苗 芃

（北京師范大學(xué)社會學(xué)院，北京 100875）

1 引 言

無聊是一個熟悉又陌生的話題。熟悉，指其廣泛存在于各類文化和人群中，是一種普遍的心理現(xiàn)象；陌生，則體現(xiàn)為我們對無聊本身及其產(chǎn)生影響的探究還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。無聊的相關(guān)研究，大多從心理健康視角入手，探究其與情緒問題、異常心理和社會適應(yīng)性不良行為的相關(guān)關(guān)系。作為影響個體偏好及行為的重要因素，對無聊的探索應(yīng)拓展到更廣闊的領(lǐng)域中（苗芃，謝曉非，2019；Elpidorou，2018）。當(dāng)下，個性定制成為品牌發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)，限量發(fā)售亦是提升品牌價值的路徑，體現(xiàn)了消費者對獨特的需求。本研究關(guān)注無聊對獨特性偏好的影響，并以意義尋求動機為切入點對二者關(guān)系進(jìn)行解釋。

1.1 無聊與意義尋求動機

無聊是一種不愉快的情緒體驗，表示個體沒有參與到理想的情境或任務(wù)中，個體想要采取一系列行為擺脫這種狀態(tài)（Danckert & Merrifield，2018；Eastwood et al.，2012）。無聊會產(chǎn)生不滿意感，束縛感或非自主感，對當(dāng)前情境或任務(wù)難以集中和維持注意力（苗芃，謝曉非，2019；Eastwood et al.，2012；Raffaelli et al.，2018）。

意義感是人的核心追求，指在認(rèn)知和情緒上體驗到生活有目的、有價值、有方向（Baumeister et al.，2013）。作為意義感的“指示器”，無聊的核心特征之一是感知到當(dāng)下情境或生活缺乏意義感（Miao et al.，2020；Moynihan et al.，2021a）。無聊的自我調(diào)節(jié)功能理論認(rèn)為，無聊能促使個體參與可以提供意義感的行為、目標(biāo)或情境，以重建意義感（苗芃，謝曉非，2019；Elpidorou，2018；Van Tilburg et al.，2013），因此也有研究者將無聊產(chǎn)生的意義尋求動機命名為無聊的意義調(diào)節(jié)功能，這是其區(qū)別于其他相關(guān)情緒 的 重 要 特 征（Coughlan et al.，2019；Moynihan et al.，2021a）。研究發(fā)現(xiàn)，為重建意義感，無聊提升懷舊傾向（Van Tilburg et al.，2013）和捐款意向（Van Tilburg & Igou，2017）。無聊傾向高的個體由于缺乏意義感，會出現(xiàn)更多社會適應(yīng)不良行為，如對非承諾性關(guān)系的認(rèn)可（Moynihan et al.，2021b）和攻擊行為（Van Tilburg et al.，2019）。

1.2 獨特性尋求：意義感的“補充劑”

本研究認(rèn)為，尋求獨特可以為無聊個體提供意義感。個體為發(fā)展和提升自我形象和社會形象，會通過生活中的不同方面來尋求和展示獨特。獨特需求較高的個體，會在選擇中表現(xiàn)出自身的獨特偏好，如對少數(shù)產(chǎn)品（Wan et al.，2014）和獨特概念的偏好（Huang et al.，2014）。尋求和他人的適度差異、表達(dá)自我獨特性，是一種重要且普遍的動機。最佳獨特性理論（Optimal Distinctiveness Theory）探討了獨特性需求與身份認(rèn)同的關(guān)系，認(rèn)為社會身份是個體的自我表征，同時受到兩種相反需求的影響：一是歸屬/趨同性需求，驅(qū)使個體融入社會群體；二是區(qū)別/差異化需求，驅(qū)使個體與其他個體區(qū)分開來。個體會在二者間尋求恰當(dāng)?shù)钠胶恻c（Brewer，1991）。動機性身份構(gòu)成理論（Motivated Identity Construction Theory）進(jìn)一步對個體尋求獨特的動機進(jìn)行分析，指出區(qū)別性的重要功能是幫助個體認(rèn)識到自身與他人的不同，這樣能構(gòu)建出有意義的自我定義（Vignoles，2011），即個體需要通過自身與他人之間存在的差異性來回答“我是誰”這一問題。

尋求獨特幫助個體進(jìn)行有意義的自我身份建構(gòu)，是個體理解自我、賦予身份意義感的重要過程，成了獲取意義感的來源。個體通過表達(dá)獨特性來塑造、加強自我形象和社會形象，獲得社會好評和自尊，具有信號和象征意義。研究發(fā)現(xiàn)，渴望地位、權(quán)力感及競爭獲勝等動機是提升個體獨特性需求的前因變量（Vandecasteele & Geuens，2010）。做出獨特性選擇的個體往往也會被感知為具有更高的地位和更強的能力（Bellezza et al.，2014）。還有研究發(fā)現(xiàn)，個體受到意義感相關(guān)的威脅時（如社會排斥、上行社會比較），其獨特性尋求水平更高（宮秀雙，張紅紅，2020；Wan et al.，2014）。

