大学生移动社交网络人际交往问卷的初步编制

郭 英,郑 铨,何 翔,周天梅

(四川师范大学 教师教育与心理学院，成都 610066)



大学生移动社交网络人际交往问卷的初步编制

郭 英,郑 铨,何 翔,周天梅

(四川师范大学 教师教育与心理学院，成都 610066)

本研究旨在编制大学生移动社交网络人际交往问卷，用于测量大学生的移动社交网络人际交往行为，并检验其信效度。选取393名大学生进行初测调查，用于项目分析及探索性因素分析；另抽取990名大学生进行正式问卷调查，用于验证性因素分析及考察同质性信度和结构效度。结果显示，大学生移动社交网络人际交往问卷共有17题，包括移动社交网络信息沟通、移动社交网络自我表露、移动社交网络依赖3个因子，解释总方差的56.393%，表明问卷具有良好的结构效度(χ2/df=4.057，GFI=0.944，AGFI=0.926，CFI=0.944，NNFI=0.920，IFI=0.932，RMSEA=0.056)；总量表和3个因子的Cronbach α系数为0.745～0.855，分半信度为0.735～0.880，表明大学生移动社交网络人际交往问卷具有较好的信效度，能有效测量大学生的移动社交网络人际交往行为。

大学生；移动社交网络；人际交往；大学生移动社交网络人际交往问卷

一 引言

随着移动通信技术的不断进步和智能通信设备的不断普及，移动互联网已深度融入了我们的生活。据中国互联网信息中心(CNNIC)2016年发布的数据，截止2015年12月，我国网民规模达到6.88亿，互联网普及率为50.3%，手机网民规模达到6.02亿，网民中使用手机上网人群占比由2014年的85.8%提升至90.1%[1]。在人际交往方面，互联网在为人们提供交往便利的同时也在悄然改变着大众的现实交往方式。在传统社交网络上发展起来的移动社交网络对社会群体人际交往的影响成为研究者日益重视的课题。而大学生作为社会群体里在移动社交网络中卷入程度较高的一个群体，更受到研究者的关注。

对于移动社交网络目前并没有统一的界定。不少学者认为移动社交网络是社交网络和移动通信网络两个概念相结合的产物。李根强等人指出，移动社交网络是在在线社交网络基础上发展起来的一种社交平台，用户可通过移动终端相互沟通和交流，其已经成为人们获取信息与传播信息、交友和娱乐等的重要渠道[2]。王玉祥等人则强调，相较传统的面向互联网的SNS，移动社交网络无缝地将移动计算(mobile computing)和社会计算(social computing)结合起来，极大地增强了用户的真实性、地域性和交互的实时性[3]。Pietiläinen等人认为，移动社交网络与传统的PC端社交应用相比，具有更强的人机交互性和实时情境性，能够让用户随时随地创造并分享内容，从而最大程度地满足人们的社交需求[4]。Humphreys将移动社交网络视为信息技术和都市生活形成错综复杂相互依赖的关系的进一步产物，其指出移动社交网络通过可连接互联网且具有移动性的设备为人们提供服务，这些服务可转变人们在公共空间中聚集和互动的方式，促进各种新信息流入公共空间，并且能够改变既有的社会和空间实践[5]。综合以上定义，笔者将移动社交网络界定为:人们使用移动终端设备，通过相应的应用程序在人群中分享兴趣、爱好、状态和活动等信息的在线交流平台。

过往研究中，研究者一般将借助互联网进行的人际交往称为网络交往，目前国内外均有不少研究。在对其进行概念界定时，一般较多使用“网络使用”(Internet use)[6]、“计算机媒介沟通”(Computer-mediated communication，CMC)[7]、“在线交流”(Online communication)[8]等概念。国内学者平凡等人将网络交往界定为以计算机和互联网为基础，利用文本、语音和视频等进行的人际交往，涉及网络交往关系、行为、认知及结果4个层面[9]。陈少华则明确提出，网络交往是一种基于网络通信技术，通过数字化信息进行各种信息交流，从而实现人际之间信息、情感、物质的交流活动[10]。结合以上定义，笔者认为，移动社交网络上的人际交往是以社交应用程序为依托，通过相应智能终端设备接入移动社交网络，并在这一平台上进行自我展现、认识他人、交流互动等活动的社交行为。

