郭 英,鄭 銓,何 翔,周天梅

(四川師范大學 教師教育與心理學院，成都 610066)

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大學生移動社交網絡人際交往問卷的初步編制

郭 英,鄭 銓,何 翔,周天梅

(四川師范大學 教師教育與心理學院，成都 610066)

本研究旨在編制大學生移動社交網絡人際交往問卷，用于測量大學生的移動社交網絡人際交往行為，并檢驗其信效度。選取393名大學生進行初測調查，用于項目分析及探索性因素分析；另抽取990名大學生進行正式問卷調查，用于驗證性因素分析及考察同質性信度和結構效度。結果顯示，大學生移動社交網絡人際交往問卷共有17題，包括移動社交網絡信息溝通、移動社交網絡自我表露、移動社交網絡依賴3個因子，解釋總方差的56.393%，表明問卷具有良好的結構效度(χ2/df=4.057，GFI=0.944，AGFI=0.926，CFI=0.944，NNFI=0.920，IFI=0.932，RMSEA=0.056)；總量表和3個因子的Cronbach α系數為0.745～0.855，分半信度為0.735～0.880，表明大學生移動社交網絡人際交往問卷具有較好的信效度，能有效測量大學生的移動社交網絡人際交往行為。

大學生；移動社交網絡；人際交往；大學生移動社交網絡人際交往問卷

一 引言

隨著移動通信技術的不斷進步和智能通信設備的不斷普及，移動互聯網已深度融入了我們的生活。據中國互聯網信息中心(CNNIC)2016年發(fā)布的數據，截止2015年12月，我國網民規(guī)模達到6.88億，互聯網普及率為50.3%，手機網民規(guī)模達到6.02億，網民中使用手機上網人群占比由2014年的85.8%提升至90.1%[1]。在人際交往方面，互聯網在為人們提供交往便利的同時也在悄然改變著大眾的現實交往方式。在傳統(tǒng)社交網絡上發(fā)展起來的移動社交網絡對社會群體人際交往的影響成為研究者日益重視的課題。而大學生作為社會群體里在移動社交網絡中卷入程度較高的一個群體，更受到研究者的關注。

對于移動社交網絡目前并沒有統(tǒng)一的界定。不少學者認為移動社交網絡是社交網絡和移動通信網絡兩個概念相結合的產物。李根強等人指出，移動社交網絡是在在線社交網絡基礎上發(fā)展起來的一種社交平臺，用戶可通過移動終端相互溝通和交流，其已經成為人們獲取信息與傳播信息、交友和娛樂等的重要渠道[2]。王玉祥等人則強調，相較傳統(tǒng)的面向互聯網的SNS，移動社交網絡無縫地將移動計算(mobile computing)和社會計算(social computing)結合起來，極大地增強了用戶的真實性、地域性和交互的實時性[3]。Pietil?inen等人認為，移動社交網絡與傳統(tǒng)的PC端社交應用相比，具有更強的人機交互性和實時情境性，能夠讓用戶隨時隨地創(chuàng)造并分享內容，從而最大程度地滿足人們的社交需求[4]。Humphreys將移動社交網絡視為信息技術和都市生活形成錯綜復雜相互依賴的關系的進一步產物，其指出移動社交網絡通過可連接互聯網且具有移動性的設備為人們提供服務，這些服務可轉變人們在公共空間中聚集和互動的方式，促進各種新信息流入公共空間，并且能夠改變既有的社會和空間實踐[5]。綜合以上定義，筆者將移動社交網絡界定為:人們使用移動終端設備，通過相應的應用程序在人群中分享興趣、愛好、狀態(tài)和活動等信息的在線交流平臺。

過往研究中，研究者一般將借助互聯網進行的人際交往稱為網絡交往，目前國內外均有不少研究。在對其進行概念界定時，一般較多使用“網絡使用”(Internet use)[6]、“計算機媒介溝通”(Computer-mediated communication，CMC)[7]、“在線交流”(Online communication)[8]等概念。國內學者平凡等人將網絡交往界定為以計算機和互聯網為基礎，利用文本、語音和視頻等進行的人際交往，涉及網絡交往關系、行為、認知及結果4個層面[9]。陳少華則明確提出，網絡交往是一種基于網絡通信技術，通過數字化信息進行各種信息交流，從而實現人際之間信息、情感、物質的交流活動[10]。結合以上定義，筆者認為，移動社交網絡上的人際交往是以社交應用程序為依托，通過相應智能終端設備接入移動社交網絡，并在這一平臺上進行自我展現、認識他人、交流互動等活動的社交行為。