1.3 研究假設(shè)

綜上，本研究認(rèn)為無聊促使個體產(chǎn)生意義尋求動機，而尋求獨特可以提供意義感?；谏鲜鲫P(guān)系探討，提出本研究的兩個基本假設(shè)：（1）無聊正向預(yù)測獨特性偏好；（2）意義尋求動機在無聊與獨特性偏好的關(guān)系間起中介作用。

2 研究1

2.1 被試

本研究通過Amazon Mechanical Turk平臺招募480 名美國被試，其中64 名被試未通過獨特性選擇任務(wù)中的注意力篩查條目。最終，有效被試量為416 名，平均年齡35.38 歲（SD=10.71），其中185 名男性，231名女性。

2.2 研究工具

2.2.1 無聊傾向

采用無聊傾向量表（Farmer & Sundberg，1986）。該量表包含28 個條目，被試需要選擇最符合自身實際情況的答案（1= 完全不符合，7=完全符合）。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.82。

2.2.2 意義尋求動機

采用生命意義感量表的意義尋求分量表（Steger et al.，2006）。該量表包含5 個條目，被試選擇最符合自身實際情況的答案（1=完全不符合，7=完全符合）。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.86。

2.2.3 獨特性選擇

采用禮物卡任務(wù)（Huang et al.，2014）。被試被告知，市中心最近開張了兩家咖啡店，均提供價值12 美元的禮物卡。在較早一項調(diào)查中，150 名被調(diào)查者中有128 人選擇了名為Keera 的禮物卡，22 人選擇了Roslyn 的禮物卡。被試需要回答偏好選擇哪家咖啡店，還需回答注意力篩查問題，即哪家咖啡店的禮物卡被更多人選擇。兩家咖啡店名字均為虛構(gòu)，本研究對呈現(xiàn)順序進(jìn)行了平衡。

2.3 結(jié)果

2.3.1 共同方法偏差

采用Harman 單因素檢驗法檢驗共同方法偏差。結(jié)果表明，特征根大于1 的公因子有6 個，第一個公因子的最大解釋率為32.55%，小于40%，表明本研究不存在明顯的共同方法偏差問題。

本次論壇圍繞“創(chuàng)新引領(lǐng)科技發(fā)展、大數(shù)據(jù)助推資源共享”主題，以長江經(jīng)濟(jì)帶11?。ㄊ校┛萍假Y源共享機構(gòu)為依托，面向全國推動科技資源跨區(qū)域共享。在論壇會議期間舉行了系列簽約活動，作了《逐漸睜開的中國天眼》、《推進(jìn)科技資源開放共享的工作進(jìn)展和思考》等4個主題報告，組織了“企業(yè)服務(wù)面對面”和“科技資源共享助力長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展經(jīng)驗交流和舉措研討”兩個分論壇。（編輯/任偉）

2.3.2 相關(guān)性分析

對各變量進(jìn)行相關(guān)分析（如表1 所示）。結(jié)果顯示，無聊傾向、意義尋求動機及獨特性選擇間均顯著正相關(guān)。此外，年齡（r=0.05，p=0.349）、性別（φ=0.02，p=0.653）與獨特性選擇相關(guān)關(guān)系不顯著。

表1 各變量的相關(guān)分析矩陣（N=416）

2.3.3 中介效應(yīng)分析

采用Bootstrap 方法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，重復(fù)抽樣10000 次。意義尋求動機的中介作用顯著，95%的置信區(qū)間為［0.033，0.312］，不包含0，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的31.58%，中介路徑如圖1 所示。結(jié)果表明，意義尋求動機在無聊傾向與獨特性選擇間起中介作用。

圖1 研究1 中介效應(yīng)路徑圖

3 研究2

3.1 被試與設(shè)計

使用G*power 計算樣本量，根據(jù)前人的狀態(tài)無聊研究（Miao et al.，2020），預(yù)期中等效應(yīng)量（Cohen’s d=0.50），設(shè)置統(tǒng)計檢驗力為0.8，alpha 水平為0.05，兩實驗條件間平均分配比，得到預(yù)估樣本量為128 人。本研究在線招募150 名大學(xué)生，11 人未按要求完成文獻(xiàn)抄寫任務(wù)。有效被試量為139人，平均年齡22.51 歲（SD=3.85），63 名男性，76 名女性。采用單因素被試間設(shè)計，自變量為狀態(tài)無聊（高狀態(tài)無聊組vs.低狀態(tài)無聊組），中介變量為意義尋求動機，因變量為獨特性需求。被試被隨機分配到兩組中，高狀態(tài)無聊組67 人，低狀態(tài)無聊組72人。

