周朋程

（南京理工大學 泰州科技學院，江蘇 泰州 225300）

第49 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2021 年12 月，中國網(wǎng)民人數(shù)達到10.32億，互聯(lián)網(wǎng)普及率突破73%，網(wǎng)民每周上網(wǎng)時長超過28 小時?；ヂ?lián)網(wǎng)已經(jīng)深度融入人們?nèi)粘Ｉ畹母鱾€角落，給人們的工作、出行以及消費等帶來了便利與快捷?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡中不同參與者的互動行為有著重大的社會效應和商業(yè)價值。在線互動行為一方面滿足了參與者的人際交往、 休閑娛樂、個性表達、信息獲取等方面的需求，同時也為商業(yè)組織的產(chǎn)品開發(fā)、客戶體驗提升、消費心理洞察、顧客黏性增強等營銷活動提供了新的途徑。然而，現(xiàn)實中網(wǎng)絡使用者互動參與的意愿和積極性不高，這就極大地影響了在線互動行為的價值發(fā)揮?，F(xiàn)有關于在線互動的研究主要側(cè)重于在線互動的影響、積極作用等后置變量，而對于在線互動意愿影響因素方面的研究很少，因此有必要進一步研究在線互動意愿的前因變量，為進一步提升在線互動意愿提供理論依據(jù)和實踐參考。

一、文獻回顧與研究假設

（一）網(wǎng)絡疏離感與在線互動意愿

網(wǎng)絡疏離感是心理學中“疏離感（alienation）”一詞在網(wǎng)絡情景中的延伸，主要是指個體在使用互聯(lián)網(wǎng)的過程中，產(chǎn)生的無意義感、不可控制感、無規(guī)范感、人際疏遠感等主觀感受（嵇東海，2010）。網(wǎng)絡疏離感主要來源于互聯(lián)網(wǎng)的消極體驗，網(wǎng)絡的不當使用會引發(fā)家庭糾紛，增加人際交往的風險（Oravec，2000）。上網(wǎng)時間越長，個體更容易產(chǎn)生焦慮感和孤獨感（Kraut，1998）?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用減少了與家人、朋友間的交流，疏遠了現(xiàn)實的人際關系 （Sanders et al.，2000）。商業(yè)網(wǎng)絡平臺的內(nèi)容泛娛樂化、低俗化產(chǎn)生了不良的社會影響，信息焦慮、大數(shù)據(jù)殺熟、個人隱私泄露等引發(fā)了人們對網(wǎng)絡世界的擔憂與不信任（王品芝等，2022）。網(wǎng)絡的種種弊端勢必會引發(fā)隨之而來的無意義感、無規(guī)范感和孤獨感等網(wǎng)絡疏離感，而網(wǎng)絡疏離感使得網(wǎng)絡參與者對網(wǎng)絡產(chǎn)生擔憂和抵制，對在線互動的價值產(chǎn)生懷疑，進而降低參與在線互動的意愿。

基于以上分析，本文提出研究假設H1：網(wǎng)絡疏離感負向影響在線互動意愿。

（二）網(wǎng)絡自我表露與在線互動意愿

網(wǎng)絡自我表露是現(xiàn)實自我表露概念在互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境中的延伸，主要指個體在網(wǎng)絡世界中表達情感、傳遞信息等自我呈現(xiàn)的行為（謝笑春，2013）。網(wǎng)絡自我表露的目的在于維持網(wǎng)絡溝通，具有匿名性、去中心性、虛擬性等特點?，F(xiàn)有研究表明，網(wǎng)絡環(huán)境中的自我表露會促進社會互動和人際交流（吳巧云等，2008）。網(wǎng)絡的視覺匿名性需要積極的自我表露信息才能促進和維持網(wǎng)絡溝通(Walther et al.,1992)。一項針對493 名青少年的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，個體的網(wǎng)絡自我表露水平越高，使用網(wǎng)絡進行交友活動的傾向越明顯（Valkenburg et al.，1996）。一方的自我表露可以激發(fā)另外一方的回應，從而產(chǎn)生在線互動行為(Harper,2006)。

