1. 引言
近年来，“断亲潮”在部分青年群体中悄然流行。青年“断亲”行为已经成为一种具有社会影响力的亚文化现象与社会事实(毛奕峰，王岩，2025)。“串门走亲戚”“家族聚会”等传统与亲戚线下互动的方式逐渐被当代青年人贴上“无聊”或“浪费时间”的标签，进而减少与亲戚的联络，相关研究将其称为“断亲”现象(胡小武，韩天泽，2022)。此概念的提出引发了学界和社会的热议。
1.1. 研究背景
中国的传统社会是典型的“差序格局”结构，社会关系网络以“己”为中心，根据关系的亲疏远近展开，亲戚关系网络是个体互动的重要纽带，为其成长发展提供了相应保障(费孝通，2012)。而现代处于高速发展阶段的中国，开放性与流动性使得社会关系网络结构发生重大变化，人们的生产生活资源和社会资本供给不再依赖传统意义上的扩大家庭“血脉”(李安安等，2025)。个体跟家庭的等级关联、秩序约束等都逐渐弱化，亲缘网络不再像以往那样显示出稳定的功能作用(郭增花，2025)。导致中国青年特别是“90后”和“00后”群体，在生活实践层面主动减少甚至断绝与很多亲人的联系和往来(朱林，2025)。与此同时，随着互联网技术的持续深入发展，以泛在网络连接为代表的多种社交媒体技术集群，也在重塑着个体的行为范式与社会活动方式，人与人之间的关系连结已从现实生活的面对面传播转化为线上交流。以家庭为中心的情感依恋逐渐被以自我为中心的情感跃动所取代(郭增花，2025)。其中，异质多样性的社交媒体平台，因为其可以提供不同情绪价值和情感互动的媒介黏合，也被普遍看作是造成“断亲”现象的重要原因之一，对亲缘关系双方的交往观念与交往模式均产生深刻影响。
1.2. 文献综述
通过中国知网论文检索可知，近些年学界关于“断亲”现象的研究逐步增多。国内学者胡小武和韩天泽(2022)等人对“断亲”现象基于实证调研进行研究确证，提出断亲“需要从中国社会结构嬗变的大环境和新时代生活方式变化等多重因素去思考，分析了青年断亲现象产生的原因及内在机制。也有学者从“现代化”角度探讨断亲现象。如陈友华和宗昊(2023)等人从断亲群体的媒介实践出发，描绘了以青年人群为主体的情景化断联。提出断亲是进入现代社会后，人际关系价值定位从“自然义务”推向“个体选择”的必然。但血缘意义上的亲属关系并未彻底断绝，“断”的只是相对意义上关系之间的距离。还有研究从价值权衡的立场阐释断亲现象。如蒋建国(2024)认为青年对亲缘关系的认知转变折射出价值判断的变化，表现出对社会资源和情感资本开放与接纳的理性态度，青年“断亲”是一种空间和情感距离上的“脱嵌”，而找“搭子”可视为“断亲”之后的一种情感补偿或“再嵌”行为。
综上，现有关于断亲现象的研究多从社会流动变迁、现代资源选择、情感体验认同等角度较为宏观地进行阐释和论证，不过从传播学视角和网络视阈下对该现象进行研究的文献却非常少。而随着网络社会与现实世界的不断耦合，现代社会的诸多现象通常会被引申到网络社会的价值观和文化现象加以审视，所以对于青年“断亲”这类引起广泛关注的社会现象，有必要立足于网络世界对其进行分析。生活空间的赛博化使得青年群体更乐衷于在社交媒体平台上获取信息和情绪等方面的支持。在考虑青年群体的“断亲”行为对家庭家族关系的维系、整体社会关系的凝聚、以及对经济的发展都影响重大的前提下，有必要从网络角度对该群体展开分析(朱林，2025)。
1.3. 问题提出与假设
