1. 引言
信息时代，网络社交媒体已经成为人们所会集的重要场所。社交媒体，定义为个体用来交流意见、分享经验、表达情感的虚拟平台，具有海量信息获取、社会支持、交流互动等特征，是现实社交方式的重要延展(陈志勇，2014)。2019年一项报告称中国有超过8.5亿的网民，手机网民更是高达8.47亿，占比高达26.0%的正是学生网民(中国互联网络信息中心，2020)，国内外常见的社交媒体有微信、微博、脸书、推特等，其中我国网民微信使用率达85%以上。社交媒体的使用给个体的社会交往带来不可忽视的影响：一方面，可以稳固已有的人际关系和拓展新的人际关系(Boyd & Ellison, 2007)，减缓由现实社交不足所带来的不利影响，如焦虑(Shaw et al,, 2015)、抑郁(Nesi & Prinstein, 2015)等，还有利于提升个体的社交效能感(张凯，2018)；另一方面，过度使用社交媒体还会反向导致现实社交焦虑程度的加剧(覃江霞，姜永志，白晓丽，2018)。总之，随着研究视角的拓展，近年来不仅有研究者关注到社交媒体使用对于个体人际交往的积极效应，还有研究者将研究重点聚焦于其负面效应上。因此，社交媒体使用与社会交往(如社交效能感、社交焦虑)间的内在联系成了众多研究的聚焦点。
社交效能感，指个体在与他人进行社交活动前对自身能够在何种程度上完成该活动的预判(谢晶，张厚粲，2009)。高社交效能感者对人际交往满腹信心，遇到问题时往往能够正确对待，并采取各种方法战胜困难；而低社交效能感者则对人际交往信心不足，遇到问题时常认为自己无法应对而轻言放弃(林晓珊，钟琬欣，崔洪波，陈楚敏，2021)。研究结果表明学生的社交效能感和社交媒体使用呈现负相关的关系(张志云，2019；蒋鑫妍，2021)。而张凯(2018)、侯玉波和葛枭语(2019)等人分别以微信、微博为研究对象，证明了大学生的微信/微博使用情况与其社交效能感却存在显著正相关关系。国内学者曾对大学生社交效能感与社交焦虑的关系开展了深入的探讨，结果表明，社交效能感显著负向预测社交焦虑水平(周文莉，2005；付梅，2005)。而关于社交媒体使用和社交焦虑间的关系，贺金波等人(2014)认为社交媒体使用可以很大程度上减缓个体的社交焦虑，覃江霞等人(2018)则认为过度使用网络媒体会进一步导致社交焦虑的增加；而国外学者发现高现实社交焦虑者更愿意通过社交媒体参与社会交往活动(High & Caplan, 2009; Desjarlais & Willoughby, 2010)，并且在社交媒体中呈现出的社交焦虑程度比现实社交中更低(Yen et al., 2012)。
通过以上研究文献回溯，可以发现学者关于社交媒体使用与社交效能感的关系、社交媒体使用与社交焦虑的关系研究结果尚未统一，而这三者之间相关几许，也成为了尚需思索的问题。鉴于此，本研究旨在探索这三者间的关系，并提出以下假设：1) 大学生的社交媒体使用情况、社交效能感、社交焦虑水平呈现显著的性别差异；2) 大学生的社交媒体使用情况显著正向预测其社交焦虑水平；3) 大学生的社交效能感水平显著负向预测其社交焦虑水平；4) 大学生的社交媒体使用情况显著正向预测其社交效能感水平。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
将武汉市高校大学生作为网络问卷施测群体，共计发放305份问卷，经筛选和处理后，收回的有效问卷288卷，回收率达到了94.43%。其中，男性被试104名(36.1%)，女性被试184名(63.9)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 社交媒体使用情况调查问卷
选取秦晶晶(2015)编制的《大学生社交媒体使用情况调查问卷》，提取该问卷的控制程度(9个项目)、互动体验(3个项目)、同伴支持(4个项目)等，通过Likert 5点方式进行计分(1 = 完全不符；5 = 完全符合)，各维度项目平均分为维度分数，3个维度的平均分计为总分。本研究中，该问卷的克隆巴赫α系数为0.779，效度值为0.832。
