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近十年来，随着互联网快速发展，我国互联网普及率达74.4%，网民使用手机上网的比例高达99.6%，其中大学生在网民中占比达84%。同时，社交媒介也越来越多，以QQ、微信为主的线上网络交流已占人们交流比例的66.43%。社交网络的发展为人们的交流带来便捷的同时，也产生了问题性社交。从此前学者的研究发现，尽管错失恐惧（fear of missing out，FoMO）广泛存在于线上与线下信息交流中，但随着线上信息流动的比例越来越大，其在社会网络中的存在也日益普遍，加之网络交往的主要群体是中青年，故应当重视网络社交的网络焦虑现象。

错失恐惧以一种社会现象出现在媒体报道中，并被新闻媒体领域大量关注，最开始被美国作家安妮·斯塔梅尔定义为一种人人皆有的倾向，好奇他人生活中发生的事情、不断追踪社交网站、想要经常与朋友互动、为错过了朋友们一起做的事情而失落的一种情绪状态。随着沃恩（Vaughn）对错失恐惧进行概念界定后，有更多的心理学家从不同角度对错失恐惧进行界定。柴唤友等学者从焦虑特质层面将错失恐惧界定为错过他人事件信息而产生的广泛焦虑[1]；阿姆纳·阿布恩（Amna Alabri）从感知群体角度出发认为错失恐惧是担忧错过社交奖励而产生的感觉[20]。在部分学者的研究中，错失恐惧水平能够显著正向预测大学生问题性手机使用行为的程度[2]。而错失恐惧与手机成瘾呈正相关，同时对手机冷落行为的直接预测作用显著，手机成瘾在错失恐惧和手机冷落行为之间的部分中介作用显著[3]。错失恐惧和问题性社交网络使用在自尊与大学生手机成瘾的关系中起序列中介作用[6]。从大数据分析来看错失恐惧的研究主要集中在问题性社交网络的使用上[10]。

手机成瘾是问题性网络社交中非常常见的情况，是一种类似于网络游戏成瘾的过分利用现代技术所致的行为成瘾，由于某种动机过度地滥用手机而导致手机使用者的心理和社会功能受损的痴迷状态[8]，且有大量研究已证实手机成瘾与社交焦虑也存在显著正相关，但社交焦虑概念往往包含线上与线下的社交情景[7]，所以本文也试图基于此，细化讨论手机成瘾倾向在线上社交焦虑的相关性。

社交焦虑是指对某一种或多种人际处境有强烈的忧虑、紧张不安或恐惧的情绪反应。同焦虑一样是一种情绪，不过是限定在特定情景下会存在的情绪［5，15］。具体来说，个体处在网络信息繁杂的环境中，网络社交的信息传递快速、多信息的交杂、信息的可撤回等特征，使得个体会担心错失他人信息，进而产生了焦虑恐惧。因此个体就会频繁的检查QQ、微信等社交软件上的信息［17，16］。随着线上和线下交往的界限趋于模糊，社交媒体情境同样可以诱发社交焦虑，甚至催生新的焦虑形式[18]。在美国，17%的大学生表示使用Facebook仍然会感到社交焦虑，显然，社交媒体难以真正成为社交焦虑者的避风港。

线上社交媒体焦虑是指个体在社交媒体交往情境中感知到的紧张和恐惧等人际负性体验，表现为隐私担忧、交往焦虑和负面评价恐惧三个方面[7]。作为一种社交媒体中的人际负性体验，线上社交焦虑必然会对个体社交媒体使用相关心理与行为变量产生影响。心理方面，由于线上社交焦虑体现为一种对网络社交的回避型焦虑，因此个体在使用社交媒体时会感到疲劳和倦怠，并对社交媒体使用持消极态度[16]。行为方面，线上社交焦虑的用户更不愿意发布动态和更新主页，喜欢“潜水”，尽量不主动参与互动以避免人际紧张。尽管网络社交和面对面社交有许多共同的压力源，但在程度和表现形式上仍有很大不同[11]。

