現調節(jié)項的效應值為-0.01，置信區(qū)間為［-0.0155，-0.0013］，區(qū)間不包括 0，說明懼怕否定評價的中介效應的后半路徑受到心理彈性的調節(jié)。以心理彈性的均值加減一個標準差，分為高分組與低分組， 高分組效應值為0.23， 置信區(qū)間為［0.1197，0.3330］；低分組效應值為 0.39，置信區(qū)間為［0.2712，0.5184］，說明對心理彈性較高的個體來說，懼怕否定評價產生的中介效應更小， 錯失信息焦慮也更小。

表4 有調節(jié)的中介模型檢驗

4 討論

本研究發(fā)現，孤獨感能夠顯著預測錯失焦慮，驗證了假設（1），說明外界的信息能夠幫助孤獨感個體與朋友建立聯系以滿足歸屬感的需要。 手機是現代社會用來與朋友進行溝通交流的主要工具之一，能夠提供大量關于外界的即時信息。 而高孤獨個體和高錯失焦慮個體均容易手機成癮（何安明， 王晨淇，惠秋平， 2018； 張亞利， 李森， 俞國良， 2020），說明孤獨感個體和高錯失焦慮個體均能通過從手機中獲取及時信息來緩解心理上的不適感。 并且研究表明來自朋友的支持可以較好地緩解個體的孤獨感（陳雪峰，時勘， 2008），因此對于朋友消息的錯失會體驗到更高的焦慮。

懼怕否定評價是社交焦慮的認知層面， 研究者通常會采用懼怕否定評價量表來測量個體的社交焦慮（Watson ＆ Friend， 1969）。 有研究者認為，社交焦慮與錯失焦慮是社交情境下兩種相反的表現，社交焦慮較強的個體回避社交來減少不適感， 而錯失焦慮較強的個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）， 那么從這個角度來說懼怕否定評價應該能夠顯著負向預測錯失焦慮。 而實際結果卻是懼怕否定評價顯著正向預測錯失焦慮，驗證了假設（2），說明懼怕否定評價的個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系中尋求滿足，這與以往研究結果相符（鄧衍鶴， 向睿洋， 劉翔平， 2017）。因此社交焦慮的個體并非在所有的社交情境中均表現為回避狀態(tài)，這與生活經驗也相符合， 你可能會在某個不熟悉的社交活動中感到焦慮， 但是在熟悉的社交圈里時卻感到舒適與快樂， 社交焦慮與錯失焦慮均表現為對熟悉社交情境的趨近。 此外，符號互動理論認為，個體的自我概念是在外界信息對自身的不斷反饋與評價的過程中逐漸建立起來的。 而懼怕否定評價是一種消極的自我概念，自我接納程度低，這個消極的自我概念與從小習得的消極依戀關系有關 （楊捷，2013），因此曾經習得的被消極否定的經驗導致個體懼怕否定評價。 高懼怕否定評價的個體在多種陌生社交場合中表現焦慮和緊張而損害歸屬感， 在親密朋友處尋求支持與修復更為重要， 對朋友信息的需求可能就更為強烈。 高孤獨感個體歸屬感無法得到滿足，渴望群體接納。本研究表明孤獨感能夠顯著正向預測懼怕否定評價，與以往研究相符（Cacioppo et al.， 2006），說明高孤獨感個體更懼怕他人的否定評價，造成歸屬感進一步損害，因此懼怕否定評價在孤獨感對錯失焦慮的影響中起中介作用， 驗證了假設（3）。

總結前人研究，孤獨感、懼怕否定評價和錯失焦慮的深層原因皆與歸屬感較低有密切聯系 （Chu et al.， 2015； Mellor et al.， 2008）， 說明歸屬感是一種非常重要的心理需求。在心理健康領域，自殺人際理論表示，當個體的歸屬感得到滿足時，能夠較好地防止自殺（Joiner， 2005）；在職場中，歸屬感高的個體將得到更公平的機會（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經濟效益是一個值得重視的問題（Hoogervorst， Cremer， ＆ Dijkeet al.， 2012）。 這些說明歸屬感可能也是一個非常重要的中介變量，未來可增加對歸屬感的深入研究。

此外，本研究還檢驗了有調節(jié)的中介作用，發(fā)現心理彈性只能夠調節(jié)懼怕否定評價對錯失信息焦慮的中介影響， 卻不能調節(jié)懼怕否定評價對錯失情境焦慮的中介影響，部分驗證了假設（4），可能是因為錯失情境比錯失信息更容易體會到焦慮情緒， 心理彈性難以進行調節(jié)所致。 錯失情境焦慮之所以顯著高于錯失信息焦慮， 可能與社交情境更能夠滿足個體歸屬感有關。這與生活經驗也是契合的，僅僅通過網絡交流而很少見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，僅僅通過信息交流或許不夠，還要參與到真實的社交場景中去。心理彈性作為調節(jié)消極情緒的積極品質， 高心理彈性能夠減少孤獨感和懼怕否定評價對錯失信息焦慮的影響， 說明心理彈性確實能夠在一定程度上減少消極情緒帶來的負面作用。心理彈性較高，意味著個體有較安全的依戀（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系，對自身的評價更為積極與認同，因此心理彈性能夠減少懼怕否定評價對部分錯失焦慮的影響。

5 結論

孤獨感能夠正向預測錯失焦慮， 而懼怕否定評價在孤獨感對錯失焦慮的影響中起中介作用； 心理彈性能夠調節(jié)孤獨感對錯失信息焦慮的影響， 也能夠調節(jié)懼怕否定評價對錯失信息焦慮的影響； 心理彈性能夠調節(jié)孤獨感、懼怕否定評價、錯失信息焦慮所構中介模型的后半路徑。