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1 引言

社会比较理论认为，个体存在通过与他人比较进行自我评估的内在需求（Festinger，1954）。随着社交网站的普及，这一过程已延伸至网络空间，其中上行社会比较（即与表现更优者比较）尤为常见（连帅磊，孙晓军，2017；梁梦瑶，2023）。对于正处于自我认同关键期、频繁使用社交网站的大学生而言（贾玉洁，2022），这种比较对其幸福感的影响机制尚不明确，且研究结论存在矛盾：一方面，上行社会比较可能引发嫉妒、焦虑等消极情绪（Appel et al.，2015；庄禾，2020）；另一方面，它也可能激发自我提升动机，带来积极体验（Vogel，2014；Lockwood & Kunda，1997；王雷萍，2024）。为探究这一“双刃剑”效应，本研究提出假设：

H1：社交网站中的上行社会比较对主观幸福感具有正向预测作用。

外表完美主义指个体对自身外表设定过高标准，并以此评估自我价值（Yang & Stoeber，2012）。根据自我差异理论（Higgins，1987），“现实自我”与“理想自我”的差距会激发改变动机。社交网站中大量理想化形象为个体建构“外表理想自我”提供了参照，上行社会比较可能扩大其对自身外表的“现实—理想”差距认知，进而激发外表完美主义倾向。这种对理想外表的追求若带来成就感与自我价值感，则可能提升主观幸福感。据此提出假设：

H2：外表完美主义在社交网站中的上行社会比较与主观幸福感之间起中介作用。

社交网站使用强度反映了社交网站在个体生活中的融入程度（Ellison et al.，2007）。随着社交软件普及，使用强度已成为影响个体心理发展的重要因素（Odgers & Jensen，2020；张钰，刘海燕，2021），但其对幸福感的影响方向仍存争议。资源守恒理论（Hobfoll，1989）指出，心理资源有限，资源耗竭将降低幸福感。社交网站中的上行社会比较本身消耗认知与情绪资源，而研究显示使用强度与主观幸福感呈负相关（Kross et al.，2013；刘庆奇，2017）。因此本研究推测，上行社会比较可能促使个体增加社交网站使用强度，加速心理资源耗竭，进而降低主观幸福感。据此提出假设：

H3：社交网站使用强度在社交网站中的上行社会比较与主观幸福感之间起中介作用。

此外，家庭结构可能在上述机制中发挥调节作用。家庭作为个体社会化的重要场所，深刻塑造其价值观与自我认知（Rogoff，1990；Bornstein，2015）。独生子女因常获得更集中的家庭关注与资源，在学业等领域具有一定优势（Falbo & Poston，1993）。本研究推论，这种关注焦点可能使其在社交网站情境中，对与个人发展密切相关的“外表”维度更为敏感，因而在进行上行社会比较时，更容易激发较强的外表完美主义倾向。相比之下，非独生子女因家庭注意力分散，所受压力可能较小。据此提出假设：

H4：独生子女身份调节社交网站中的上行社会比较与外表完美主义之间的关系，且相较于非独生子女，该关系在独生子女中更强。

根据资源替代假说，个体在缺乏某种社会支持时会寻求其他资源补偿（Cobb，1976；Cohen & Wills，1985）。独生子女因缺少兄弟姐妹的现实支持系统，其社交与情感资源结构与非独生子女存在差异，可能更依赖社交媒体满足社交需求，从而对社会比较更为敏感。据此提出假设：

H5：独生子女身份调节社交网站中的上行社会比较与社交网站使用强度之间的关系，且该关系在独生子女中更强。

本研究以压力—脆弱性—适应模型（Hewitt & Flett，1991）为框架整合上述路径。该模型强调，压力事件的结果取决于个体持有的脆弱性与资源所启动的适应过程。在本研究中，上行社会比较作为压力源，可能触发两种路径：一是以“自我提升”为导向，表现为对外表完美主义的追求；二是以“社交依赖”为脆弱性表现，反映为社交网站使用强度的提升。是否独生子女所代表的家庭支持系统差异，可能系统性地调节这两种路径的激活程度与心理结果。

综上，本研究通过构建一个有调节的中介模型，旨在系统检验外表完美主义与社交网站使用强度的中介作用，以及独生子女身份在其中的调节作用，以整合现有部分矛盾结论，并为促进大学生社交网站使用的心理健康提供依据。

