網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的元分析 *

孟鴻興 梅志玲 王曉莊 ,3 徐 晟,3

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387) (2 天津師范大學心理學部，天津300387) (3 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)

1 引言

當前，我國60歲及以上老年人口占全國總人口的18.70%(國家統計局, 2020)。老年人孤獨感對于其身心健康的影響越來越受到社會的關注(吳捷等, 2017)。孤獨感作為一種負向情感體驗，是抑郁癥的一個特定風險因素，有相當比例的自殺者有過社交孤獨史(胡雅 等, 2020)。眾多老年人由于面臨身體衰老、獨居、失去家人朋友、退休等處境，社會交往活動趨于減少，極易產生孤獨感。

隨著互聯網技術的飛速發展，使用網絡社交媒體的老年人數量也在快速增長(CBS, 2019; Eurostat,2019)。調查顯示，我國60歲及以上老年網民規模已達1.19億(中國互聯網絡信息中心, 2022)，社交媒體逐漸成為老年人與網絡社會接軌的重要工具，通過社交媒體與家人朋友進行交流，可擴大社會交往，表達自我意愿，能夠滿足老年人獲取信息的愿望和提高自信心。社交媒體的使用為溝通交流提供了一種低成本、易獲取的手段，具有降低老年人孤獨感的潛力(Chipps & Jarvis, 2017)。

網絡社交媒體對老年人的孤獨感到底有什么作用，是緩解亦或加劇？歸屬需求理論(need to belong theory)認為，人們習慣于尋求穩定和積極的人際關系，從而產生歸屬感(Baumeister & Leary,1995)。老年人使用社交媒體的主要動機是與家人、朋友保持聯系(Newman et al., 2021)，進而滿足其依戀和歸屬等需求。然而，已有研究得出的結論并不一致。部分研究發現社交媒體使用與老年人孤獨感之間存在顯著負相關(Rolandi et al., 2020; Sims et al., 2017; Zhang et al., 2021)；但也有研究發現兩者之間存在顯著正相關(張穎 等, 2019)；還有研究顯示兩者之間相關不顯著(Karsay et al., 2019)。因此，網絡社交媒體使用是否有利于緩解老年人孤獨感，從研究結論角度亟待澄清。本研究擬采用元分析方法，綜合國內外的研究結果，以對網絡社交媒體使用和老年人孤獨感的關系形成全面認識，為老年人孤獨感的深入研究和預防干預提供科學依據。

1.1 網絡社交媒體使用與孤獨感的概念和測量

社交媒體使用是基于社交媒體開展的各種活動的總稱，Mieczkowski等(2020)從使用頻率、使用時間、使用強度及使用成癮等角度對其進行了評估。代表性的工具有Escobar-Viera等(2018)編制的社交媒體使用量表，包含7個項目。牛更楓等(2016)將Ellison等人(2007)編制的社交網站使用強度問卷譯為中文版，并根據我國文化背景進行了修訂，該問卷共包含8個項目，測量社交網站與個體的情感聯系強度及其融入個體生活的程度。目前，針對老年人網絡社交媒體使用問卷的研究，社交媒體使用強度和使用成癮應用較多。

