岭南师范学院,湛江
移动互联网的普及正在重塑青年学生的日常交往方式。网络社交平台既是信息获取、情绪表达和关系维系的渠道,也是青年学生建构自我形象、寻求同伴认同和获得社会支持的重要空间。中国互联网络信息中心发布的第57次《中国互联网络发展状况统计报告》显示,截至2025年12月,我国网民规模达11.25亿人,互联网普及率突破80%,在线教育用户规模达3.27亿人(中国互联网络信息中心,2026)。在这样的媒介环境中,网络社交已经不再是现实交往之外的补充性行为,而逐渐成为青年学生学习、生活和人际互动的日常背景。
然而,网络社交的普及并不必然意味着个体社会联结质量的提高。既有研究提示,个体对线上交往的偏好可能与孤独、抑郁、社交焦虑等心理状态相互交织。有学者较早提出“线上社会交往偏好”这一概念,认为孤独和抑郁个体可能更倾向于选择线上互动,而这种偏好又可能进一步关联问题性互联网使用及其负面后果(Caplan S E,2003)。社交媒体时代大学生的孤独社交现象也表明,青年学生在平台上看似拥有较高连接密度,却可能因互动浅表化、圈层分化和情感交流不足而体验到更强的疏离感(杜溯,2025)。因此,网络社交并非单纯的技术使用问题,而是与个体社会适应、情绪体验和现实关系质量密切相关的心理社会问题。
孤独感是理解青年学生网络社交行为的重要心理变量。UCLA孤独量表的编制及后续修订为孤独感测量提供了较为稳定的工具基础(Russell D et al.,1978;Russell D W,1996)。孤独感并不等同于客观的独处状态,而更多指向个体对社会关系数量或质量不足的主观体验。对于青年学生而言,孤独感不仅可能影响情绪健康,也会影响其学习投入、人际适应和求助行为。王晓玉等对2208名大学生的研究发现,男性、有留守经历以及日均社交媒体使用时间较长是大学生群体性孤独的风险因素(王晓玉 等,2025)。这一发现提示,孤独感既与个人社会经历相关,也与当前网络社交实践相关。
已有研究围绕网络社交与孤独感形成了两种相互竞争又彼此补充的解释路径。一种观点强调网络社交的补偿功能,认为线上平台能够降低表达压力、扩大弱关系网络、提供情绪支持,从而在一定程度上缓解现实交往不足。另一种观点则强调替代或置换效应,认为过度依赖线上互动可能压缩现实互动时间,弱化面对面关系经营,并使个体在短暂连接之后体验更强的疏离感。陈宗海等基于中国居民心理与行为全国性调查提出,社交媒体身份气泡具有“双刃剑效应”:一方面可经由感知社会支持发挥保护作用,另一方面也可能通过问题性网络使用加重孤独、抑郁和焦虑等心理风险(陈宗海 等,2025)。罗雨璇对17至26岁青年群体的调查则进一步说明,孤独感越强的青年越倾向于通过社交媒体进行自我呈现,社交需求在孤独感与自我呈现之间发挥中介作用(罗雨璇,2025)。这些研究共同提示,网络社交与孤独感之间并非简单的线性关系,而需要进一步区分网络社交偏好的具体维度及其与现实社会支持的关系。
基于此,本研究以1215名青年学生网络使用者为对象,采用问卷调查方法,考察网络社交偏好与孤独感之间的关系。与单纯考察上网时长或社交媒体使用频率的研究不同,本研究将网络社交偏好分为在线去抑制性感知、网络社交效益感知、可控制性感知和现实社交能力四个维度,并结合性别、长期居住地、在读情况、是否独生子女、网络社交时长和社交App使用数量等变量进行分析。研究旨在回答两个问题:第一,青年学生的网络社交偏好与孤独感是否在人口学变量和网络使用特征上呈现差异;第二,网络社交偏好及其不同维度与孤独感之间是否存在显著关联,并对孤独感具有何种预测作用。
本研究的可能贡献在于:其一,从网络社交偏好的多维结构出发,而不将网络社交简化为“使用时间”或“使用频率”;其二,将现实社会支持状况纳入样本背景描述,有助于理解线上偏好与现实交往之间的张力;其三,在青年学生样本中比较网络社交偏好各维度对孤独感的相对解释力,为学校心理健康教育和社交支持干预提供经验依据。