2 方法

2.1 研究对象

如表1所示，本研究采用随机抽样，共发放问卷421份，经筛选后剔除无效问卷32份，剩余有效问卷389份，有效回收率为92.39%。其中，男生74人，女生315人；独生子女103人，非独生子女286人；平均年龄为21.86岁（SD=1.69）。

表 1 人口学信息

Table 1 Demographic information

2.2 研究工具

2.2.1 主观幸福感

本研究采用坎贝尔等人（Campbell et al.，1976）编制的幸福感指数量表测量主观幸福感。该量表包括总体情感指数与生活满意度两个维度，采用7点计分，总分越高表示主观幸福感越强（叶宝娟，2017；王韵裁，2024）。在本研究中Cronbach’s α系数为0.88。

2.2.2 外表完美主义

本研究采用杨（Yang，2012）编制的外表完美主义量表，该量表共13个题项，采用5点计分，包含希望完美与担心不完美两个维度，其中希望完美反映积极取向，担心不完美反映消极取向（孔珊珊，2010；张维霞 等，2022）。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.89。

2.2.3 社交网站中的上行社会比较

本研究采用白学军等人修订的爱荷华—荷兰比较倾向量表的上行比较分量表，并参考张珊珊（2022）与连帅磊等人（2017）的做法，将题目表述调整为“在社交网站中”以契合研究情境。该量表共6题，采用5点计分，得分越高表示上行社会比较频率越高。本研究中其Cronbach’s α系数为0.89。

2.2.4 社交网站使用强度

社交网站使用强度量表（Ellison et al.，2007；牛更枫，2016），由八个项目组成，测量社交网站好友数和每天平均的使用时长，个体与社交网站的情感联系强度以及社交网站融入个人生活的程度；对得分进行标准化系数处理后计算，总分越高使用强度越大。在本研究中该量表的Cronbach’s α 系数为0.78。

2.3 程序及数据处理

为检验所提出的有调节的中介模型，本研究主要使用SPSS 26.0软件进行数据分析。具体包括：共同方法偏差检验、各变量的描述性统计与相关分析作为基础，并最终通过PROCESS程序同步完成中介路径与调节效应的检验。

2.4 共同方法偏差检验

本研究采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验。对问卷所有题目进行未旋转的探索性因子分析，结果显示特征根大于1的因子共7个，首个因子解释的变异量为21.53%，低于40%的临界标准，表明不存在严重的共同方法偏差。

3 结果

3.1 相关分析

采用皮尔逊相关法，对社交网站中的上行社会比较、外表完美主义、主观幸福感、社交网站使用强度以及是否独生之间的关系进行了初步的相关性分析，结果如表2所示。

表 2 各变量的平均数、标准差和相关矩阵（n=389)

Table 2 Descriptive statistics and correlation matrix of variables (n=389)

注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。

3.2 并行中介作用检验

首先，探讨上行社会比较通过外表完美主义和社交网站使用强度影响主观幸福感的中介作用模型是否成立。结果发现，社交网站中的上行社会比较对主观幸福感具有显著正向预测作用（β=0.18，p<0.01）。在此基础上，加入外表完美主义和社交网站使用强度后，结果发现，外表完美主义对主观幸福感具有显著的正向预测作用（β=0.49，p<0.001），社交网站使用强度对主观幸福感具有显著的负向预测作用（β=-0.26，p<0.001），而社交网站中的上行社会比较对主观幸福感的直接效应不再显著（β=0.07，p>0.05）。以上结果说明，外表完美主义和社交网站使用强度的中介模型成立。

其次，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法进行中介效应检验。社交网站中的上行社会比较对主观幸福感的总间接效应的95%置信区间为（0.05，0.18），外表完美主义中介效应的95%置信区间为（0.32，0.65），社交网站使用强度中介效应的95%置信区间为（-0.40，
-0.13），直接效应的95%置信区间为（-0.05，0.20），包含0。因此，外表完美主义和社交网站使用强度在社交网站中的上行社会比较与主观幸福感的关系中起完全中介作用，且两条中介路径作用方向相反，形成竞争性中介模式。其中，外表完美主义的中介效应占总效应的77.78%（0.14/0.18），社交网站使用强度的中介效应占总效应的-16.67%（-0.03/0.18）。