之前关于断亲现象的研究多从“价值–适应”“资源–选择”“制度–结构”等角度较为宏观地进行阐释和论证，属于客位的研究取向，相对回避了主体的主观意图，而如果从主位个体情绪需求的研究取向上进行分析，当代的青年群体则在亲属关系实践中呈现出一种二重性：一方面，他们有意识撤离传统亲属网络中的“人情茧房”，维护个人边界与自我发展，所谓“断亲”；另一方面，他们并未走向彻底的断裂化，而是借助数字媒介，通过不同社交媒体平台与父母亲人、情趣友人、大众达人结成不同的亲近需求关系。在协商中重塑亲缘关系的边界、节奏与亲密尺度。这种被研究概括为“媒介化断亲”(刘晶，2025)。但以往研究多是把“媒介断亲”现象概括归咎为“网络影响”这个过大的范围，而没有聚焦于社交媒体平台之间的异质性，能够给予个体资源的情绪价值差别及满足情感需求的实际状况，对“断亲”现象是否有不同影响？所以，本研究提出细化“媒介断亲”的分类，分析不同社交媒体平台对青年“断亲”现象的心理影响，以及青年群体对这些社交媒体平台情感需求背后的逻辑？并通过定量实证研究，分析使用这些社交媒体平台是否造成了青少年的“断亲”现象？
作为情感的自我探索和对他人认可的渴望，不同社交媒体平台异质性对青年“断亲”的影响，可能体现了当代情感体制的效应和在当代人生活中的权重(陈友华，宗昊，2023)。因此本研究选取用户活跃量最多的微信、小红书、抖音三大代社交媒体平台，从他们主要给予用户情感支持侧重点的不同，对“断亲”现象的影响加以分析，并从三个方面提出假设：
(1) 微信的社交功能以“熟人强关系”为基石，打造以个人身份为中心的“数字社会关系总枢纽”，替代了以家族、亲戚为核心的地缘血亲网络功能，使青年群体对血缘的情感依恋有所迁移。因此提出假设1：微信重塑的社交模式，通过“血缘功能替代”取替了传统血缘关系网络，对青年“断亲”有正向影响，即微信使用越多，青年群体“断亲”现象越严重。
(2) 小红书是一个以“兴趣社区”和“生活方式平台”为核心的社交平台，构建了一种基于内容、兴趣和生活方式共鸣的弱关系社交网络。通过兴趣圈层重构、内容价值导向、社交偏好塑造等间接地转移了青年对传统血缘关系所给予情绪价值的诉求，放大了“断亲”的主观倾向。因此提出假设2：小红书通过“兴趣关系构建”替代血缘的情感联结，对“断亲”有正向影响，即小红书使用越多，青年群体“断亲”现象越严重。
(3) 抖音的社交并非始于“关系”，其核心是“算法驱动的时间吞噬”，以“时间替代 + 情感代偿 + 情绪共鸣”，让青年从“血缘社交”转向“娱乐社交”。更偏向情绪与时间层面的强干预。因此提出假设3：抖音通过“社交时间吞噬”挤占了青年人与亲人的情感互动时间和频率，对“断亲”有正向影响，即抖音使用越多，青年群体“断亲”现象越严重。
2. 研究设计与方法
2.1. 研究对象范畴
研究遵循我国统计部门发布的统计规范，将15~34周岁青年群体作为核心研究对象。“断亲”是指出于个体的理性选择与传统亲情观念的束缚，个人自觉或不自觉地同三代以内亲属关系逐渐疏远的一种过程(蒋建国，2024)。
社交媒体平台异质性指基于虚拟空间的交往中，不同社交媒体在给予人们如亲缘功能替代、兴趣信息分享和休闲娱乐效应等，不同的社交功能和情绪价值供给差异。笔者以微信、小红书和抖音三款社交软件为例，研究它们提供的不同社交异质性是否使青年群体在获得认同感与归属感的同时，引发了“断亲”现象及其影响程度？
2.2. 研究数据与分析方法
研究主要采用问卷调研和统计分析方法，聚焦15~34岁大致范围内的青年群体。首先通过问卷调研，围绕社交媒体使用习惯，社交媒体与亲属关系感知，亲属互动现状与观点等维度发放问卷520份，经过数据清洗最终获取有效问卷504份。然后通过SPSS Pro统计软件处理数据。先对问卷量表的信度和效度进行检验，确保内容的可靠性和有效性，再利用统计学方法建立各因素之间的影响关系模型，并对变量进行相关性描述和线性回归分析，验证不同变量之间的关联强度和影响效果。
2.3. 变量选取测量