(1)网络社交偏好的概念与维度
在青年学生群体中,网络社交偏好并非单一心理倾向,而包含多个相互关联的维度。将其划分为在线去抑制性感知、网络社交效益感知、可控制性感知和现实社交能力四个方面。在线去抑制性感知强调网络环境降低表达压力、释放情绪和自我呈现顾虑;网络社交效益感知关注个体对线上关系效率、亲密性和幸福感的评价;可控制性感知体现个体对线上表达节奏、信息修改和互动边界的掌控感;现实社交能力维度则涉及个体在现实陌生情境、聚会场景和面对面交往中的适应状态。相较于一般性网络使用变量,这种多维划分更能解释为什么同样使用网络社交的学生可能具有不同的心理后果。
(2)网络社交与孤独感:补偿路径与替代路径
网络社交与孤独感之间的关系长期存在争议。补偿路径认为,网络平台为现实社交资源不足或面对面表达困难的个体提供了低风险互动空间。在线互动具有匿名性、弱线索性和可编辑性,能够降低社会评价压力,使个体更容易表达情绪、维持关系或寻找同伴支持。对于现实支持不足的学生而言,网络社交可能暂时弥补现实关系中的情感缺口。替代路径则强调,网络社交可能在一定条件下削弱现实交往。过度依赖线上互动可能减少面对面沟通机会,使个体在短期情绪释放之后仍难以形成稳定、深层的现实支持关系。Luo等对中国大学生的研究也发现,互联网使用偏好正向预测孤独感,并通过线上社会支持和自尊形成复杂的中介路径(Luo Q et al.,2022)。
(3)现实社会支持与青年学生孤独感
孤独感本质上指向个体对社会关系不足的主观评价,因而现实社会支持是解释孤独感的重要变量。现实社会支持不仅包括朋友数量、家庭联系、同学关心等关系资源,也包括遇到烦恼时的倾诉方式、求助方式以及参与集体活动的程度。对青年学生而言,家庭、朋友、同学和学校组织共同构成其社会支持网络。若个体在现实生活中缺乏稳定支持,网络社交可能成为替代性情绪出口;若现实支持较充分,网络社交则更可能成为关系维系和资源扩展的工具。
(4)研究假设
综上所述,网络社交偏好是理解青年学生孤独感的重要切入点。网络社交既可能为现实社交不足者提供补偿性支持,也可能因替代面对面交往、弱化现实关系经营而与孤独体验相伴随。结合本研究的数据材料与研究设计,本文提出以下研究假设:
H1:青年学生的网络社会交往在不同人口学变量和网络使用特征上存在显著差异。
H2:青年学生网络社会交往与孤独感呈显著正相关,且网络社交偏好对孤独感具有正向预测作用。
本研究以具有网络社交经验的青年学生为调查对象,采用问卷调查法收集数据,共获得有效问卷1215份。问卷内容主要包括青年学生的网络社交偏好、孤独感、人口学特征以及网络使用特征等。
表 1 样本基本情况统计表
Table 1 Sample demographic characteristics
| 变量 | 类别 | 人数 | 百分比(%) |
| 性别 | 男 | 536 | 44.1 |
| 女 | 679 | 55.9 | |
| 长期居住地 | 城镇 | 925 | 76.1 |
| 农村 | 290 | 23.9 | |
| 在读情况 | 高中及以下 | 258 | 21.2 |
| 专科生 | 294 | 24.2 | |
| 本科生 | 663 | 54.6 | |
| 是否独生子女 | 是 | 198 | 16.3 |
| 否 | 1017 | 83.7 | |
| 每天网络社交时间 | 2小时以内 | 360 | 29.6 |
| 2~5小时 | 522 | 43.0 | |
| 5小时以上 | 333 | 27.4 |
本研究的核心变量包括网络社交偏好、孤独感以及相关人口学变量和网络使用特征变量。网络社交偏好采用贺慧丽编制的社交网络偏好问卷进行测量。该问卷共22个题项,该问卷采用5点Likert计分方式,1表示“非常不同意”,5表示“非常同意”。已有研究显示,该问卷各维度内部一致性系数在0.778~0.906之间。本研究中,该问卷总体Cronbach’s α系数为0.923,说明其在本研究样本中具有较高的内部一致性。