孤獨感是指當一個人的社會關系網絡在質量或數量上明顯不足時發生的不愉快經歷，常伴有空虛、無聊、苦悶等消極心理體驗(Perlman & Peplau,1984)。Weiss(1973)將孤獨感劃分為情緒孤獨感和社交孤獨感，“情緒孤獨感”是個體由于其依戀需要無法得到滿足而引起的孤獨感，“社交孤獨感”是指個體因為其社會整合的需求無法得到滿足或由于缺少社會感而引起的孤獨感。基于對孤獨感結構的認識不同，目前測量孤獨感的工具既有單維的，又有多維的。單維的代表性工具為Russell(1996)編制的加州大學洛杉磯分校孤獨感量表第三版(ULS-20)，由20個題目構成。由于該量表題目較多，因此很多研究者使用加州大學洛杉磯分校孤獨感量表的11項修訂版(ULS-11)和3項修訂版(ULS-3)；而多維測量工具主要是從情緒孤獨和社交孤獨兩個維度對孤獨感進行測量，代表性的有Vincenzi和Grabosky(1987)編制的情緒-社交孤獨量表(ESLI)，該量表將個體主觀體驗和客觀社交孤獨狀況納入到測量內容中，共有15個項目，以及Gierveld和Tilburg(2006)編制的六項目情緒-社交孤獨量表(DJG)，該量表也包含了情緒和社交孤獨兩維度的相關題目。目前，ULS-20是當下使用范圍最為廣泛的一種孤獨感量表。

1.2 網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的調節變量

性別可能影響網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系。有研究表明，在各年齡段上女性比男性報告的孤獨感更強(Nicolaisen & Thorsen, 2014;Pyle & Evans, 2018)。男性和女性使用社交網絡的方式不同。女性更喜歡在社交網絡中進行人際社交活動和自我展示，而男性則更喜歡與職業相關的活動或娛樂活動(Kothgassner et al., 2018)。然而也有研究發現，隨著社交媒體不斷迭代和更新，其功能越來越能夠滿足用戶的需求，對不同性別群體同樣具有吸引力(Dempsey et al., 2019)。

文化背景可能會對網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系產生影響。不同文化背景下的個體在思維方式、感受和行為方式上都存在很大差異(Markus & Kitayama, 2003)。西方國家奉行個人主義，個體受周圍人際關系影響較小，在使用社交媒體時不太注重人際關系的維持；東方國家崇尚集體主義，強調相互依存，這使得個體在使用社交媒體時更注重社會關系的維持，個體在良好的人際關系中獲得社會支持，進而緩解孤獨感。

網絡社交媒體使用的測量指標可能影響社交媒體使用與老年人孤獨感的關系。社交媒體使用時間、使用頻率和使用強度是社交媒體日常使用習慣的一種反映，體現了用戶在使用社交媒體時的活躍程度。社交媒體使用動機能夠影響個體的使用行為，進而間接影響個體社交媒體使用時間。而社交媒體使用成癮主要借鑒行為成癮與物質成癮的標準來衡量社交媒體過度使用的特征(Monacis et al., 2017)，反映的是個體對社交媒體的依賴程度，因此該指標有可能對老年人孤獨感的研究結論產生較大的影響。

孤獨感測量工具也可能會對網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的研究結果產生影響。目前，常用的老年人孤獨感測量工具是ULS-20和ULS-3。雖然ULS-3是ULS-20的簡版，但相應的也可能會失去部分信息；情緒-社交孤獨量表(ESLI)將個體情緒孤獨感和社交孤獨感納入到測量內容中，由15個項目組成；而Gierveld和Tilburg(2006)編制的情緒-社交孤獨量表(DJG)包含6個項目。孤獨感、情緒孤獨感及社交孤獨感測量工具所包含的條目數量、內容及維度劃分不同，也可能會影響社交媒體使用與老年人孤獨感關系研究結論的一致性。

基于上述分析，本研究將性別、文化背景、社交媒體使用的測量指標及孤獨感測量工具作為調節變量，對社交媒體使用與老年人孤獨感關系進行深入探討，對二者相關性大小和方向不一致的分歧予以澄清。

2 研究方法

2.1 文獻檢索與篩選

本研究搜索了有關網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的中英文文獻。中文文獻主要來自中國知網數據庫、維普期刊全文數據庫、萬方數據庫，使用“老年人孤獨感”“老年人心理彈性”“消極情感”“情緒孤獨感”“社交孤獨感”“社會隔離”“社會連結”7個核心詞匯，分別搭配“社交媒體”“社交網站”“手機”“互聯網”“網絡”5個環境詞匯進行檢索。英文文獻主要使用Web of Science、EBSCO、Wiley，以及Elsevier數據庫，使用“elders,old group, old adults, loneliness, social loneliness,emotional loneliness, sense of loneliness, social bonding,social isolation”分別與“social media, social network,smart phone, internet”進行組合搭配檢索，主要檢索篇名或摘要中包含此類關鍵詞的文獻。其中文獻發表的時間范圍為2007—2022年。