研究将社交媒体平台的使用设定为自变量，主要针对微信、小红书和抖音三款软件的使用情况进行调研，并根据使用时长将其分为A. 30分钟及以下；B. 31分钟~1小时；C. 1~2小时；D. 2~3小时；E. 3小时以上五种强度，时间越长强度越高。其中微信使用强度测量其与家人、亲戚的私聊、视频、朋友圈互动的频率和阅读公众号、使用小程序上的频率。小红书使用强度测量其用于兴趣信息获取和构建兴趣身份认同的频率。抖音使用强度主要测量青年群体用于该APP的休闲娱乐时间的分配和使用频率。
中介变量(影响传导机制)的设定包括血缘功能替代、兴趣关系建构、社交时间吞噬三个维度，作为社交媒体平台使用影响青年“断亲”的中间作用路径。主要使用李克特五级量表对数据进行处理，从1完全不符合至5完全符合，分五个级别，分数越高代表对观点越赞同。
“断亲”程度则设定为因变量，问卷设定用情感亲密度、亲情重要性和亲人互动频率三个维度来衡量。依然使用李克特量表对数据进行处理，由于因变量是“断亲程度”(负面指标)，但对情感亲密度、亲情重要性相关问题的设置是正面描述，所以对其数据进行反向编码，即数字越大代表断亲程度越低。而对互动频率的答案同样进行数据编码：1 = 每天1次及以上，2 = 每周3~6次，3 = 每周1~2次，4 = 每月1~2次，5 = 每月1次及以下，得分越高(越接近5分)，代表断亲程度也越高。
2.4. 信度效度分析
研究采用Cronbach’s Alpha系数对问卷量表进行一致性信度检验。结果见(表1)，青年“断亲”程度量表的Alpha系数为0.734，说明量表具有良好的内部一致性信度，数据可用于后续的统计检验。采用KMO和Bartlett球形检验进行结构效度分析。结果见(表2)，KMO值为0.798，Bartlett球形检验的显著性为0.000*** (p < 0.001)，达到了因子分析的标准，说明问卷具有良好的结构效度。
Table 1. Reliability analysis result table
表1. 信度分析结果表
Cronbach’s α系数 |
标准化Cronbach’s α系数 |
项数 |
样本数 |
0.734 |
0.769 |
7 |
504 |
Table 2. Validity analysis result table
表2. 效度分析结果表
KMO检验和Bartlett的检验 |
KMO值 |
0.798 |
Bartlett球形度检验 |
近似卡方 |
277.805 |
df |
36 |
P |
0.000*** |
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平。
2.5. 研究模型
3. 研究实证分析
3.1. 人口统计性描述
对最终清洗后得到的504份有效问卷进行数据分析。根据(表3)分析结果可以看出本次被调查对象人口统计的数值特征。
Table 3. Basic characteristics of the population statistics sample
表3. 人口统计样本基本特征
变量 |
类别 |
频数 |
百分比(%) |
性别 |
男 |
276 |
55.00 |
女 |
228 |
45.00 |
年龄 |
15~17岁 |
166 |
33.00 |
18~22岁 |
101 |
20.00 |
23~28岁 |
111 |
22.00 |
29~34岁 |
126 |
25.00 |
独生子女： |
是 |
298 |
59.00 |
否 |
206 |
41.00 |
常驻城市类型 |
一线城市(北京、上海、广州、深圳) |
217 |
43.00 |
新一线城市(如杭州、成都、武汉等) |
81 |
16.00 |
二线城市 |
85 |
17.00 |
三四线及以下城市 |
121 |
24.00 |
合计 |
504 |
100.0 |
3.2. 自变量描述