查阅文献，发现在已有网络交往问卷编制中，由于研究者的理论基础与研究视角各不相同，编制出的问卷差异很大。平凡、周宗奎等从关系、行为、认知和结果四个层面出发，编制出的大学生网络交往问卷，包括网络社交自我知觉、网络自我表露、网络人际关系以及网络交往依赖4个因子[9]。陈少华等所编制的问卷，包括网络交往的程度、影响、交友便捷认知、信任缺失认知、积极态度和消极态度等方面[10]。聂衍刚等则认为，网络交往由上网地点、时间、动机、内容、网络人际关系、网络依赖和上网自评7个因素构成[11]。同时，已有问卷主要基于互联网对大学生网络人际交往行为进行测量，但都是从传统互联网层面出发，并未涉及移动社交网络上的人际交往行为。移动社交网络虽是在传统社交网络的基础上发展起来的，但又具有自身的特点，如其兼具便捷性、位置性、信源相对确认性、及时性、普遍性等特征[12]。基于传统互联网编制的网络交往问卷，并不能完全有效地对具有自身独特性又广泛存在于大学生群体中的移动社交网络人际交往行为进行测量。现有网络交往问卷应用到移动社交网络还存在诸多不足。第一，现有网络交往问卷忽略移动社交网络人际交往独特性，并没有依据移动社交网络特性进行编制与设计，这就导致测量存在较大误差；第二，现有网络交往问卷忽视大学生移动社交网络人际交往中信息沟通的重要性，不能准确反映大学生移动社交网络人际交往的活动特征；第三，现有网络交往问卷对网络依赖与自我表露的测量集中于传统互联网，对于移动社交网络来说并没有针对性。由于移动社交网络具有更高的便捷性与卷入度等特性，大学生群体对于移动社交网络的依赖及在这一平台上的自我表露程度与传统互联网相比差异较大。

鉴于此，本研究在参考国内外相关研究的基础上，基于开放式访谈结果以及大学生移动社交网络人际交往现状，编制适用于移动社交网络的大学生移动社交网络人际交往问卷并进行信效度检验，为开展大学生移动社交网络人际交往行为及相关研究提供科学有效的测量工具和理论参考。

二 对象和方法

(一)问卷项目的编制

本研究根据开放式访谈的结果，在参考已有文献和量表的基础上，构建了大学生移动社交网络人际交往的理论框架。结合目前大学生在移动社交网络上人际交往行为的现状，初步判定大学生移动社交网络人际交往主要由三个因子构成，分别是移动社交网络信息沟通、移动社交网络自我表露、移动社交网络依赖。

随后选取18名大学生进行深入访谈，对访谈内容进行转录并对转录的内容进行编码分析。根据开放式访谈内容编码的结果，将筛选出来的词条和短语形成陈述性语句，编制出大学生移动社交网络人际交往预测问卷，请20名心理学研究生对预测问卷进行表述纠错，以避免项目有歧义、难以理解、表述不够简练等问题，在此基础上形成初测问卷。

最终确定大学生移动社交网络人际交往初测问卷的条目。问卷包括75个项目，采用“完全不符合”-“完全符合”5点计分，其中有4个项目为反向计分。

(二)对象

样本1(初测样本)：用于探索性因素分析。采用随机抽样的方法在四川师范大学各学科分年级发放问卷430份，回收问卷405份，得到有效问卷393份。其中男生188人，女生205人；理工科153人，文科139人，艺术体育专业101人；一年级128人，二年级106人，三年级87人，四年级72人。