使用EndNote X9導入文獻并按如下標準篩選：(1)網絡社交媒體使用和老年人孤獨感之間關系的實證研究；(2)文中報告了網絡社交媒體使用和老年人孤獨感的相關指標(如樣本量、相關系數r、β值等)；(3)數據重復發表的僅取其中內容報告較為全面的一篇；(4)據騰訊移動應用平臺(2015)發布的《移動互聯網用戶白皮書》，將老年用戶人群年齡判定為55歲以上，故本研究的篩選范圍以此為標準；(5)文獻質量按照Valentine和Cooper(2003)的標準進行評分，得分為6分以上的文章將納入元分析。

2.2 文獻編碼與質量評價

根據上述相關標準，本研究最終納入文獻39篇，包括中文文獻13篇，英文文獻26篇，共計49個效應值，總樣本量達到78,421人。將搜集到的符合標準的文獻根據以下特征進行編碼：文獻信息(第一作者+出版年份)、文化背景、樣本量、結果變量、相關系數、男性比、社交媒體測量指標、孤獨感測量工具。根據特征編碼顯示，納入文獻涵蓋全球11個國家或地區；被試年齡為55歲及以上的老年人；所有文獻均采用自我報告的形式來評估社交媒體使用情況和孤獨感程度。按照每個獨立樣本編碼一個效應值，如果一篇文獻中存在多個獨立樣本，則分別進行編碼。其中性別、文化背景、社交媒體測量指標和孤獨感測量工具為調節變量。

編碼者在不同時段依據文獻納入和排除標準進行編碼，完成后計算兩位評分者的kappa值為0.97，說明本研究的文獻編碼是準確有效的。

2.3 數據處理

使用Comprehensive Meta-Analysis(CMA 3.3)軟件，以相關系數作為效應量，并將相關系數r值轉換為Fisher-z值后進行元分析。

為保證元分析結果的可靠性，本研究利用失安全系數(fail-safe number,Nfs)、Begg秩相關檢驗、Egger線性回歸法檢驗發表偏差。由于孤獨感測量工具等因素可能影響網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系，因此采用隨機效應模型。此外，本研究還通過異質性檢驗，對選取隨機效應模型的適切性進行驗證，若Q檢驗結果顯著或I2的值高于75%，則選擇隨機效應模型更合適，反之使用固定效應模型更合適(Higgins et al., 2003)。

3 結果

3.1 出版偏倚檢驗

出版偏倚結果如表1所示，社交媒體使用與老年人的孤獨感、情緒孤獨感和社交孤獨感的失安全系數分別為4007、103、231，均遠大于5k+10的標準，表明樣本具有代表性。各結果變量在Begg檢驗的p值均未達到0.05的顯著水平，Egger’s截距顯著不為0(ps＞0.05)。綜上，本研究所收集的關于網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系的文獻不存在嚴重的發表偏倚。

表1 出版偏倚檢驗

3.2 異質性檢驗

異質性檢驗結果(見表2)顯示，網絡社交媒體使用與老年人孤獨感及各維度的Q值在統計學上都達到了顯著水平，表明各效應量之間是異質的。網絡社交媒體使用與老年人孤獨感及各維度的I2值都高于75%，說明各效應值之間異質性較高(Higgins et al., 2003)。該結果提示不同研究間的效應值差異可能受到了一些研究因素的影響，可進行調節效應分析。