错失恐惧在一定程度上可以正向预测手机成瘾倾向，并通过影响问题性社交网络的使用进一步影响手机成瘾的程度[6]，同时社交焦虑能显著正向预测社交网络成瘾[4]，现有的研究聚焦于错失恐惧在问题性社交网络领域的探索，但早在柴唤友等学者系统阐述错失恐惧时，就已提出错失恐惧作为一种泛焦虑，与“焦虑”间复杂的关系[1]，所以本研究从问题性社交网络入手，深入问题性社交网络下的社交媒体焦虑与错失恐惧的联系，同时手机成瘾倾向作为错失恐惧变量中常用的中介变量［13］，本次研究也同样纳入，因此，本文提出如图1的假设：手机成瘾在错失恐惧和社交媒体焦虑之间起中介作用。

图1 中介假设构建

Figure 1 Hypothesis of mediating effect model

1 对象与方法

1.1 受试者

采用线上取样的方法，将问卷发放于微博、小红书等网络平台，发放问卷后回收问卷为169份，有效问卷166份，回收率为98.22%。被试主要来自湖北省、河南省，其中，男生107名（62.94%），女生63名（37.06%）。专科18名（10.59%），研究生以上5人（2.94%），本科生147名（86.47%），大一学生33名（19.41%），大二学生69名（40.59%），大三学生60名（35.29%），大四学生8名（4.71%）。

1.2 研究工具

1.2.1 错失恐惧量表

采用普里兹比斯基（Przybylski）等编制的错失恐惧量表，量表采用5级计分，总分越高个体错失焦虑水平越高[12]。此问卷一共有10个题目，主要分为两个维度，一是错失信息恐惧，如“害怕别人有比我更多的精彩经历”，二是错失情景恐惧，如“错过与朋友见面的机会会烦恼”。针对外国文化，有诸多学者对此进行了信效度测量，内部一致性系数均在0.83以上，虽然分析效度的研究者并不多，但普里兹比斯基与佩罗内（Perrone）等人分析时表明该量表效度很好。因而本研究采用普里兹比斯基等编制的错失焦虑量表，总量表的Cronbach’ α系数为0.72，总量表的重测信度为0.85。

1.2.2 大学生手机成瘾倾向量表

采用熊婕等编制的量表[13]。该量表共16道题目，分别包含戒断症状、突显行为、社交抚慰和心境改变四个维度，采用李克特5点计分的方法评分，各项目得分相加即为总分，总分越高表明手机依赖越严重。该问卷的Cronbach’ α系数为0.93，总量表的重测信度为0.91。

1.2.3 社交媒体用户社交焦虑量表（social anxiety scale for social media users，SAS-SMU）

线上社交焦虑与现实社交焦虑具有很多不同，为了区分二者，这里采用贾桂枝等人翻译的社交媒体用户社交焦虑量表（SAS-SMU）［14，21］。SAS-SMU的中文版有21个项目，包括三个维度，分别为社会识别焦虑（Social Recognition Anxiety）、互动焦虑（Interaction Anxiety）和隐私关注焦虑（Privacy Concern Anxiety），三个维度及总量表的Cronbach’ α系数为 0.81～0.93，组合信度为0.82～0.96，四周后的重测信度为0.76～0.84。

2 统计学方法

采用SPSS 21.0和宏PROCESS进行数据处理分析。运用Pearson相关进行相关性分析以及海斯（Hayes）的宏PROCESS Model4进行中介效应的检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究的数据均来自受试者的自我报告，所以很可能存在共同方法偏差效应。采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行验证，结果显示，特征值大于1的因子共有9个，第1个公因子的解释率为38.93%，小于40%的临界值，因此认为本研究数据不存在共同方法偏差。

3.2 描述性统计和相关性分析

各变量的描述性统计和相关性分析具体如表1所示。结果显示：性别分别与错失恐惧、手机成瘾、社交媒体焦虑呈显著正相关，学历与错失恐惧呈显著正相关，且错失恐惧、手机成瘾、社交媒体焦虑三者间呈显著正相关。

表 1 各变量的描述统计和相关性分析结果（N=166）

Table 1 Descriptive statistics and correlation analysis results for each variable (N=166)

注：*p<0.05，**p<0.01，均为双侧检验，下同。

3.3 差异检验

对性别分别在三个变量上进行差异检验，如表2所示，性别在错失恐惧、手机成瘾和社交媒体焦虑上均存在显著差异（p<0.05），可得知，女性的错失恐惧水平、手机成瘾水平与社交媒体焦虑水平均显著高于男性。

表 2 性别在三个变量上的差异检验（N=166）

Table 2 Analysis of gender differences in three variables (N=166)