样本2(正式施测样本)：用于验证性因素分析。在四川师范大学、西华大学各学科分年级随机调查，发放问卷1200份，回收问卷1106份，得到有效问卷990份。其中男生486人，女生504人；理工科350人，文科332人，艺术体育专业308人；一年级255人，二年级277人，三年级271人，四年级187人。

(三)统计方法

采用SPSS 22.0和Amos 21.0对数据进行分析。

三 研究结果

(一)项目分析

项目分析的主要目的是计算问卷个别项目的“临界比率”(简称CR值)。步骤为：计算量表的总分；找出高低分组上下27%处的分数；依临界分数将观察值在量表的得分情况分成高低两组；以独立样本t-test检验二组在每个项目的差异。根据统计分析结果，75个项目除第10、30题不显著外，其他项目的T值均达到非常显著水平，表明这些题项具有良好的辨别力，适合保留下来做探索性因素分析。

计算各题目与总分的相关，并剔除相关r<0.3的题目。结果，删除r<0.3的题目6个(项目2、10、30、32、35和75)。剩余69个项目与总分的相关在0.349～0.65(P<0.001)之间。

(二)探索性因素分析

为了检验数据是否适合做因素分析，首先对样本1(n=393)所获得的数据取样适当性进行检验。对问卷项目分析后的69个题目进行探索性因素分析，使用主成分、正交旋转法抽取因素，生成特征根大于1的因子14个，累积方差解释率为60.907%。KMO=0.939，Bartlett球形检验χ2=13343.415，P<0.001，表明适合做因素分析。

根据研究者编制问卷的实际经验，项目删减的原则是：1.逐步排除某些极端项目；2.删除共同度低于0.3的项目；3.删除因素负荷小于0.4的项目；4.删除存在双重负荷的项目。依据上述原则对初始问卷的项目进行删减，每删除一个项目再进行探索性因素分析，并依据重新分析的结果确定下一次删除的项目，最终保留17个题目。再对17个题目进行探索因素分析，本研究中用主成分分析法抽取特征值大于1的因素，经正交旋转，结合碎石图(见图1)，共得到3个因子，方差累积贡献率为56.393%(见表1)。因子1包含6个题目(题目37、45、32、72、27、31)，题目的表述均与大学生在移动社交网络上的信息沟通相关，故命名为“移动社交网络信息沟通”；因子2包含6个题目(题74、44、59、54、69、34)，题目表述均与大学生在移动社交网络上的网络依赖相关，故命名为“移动社交网络依赖”；因子3包含5个题目(题目18、67、68、23、43)，题目表达均与大学生在移动社交网络上的自我表露相关，故命名为“移动社交网络自我表露”。

表1.大学生移动社交网络人际交往问卷各项目的负荷值及因子特征值、贡献率

图1.大学生移动社交网络人际交往问卷碎石图

根据以上程序对初试问卷进行筛选，共剔除56个题目，保留17个题目作为正式问卷。

(三)信度检验

采用Cronbach α系数以及分半信度(split-half reliability)作为该问卷的内部一致性指标。Cronbach α系数：总问卷的Cronbach α系数为0.855，3个维度的Cronbach α系数为0.745-0.832;分半信度：总问卷的分半信度(r)为0.880，3个维度的分半信度介于0.735-0.809之间(见表2)。相关数据表明，大学生移动社交网络人际交往问卷及各因子的内部一致性、稳定性良好。

表2.大学生移动社交网络人际交往问卷的信度

(四)效度检验

内容效度。为了保证问卷能够反映大学生移动社交网络人际交往的主要维度，该问卷的编制在广泛收集前人的研究结果及对大学生开放式访谈的基础上，并由相关专家及课题组成员对测验的项目与适宜性进行评价，表明本问卷有良好的内容效度。