表2 異質性檢驗

3.3 主效應檢驗

采用隨機效應模型估計網絡社交媒體使用與老年人孤獨感及各維度的主效應，檢驗結果(見表3)表明，老年人孤獨感及其兩個維度—情緒孤獨感、社交孤獨感與社交媒體使用之間均呈顯著的負相關關系(ps＜0.05)。根據Wilson和Lipsey(2001)的標準，r值為0.10、0.25、0.40時分別對應相關程度的低、中、高。因此網絡社交媒體使用與老年人孤獨感及各維度均是中等程度及以下的負相關。隨后，對所得效應量進行敏感性分析，移除任意一個研究后，效應量r值在可接受范圍內(-0.15～-0.11)波動，表明結果有較高穩定性。

表3 主效應檢驗

3.4 調節效應檢驗和元回歸分析

利用亞組分析和元回歸分析檢驗調節變量對網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系是否有顯著影響，結果表明(見表4)，社交媒體使用測量指標對社交媒體使用和老年人孤獨感調節作用顯著(Qb=15.16,p＜0.05)，對情緒、社交孤獨感調節作用不顯著(Qb=0.70,p=0.703;Qb=2.79,p=0.425)；孤獨感測量工具顯著調節了網絡社交媒體使用和老年人孤獨感、情緒孤獨感、社交孤獨感關系(Qb=272.27,p＜0.001;Qb=63.81,p＜0.001;Qb=69.97,p＜0.001)；文化背景對網絡社交媒體使用和老年人孤獨感、社交孤獨感關系調節作用不顯著(Qb=0.54,p=0.462;Qb=3.80,p=0.051)，但對情緒孤獨感調節作用顯著(Qb=4.10,p＜0.05)。元回歸結果表明，性別對網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的調節作用不顯著，男性比例對效應值的回歸系數不顯著(B=1.28,p=0.095)。

表4 調節效應檢驗

4 討論

4.1 網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系

本研究篩選了39篇文獻進行元分析，全面評估了網絡社交媒體使用與老年人孤獨感的關系。結果表明，網絡社交媒體使用與老年人孤獨感、情緒孤獨感、社交孤獨感呈顯著負相關關系。這一結果支持社交媒體使用與老年人孤獨感存在顯著負相關，與目前多數研究的結果一致(Pan et al.,2021; Yang et al., 2021)，同時也澄清了其中存在的相關性大小和方向的爭論。本結果一定程度上支持了歸屬需求理論(Baumeister & Leary, 1995; Mellor et al., 2008)。網絡社交媒體是人們彼此之間用來分享意見、見解、經驗和觀點的工具和平臺，為人們相互聯系和維持社會關系提供了一種相對較新的交流方式，能幫助個體進行線上社交，滿足歸屬需求，還能幫助個體進行休閑娛樂，緩和現實生活中的孤獨感(Zhen et al., 2019)。老年人通過網絡社交媒體創建自己的社交網絡，通過與朋友或家人的交流互動來獲得社會支持，有利于緩解生活中的孤獨感。

4.2 調節效應分析

4.2.1 人口學變量

元回歸分析結果表明，性別對網絡社交媒體使用和老年人孤獨感之間的調節作用不顯著。說明社交媒體使用和老年人孤獨感的關系中存在跨性別的趨同效應。該結果與實證研究中得到的結果(Quinn, 2021; Szabo et al., 2019)一致。這表明隨著社交媒體的功能越來越能夠滿足用戶的需求，因而對不同性別群體同樣具有吸引力(Dempsey et al., 2019)。正如已有研究發現，健康知識推送、人際聯結與休閑娛樂等功能受到老年人普遍青睞(鄧香蓮, 2021)。可見，不同性別的老年人對于網絡社交媒體的功能需求具有一致性，未來研究可以進一步探究老年人對社交媒體功能需求的共性特點，以便設計更好的網絡社交媒體軟件為老年人服務。