自变量(社交媒体平台使用)包括Q5-微信使用强度；Q6-小红书使用强度；Q7-抖音使用强度三个变量，三者整合的可视化统计结果如图1所示：
Figure 1. Statistics chart of usage time on three major platforms
图1. 三大平台使用时间统计图
从图1中对比可以看出，调研的青年群体对三大社交媒体平台都有不同程度的使用强度和媒介粘度。其中微信的使用时长相对5个级别的使用者分布较为均衡，这间接说明它基于线上强熟人关系网的使用频率是最高的。而小红色和抖音则在30分钟以下级别里的使用者最多，说明相对建立在弱社会关系(如兴趣圈层、休闲娱乐和情感共鸣等)上的需求联系，对大多数青年来说不是必须花很多时间维系的关系，而更多起到的是生活调节作用。
3.3. 因变量描述
本研究的因变量(青年“断亲”程度)设定为三个因素，Q13-情感亲密度；Q14-亲情重要性；Q15-亲人互动频率。为了验证整体模型，将三个因变量维度合成一个总指标(因变量–青年断亲程度)。
公式：MEAN (Q13-情感亲密度，Q14-亲情重要性，Q15-亲人互动频率)。分析结果如图2~4所示：
Figure 2. The survey results on the emotional closeness between the individuals and their relatives
图2. 被调与亲人情感亲密度的调查结果
Figure 3. The survey results indicating the importance of family ties
图3. 被调认为亲情重要性的调查结果
Figure 4. The survey results on the frequency of interaction with relatives
图4. 被调与亲人互动频率的调查结果
从调研结果可以看出，尽管因为网络社交时代的发展，被调人群对社交媒体平台的使用非常普遍，但他们与亲人的情感亲密度和认为亲情重要性的结果都显示为正向。与亲人的互动频率也相应比较频繁。认为自己与直系亲属的亲情距离很近，比较符合和完全符合的比例高达34.13%和31.75%；认为亲情占据重要地位的4分和5分率高达33.33%和29.37%。因此，在与亲人的互动频率上，每周3~6次和每周1~2次也相对占比较高。这直观说明青年群体虽然沉浸于不同的社交媒体平台，但他们对亲属关系的亲密度和主观重要性上并没有减少，且都有一定程度的定期互动频率。
3.4. 线性回归分析
Table 4. Linear-regression analysis
表4. 线性回归分析
线性回归分析结果n = 504 |
|
非标准化系数 |
标准化系数 |
t |
P |
VIF |
R2 |
调整R2 |
F |
B |
标准误 |
Beta |
常数 |
2.791 |
0.289 |
- |
9.646 |
0.000*** |
- |
0.025 |
−0.005 |
F = 0.837 P = 0.477 |
Q5-微信使用强度 |
−0.088 |
0.065 |
−0.138 |
−1.365 |
0.176 |
1.003 |
Q6-小红书强度 |
0 |
0.077 |
0.001 |
0.006 |
0.995 |
1.007 |
Q7-抖音使用强度 |
−0.053 |
0.07 |
−0.077 |
−0.762 |
0.448 |
1.006 |
总回归方程y = 2.791 − 0.088 × 1 + 0.0 × 2 − 0.053 × 3
线性回归分析结果见(表4)，表中的常数项(2.791)：代表当一个人完全不使用这三种社交媒体时，其断亲程度的基准分是2.791。这说明“断亲”本身受社会大环境影响，社交媒体只是调节变量。