结构效度。检验结构效度的常用方法是考察各因素之间的相关。Tuker的理论认为，构造健全项目所需要项目与测验总分的相关系数在0.30-0.80之间，项目间的组间相关系数在0.10-0.60之间。表3显示，各因子与问卷总分之间的相关在0.585-0.836之间，各因子之间的相关在0.188-0.548之间，表明各因子符合心理测量标准的要求，量表有良好的结构效度。

表3.大学生移动社交网络人际交往问卷各因子及问卷总分相关矩阵表

(五)验证性因素分析

使用样本2(n=990)进行验证性因素分析，根据温忠麟等提出的结构方程模型检验的拟合指数指标，NNFI和CFI的临界值为0.90，RMSEA的临界值为0.08[13]，本问卷验证性因素分析各指标均达到较为理想的水平。

表4.大学生移动社交网络人际交往问卷验证性因素分析

图2.大学生移动社交网络人际交往问卷验证性因素模型

四 讨论

(一)结构分析

依据理论构想，本研究通过因素分析获得并验证了大学生移动社交网络人际交往的3因子模型。

“信息沟通”因子。根据中国互联网信息中心的调查，人们使用社交应用的主要意图是：与朋友互动(72.2%)、了解新闻热点(64.3%)、关注感兴趣的内容(59%)、获取知识和帮助(58.3%)和分享知识(54.8%)[14]。要达成上述目的，都需进行沟通。而移动社交网络畅通、快捷、超越时空和低成本的特点(信息的发布不受限制、信息沟通内容丰富且易于制作)，也大大促进了大学生信息沟通的开展。大学生通过移动社交网络沟通，可以随时获取自己想要的信息，分享自己认为有价值的信息，维护线下和线上好友的关系，获得丰富的情感体验。可以说，信息沟通是大学生移动社交网络人际交往的重要方面，且直接影响其网络交往的参与度和交往质量。有研究表明，大学生在移动社交网络中有效的信息沟通越多，其移动网络交往的参与度及质量越高。

“移动社交网络自我表露”因子。主要是指大学生在移动社交网络上进行人际交往时主动暴露个人信息。自我暴露是Jourard提出的概念，他将其界定为个体将有关自己的信息告知目标人的过程[15]。而Chen等人则进一步指出这些信息主要有个体的身份、性格、个人经历、未来打算、兴趣、爱好、生活方式等[16]。研究者指出，网络自我表露和线下自我表露均对人的生活、学习和工作有着积极和消极两方面的作用。积极的影响包括增进信任，进而改善人际关系、促进沟通、促进心理健康等[17]；消极的影响包括造成个人隐私危机[18]，导致网络欺辱行为[19]等。大学生面临诸多压力，交往、恋爱、学习、就业、与父母的关系等都可能成为压力源，需要在现实与网络中随时向他人倾诉、表露。相比而言，越来越多的大学生倾向于在网络、尤其是移动社交网络平台(例如微博)上进行情感和行为的倾诉或自我表露。因为大学生在微博上自我暴露的是一种背对脸的交流方式，保持了恰到好处的交往距离[20]，较少受到现实印象管理的限制，更容易流露真情实感，是一种高效、真实的自我表露[21]。故而自我表露成为大学生在移动社交网络平台进行人际交往的重要内容。

“移动社交网络依赖”因子。移动社交网络依赖反映大学生对于移动社交网络的沉溺程度和成瘾程度，有研究表明目前在校大学生中有12.8%的网络成瘾者[22]。这一维度反映了移动社交网络的负面作用。虽然移动社交网络给大学生的人际交往提供了不少便利，带来诸多益处，但如果使用不当则会给其心理和社会功能造成一定程度的损害。已有实证研究发现，网络使用时间与网络成瘾程度之间呈线性相关。如Cuhadar的研究结果表明，随着大学生被试网络使用时间的增加，其问题性网络使用程度也随之增加[23]；张锦涛等人认为，网络使用时间与社交类网络工具的使用比重的交互作用，亦能够影响个体在长期网络使用过程中所积累的背景性渴求，从而引发网络成瘾[24]。“渴求”是指“个体对曾经体验过的、由成瘾物质所引发的结果的一种高度欲望”[25]。移动社交网络依赖作为网络人际交往行为的一个负面结果，是评价移动社交网络人际交往状况的一个重要方面。本研究“移动社交网络依赖”因子从移动社交网络使用时间、社交网络应用使用比重以及个体对移动社交网络的“渴求感”等方面对这一因子进行测量。