图 1 有调节的双重中介模型路径图

Figure 1 Path diagram of the moderated dual-mediation model

3.3 独生子女身份的调节作用检验

3.3.1 独生子女身份对外表完美主义中介效应的调节作用

首先，检验有调节的中介作用模型是否成立。为检验独生子女身份在社交网站中的上行社会比较通过外表完美主义路径前半段的调节作用，使用PROCESS的模型7对数据进行处理。分析结果如表3所示，在方程1中，社交网站中的上行社会比较对外表完美主义的预测作用不显著（β=0.19，p>0.05），独生子女身份对外表完美主义的预测作用不显著（β=-0.27，p>0.05），社交网站中的上行社会比较×独生子女身份对外表完美主义的预测作用不显著（β=0.06，p>0.05），这说明独生子女身份在上行社会比较对外表完美主义预测中不起调节作用。根据以上结果，说明在社交网站中的上行社会比较→外表完美主义→主观幸福感路径中，独生子女身份的调节作用不成立。这表明，无论个体是否为独生子女，社交网站中的上行社会比较通过提升外表完美主义进而增强主观幸福感的这一积极中介路径均稳定存在，且效应强度在不同家庭结构的群体间无显著
差异。

表 3 外表完美主义为中介的有调节中介模型检验

Table 3 Analysis of the moderated mediation model for appearance perfectionism

注：方程2中同时控制了另一中介变量（社交网站使用强度）；表示该变量未纳入方程；*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。

3.3.2 独生子女身份对社交网站使用强度中介效应的调节作用

首先，检验有调节的中介作用模型是否成立。为检验独生子女身份在社交网站中的上行社会比较通过社交网站使用强度路径前半段的调节作用，使用PROCESS的模型7对数据进行处理。分析结果如表4所示，在方程3中，社交网站中的上行社会比较对社交网站使用强度的正向预测作用显著（β=0.49，p<0.01），独生子女身份对社交网站使用强度的正向预测作用不显著（β=0.63，p>0.05），社交网站中的上行社会比较×独生子女身份对社交网站使用强度的负向预测作用显著（β=-0.21，p<0.05）。结果表明，在社交网站中的上行社会比较 → 社交网站使用强度 → 主观幸福感路径中，独生子女身份的调节作用显著。在方程 4 中，社交网站中的上行社会比较对主观幸福感的预测作用不显著（β=0.07，p>0.05），社交网站使用强度对主观幸福感的负向预测作用显著（β=-0.27，P<0.001）。进一步进行简单斜率分析发现，独生子女身份显著调节了社交网站中的上行社会比较对社交网站使用强度的影响。对于独生子女，上行社会比较显著正向预测社交网站使用强度（β=0.29，t=3.41，p=0.001，95% CI=［0.117，0.438］）；而对于非独生子女，社交网站中的上行社会比较对社交网站使用强度的预测作用不显著（β=0.07，t=1.30，p=0.19，95% CI=［-0.034，0.168］）。

进一步分析该路径的被调节的中介效应，判定指数INDEX为0.056，Bootstrap置信区间为［-0.001，0.133］，置信区间包含0，表明有调节的中介效应在统计上未达到显著性水平。然而，对独生子女身份不同水平下的条件间接效应分析显示了一个清晰的模式：社交网站中的上行社会比较通过社交网站使用强度影响主观幸福感的消极路径，仅在独生子女群体中显著（β=-0.074，95% Boot CI［-0.149，-0.021］），而在非独生子女群体中不显著（β=-0.018，95% Boot CI［-0.053，0.014］）。这一结果表明，独生子女身份可能定义了该中介路径发挥作用的边界条件，即由社交网站使用强度传导的社交网站上行比较负面影响，或许是独生子女群体所面临的特有风险。

表 4 社交网站使用强度为中介的有调节中介模型检验

Table 4 Moderated mediation model analysis with social networking site use intensity as the mediator

注：方程4中同时控制了另一中介变量（外表完美主义）；— 表示该变量未纳入方程；*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。

4 讨论

本研究通过一个有调节的双重中介模型，揭示了社交网站中的上行社会比较影响大学生主观幸福感的复杂机制。结果表明，上行社会比较具有“双刃剑”效应：既能通过激发外表完美主义提升幸福感，也能通过增加社交网站使用强度降低幸福感，且独生子女身份是后一消极路径的关键边界条件。这一发现整合了相关矛盾观点，并为理解家庭结构在数字时代的影响提供了新视角。