基于以上分析，本文提出研究假設H2：網(wǎng)絡自我表露正向預測在線互動意愿。

（三）網(wǎng)絡疏離感與網(wǎng)絡自我表露

在商業(yè)領域，疏離感會導致消費者與目標對象相分離的心理狀態(tài)，引發(fā)消費者對目標對象的消極反應（Allison，1978）。疏離感會影響消費者態(tài)度，進而引發(fā)消極的行為意愿（Krishnan，2009）。網(wǎng)絡負面經(jīng)歷是網(wǎng)絡疏離感的重要來源，孤獨感抑制了個體的信息表露意愿，孤獨感會導致低自我表露（Ginter，1996）。網(wǎng)絡隱私風險會提升網(wǎng)絡疏離感，進而會影響個體在網(wǎng)絡中自我表露的意愿（蔣索等，2008）。

基于以上分析，本文分別提出研究假設：

H3：網(wǎng)絡疏離感的強度負向影響網(wǎng)絡自我表露；

H4：網(wǎng)絡自我表露在網(wǎng)絡疏離感對在線互動意愿的影響中發(fā)揮著中介作用。

（四）理論模型構(gòu)建

結(jié)合以上文獻回顧和研究假設，本文主要以在線互動意愿為因變量，以網(wǎng)絡疏離感和網(wǎng)絡自我表露為自變量，研究網(wǎng)絡疏離感和網(wǎng)絡自我表露對在線互動意愿的影響。此外，根據(jù)技術接受模型理論（Davis，1989），將在線互動視為信息技術在社會互動中的應用，以技術應用角度的互動有用性和互動易用性作為控制變量分析對在線互動意愿的影響（吳思等，2011，圖1）。

二、研究設計

（一）樣本和數(shù)據(jù)收集

采用問卷調(diào)查的方式收集研究數(shù)據(jù)，通過發(fā)送在線問卷鏈接或掃描二維碼的方式，邀請調(diào)查對象填寫網(wǎng)絡調(diào)查問卷。課題組成員在超市、商場以及高校等人員密集場所隨機邀請受訪者接受調(diào)查，調(diào)查過程中完全采取自愿原則，受訪者可以隨時終止調(diào)查。整個調(diào)查總共收集調(diào)查問卷412 份，課題組成員對每份調(diào)查問卷進行逐一檢查，對總答題時間少于3 分鐘、選項大量重復、明顯填寫不認真的進行剔除，得到307 份問卷。

問卷中，女性占59.9%，男性受訪者偏少。從年齡分布來看，主要集中在18—35 歲；65.2%的受訪者的網(wǎng)齡在5 年以上，網(wǎng)絡使用經(jīng)歷豐富。在日上網(wǎng)時長方面，主要調(diào)查受訪者近1 周來的平均上網(wǎng)時長，56.9%的受訪者表示日平均上網(wǎng)時間在5 小時以上。在上網(wǎng)設備方面，手機是首要的上網(wǎng)工具，占總?cè)藬?shù)的78.7%；其次是筆記本過臺式電腦，使用平板電腦的用戶僅有2.8%。

（二）變量測量

本研究中的潛變量主要引用現(xiàn)有學者開發(fā)和使用過的測量量表，其中的英文量表翻譯后又進行了回譯過程，所有量表根據(jù)研究的需要進行了適當?shù)男抻啿⑦M行信度、效度檢驗。量表均采用李克特7點計分法，“1”代表非常不同意，“7”表示非常同意。

網(wǎng)絡疏離感主要借鑒嵇東海（2010）開發(fā)的大學生網(wǎng)絡疏離感量表。原量表包含4 個維度，結(jié)合現(xiàn)有疏離感的文獻研究和研究對象差異，本研究選取其中的茫然無目的感、無意義感2 個維度作為網(wǎng)絡疏離感的測量指標，共計10 個題項。如“更多的時候我上網(wǎng)沒有明確的目的”“使用網(wǎng)絡使我有一種虛度光陰的感覺”等。

網(wǎng)絡自我表露的測量主要采用Fogel 等（2009）開發(fā)的量表，該量表包括自我表露的深度、廣度和持久度3 個維度（Omarzu，2000）。根據(jù)本文的研究對象在文字表述上進行了適當修改，共5 個題項。典型的題項包括“我經(jīng)常在網(wǎng)絡中公布我的個人動態(tài)”“上網(wǎng)過程中我會全面而深入地發(fā)布個人情況和感受”等。