查閱文獻，發(fā)現在已有網絡交往問卷編制中，由于研究者的理論基礎與研究視角各不相同，編制出的問卷差異很大。平凡、周宗奎等從關系、行為、認知和結果四個層面出發(fā)，編制出的大學生網絡交往問卷，包括網絡社交自我知覺、網絡自我表露、網絡人際關系以及網絡交往依賴4個因子[9]。陳少華等所編制的問卷，包括網絡交往的程度、影響、交友便捷認知、信任缺失認知、積極態(tài)度和消極態(tài)度等方面[10]。聶衍剛等則認為，網絡交往由上網地點、時間、動機、內容、網絡人際關系、網絡依賴和上網自評7個因素構成[11]。同時，已有問卷主要基于互聯網對大學生網絡人際交往行為進行測量，但都是從傳統(tǒng)互聯網層面出發(fā)，并未涉及移動社交網絡上的人際交往行為。移動社交網絡雖是在傳統(tǒng)社交網絡的基礎上發(fā)展起來的，但又具有自身的特點，如其兼具便捷性、位置性、信源相對確認性、及時性、普遍性等特征[12]。基于傳統(tǒng)互聯網編制的網絡交往問卷，并不能完全有效地對具有自身獨特性又廣泛存在于大學生群體中的移動社交網絡人際交往行為進行測量。現有網絡交往問卷應用到移動社交網絡還存在諸多不足。第一，現有網絡交往問卷忽略移動社交網絡人際交往獨特性，并沒有依據移動社交網絡特性進行編制與設計，這就導致測量存在較大誤差；第二，現有網絡交往問卷忽視大學生移動社交網絡人際交往中信息溝通的重要性，不能準確反映大學生移動社交網絡人際交往的活動特征；第三，現有網絡交往問卷對網絡依賴與自我表露的測量集中于傳統(tǒng)互聯網，對于移動社交網絡來說并沒有針對性。由于移動社交網絡具有更高的便捷性與卷入度等特性，大學生群體對于移動社交網絡的依賴及在這一平臺上的自我表露程度與傳統(tǒng)互聯網相比差異較大。

鑒于此，本研究在參考國內外相關研究的基礎上，基于開放式訪談結果以及大學生移動社交網絡人際交往現狀，編制適用于移動社交網絡的大學生移動社交網絡人際交往問卷并進行信效度檢驗，為開展大學生移動社交網絡人際交往行為及相關研究提供科學有效的測量工具和理論參考。

二 對象和方法

(一)問卷項目的編制

本研究根據開放式訪談的結果，在參考已有文獻和量表的基礎上，構建了大學生移動社交網絡人際交往的理論框架。結合目前大學生在移動社交網絡上人際交往行為的現狀，初步判定大學生移動社交網絡人際交往主要由三個因子構成，分別是移動社交網絡信息溝通、移動社交網絡自我表露、移動社交網絡依賴。

隨后選取18名大學生進行深入訪談，對訪談內容進行轉錄并對轉錄的內容進行編碼分析。根據開放式訪談內容編碼的結果，將篩選出來的詞條和短語形成陳述性語句，編制出大學生移動社交網絡人際交往預測問卷，請20名心理學研究生對預測問卷進行表述糾錯，以避免項目有歧義、難以理解、表述不夠簡練等問題，在此基礎上形成初測問卷。

最終確定大學生移動社交網絡人際交往初測問卷的條目。問卷包括75個項目，采用“完全不符合”-“完全符合”5點計分，其中有4個項目為反向計分。

(二)對象

樣本1(初測樣本)：用于探索性因素分析。采用隨機抽樣的方法在四川師范大學各學科分年級發(fā)放問卷430份，回收問卷405份，得到有效問卷393份。其中男生188人，女生205人；理工科153人，文科139人，藝術體育專業(yè)101人；一年級128人，二年級106人，三年級87人，四年級72人。

樣本2(正式施測樣本)：用于驗證性因素分析。在四川師范大學、西華大學各學科分年級隨機調查，發(fā)放問卷1200份，回收問卷1106份，得到有效問卷990份。其中男生486人，女生504人；理工科350人，文科332人，藝術體育專業(yè)308人；一年級255人，二年級277人，三年級271人，四年級187人。