元分析結果表明，文化背景對社交媒體與老年人孤獨感關系調節作用不顯著。本研究此前認為在東方文化背景下，老年人使用社交媒體更注重社會關系的維持，也能夠在良好人際關系中獲得支持，進而更好地緩解孤獨感。但元分析結果說明，無論在何種環境中，老年人群體對于使用社交媒體創建自己的社交網絡，通過與朋友或家人的互動獲得社會支持，都有利于緩解生活中的孤獨感。這一研究是對現有文獻中缺乏不同文化背景下社交媒體使用與老年人孤獨感關系對比研究的補充。

4.2.2 方法學變量

元分析結果表明，網絡社交媒體測量指標是社交媒體使用和老年人孤獨感關系的調節變量。在已有研究中，社交媒體測量指標主要包括使用動機、使用強度以及使用頻率等。本研究發現，網絡社交媒體使用動機與老年人孤獨感的相關性要強于其他指標。原因可能是社交媒體使用動機是各種使用行為的原動力，個體的使用動機能夠直接影響其使用行為，例如娛樂動機、歸屬動機直接或通過情緒和態度間接影響使用時間。因此，不同的網絡社交媒體測量指標影響了二者之間關系結論的一致性，未來研究需要進一步澄清不同測量指標之間的聯系與區別，選擇更加適合的測量指標，以便更全面地探究網絡社交媒體使用對老年人孤獨感的影響。

元分析結果表明，孤獨感的測量工具對社交媒體使用和老年人孤獨感的調節作用顯著。ULS-3的主要測量方式是電話調查，該量表包含三個項目，能夠很好地衡量整體孤獨感(Hughes et al.,2004)。以老年人群體為對象的研究中，與項目數量更多的測量工具(如ULS-20)相比，采用簡單易懂的工具進行測量能夠提高數據的易得性。ULS-3量表已在之前眾多的實證研究中進行了測試(Rolandi et al., 2020; Steptoe et al., 2013; Yang et al.,2021)，結果顯示出良好的內部一致性信度，并且適用于老年人群體，因此ULS-3量表的效應量較高。ESLI和DJG量表均側重于測量個體的情緒孤獨和社交孤獨維度。因此，孤獨感測量工具所包含的內容和維度不同，也影響了網絡社交媒體使用和老年人孤獨感之間關系結論的一致性。測量工具的異質性提醒研究人員應當盡可能地使用共同的標準來界定孤獨感，以減少潛在的差異性。

本研究還存在一些不足：(1)在文獻搜集過程中，由于語言的限制，只篩選了中文文獻及英文文獻，沒有將其他語言的文獻納入其中；(2)本研究納入分析的關于網絡社交媒體使用與老年人情緒孤獨感和社交孤獨感的文獻數量較少，在進行亞組分析和元回歸時受到限制；(3)只探討了性別、文化背景、社交媒體測量指標和孤獨感測量工具的調節作用，實際上，社交媒體類型、社交媒體使用時長等因素也可能在二者之間存在調節作用。對于這些不足，未來研究應以跨文化視角持續關注網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的研究，不斷完善元分析結果；關注網絡社交媒體使用對老年人情緒和社交孤獨感的影響，以探討其不同的影響機制；關注更多可能影響網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系的調節因素，以更深入揭示二者的內在邏輯關系。

5 結論

本研究采用元分析的方法發現：(1)網絡社交媒體使用與老年人孤獨感、情緒孤獨感、社交孤獨感存在顯著負相關，網絡社交媒體使用水平較高的老年人孤獨感、情緒孤獨感和社交孤獨感水平越低。(2)網絡社交媒體使用與老年人孤獨感關系受到網絡社交媒體測量指標和孤獨感測量工具的調節作用，但不受性別和文化背景的影響。(3)本研究為老年人網絡社交媒體使用對孤獨感的影響提供了較為精確的估計，也澄清了二者相關性大小和方向不一致的分歧。