孤独感采用Russell等人修订的UCLA孤独量表中文版进行测量。本研究采用汪向东等整理的中文版量表(汪向东 等,1999)。该量表共20个题项,采用4点计分方式,1表示“从不”,4表示“一直”,得分越高表示个体孤独感水平越高。本研究中,该量表Cronbach’s α系数为0.884,表明其具有较好的内部一致性。
表 2 不同在读情况的网络社交偏好与孤独感差异分析
Table 2 Differences in online social preference and loneliness by educational status
| 维度 | 方差来源 | 平方和 | 自由度 | 均方 | F值 | p值 |
| 在线去抑制性感知 | 组间 | 1556.83 | 2.00 | 778.41 | 11.49 | <0.001 |
| 组内 | 82107.48 | 1212.00 | 67.75 | |||
| 总计 | 83664.31 | 1214.00 | ||||
| 网络社交效益感知 | 组间 | 366.03 | 2.00 | 183.02 | 6.54 | 0.002 |
| 组内 | 33939.57 | 1212.00 | 28.00 | |||
| 总计 | 34305.60 | 1214.00 | ||||
| 可控制性感知 | 组间 | 644.61 | 2.00 | 322.30 | 29.55 | <0.001 |
| 组内 | 13218.39 | 1212.00 | 10.91 | |||
| 总计 | 13862.99 | 1214.00 | ||||
| 现实社交能力 | 组间 | 260.99 | 2.00 | 130.49 | 9.27 | <0.001 |
| 组内 | 17054.32 | 1212.00 | 14.07 | |||
| 总计 | 17315.30 | 1214.00 | ||||
| 网络社交偏好总分 | 组间 | 8176.71 | 2.00 | 4088.36 | 17.54 | <0.001 |
| 组内 | 282442.91 | 1212.00 | 233.04 | |||
| 总计 | 290619.63 | 1214.00 | ||||
| 孤独感总分 | 组间 | 1981.08 | 2.00 | 990.54 | 7.14 | 0.001 |
| 组内 | 168222.92 | 1212.00 | 138.80 | |||
| 总计 | 170204.00 | 1214.00 |
为检验H2,本研究采用Pearson相关分析考察网络社交偏好总分及其四个维度与孤独感总分之间的关系。
表 3 网络社交偏好与孤独感的相关分析
Table 3 Correlation analysis between online social preference and loneliness
| 变量 | 在线去抑制性感知 | 网络社交效益感知 | 可控制性感知 | 现实社交能力 | 网络社交偏好总分 |
| 孤独感 | 0.117*** | 0.214*** | 0.033 | 0.471*** | 0.258*** |
注:***表示p<0.001。
结果显示,网络社交偏好总分与孤独感呈显著正相关,相关系数为0.258,达到p<0.001水平。分维度看,在线去抑制性感知、网络社交效益感知和现实社交能力均与孤独感呈显著正相关,相关系数分别为0.117、0.214和0.471;可控制性感知与孤独感的相关系数为0.033,未达到显著水平。
在相关分析基础上,本研究进一步以孤独感为因变量,以网络社交偏好为核心自变量进行线性回归分析。