(三)統(tǒng)計方法

采用SPSS 22.0和Amos 21.0對數據進行分析。

三 研究結果

(一)項目分析

項目分析的主要目的是計算問卷個別項目的“臨界比率”(簡稱CR值)。步驟為：計算量表的總分；找出高低分組上下27%處的分數；依臨界分數將觀察值在量表的得分情況分成高低兩組；以獨立樣本t-test檢驗二組在每個項目的差異。根據統(tǒng)計分析結果，75個項目除第10、30題不顯著外，其他項目的T值均達到非常顯著水平，表明這些題項具有良好的辨別力，適合保留下來做探索性因素分析。

計算各題目與總分的相關，并剔除相關r<0.3的題目。結果，刪除r<0.3的題目6個(項目2、10、30、32、35和75)。剩余69個項目與總分的相關在0.349～0.65(P<0.001)之間。

(二)探索性因素分析

為了檢驗數據是否適合做因素分析，首先對樣本1(n=393)所獲得的數據取樣適當性進行檢驗。對問卷項目分析后的69個題目進行探索性因素分析，使用主成分、正交旋轉法抽取因素，生成特征根大于1的因子14個，累積方差解釋率為60.907%。KMO=0.939，Bartlett球形檢驗χ2=13343.415，P<0.001，表明適合做因素分析。

根據研究者編制問卷的實際經驗，項目刪減的原則是：1.逐步排除某些極端項目；2.刪除共同度低于0.3的項目；3.刪除因素負荷小于0.4的項目；4.刪除存在雙重負荷的項目。依據上述原則對初始問卷的項目進行刪減，每刪除一個項目再進行探索性因素分析，并依據重新分析的結果確定下一次刪除的項目，最終保留17個題目。再對17個題目進行探索因素分析，本研究中用主成分分析法抽取特征值大于1的因素，經正交旋轉，結合碎石圖(見圖1)，共得到3個因子，方差累積貢獻率為56.393%(見表1)。因子1包含6個題目(題目37、45、32、72、27、31)，題目的表述均與大學生在移動社交網絡上的信息溝通相關，故命名為“移動社交網絡信息溝通”；因子2包含6個題目(題74、44、59、54、69、34)，題目表述均與大學生在移動社交網絡上的網絡依賴相關，故命名為“移動社交網絡依賴”；因子3包含5個題目(題目18、67、68、23、43)，題目表達均與大學生在移動社交網絡上的自我表露相關，故命名為“移動社交網絡自我表露”。

表1.大學生移動社交網絡人際交往問卷各項目的負荷值及因子特征值、貢獻率

圖1.大學生移動社交網絡人際交往問卷碎石圖

根據以上程序對初試問卷進行篩選，共剔除56個題目，保留17個題目作為正式問卷。

(三)信度檢驗

采用Cronbach α系數以及分半信度(split-half reliability)作為該問卷的內部一致性指標。Cronbach α系數：總問卷的Cronbach α系數為0.855，3個維度的Cronbach α系數為0.745-0.832;分半信度：總問卷的分半信度(r)為0.880，3個維度的分半信度介于0.735-0.809之間(見表2)。相關數據表明，大學生移動社交網絡人際交往問卷及各因子的內部一致性、穩(wěn)定性良好。

表2.大學生移動社交網絡人際交往問卷的信度

(四)效度檢驗

內容效度。為了保證問卷能夠反映大學生移動社交網絡人際交往的主要維度，該問卷的編制在廣泛收集前人的研究結果及對大學生開放式訪談的基礎上，并由相關專家及課題組成員對測驗的項目與適宜性進行評價，表明本問卷有良好的內容效度。

結構效度。檢驗結構效度的常用方法是考察各因素之間的相關。Tuker的理論認為，構造健全項目所需要項目與測驗總分的相關系數在0.30-0.80之間，項目間的組間相關系數在0.10-0.60之間。表3顯示，各因子與問卷總分之間的相關在0.585-0.836之間，各因子之間的相關在0.188-0.548之間，表明各因子符合心理測量標準的要求，量表有良好的結構效度。

表3.大學生移動社交網絡人際交往問卷各因子及問卷總分相關矩陣表

(五)驗證性因素分析

使用樣本2(n=990)進行驗證性因素分析，根據溫忠麟等提出的結構方程模型檢驗的擬合指數指標，NNFI和CFI的臨界值為0.90，RMSEA的臨界值為0.08[13]，本問卷驗證性因素分析各指標均達到較為理想的水平。