在線互動愿意主要借鑒Vera Blazevic 等（2013）開發(fā)的GOSIP 量表，該量表包括8 個題項。典型的題項包括“一般而言，我是那種只要有機會就會在網(wǎng)上與他人交流的人”“總的來說，我非常喜歡在網(wǎng)上與他人交流想法”等。

在控制變量方面，在線互動有用性與互動易用性測量主要參照鄭志來等（2020）開發(fā)的知覺有用性和知覺易用性量表，本研究進行了文字表述方面的調(diào)整，分別包括4 個題項和3 個題項，典型的題項包括“在網(wǎng)絡中與他人互動是有用的”“在網(wǎng)絡中與他人互動可以滿足自己的某種需要”“網(wǎng)絡中與他人互動是很方便的”等。此外，已有的研究表明性別、年齡、教育程度等也是可能影響在線互動意愿的因素，因此調(diào)查問卷中也設置了相應的調(diào)查題目。

（三）量表評估和模型檢驗

本研究共涉及網(wǎng)絡疏離感、 網(wǎng)絡自我表露、在線互動愿意、在線互動有用性、互動易用性等5 個潛變量，其中網(wǎng)絡疏離感包括2 個維度。利用SPSS軟件和AMOS 軟件對上述變量的測量量表進行效度和信度檢驗，其中信度檢驗主要采用內(nèi)部一致性指標（克朗巴哈α 系數(shù)）。7 個量表的信度檢驗結(jié)果顯示，網(wǎng)絡疏離感總體量表的克朗巴哈α 系數(shù)最低，為0.815。參照一般要求克朗巴哈α 系數(shù)在0.7以上的參考標準，各量表的信度總體較好。

效度檢驗方面，主要利用驗證性因子分析檢驗網(wǎng)絡疏離感、網(wǎng)絡自我表露、在線互動愿意、在線互動有用性和互動易用性這5 個變量的區(qū)分效度。AMOS 軟件計算結(jié)果顯示，5 因子模型較其他模型擬合度最好，擬合度指標分別為：χ2/df=1.610，GFI=0.943，IFI =0.902，TLI =0.876，CFI =0.952，SRMR =0.036，RMSEA=0.083。除RMSEA 略高于建議標準0.08 以 外，GFI、IFI、CFI 均 大 于0.9 的 理 想 要 求 標準，說明研究模型的5 個變量具有較好的區(qū)分效度。

對各量表的測量模型和結(jié)構(gòu)模型進行擬合優(yōu)度檢驗，主要選取χ2/df、RMR、GFI、AGFI、RMSEA、CFI、NFI 等擬合指數(shù)。檢驗結(jié)果顯示，在線互動有用性、 網(wǎng)絡自我表露的測量模型中GFI、AGF 分別為0.846、0.839，其余擬合指數(shù)基本達到理想要求標準?？傮w而言，調(diào)查數(shù)據(jù)與理論模型的擬合優(yōu)度較好，測量模型和結(jié)構(gòu)模型適合建立結(jié)構(gòu)回歸模型。

三、數(shù)據(jù)分析與假設檢驗

（一）共同方法偏差檢驗

考慮到問卷調(diào)查數(shù)據(jù)可能導致共同方法偏差問題，采用Harman 單因素檢驗方法進行檢驗。利用SPSS 軟件進行探索性因子分析，將網(wǎng)絡疏離感、網(wǎng)絡自我表露、在線互動愿意、在線互動有用性和互動易用性這5 個變量的量表整體納入計算，KMO 統(tǒng)計量為0.863，Bartlett 球形檢驗的P 值小于0.1%，有個5 因子的特征值大于1 的，總累積方差貢獻75.320%。第1 因子提取的方差為28.517%，尚未超過40%的建議標準（鄧穩(wěn)根等，2018）。因此，可以認為調(diào)查數(shù)據(jù)不存在較嚴重的共同方法偏差。

（二）相關性分析和描述性統(tǒng)計分析

主要變量的均值、 標準差以及相關系數(shù)如表1所示，其中性別（1 表示男性，2 表示女性），教育程度（1 表示小學及以下，2 表示初中，以此類推）、網(wǎng)齡（1 表示不足1 年，2 表示1—3 年，以此類推）為類別變量。皮爾森相關系數(shù)顯示，網(wǎng)絡疏離感與網(wǎng)絡自我表露、在線互動意愿呈負相關關系，相關性在0.05 水平上顯著；在線互動有用性、易用性與在線互動意愿之間均具有顯著的正相關關系。相關性分析有效。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計及相關系數(shù)