结果验证了假设1，上行社会比较与主观幸福感呈正相关，支持其可激发自我提升动机并产生积极效应的观点（Wood，1989；邢淑芬，2006；Gosk et al.，2019）。社交网站作为重要比较平台，其中的上行比较会促使个体将他人视为榜样，激发自我完善动机（Lockwood & Kunda，1997），并增强目标追求中的意义感与掌控感（Vogel，2014）。本研究从积极社会认知视角拓展了社会比较理论在数字环境下的解释路径，对引导大学生健康使用社交媒体具有参考价值。

本研究进一步发现，上行社会比较通过外表完美主义与社交网站使用强度两条路径对主观幸福感产生方向相反的竞争性中介作用。一方面，上行社会比较可激发大学生建立更高的审美标准与自我完善动力，促使外表完美主义倾向增强，进而通过追求理想自我获得成就感与价值感，提升主观幸福感，验证了假设2。这一结果支持“适应性完美主义”观点（Yang & Stoeber，2012），表明以追求卓越为导向的完美主义与积极情绪及成就目标相关（Bieling et al.，2003），为大学生在数字社交中的自我发展提供了建设性路径。

另一方面，上行社会比较也可促使个体产生被动、高卷入的浏览行为，增加社交网站使用强度。此类被动使用易伴随上行比较引发嫉妒等情绪，损害幸福感（Verduyn et al.，2015），并可预测如网络购物成瘾等行为（李维姿 等，2023）。为应对比较压力，个体会加深对社交网站的行为与情感依赖，进一步加剧使用强度，持续消耗心理与时间资源（Hobfoll，1989）。高强度使用，尤其是被动浏览，可显著降低主观幸福感（Kross et al.，2013），这与本研究结果一致：上行社会比较程度越高，社交网站使用强度越大，主观幸福感越低，假设3得到验证。

综上，社交网站中的上行社会比较作为青少年自我评估的重要来源，既能激发对理想自我的积极追求，也能导致对线上社交资源的过度依赖，两条路径系统性地影响其主观幸福感发展。

本研究还检验了独生子女身份在双重中介路径中的调节作用。结果发现，独生子女身份选择性地调节了消极路径：上行社会比较对社交网站使用强度的促进作用仅在独生子女群体中显著（验证H5），而其对非独生子女群体不显著。然而，独生子女身份并未调节积极路径，即在上行社会比较与外表完美主义之间无显著调节作用（H4未获支持）。

这一差异可能源于不同的作用机制：对外表完美的追求可能更普遍地受到网络审美文化影响（Rounsefell et al.，2020；高亚威 等，2022；张天羽 等，2024），因而受家庭结构差异的调节较小；而对社交网站的使用依赖则与线下社会支持系统密切相关。独生子女因缺乏兄弟姐妹的天然支持（风笑天，2000），更倾向于将社交网站作为替代性的社会情感满足与自我确认场域（杨雪睿，曹启淏，2018）。根据资源替代理论（Schoon & Lyons-Amos，2016），他们可能通过加强线上投入来补偿线下支持的不足；而非独生子女则因拥有现实的压力缓冲支持（Cohen & Wills，1985），降低了转向线上依赖的迫切性。这凸显了家庭支持结构在塑造数字行为模式中的关键作用。

本研究存在以下局限：（1）样本性别分布不均（女性占81%），可能影响结论的普适性；（2）横断面设计与自我报告数据限制了因果推断，并可能存在共同方法偏差；（3）未深入考察家庭内部互动变量（如教养方式、亲子关系）的具体机制；（4）模型尚可拓展纳入其他个体差异变量（如自尊、错失恐惧）及更广泛样本。

结论表明，家庭结构在数字时代仍具重要影响。针对独生子女群体，建议家长与教育工作者关注其社交媒体使用模式，引导建立健康的社交比较策略，并通过培养线下社交能力以补偿支持缺失，从而促进其心理健康发展。

5 结论

本研究构建一个有调节的双重中介模型，揭示了社交网站中的上行社会比较对青少年主观幸福感的影响机制。结果表明：（1）上行社会比较通过两条并行但方向相反的路径影响主观幸福感，即通过提升外表完美主义增强幸福感，同时通过增加社交网站使用强度降低幸福感；（2）外表完美主义的中介作用在不同家庭结构中均稳定存在，而社交网站使用强度的负向路径则受到独生子女身份的调节，该完整路径仅在独生子女群体中显著。研究为理解社交比较的“双刃剑”效应及其家庭边界提供了实证依据。

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