表4.大學生移動社交網絡人際交往問卷驗證性因素分析

圖2.大學生移動社交網絡人際交往問卷驗證性因素模型

四 討論

(一)結構分析

依據理論構想，本研究通過因素分析獲得并驗證了大學生移動社交網絡人際交往的3因子模型。

“信息溝通”因子。根據中國互聯網信息中心的調查，人們使用社交應用的主要意圖是：與朋友互動(72.2%)、了解新聞熱點(64.3%)、關注感興趣的內容(59%)、獲取知識和幫助(58.3%)和分享知識(54.8%)[14]。要達成上述目的，都需進行溝通。而移動社交網絡暢通、快捷、超越時空和低成本的特點(信息的發(fā)布不受限制、信息溝通內容豐富且易于制作)，也大大促進了大學生信息溝通的開展。大學生通過移動社交網絡溝通，可以隨時獲取自己想要的信息，分享自己認為有價值的信息，維護線下和線上好友的關系，獲得豐富的情感體驗?？梢哉f，信息溝通是大學生移動社交網絡人際交往的重要方面，且直接影響其網絡交往的參與度和交往質量。有研究表明，大學生在移動社交網絡中有效的信息溝通越多，其移動網絡交往的參與度及質量越高。

“移動社交網絡自我表露”因子。主要是指大學生在移動社交網絡上進行人際交往時主動暴露個人信息。自我暴露是Jourard提出的概念，他將其界定為個體將有關自己的信息告知目標人的過程[15]。而Chen等人則進一步指出這些信息主要有個體的身份、性格、個人經歷、未來打算、興趣、愛好、生活方式等[16]。研究者指出，網絡自我表露和線下自我表露均對人的生活、學習和工作有著積極和消極兩方面的作用。積極的影響包括增進信任，進而改善人際關系、促進溝通、促進心理健康等[17]；消極的影響包括造成個人隱私危機[18]，導致網絡欺辱行為[19]等。大學生面臨諸多壓力，交往、戀愛、學習、就業(yè)、與父母的關系等都可能成為壓力源，需要在現實與網絡中隨時向他人傾訴、表露。相比而言，越來越多的大學生傾向于在網絡、尤其是移動社交網絡平臺(例如微博)上進行情感和行為的傾訴或自我表露。因為大學生在微博上自我暴露的是一種背對臉的交流方式，保持了恰到好處的交往距離[20]，較少受到現實印象管理的限制，更容易流露真情實感，是一種高效、真實的自我表露[21]。故而自我表露成為大學生在移動社交網絡平臺進行人際交往的重要內容。

“移動社交網絡依賴”因子。移動社交網絡依賴反映大學生對于移動社交網絡的沉溺程度和成癮程度，有研究表明目前在校大學生中有12.8%的網絡成癮者[22]。這一維度反映了移動社交網絡的負面作用。雖然移動社交網絡給大學生的人際交往提供了不少便利，帶來諸多益處，但如果使用不當則會給其心理和社會功能造成一定程度的損害。已有實證研究發(fā)現，網絡使用時間與網絡成癮程度之間呈線性相關。如Cuhadar的研究結果表明，隨著大學生被試網絡使用時間的增加，其問題性網絡使用程度也隨之增加[23]；張錦濤等人認為，網絡使用時間與社交類網絡工具的使用比重的交互作用，亦能夠影響個體在長期網絡使用過程中所積累的背景性渴求，從而引發(fā)網絡成癮[24]?！翱是蟆笔侵浮皞€體對曾經體驗過的、由成癮物質所引發(fā)的結果的一種高度欲望”[25]。移動社交網絡依賴作為網絡人際交往行為的一個負面結果，是評價移動社交網絡人際交往狀況的一個重要方面。本研究“移動社交網絡依賴”因子從移動社交網絡使用時間、社交網絡應用使用比重以及個體對移動社交網絡的“渴求感”等方面對這一因子進行測量。

綜上，本研究在參考國內外研究的基礎上，基于開放式訪談結果，并從大學生移動社交網絡人際交往現狀出發(fā)，編制出的大學生移動社交網絡人際交往問卷包括三個因子，共計17個題目。

(二)問卷信效度分析及不足

從研究方法上看，本研究將理論探討和因素分析兩種研究途徑結合起來，既克服了理論構想缺乏實證支持的缺點，又避免了單純的因素分析技術難以獲取合理理論解釋的不足，在統(tǒng)計技術上同時運用了探索性因素分析和驗證性因素分析，通過多種方法來證實理論設想，從而確保了問卷結構的可靠性和有效性。