（三）假設檢驗

利用AMOS 軟件對潛變量的結(jié)構(gòu)方程模型進行路徑分析，標準化回歸路徑系數(shù)結(jié)果如表2 所示。可以看出，網(wǎng)絡疏離感與在線互動意愿的路徑回歸系數(shù)為-0.182，t 值為-3.258，p 值為0.013，達到統(tǒng)計顯著水平。網(wǎng)絡自我表露與在線互動意愿、網(wǎng)絡疏離感與網(wǎng)絡自我表露之間的標準化路徑回歸系數(shù)分別為0.211、-0.203，均達到0.05 的顯著性水平。因此，可以認為假設1、假設2 以及假設3 成立?？刂谱兞糠矫妫诰€互動易用性與有用性均與在線互動意愿存在正向的回歸關系，但互動易用性的回歸路徑系數(shù)不顯著。

表2 主要潛變量標準化回歸路徑系數(shù)及顯著性

基于調(diào)查數(shù)據(jù)，在AMOS 軟件中設定重復抽樣2000 次，分別采用非參數(shù)百分位與偏差校正非參數(shù)百分位方法分別建立95%的置信區(qū)間（CI）進行檢驗。計算結(jié)果顯示，網(wǎng)絡疏離感對在線互動意愿的總效應、間接效應、直接效應的點估計值分別為0.532、0.365、0.167，所有點估計的95%置信區(qū)間均不包括0且對應的路徑回歸系數(shù)顯著（見表3）。因此，網(wǎng)絡疏離感對在線互動意愿的總效應、間接效應存在，且直接效應也存在。因此，可以認為網(wǎng)絡自我表露在網(wǎng)絡疏離感對在線互動意愿影響中發(fā)揮了部分中介作用，研究假設4 成立。

表3 網(wǎng)絡自我表露的中介效應

四、結(jié)論與啟示

（一）主要結(jié)論

本研究借助社會心理學的疏離感、自我表露等相關概念，分析其對在線互動意愿的作用機制。通過問卷調(diào)查獲取研究數(shù)據(jù)，提出的四個假設都得到了支持。研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡疏離感對在線互動意愿有負向的影響作用；網(wǎng)絡自我表露正向預測在線互動意愿； 網(wǎng)絡疏離感對網(wǎng)絡自我表露有負向影響；網(wǎng)絡自我表露在網(wǎng)絡疏離感對在線互動意愿的影響中發(fā)揮了部分中介作用。

（二）實踐啟示

1.為提升用戶的網(wǎng)絡互動意愿，應充分重視網(wǎng)絡心理的影響。網(wǎng)絡疏離感作為大部分正常網(wǎng)絡使用群體都可能產(chǎn)生的消極情感，與病態(tài)的網(wǎng)絡成癮問題有著本質(zhì)的區(qū)別，對網(wǎng)絡營銷和消費心理的影響更加廣泛和深遠。因此，結(jié)合本研究的成果可以為電商平臺、社交媒體以及企業(yè)用戶的在線互動意愿提升提供有益的參考和啟示價值。

2.關注網(wǎng)絡疏離感的作用機制，采取應對措施降低消極作用。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，網(wǎng)絡疏離感的均值為3.76，高于平均值3.50，說明被調(diào)查者普遍存在一定程度的網(wǎng)絡疏離感問題。作為一種消極的心理感知與情緒狀態(tài)，網(wǎng)絡疏離感的提高勢必會影響網(wǎng)絡參與者的網(wǎng)絡體驗和互動意愿。因此，有必要在分析網(wǎng)絡疏離感觸發(fā)機制的基礎上，采用防范措施抑制網(wǎng)絡疏離感的產(chǎn)生。

3.通過增強在線互動的用戶價值，提升在線互動意愿。如前文所述，在線互動有用性對在線互動意愿有著明顯的正向影響作用，而互動有用性在提升在線互動用戶價值的同時，也會抑制網(wǎng)絡疏離感的消極作用。企業(yè)需要進一步洞察網(wǎng)絡用戶的心理和行為，站在用戶的角度分析在線互動的價值，增強人際型在線互動的功能設計和服務支持，關注用戶在網(wǎng)絡環(huán)境下的心理體驗和深層次需求，從而提升用戶的在線互動意愿。