2.2.2 人际交往效能感问卷
选取谢晶(2004)编制的《大学生人际交往效能感问卷》，提取该问卷的亲合效能维度(5个项目)、沟通效能维度(6个项目)、情绪控制效能感维度(6个项目)等，并通过Likert 5点方式进行计分(1 = 完全不符；5 = 完全符合)，各项目得分之和计为总分。本研究中，该问卷的克隆巴赫α系数为0.754，效度值为0.760。
2.2.3 社交焦虑量表
选取叶冬梅等(2007)编译的社交焦虑量表，常用来有效评判个体的主观社交焦虑程度，量表共15个项目，通过Likert 5点方式进行计分(1 = 完全不符；5 = 完全符合)。其中，11项正向计分，4项反向计分，各项目得分之和计为总分。本研究中，该问卷的克隆巴赫α系数为0.855，效度值为0.843。
2.3. 数据处理
利用SPSS26.0版本的软件进行数据分析。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差
本研究采用的都是受调查者自我报告的自评量表，需要运用Harman单因素检验法检验潜在的共同方法偏差的问题(周浩，龙立荣，2004)，并通过对全部项目进行未旋转的主成分因子分析，结果发现共有13个因子的特征根值大于1，首个公因子解释的变异量为17.43%，不足40%，说明共同方法偏差的问题在本研究中并不存在。
3.2. 大学生社交媒体使用与社会交往的性别差异
3.2.1 大学生社交媒体使用情况
大学生的社交媒体使用情况见表1。其中，男大学生的社交媒体使用(M = 3.507, SD = 0.551)情况总分高于女大学生(M = 3.460, SD = 0.420)，且各个维度的得分均高于女大学生。此外，经过独立样本t检验分析(见表2)，大学生的社交媒体使用情况不存在显著的性别差异(t = 0.568, p = 0.571)。就具体维度而言，控制程度(t = 0.165, p = 0.869)、互动体验(t = 0.651, p = 0.516)、同伴支持(t = 0.437, p = 0.663)维度在统计学上都不存在性别差异。
Table 1. Descriptive statistical results of college students’ social media use
表1. 大学生社交媒体使用情况的描述性统计结果
3.2.2. 大学生社会交往情况
本研究中大学生的社会交往情况见表3。首先，在社交焦虑方面，男大学生的社交焦虑总体水平(M = 48.71, SD = 7.737)低于女大学生(M = 50.84, SD = 7.453)。其次，在社交效能感方面，男大学生的总体得分(M = 54.15, SD = 7.544)高于女大学生(M = 52.82, SD = 5.972)；就具体维度而言，男大学生的亲合效能、沟通效能、情绪控制效能得分均高于女大学生。此外，经过独立样本t检验分析(见表2)，大学生在社交焦虑水平(t = −1.621, p = 0.107)、社交效能感水平(t = 1.173, p = 0.243)上都不存在显著的性别差异。具体维度而言，社交效能感的沟通效能(t = 0.462, p = 0.644, M男 = 20.87，M女 = 20.63)、情绪控制效能(t = 0.185, p = 0.854, M男 = 17.71, M女 = 17.63)在统计学上不存在显著的性别差异，仅亲合效能维度在统计学上存在显著的性别差异(t = 2.018，p = 0.045，M男 = 15.58，M女 = 14.55，见表3)。总体而言，大学生的社交媒体使用情况、社交焦虑、社交效能感水平都不存在性别差异，即未验证研究假设1。
Table 2. Analysis of gender differences in social media use and social interaction among college students
表2. 大学生社交媒体使用与社会交往的性别差异分析结果