综上，本研究在参考国内外研究的基础上，基于开放式访谈结果，并从大学生移动社交网络人际交往现状出发，编制出的大学生移动社交网络人际交往问卷包括三个因子，共计17个题目。

(二)问卷信效度分析及不足

从研究方法上看，本研究将理论探讨和因素分析两种研究途径结合起来，既克服了理论构想缺乏实证支持的缺点，又避免了单纯的因素分析技术难以获取合理理论解释的不足，在统计技术上同时运用了探索性因素分析和验证性因素分析，通过多种方法来证实理论设想，从而确保了问卷结构的可靠性和有效性。

从探索性因素分析的结果来看，本研究编制的大学生移动社交网络人际问卷3因子解释了总方差的56.393%，理论构想与实际探索性因素分析结果基本吻合，说明问卷具有较高的结构效度；同时，问卷亦具有较高的信度。依据心理测量学的知识，一份问卷，其总的信度系数在0.8以上，分量表的信度系数在0.6-0.7之间是较好的[26]74-109。本问卷总分及各维度的内部一致性系数都较高，总分内部一致性系数为0.855，各分量表的信度系数也在0.745以上(分半信度系数为0.735以上)。运用AMOS 21.0对大学生移动社交网络人际交往问卷进行验证性因素分析，该3因子模型的拟合指数均较好，各条路径系数均达到显著性水平。总体上可认为这是一个较为理想的模型，理论构想得到了验证，大学生移动社交网络人际交往问卷具有较好的结构效度。

本研究不论从预测问卷的初步形成，还是正式问卷的最终确立，始终严格遵循科学的心理测量方法。运用多种方法对大学生移动社交网络人际交往问卷的信度和效度进行检验，结果显示，大学生移动社交网络人际交往问卷具有较好的信度和效度。但作为对移动社交网络人际交往这一较新领域研究的初步尝试，本研究还存在不少需要改进和完善的地方。首先，由于移动社交网络人际交往的理论相对不太成熟，因而在编制问卷的过程中，理论基础相对欠缺。其次，本研究的对象虽覆盖大学本科1-4年级各个学科的大学生，但由于实际条件限制，仅限于成都地区，样本的代表性尚有不足。因此，日后应进一步加强移动社交网络人际交往的理论研究，并拓展样本的代表性。

五 结论

本研究编制的大学生移动社交网络人际交往问卷共有17个题目，包含三个因子：移动社交网络信息沟通、移动社交网络依赖、移动社交网络自我表露；问卷具有良好的信度和效度，符合心理测量学的各项指标的要求，可以作为大学生移动社交网络人际交往后续研究的测量工具。

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[责任编辑：罗银科]

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

国家社会科学基金一般项目“移动社交网络对大学生交往方式的影响研究”(15BSH025)；国家社会科学基金一般项目“网络化时代青少年社会认同的研究:基于社交网站的分析”(12XSH019)。

郭英(1963—)，女，四川内江人，四川师范大学教师教育与心理学院教授，研究方向为社会心理、教育心理； 郑铨(1988—)，男，重庆巫溪人，四川师范大学教师教育与心理学院硕士研究生，研究方向为社会心理； 何翔(1991—)，男，云南曲靖人，四川师范大学教师教育与心理学院硕士研究生，研究方向为社会心理； 周天梅(1966—)，女，四川威远人，四川师范大学教师教育与心理学院教授，研究方向为发展心理、心理测量。

B842

A

1000-5315(2016)06-0038-08