在本科生和专科生层级对年级分别在三个变量上进行差异检验，如表3所示，年级在三个变量上的差异并不显著（p>0.05）。

表 3 年级在三个变量上的差异检验（N=162）

Table 3 Analysis of grade differences in three variables (N=162)

3.4 模型验证分析

表 4 中介模型中变量关系的回归分析

Table 4 Regression analysis of variable relationships in the model

图 2 中介模型中变量关系的回归模型

Figure 2 Analysis of the mediating effect of fear of missing out on mobile phone addiction and social media anxiety

使用海斯编制的SPSS宏和偏差校正的百分位Bootstrap方法，具体应用Model4，检验手机成瘾在错失恐惧与社交媒体焦虑之间的中介效应。如表4所示，回归分析表明：错失恐惧对社交媒体焦虑的直接预测作用显著（β=0.60，p<0.001）；手机成瘾直接正向预测社交媒体焦虑（β=0.75，p<0.001）；错失恐惧和手机成瘾同时进入方程，错失恐惧正向预测社交媒体焦虑成瘾（β=0.52，p<0.001），手机成瘾也正向预测社交媒体焦虑（β=0.81，p<0.001）。偏差校正的百分位Bootstrap检验中Bootstrap95%CI（0.598，1.178），区间不包含0，因此，手机成瘾在错失恐惧与社交媒体焦虑之间的中介效应显著，中介效应占总效应（1.39）的62.7%。因此，可以构建方程模型如图2所示。

Y=4.78+0.52X+0.81M

X为自变量错失恐惧，Y 为因变量社交媒体焦虑，M 为中介变量手机成瘾。

4 讨论

本文基于互联网快速发展的现状，对错失恐惧、手机成瘾和社交媒体焦虑的关系进行了研究。首先，差异分析结果表明，相比于男性，女性表现出更多的错失恐惧、手机成瘾和社交媒体焦虑。其次，相关分析发现错失恐惧、手机成瘾、社交媒体焦虑三者间呈显著正相关，这与以往的研究结果一致，说明错失恐惧是手机成瘾和社交媒体焦虑的重要影响因素。最后，证明手机成瘾在错失恐惧与社交媒体用户社交焦虑的关系中起部分中介作用，即错失恐惧不仅能够直接影响社交媒体焦虑，还能够通过手机成瘾间接影响社交媒体焦虑。错失恐惧本质上是一种焦虑，根据自我决定理论[23]，它是由于人们基本需要无法得到满足造成的，至于为什么当需要得不到满足时会促使人们使用手机等的一系列工具，使用与满足理论[19]能够用于解释这一点——使用这些媒介能够帮助人们满足自身的需求。故而错失恐惧水平越高，人们的手机成瘾水平会更高。此外，从错失恐惧的定义来看，担心错失他人积极的经历和正性的事件，这体现了错失恐惧与个体评价、比较存在一定关系，有研究表明错失恐惧与自尊之间存在负相关[6]，越是低自尊的个体，越可能会对他人的经历进行正向评价，错失恐惧的水平也会更高，而社交焦虑也是由于害怕他人的负面评价而产生的，其实也是一种自卑心理的体现，这可能是错失恐惧能够正向预测社交媒体焦虑的一个重要原因。同时手机成瘾会导致个体花在人际交往上的时间、精力减少，使个体变得自我封闭，从正常的社交到减少社交再到不愿意社交，最终致使其对社交关系产生恐惧，社交焦虑水平变高。

本研究结果对于社交媒体用户社交焦虑的干预具有一定的启示，可以通过满足基本心理需要（自主、胜任、关系）降低错失恐惧的水平，这样不仅能减少社交媒体用户的社交焦虑，同时也能使手机成瘾得以控制。

本次研究也存在一些不足。样本量较小，研究结果普适性较低；问卷调查在网上进行，被试作答不够认真，研究的结果可能存在偏差。研究方法较为单一，无法得出确定的因果关系。除上述不足之外也需要考虑到由于时间不够充分，数据收集较为仓促；网上作答受试者不太重视。基于本次的研究结果，可以深入探讨性别、学历在错失恐惧水平、手机成瘾水平与社交媒体焦虑水平存在差异的原因。另外，未来的研究者们也可以考虑从心理和生理等的不同角度研究错失恐惧与社交焦虑的关系，心理因素诸如自尊，生理因素可以考虑研究与他们涉及的脑区是否存在关系。

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