结果显示,网络社交偏好总分对孤独感具有显著正向预测作用,标准化回归系数Beta=0.258,t=9.315,p<0.001,模型F=86.776,R٢=0.067。也就是说,网络社交偏好总分能够解释孤独感6.7%的变异。
进一步将网络社交偏好的四个维度作为自变量纳入回归模型。结果显示,四个维度共同解释孤独感25.5%的变异。其中,现实社交能力对孤独感的预测作用最强,标准化回归系数Beta=0.524,增加解释量为0.222,t=18.055,p<0.001,是解释孤独感变异贡献最大的维度。可控制性感知、网络社交效益感知和在线去抑制性感知也依次进入模型,其中,可控制性感知和在线去抑制性感知在模型中呈负向预测作用,网络社交效益感知呈正向预测作用。
表 4 网络社交偏好对孤独感的回归分析
Table 4 Regression analysis of the effect of online social preference on lonelines
| 模型 | 预测变量 | R٢ | Beta | t值 |
| 模型1 | 网络社交偏好总分 | 0.067 | 0.258 | 9.315*** |
| 模型2 | 现实社交能力 | 0.255 | 0.524 | 18.055*** |
| 可控制性感知 | 0.255 | -0.183 | -6.276*** | |
| 网络社交效益感知 | 0.255 | 0.126 | 4.047*** | |
| 在线去抑制性感知 | 0.255 | -0.108 | -3.819*** |
注:模型1为网络社交偏好总分对孤独感的回归,模型F=86.776;模型2为网络社交偏好四个维度对孤独感的回归。***表示p<0.001。
上述结果表明,网络社交偏好总分及其多个维度均能够显著预测孤独感,H2获得支持。其中,现实社交能力维度对孤独感的解释力度最强,说明现实交往适应状况是理解青年学生孤独感的重要因素。与此同时,网络社交效益感知的正向预测作用表明,当个体越倾向于将网络社交视为获得关系支持和心理满足的重要方式时,其孤独感水平也可能越高。可控制性感知和在线去抑制性感知在多维度模型中呈负向预测作用,说明在控制其他维度后,个体对线上互动节奏、表达边界和情绪释放空间的感知可能在一定程度上具有缓冲孤独感的作用。
本研究基于1215份青年学生问卷数据,考察网络社交偏好与孤独感之间的关系。总体来看,研究结果表明,青年学生的网络社交偏好并非单纯的媒介使用习惯,而是与其教育阶段、现实社交适应、线上互动体验和孤独感水平密切相关的心理社会现象。
第一,差异分析结果显示,不同在读情况学生在网络社交偏好各维度、网络社交偏好总分,以及孤独感总分上均存在显著差异。具体而言,在线去抑制性感知、网络社交效益感知、可控制性感知、现实社交能力、网络社交偏好总分和孤独感总分的组间差异均达到显著水平。这说明,在读情况是影响青年学生网络社交偏好和孤独感的重要分组变量。不同教育阶段学生所处的学习环境、生活空间、人际关系结构和网络使用自主性存在差异,由此可能导致其网络社交体验和孤独感水平呈现不同特征。
第二,相关分析结果表明,网络社交偏好总分与孤独感呈显著正相关,说明网络社交偏好越强的青年学生,其孤独感水平总体上越高。分维度看,在线去抑制性感知、网络社交效益感知和现实社交能力维度均与孤独感呈显著正相关,而可控制性感知与孤独感的相关关系未达到显著水平。该结果表明,网络社交偏好与孤独感之间并非简单对应关系,不同维度的作用方向和解释意义存在差异。
第三,回归分析进一步显示,网络社交偏好总分对孤独感具有显著正向预测作用,但其解释量相对有限,说明网络社交偏好虽然与孤独感有关,但并不能完全解释青年学生孤独感的形成。进一步将网络社交偏好的四个维度纳入模型后,四个维度共同解释孤独感25.5%的变异。其中,现实社交能力维度的预测作用最强,说明现实交往适应状况是理解青年学生孤独感的重要因素。相比之下,网络社交偏好总分的解释量较低,提示总分可能掩盖了不同维度之间的差异性作用。