3.2 流程與材料

首先，操縱狀態(tài)無聊。采用經(jīng)典范式文獻(xiàn)抄寫任務(wù)（Van Tilburg&Igou，2012），被試被告知為了解人們打字的狀態(tài)和規(guī)律，需將每條內(nèi)容抄寫到對應(yīng)空格處，并保證內(nèi)容與示例一致。高低狀態(tài)無聊組被試需分別將10 條或2 條英文參考文獻(xiàn)以打字的方式填入對應(yīng)空格中。接著，填寫狀態(tài)無聊操縱檢查條目，回答在無聊、煩躁、疲勞、悲傷、開心上的感受（1=一點兒也不，7=非常的）（Miao et al.，2020）。

隨后，測量意義尋求動機。參考生命意義感量表中文版的意義尋求分量表（劉思斯，甘怡群，2010）和前人測量狀態(tài)無聊意義尋求動機條目（Miao et al.，2020；Van Tilburg & Igou，2012），被試需在四個條目上回答當(dāng)下感受：“我想做一些有意義的事情”，“我想做一些有目的的事情”，“我想尋找一個目的”，“我想尋覓饒有意義的東西”（1=非常不符合，7=非常符合）。本研究中四個條目的Cronbach’s α 系數(shù)為0.80。

最后，測量獨特性需求。填寫消費者獨特性需求量表（Ruvio et al.，2008），該量表包含創(chuàng)造性選擇、非流行性選擇、相似性回避3 個維度，共計12 個條目。該量表常用于測量個體的獨特性需求特質(zhì)，本實驗刪除了原量表條目中表示個體從事某特定行為的頻率性詞匯，如“通?！薄敖?jīng)常”等，詢問被試當(dāng)下的想法測量其狀態(tài)性獨特性需求（1=完全不符合，7=完全符合）。本研究中該量表的三個分量表和總量表的Cronbach’s α 系 數(shù) 分 別 為0.74，0.74，0.86 和0.86。

3.3 結(jié)果

3.3.1 操縱檢查

高狀態(tài)無聊組被試的無聊感得分（M=5.34，SD=1.17）顯著高于低狀態(tài)無聊組（M=4.33，SD=1.52），t（137）=4.36，p＜0.001，95% CI=［0.552，1.468］，Cohen’s d=0.74，BF10=735.61。表明狀態(tài)無聊的操縱成功。狀態(tài)無聊操縱沒有顯著影響開心感（p=0.408）和悲傷感（p=0.596）。與低狀態(tài)無聊組被試相比，高狀態(tài)無聊組被試邊緣顯著報告了更高水平的疲勞感（M高=4.84，SD高=1.51 vs.M低=4.36，SD低=1.49，t（137）=1.87，p=0.064，95% CI=［-0.028，0.978］，Cohen’s d=0.32，BF10=0.88）和煩躁感（M 高=4.39，SD高=1.82 vs.M低=3.89，SD低=1.59，t（137）=1.73，p=0.086，95% CI=［-0.072，1.071］，Cohen’s d=0.29，BF10=0.71），后續(xù)將對二者進(jìn)行控制。

3.3.2 主效應(yīng)分析

高狀態(tài)無聊組被試的獨特性需求得分（M=4.63，SD=0.81）顯著高于低狀態(tài)無聊組被 試（M=4.19，SD=0.88），t（137）=3.06，p=0.003，95% CI=［0.155，0.722］，Cohen’s d=0.52，BF10=11.91?？刂破诟泻蜔┰旮泻螅Y(jié)果不變：一般線性回歸結(jié)果顯示狀態(tài)無聊增加獨特性需求，B=0.39，SE= 0.14，95% CI for B=［0.105，0.676］，β=0.23，t=2.71，p=0.008，BF10=7.28。

3.3.3 中介效應(yīng)分析

采用Bootstrap 方法對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，重復(fù)抽樣10000 次。高狀態(tài)無聊組編碼為1，低狀態(tài)無聊組編碼為0。意義尋求動機的中介作用顯著，95%的置信區(qū)間為［0.045，0.376］，不包含0，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的41.17%，中介路徑如圖2 所示?？刂破诟泻蜔┰旮泻螅饬x尋求動機的中介作用顯著，95%的置信區(qū)間為［0.046，0.366］，不包含0，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的43.54%。結(jié)果表明，與低狀態(tài)無聊組被試相比，高狀態(tài)無聊組被試有更強的意義尋求動機，獨特性需求更高，即意義尋求動機是狀態(tài)無聊提升獨特性需求的中介機制。