微信使用强度(−0.088)系数为负，表明微信使用强度与断亲程度负相关。即微信用得越多，断亲程度反而越低。这说明微信作为“强关系”维护工具，通过家族群、语音通话等功能起到了连接器的作用。它验证了模型中的“功能替代”路径，结果倾向于它在弥补现实互动的不足，而不是加剧疏离。
小红书使用强度(0.0*)系数为0，说明无显著影响。小红书可能更多属于“自我呈现”和“生活百科”平台。虽然它建构了趣缘关系，但在样本中，这种关系尚未强大到能够直接动摇现实中血缘关系的根基。
抖音使用强度(−0.053)系数也为负，说明抖音使用越多，断亲程度越低。这与常规假设相悖。可能的解释是当前测量未区分时间是被“挤占”还是“共享、共用”，若只询问“在抖音上社交的时间占比”，可能无法区分这是以牺牲亲缘互动为代价的？当前的“社交时间吞噬”变量可能更多地捕捉到了后者，从而表现为与断亲的负相关。
以上数据分析表明，社交媒体使用强度对青年断亲程度的直接预测作用并不显著。这恰恰证明了研究的中介变量的重要性。说明平台使用并不能直接导致断亲，而是必须通过“心理认知”或“时间吞噬”才起作用。
3.5. 中介效应分析
1) 微信路径：微信强度(X)→血缘功能替代(M)→断亲程度(Y)，结果见(表5)。
Table 5. Mediation effect analysis 1
表5. 中介效应分析一
项 |
c总效应 |
a |
a (p值) |
b |
b (p值) |
a * b中介效应值 |
a*b (Boot SE) |
A * b (z值) |
a * b (P值) |
a * b (95%BootCI) |
c’直接效应 |
c’ (p值) |
检验结论 |
Q5-微信使用强度=>Q10-血缘功能替代=>因变量–青年断亲程度 |
−0.09 |
0.219 |
0.018** |
−0.319 |
0.000** |
−0.07 |
0.028 |
−2.536 |
0.013** |
−0.133~−0.023 |
−0.02 |
0.736 |
完全中介 |
这一数据分析结果显示，总效应C和中介效应a * b都是负值(−0.09和−0.07)，说明微信使用强度负向影响青年“断亲”程度(即微信用越多，断亲程度越低)。这与当初假设1的直接推论刚好相反。分析揭示了一个完全中介模型，即微信使用强度会增强青年群体的“血缘功能替代”感知(路径a：β = 0.219，p < 0.05)。而“血缘功能替代”感知的提升，又会显著降低其断亲程度(路径b：β = −0.319，p < 0.001)。表明“血缘功能替代”在微信使用与青年断亲之间起到了完全中介作用。而自变量微信强度的系数(−0.02)非常小且不显著(p = 0.736 > 0.05)，意味着使用微信本身对青年断亲程度几乎没有直接影响，它是因为提供了“功能替代”，才让青年感到与亲属的关系更近。
2) 小红书路径：小红书强度(X)→兴趣关系建构(M)→断亲程度(Y)，结果见(表6)。
Table 6. Mediation effect analysis 2
表6. 中介效应分析二
项 |
c总效应 |
a |
a (p值) |
b |
b (p值) |
a * b中介效应值 |
a *b (Boot SE) |
a * b
(z值) |
a * b
(P值) |
A * b (95%BootCI) |
c’直接效应 |
c’ (p值) |
检验结论 |
Q6-小红书使用强度=>Q11-兴趣关系建构=>因变量–青年断亲程度 |
−0.009 |
0.003 |
0.979 |
−0.238 |
0.000** |
−0.001 |
0.029 |
−0.025 |
0.980 |
−0.045~0.07 |
−0.008 |
0.913 |