总体而言,本研究支持了H2,即青年学生网络社交偏好与孤独感之间存在显著相关关系,并且网络社交偏好对孤独感具有一定预测作用。但需要注意的是,由于本研究采用横断面问卷数据,相关和回归结果只能说明变量之间存在统计关联和预测关系,不能据此作出严格的因果推断。
网络社交偏好与孤独感之间存在显著正相关,可以从情感补偿和现实替代两个角度加以理解。情感补偿视角认为,网络社交为现实交往不充分或面对面沟通存在困难的个体提供了相对低压力的互动空间。Nowland等指出,孤独个体使用互联网既可能形成重新连接的路径,也可能在不恰当使用中固化孤独状态,关键在于线上互动能否转化为有质量的社会连接(Nowland R et al.,2018)。Valkenburg和Peter也认为,线上沟通对青少年的吸引力来自表达便利、身份探索和同伴互动机会,但其机会与风险并存(Valkenburg P M & Peter J,2011)。本研究发现,在线去抑制性感知与孤独感呈显著正相关,说明部分青年学生可能正是由于现实表达压力较大,才更容易在网络空间中获得表达释放和互动便利。
需要指出的是,线上关系并不必然脱离现实关系。Subrahmanyam等关于新兴成人社交网站使用的研究表明,线上与线下社会网络往往存在交叠,网络平台常被用于维持既有现实关系(Subrahmanyam K et al.,2008)。Ellison等对大学生Facebook使用的研究也发现,社交网站使用与社会资本尤其是桥接型社会资本存在关联(Ellison N B et al.,2007)。这说明网络社交并非天然导致孤独,它也可能帮助青年学生维持弱关系、拓展信息渠道和增强同伴联系。因此,网络社交偏好本身并不能简单被理解为消极因素,其影响取决于个体如何使用网络社交,以及线上互动能否转化为稳定、真实和有质量的社会支持。
但另一方面,网络社交也可能因互动浅表化、被动浏览和社交比较而与孤独体验相伴随。Verduyn等在综述中指出,社交网络使用对主观幸福感的影响取决于使用方式,主动互动可能带来联系感,被动浏览则可能引发比较和负性情绪(Verduyn P et al.,2017)。Kross等的追踪研究发现,Facebook使用能够预测青年成人主观幸福感下降(Kross E et al.,2013);Primack等关于美国青年成人的研究也发现,较高社交媒体使用与更强的感知社会孤立相关(Primack B A et al.,2017)。这些研究与本研究中网络社交偏好和孤独感呈正相关的结果具有一定一致性:如果青年学生将较多情绪期待寄托于网络互动,但线上关系未能转化为稳定、深层的现实支持,其孤独感可能仍然持续存在,甚至进一步增强。
此外,回归结果显示,可控制性感知和在线去抑制性感知在多维度模型中呈负向预测作用,而网络社交效益感知呈正向预测作用。这说明网络社交偏好内部存在不同作用机制。网络社交效益感知越强,可能意味着个体越依赖网络社交来获得关系维持和心理满足,而这种依赖背后可能反映出现实支持不足。相反,可控制性感知和在线去抑制性感知在控制其他维度后呈负向作用,可能说明网络空间中的表达可控性和低压力互动在一定程度上具有情绪缓冲功能。不过,由于相关分析中可控制性感知与孤独感并不显著,而回归模型中呈显著负向预测作用,这一结果也可能受到维度间相关或统计抑制效应的影响,后续研究仍需结合共线性诊断和更复杂模型进一步检验。
总体来看,不同在读情况学生的网络社交偏好和孤独感差异,反映出青年学生在不同发展阶段面临的社交任务和心理适应压力并不相同。学校和教育工作者应根据学生所处阶段提供差异化支持,尤其应关注高等教育阶段学生在关系重建、归属感形成和现实社交适应方面的需要。
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