圖2 研究2 中介效應(yīng)路徑圖

4 總討論

隨著經(jīng)濟(jì)社會的進(jìn)步，人們的生活條件和物質(zhì)水平得到極大提升。然而，不曾停歇的生活節(jié)奏、源源不斷的娛樂供養(yǎng)、四面八方的信息席卷，令不少人對人生感到迷茫，時常體會到無聊。無聊的研究視角較為狹窄，是一塊值得探索的沃土。本研究探討了無聊與獨特性偏好的關(guān)系及心理機制。

本研究證實尋求獨特能對無聊的意義感缺失起到“補充劑”作用。為何進(jìn)行一次獨特選擇，能幫助無聊個體滿足其意義尋求動機呢？人是尋求意義的生物，有尋求意義的內(nèi)在需要。作為意義感的威脅，無聊個體會體驗到強烈的無意義感。但無聊也具有適應(yīng)性功能（Elpidorou，2018；Miao et al.，2020），其自我調(diào)節(jié)功能使個體想要參與到可以提供意義感的目標(biāo)、情境或行為中。俗話說，物似主人形。個體的擁有物是自我概念的延伸。獨特帶來了區(qū)別感，起到提升自我、完善自我建構(gòu)的作用。在現(xiàn)實生活中，受客觀條件限制，個體難以在短時間內(nèi)獲得金錢和社會地位的快速提升，但可以通過選擇獨特性選項、消費獨特性商品等獲得自我概念滿足，進(jìn)而獲得意義感。因此，尋求獨特是無聊個體提升意義感的重要途徑。這一結(jié)論也將動機性自我身份構(gòu)成引入了對無聊的解釋中，豐富了過往研究對無聊概念的刻畫。

本研究發(fā)現(xiàn)在中美不同文化樣本中，無聊與獨特性偏好的關(guān)系均得到證實。一般來說，相比西方文化鼓勵標(biāo)新立異，東方文化更倡導(dǎo)合群。因此，早期不少研究者認(rèn)為東方文化下的個體會避免展現(xiàn)獨特性。然而，一項跨文化研究測量了21 個國家和地區(qū)被試的獨特性動機，發(fā)現(xiàn)身份內(nèi)容的獨特感越高，對自我定義的作用越大，且這一效應(yīng)并不具有文化特異性（Becker et al.，2012）。本研究結(jié)果也證實，無聊與獨特偏好的關(guān)系具有一定泛文化意義，對不同文化下的無聊個體來說，尋求獨特都是將自我和他人進(jìn)行區(qū)別、表達(dá)自我特異性的途徑，為個體帶來意義感。本研究為動機性自我身份構(gòu)成理論（Vignoles，2011）提供了實證數(shù)據(jù)支持，即獨特需求是個體構(gòu)建身份認(rèn)知的基本需求，在任何文化意義系統(tǒng)中均普遍存在。

本研究還存在一些局限，期望在未來進(jìn)一步完善。第一，選取獨特語義概念偏好、非常規(guī)產(chǎn)品偏好等更多樣范式測量獨特性偏好，采用真實情景下的獨特性消費選擇任務(wù)提升生態(tài)效度。第二，探究無聊個體尋求獨特性的后果，如在個體選擇獨特選項后，測量意義感和決策滿意感，進(jìn)一步驗證無聊個體選擇獨特選項有助于其內(nèi)部動機的實現(xiàn)，為無聊個體可將獨特性作為一種經(jīng)驗法則進(jìn)行使用提供證據(jù)支持。第三，刺激尋求也是無聊對個體偏好和行為產(chǎn)生影響的機制路徑之一（苗芃，謝曉非，2019；Mercer-Lynn et al.，2014），本研究采用的測量范式不能充分排除獨特性選項可能帶來刺激新異性的影響。未來可對獨特選項和非獨特選項的刺激感進(jìn)行控制，還可以設(shè)置“獨特但低意義感”選項，若高低無聊水平個體對該選項偏好無顯著差異，則一定程度上能排除無聊促進(jìn)獨特性尋求僅是由尋求刺激新異性導(dǎo)致的，同時進(jìn)一步驗證意義尋求動機的中介作用。第四，探究可能的調(diào)節(jié)變量，如自我建構(gòu)水平、產(chǎn)品可見性的影響。

5 結(jié) 論

本研究關(guān)注了無聊與獨特性偏好的關(guān)系及內(nèi)在作用機制，結(jié)果顯示無聊正向預(yù)測獨特性偏好，意義尋求動機起中介作用。