從探索性因素分析的結果來看，本研究編制的大學生移動社交網絡人際問卷3因子解釋了總方差的56.393%，理論構想與實際探索性因素分析結果基本吻合，說明問卷具有較高的結構效度；同時，問卷亦具有較高的信度。依據心理測量學的知識，一份問卷，其總的信度系數在0.8以上，分量表的信度系數在0.6-0.7之間是較好的[26]74-109。本問卷總分及各維度的內部一致性系數都較高，總分內部一致性系數為0.855，各分量表的信度系數也在0.745以上(分半信度系數為0.735以上)。運用AMOS 21.0對大學生移動社交網絡人際交往問卷進行驗證性因素分析，該3因子模型的擬合指數均較好，各條路徑系數均達到顯著性水平。總體上可認為這是一個較為理想的模型，理論構想得到了驗證，大學生移動社交網絡人際交往問卷具有較好的結構效度。

本研究不論從預測問卷的初步形成，還是正式問卷的最終確立，始終嚴格遵循科學的心理測量方法。運用多種方法對大學生移動社交網絡人際交往問卷的信度和效度進行檢驗，結果顯示，大學生移動社交網絡人際交往問卷具有較好的信度和效度。但作為對移動社交網絡人際交往這一較新領域研究的初步嘗試，本研究還存在不少需要改進和完善的地方。首先，由于移動社交網絡人際交往的理論相對不太成熟，因而在編制問卷的過程中，理論基礎相對欠缺。其次，本研究的對象雖覆蓋大學本科1-4年級各個學科的大學生，但由于實際條件限制，僅限于成都地區(qū)，樣本的代表性尚有不足。因此，日后應進一步加強移動社交網絡人際交往的理論研究，并拓展樣本的代表性。

五 結論

本研究編制的大學生移動社交網絡人際交往問卷共有17個題目，包含三個因子：移動社交網絡信息溝通、移動社交網絡依賴、移動社交網絡自我表露；問卷具有良好的信度和效度，符合心理測量學的各項指標的要求，可以作為大學生移動社交網絡人際交往后續(xù)研究的測量工具。

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[責任編輯：羅銀科]

Development of the Mobile Social Networking Interpersonal Communication Questionnaire for University Students

GUO Ying, ZHENG Quan, HE Xiang, ZHOU Tian-mei

(College of Teacher Education and Psychology, Sichuan Normal University, Chengdu, Sichuan 610066, China)

To develop the Mobile Social Networking Interpersonal Communication Questionnaire for University Students, and measure the Mobile Social Networking Interpersonal Communication for university students, and then test its reliability and validity. Totally 393 university students were recruited by convenient sampling method and were investigated with a pre-Questionnaire, with item analysis and exploratory factor analysis (EFA) to measure the data from pre-Questionnaire. Totally 990 university students were recruited and were investigated with the Mobile Social Networking Interpersonal Communication Questionnaire for University Students, with confirmatory factor analysis (CFA) to explore the homogeneous reliability and construct validity. The result Showed that the developed questionnaire consisted of 17 items, including 3 factors: mobile social networking information communication, mobile social networking self-disclosure, and mobile social networking dependence, and 56.393% of the total variance was explained. It had satisfying structure validity (χ2/df=4.057, GFI=0.944, AGFI=0.926, CFI=0.944, NNFI=0.920, IFI=0.932, RMSEA=0.056). The Cronbach coefficients of scale and its three factors were 0.745-0.855,and S-B split-half coefficient lied in 0.735-0.880. It suggests that the Mobile Social Networking Interpersonal Communication Questionnaire for University Students has satiofying reliability and validity, and could be used in the related studies.

university students; mobile social networking; interpersonal communication; the mobile Social networking interpersonal communication questionnaire for university students

2016-09-23

國家社會科學基金一般項目“移動社交網絡對大學生交往方式的影響研究”(15BSH025)；國家社會科學基金一般項目“網絡化時代青少年社會認同的研究:基于社交網站的分析”(12XSH019)。

郭英(1963—)，女，四川內江人，四川師范大學教師教育與心理學院教授，研究方向為社會心理、教育心理； 鄭銓(1988—)，男，重慶巫溪人，四川師范大學教師教育與心理學院碩士研究生，研究方向為社會心理； 何翔(1991—)，男，云南曲靖人，四川師范大學教師教育與心理學院碩士研究生，研究方向為社會心理； 周天梅(1966—)，女，四川威遠人，四川師范大學教師教育與心理學院教授，研究方向為發(fā)展心理、心理測量。

B842

A

1000-5315(2016)06-0038-08