Table 3. Descriptive statistical results of college students’ social interaction
表3. 大学生社会交往的描述性统计结果
3.3. 大学生社交媒体使用和社会交往的相关分析
采用Pearson相关法对大学生的社交媒体使用情况与社交焦虑、社交效能感的关系进行分析(见表4)。大学生的社交媒体使用情况与社交焦虑水平正相关(r = 0.175, p = 0.035)。就社交媒体使用的子维度来看，仅控制程度与社交焦虑水平显著正相关(r = 0.240, p = 0.004)；而社交焦虑水平与互动体验(r = 0.136, p = 0.105)和同伴支持(r = 0.005, p = 0.956)均无显著相关性。大学生的社交媒体使用情况和社交效能感水平无显著相关性(r = 0.110, p = 0.189)。就具体维度而言，仅同伴支持与个体的社交效能感水平呈正相关关系(r = 0.288, p < 0.001)，而控制程度(r = 0.030, p = 0.723)和互动体验(r = 0.015, p = 0.862)均与大学生的社交效能感在统计学上无相关性。
Table 4. Analysis of the correlation among social media use, social anxiety and social efficacy
表4. 社交媒体使用与社交焦虑、社交效能感的相关分析结果
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。
此外，大学生的社交效能感和社交焦虑水平在统计学上具备显著的负相关关系(r = −0.534, p < 0.001) (见表5)。就具体维度而言，情绪控制效能和社交焦虑的相关性最高(r = −0.534, p < 0.001)，沟通效能和社交焦虑的相关性位于其后(r = −0.388, p < 0.001)，亲合效能和社交焦虑的相关性最低(r = −0.351, p < 0.001)。除此之外，大学生的沟通效能和社交效能感的相关性最强(r = 0.852, p < 0.001)，这表明大学生自身所具备的沟通能力感越强，其在生活中的社交效能感越强。
Table 5. Analysis of the correlation between social efficacy and social anxiety
表5. 社交效能感与社交焦虑的相关分析结果
3.4. 大学生社交媒体使用和社会交往的回归分析
为了进一步厘清各变量之间的关系，将社交媒体使用情况和社交效能感分别作为预测变量，社交焦虑作为结果变量进行回归分析，结果见表6。大学生的社交媒体使用情况可以显著正向预测其社交焦虑水平(β = 0.175, p < 0.05)；而社交效能感水平可以显著负向预测其社交焦虑水平(β = −0.534, p < 0.001)。
Table 6. Regression analysis of social media use, social efficacy and social anxiety
表6. 社交媒体使用、社交效能感与社交焦虑的回归分析
4. 讨论
4.1. 大学生的社交媒体使用情况与社会交往状况
选取武汉高校大学生进行网络问卷施测，结果显示，大学生在社交媒体使用情况、社会交往状况上都不存在显著的性别差异，和研究假设1不相符。分析原因可能是本研究所调查的样本性别比例有偏差所造成的结果。就社交效能感的具体维度来看，男女大学生仅在亲合效能中存在显著的性别差异，相比于女大学生来说，男大学生可能更有意愿加入社会团体等活动。此外，男女大学生在社交媒体使用的同伴支持、互动体验、控制程度的维度均分均超过了3分，说明在网络时代大学生充分利用了社交媒介的方式获取信息、同伴支持及互动体验等。此外，男生的社交效能感水平比女生要高，且社交焦虑总体水平低于女生，这可能是传统文化和教育习惯所影响的结果，男生被社会环境赋予更多的期许，大多具备更加坚韧勇敢、独立自主的个性特征，导致男生的现实社交焦虑程度更低，参加社交活动的意愿更强，自身的社交效能感由此得以提升。