中介作用不显著 |
该数据分析结果的总效应(c)：−0.009，p值为0.979。说明小红书使用强度对青年断亲程度的总体影响几乎为零，且完全不显著，前面的研究假设2也未得到支持。其中路径a (自变量→中介变量)：0.003，p = 0.979，意味着小红书使用强度对“兴趣关系建构”没有显著的预测作用。路径b (中介变量→因变量)：−0.238，p < 0.001。说明“兴趣关系建构”对“青年断亲程度”有显著的负向预测作用，即个体通过社交媒体建构的兴趣关系越强，其断亲程度反而可能越低。这是一个独立存在的显著关系，可能说明社交能力强的青年，不但在网上活跃，在现实中也能较好地维持亲属关系。而直接效应(c’)：−0.008，p = 0.913。则说明即使去除中介变量的控制，小红书使用对断亲的直接影响依然不显著。表明基于“趣缘”的社交建构更多是个体生活品质的数字化延伸，青年在小红书上寻求兴趣共鸣的行为并不会直接挤压或削弱其对家族关系的认同。
3) 抖音路径：抖音强度(X)→社交时间吞噬(M)→断亲程度(Y)，结果见(表7)。
Table 7. Mediation effect analysis 3
表7. 中介效应分析三
项 |
c总效应 |
a |
a (p值) |
b |
b (p值) |
a * b中介效应值 |
a*b (Boot SE) |
a * b (z值) |
a * b (P值) |
a*b (95%BootCI) |
c’直接效应 |
c’ (p值) |
检验结论 |
Q7-抖音使用强度=>Q12-社交时间吞噬=>因变量–青年断亲程度 |
−0.056 |
0.193 |
0.068* |
−0.292 |
0.000*** |
−0.056 |
0.034 |
−1.683 |
0.096* |
−0.138 − −0.007 |
0 |
0.996 |
完全中介 |
抖音使用强度对青年断亲程度的总效应为负值(c = −0.056)，但与微信模型相比效应量更小(−0.056 < −0.09)。这初步表明抖音使用也可能与较低的断亲程度相关，意味着使用强度越高，断亲程度反而有轻微下降趋势。这依然与假设3的常规设想相悖。仔细分析，路径a (0.193, p = 0.068)的数值，在传统统计学上处于“边缘显著”的灰色地带(通常以p < 0.05为显著标准)，意味着“抖音使用时间挤占亲人社交频率”这一路径的统计证据不强，存在一定的不确定性。路径b (−0.292, p = 0.000*)则是一个极其显著的强负向关系。表明将更多时间分配给线上社交，反而与更低的“断亲程度”相关联。这可能是个意外发现。最后的直接效应(c’ = 0, p = 0.996)，说明在纳入中介变量后，抖音使用的直接效应为0且完全不显著。
这个模型揭示了一个初步的、有待进一步验证的机制：抖音使用可能倾向于占用更多社交时间(路径a，边缘显著)，而更多的社交时间投入则显著关联着更低的断亲程度(路径b)。在此中介路径成立的前提下，抖音使用对断亲的直接影响为零，形成了一个统计上的“完全中介”模型。然而由于中介路径的显著性水平较弱(p = 0.096)，此结论的稳健性需要未来研究加以验证。
4. 研究结论与不足
本研究通过以微信、小红色和抖音为例的三大社交媒体平台使用对青年“断亲”现象的影响进行实证调查，揭示了“社交媒体平台使用→影响传导机制→青年‘断亲’程度”的复杂作用逻辑。研究发现不同类型社交媒体平台的使用，通过差异化的中介机制对青年“断亲”程度产生影响，但这种影响更多体现为“关系的代偿与维护”而非疏离(涂凌波，杨靖毅，2025)。
4.1. 研究结论