4.2. 社交媒体使用和社会交往的相关性
社交效能感作为个体应对社会交往的一种重要资源，其特征与个体在特定社会情境下的焦虑反应有着必然的内在联系。本研究证明了大学生的社交效能感及其子维度都可以负向预测社交焦虑水平，且情绪控制维度与社交焦虑的相关性最强，沟通效能与社交焦虑的相关性次之，与前人研究成果相似(周文莉，2005)。这说明，通过提升大学生的社交效能感来缓解其社交焦虑水平是一条有效的心理健康教育路径，而目前国内也有研究者在高校通过团体辅导的形式促进大学生的社交效能感进而降低其社交焦虑水平，取得了很好的效果。如王丽萍等(2009)研究发现经过为期8周的团体辅导后，大学生的社交效能感总体水平及各因子水平都出现了明显的改善，社交焦虑得分明显下降，同样证明了二者之间的负相关关系。
就社交媒体使用情况和社交焦虑的关系而言，本研究证明了二者呈正相关，验证了研究假设2。这与前人研究结果相一致，如Erwin et al. (2004)研究表明现实社交焦虑水平和使用社交媒体的时间呈正相关。而本研究中社交媒体使用的三个维度中，仅控制程度和社交焦虑具备正相关关系，而这一维度所指向的正是Erwin对于社交媒体使用时间和频率的界定。
此外，本研究结果表明社交媒体使用情况和社交效能感在统计学上并不具备显著相关性。这与国内众多学者的研究结论均未产生一致性，如张志云(2019)和蒋鑫妍(2021)分别以大学生和高中生为调查对象研究了社交效能感和问题性社交网络使用间的关系，均得出了二者呈负相关的结论；而张凯(2018)和侯玉波、葛枭语(2019)分别以微信和新浪微博作为其研究的社交媒体，研究表明微信和微博的使用与社交效能感之间呈正相关关系。而本研究仅得出了社交媒体使用中的同伴支持维度与社交效能感存在显著正相关关系，这一点也和侯玉波、葛枭语(2019)的结论一致。分析其原因，可能是因为本研究所采纳的社交媒体使用维度，如互动体验、同伴支持等，与侯玉波、葛枭语(2019)关于微博使用的社交互动有异曲同工之处，所研究的社交媒体使用情况更倾向于其社会支持、社交互动等给个体带来的积极的社交影响，因此导致社交媒体使用的子维度与社交焦虑之间呈正相关关系。而张志云(2019)的研究则更倾向于研究的是社交媒体使用的强度等问题，这可能是最终得出社交媒体使用和社交效能感之间负相关的重要原因。由此可见，国内学者关于社交媒体使用与社交效能感的关系尚未达成统一，可能是因为目前国内关于社交媒体使用的研究侧重点有所不同。因此，未来在该领域还需要纳入更多社交媒体使用的维度分析，积极建立健全更完善的社交媒体使用的心理模型，从而有助于学者作出其与社交效能感的更为统一的研究结论。
4.3. 研究不足与展望
第一，采用网络问卷调查形式，涉及的被试数较少且多为方便取样，后续研究可将样本容量进一步扩充，以此深入验证本研究结果的严谨性和可靠性，也可以针对社交焦虑得分不同的大学生对焦虑情境的识别、社交效能的感知做实证研究，用实验法来讨论社交效能感对社交焦虑的影响，以及设计一些提高大学生同伴支持、社交效能感为主题的团辅活动，从而展开更多的社交焦虑干预研究。
第二，采用横断研究方法，缺少纵向追踪研究所能反映的动态数据信息，因果推论性有待加强，未来研究可以进行纵向追踪以进行更加详细的探讨，逐渐完善大学生社交领域的研究成果。
第三，在探究大学生社交媒体使用情况和社会交往状况时，未考虑不同家庭经济水平和家庭人口数量对于个体社交效能感的影响，未来研究可着重探讨如贫困与非贫困大学生、独生与非独生子女、不同重要他人(如父母、兄弟姐妹，朋友)等方面的差异对大学生感知社会支持和社交焦虑情绪有何影响。
第四，主要从相关分析的视角探索了大学生社交焦虑水平和社交媒体使用情况及社交效能感水平三者间的相关程度，对于中介以及调节变量的思索尚有不足，未来研究可重点探究如社会支持、自尊等相关变量在社交媒体使用、社交效能感和社交焦虑间的作用机制。