1) 微信使用与青年断亲的影响主要通过“血缘功能替代”发挥作用。数据表明，微信的使用可能并非简单地侵蚀血缘关系，而是为青年提供了一种功能性的补偿渠道。通过微信社交满足部分情感、信息和支持需求，即“血缘功能替代”，反而可能缓解他们在现实亲族关系中的压力或缺失感，从而在行为上表现出更低的“断亲”倾向。这一发现修正了本研究最初的假设，揭示了数字时代亲缘关系变迁的一种复杂且意料之外的机制。
2) 小红书的使用侧重于“趣缘关系建构”。但实证发现该路径对断亲的影响并不显著，研究假设未得到支持。但路径b (兴趣关系建构→更低的断亲程度)的显著负向关系提示了一个重要发现，建构积极的线上兴趣社群，可能与维持或重构良好的现实社会关系能力正相关，而非简单地导致疏离。反映了部分青年通过线上兴趣联结反哺了社交技能与归属感需求，反而缓冲了“断亲”倾向。但这一积极建构过程中并未被发现是由“小红书使用强度”驱动的(路径a不显著)。说明小红书的“使用强度”可能并非关键。相较于微信(强关系替代)和抖音(沉浸式时间争夺)，小红书对社会亲缘关系的直接影响路径可能更为间接和微弱。所以将“使用强度”作为自变量可能过于笼统，未来的研究应将“使用方式”(如主动建构型使用、被动消费型使用等)作为更精细的自变量或调节变量纳入模型。
3) 抖音使用强度与青年断亲影响的统计结论为显著但方向与预期相反，关键矛盾在于模型假设“挤占时间导致断亲”，但数据却显示“重线上社交时间分配关联低断亲”。这说明中介变量“社交时间吞噬”的测量可能存在双向意涵或效价问题。未来研究可考虑“社交时间吞噬”的细分，即替代性时间挤占(例如：“因为刷抖音，我减少了和家里人面对面聊天的时间”)；媒介化家庭共享(例如：“我经常和家人一起刷抖音、分享好玩的内容”)；平行空间共用(例如：“我和家人各自刷抖音，但待在同一个空间里”)等。当前数据可能更多地捕捉到了后两者(共享/共处)，从而表现为与断亲的负相关。但这也说明，如果合理运用抖音的“内容共振”，建立适应数字时代新型的家庭“共在”(co-presence)与话题共创形式，是有助于增强亲情关系的联结与维系。
4.2. 研究不足
研究设计为横截面数据，无法确立严格的因果关系，仅能揭示相关关系与影响路径。变量测量有待深化，如抖音平台的数据调研结果，“社交时间吞噬”未区分“挤占”与“共享”；“使用强度”未能完全捕捉“使用方式”(主动创造/被动消费)，仅凭“使用时长”这一单一指标，无法推导出“使用方式”(共看/独看)，将相关性解释为“共在”机制有些牵强，后续研究需更深入的数据调研与推导。同时，研究样本的代表性有限，结果在更广泛群体中的普适性需进一步检验。此外还有一些关键调节变量未纳入，如原生家庭关系质量、个人人格特质(如社交焦虑)、教育背景等，这些因素可能会调节平台使用的影响。
5. 研究价值与展望
本研究的核心贡献在于反驳了“数字生活必然瓦解传统亲缘”的单一决定论。将网络社交媒体的影响差异化看待。微信(强关系通讯)、小红书(兴趣图谱)、抖音(算法娱乐)因其底层逻辑不同，对社会关系的作用机制存在本质差异。青年“断亲”并非一个由社交媒体单方面造成的线性结果，而是青年在数字时代，主动利用不同特性的平台工具，对亲缘关系进行“管理”、“权衡”与“再定义”的复杂过程。青年的亲缘世界正在经历一场由异质性数字平台共同书写的“复调变革”。
未来研究应秉持这种异质性与动态性的视角，对青年个体与家庭而言，认识到不同平台在亲缘互动中的不同角色，可以更自觉地利用其积极面(如用微信增强家庭协作，用抖音创造共同话题)，并警惕其潜在风险(如抖音的无限刷屏、小红书的消费主义价值观冲击)。而对于平台设计者与社会政策来讲，平台在优化黏性机制时，应兼顾其社会外部性。例如，可设计促进家庭共用的功能(如抖音的“合拍”)，或强化基于真实关系的实用服务(如微信的家族健康管理小程序)。从而进一步促进社会结构的稳定和亲缘家庭关系的和谐。
NOTES
*通讯作者。