中学生社交网站使用动机问卷的修订

2021-10-27王妙娥

魅力中国 2021年35期

王妙娥

（湛江第一中学，广东湛江 524044）

一、引言

社交网站（social networking sites,SNSS）是个体基于互联网在封闭系统内建立的公开或半公开主页，并清晰地呈现个体的联系人列表，用户可通过这一系统查看和浏览自己以及关联用户的各种连接[11]。社交网站为人们提供了一个更加便利、更加完善、更加丰富的平台，现实生活中的每个人都可以打破原本生活中的阶级差异、公正平等的获取信息、展现自我和交流沟通。中国互联网信息中心《2014 年中国社交类应用用户行为报告》显示，截至 2014 年 7 月，社交网站(包含 QQ 空间、微信)覆盖率为61.7%，其中社交类用户中10-19 岁年龄的占 33.8%，20—29 岁年龄的占33.4%[10]。这一数据说明青少年已经成为网络交往尤其是社交网站使用的主为军。

随着网络伦理学研究的深入，研究者开始对社交网站的具体使用行为进行分类，其中有关社交网站使用方式的不同及其对我们身心健康的影响是研究者近几年比较关注的一个领域。已有的研究表明，谢子芸[5]研究发现儿童青少年的网络使用的内容受到其社会适应有显著的影响，孤独感、抑郁可以同时性预测负向信息搜索；自尊和生活满意度不仅能够同时性预测，还可以滞后性预测信息搜索，且预测方向是正向预测。周宗奎[6]等人的研究发现社交网站使用强度与线上黏接桥接型社会资本和生活满意度均呈显著正相关；线上黏接型社会资本能够在社交网站使用强度与生活满意度的关系中起部分中介作用。社交网站使用对生活满意度的直接预测作用及线上黏接型社会资本的中介效应会受到自尊的调节，相对于自尊水平低的青少年，社交网站使用更有利于高自尊个体获得线上黏接型社会资本、提升生活满意度。王超群[8]的研究表明，青少年的社交网站使用强度与亲人疏离感显著正相关，网络自我表露深度在初中生社交网站使用强度与亲人疏离感之间起中介作用；而对于高中生，网络自我表露数量在社交网站使用强度与孤独感之间起中介作用。

社交网站的使用对青少年的影响如此明显，可是，遗憾的是，在阅读文献的过程中，研究者发现大多数的研究往往着眼于其与其他相关变量之间的关系研究，而忽略了社交网站使用本身。社交网站这个平台到底什么在吸引着众多青少年，他们是出于什么动机来使用社交网站，目前相关的研究甚少，且大多为描述性和一般的调查研究，缺乏社交网站使用动机的结构和测量工具的实证研究。

综上所述，本研究着眼于社交网站使用本身，以中学生为研究对象，拟参照贾晨[1]的《大学生社交网站使用动机问卷》，结合中学生的社交网站使用特点，理论建构和问卷调查，探讨中学生社交网站使用动机的维度结构，编制和修订中学生版的《社交网站使用动机问卷》，以期为后续中学生的社交网站使用的深入研究做贡献。

二、研究方法

（一）研究对象

1.本研究采用分层随机抽样法，分别从湛江第一中学和湛江财贸学校随机抽取10 名学生（男女各半）进行深入访谈

2.本研究采用整群抽样法，分别抽取湛江市两所有代表性的中学学生410 名进行问卷施测。其中湛江第一中学学生220 名，剔除无效问卷21 份，保留有效问卷199 份；湛江财贸学校191 名，剔除无效问卷1 份，保留有效问卷190份。一共保留有效问卷 389份。被试年龄为14-17岁，男生147名，女生242 名。

（二）研究工具

1.《中学生社交网站使用动机访谈表》（见附录1）

研究者根据问卷资料自编，经专家组讨论修改后形成的《中学生社交网站使用动机访谈表》，共9 个题目，均采用开放式问答方式。

2.《中学生社交网站使用动机调查问卷》（见附录2）

以《大学生社交网站使用动机问卷》（贾晨，2014）[1]为基础，结合访谈结果进行修订而成，整个问卷共包含28个条目，9个因子：便捷性动机、记录性动机、信息性动机、交友动机、自我提升动机、工具性动机、习惯与陪伴动机、休闲娱乐动机、时尚新潮动机。问卷采用李克特5 级计分法，从“非常不同意”到“非常同意”分别计1-5 分，得分越高，表明在该方面的使用动机越强。

（三）数据采集与分析

1.对访谈收集到资料进行整理归纳，提取相关因子

2.采用纸质问卷和问卷星分别对学生进行测试；测试采集到的数据录入spss20.0 进行探索型因子分析和信度检验等统计分析。

三、结果与分析

（一）区分度检验

首先将问卷总分进行排序，分别在各样本中取总分的最高和最低的27%作为高分组和低分组，采用独立样本T 检验的方法检验各项目的高低分组的差异，结果发现本问卷中所有项目高低分组间的差异均达到显著。这表明该问卷的各项目具有良好的区分度，因此保留所有项目进入因素分析。

（二）探索性因素分析

1.取样适合度检验

取样适合度检验的结果如表2 所示，KMO 值为0.935 大于0.5，表明适合进行因素分析。Bartlett’s 球型检验的χ2 值为6205.990（自由度为378）达到显著性水平，这说明母群体的相关矩阵间有共同因素存在，适合进行因素分析。

表2 KMO 和Bartlett 检验结果

2.因子分析

采用主成分分析法进行因素分析，结果如表3 所示，特征值大于1 的因子有五个，各个项目的因素载荷均大于0.5。结合陡坡图（1）来看，第五个因素后，坡度线较为平坦，因而本问卷保留3-5 个因素较为适宜，各项目的因子载荷如表3 所示。各个因子的特征值和能解释的变异量如表4所示，从转轴后的因素矩阵可以看出第五个因素只包含一个题项（19 题），层面所涵盖的题项内容太少，而且能解释的变异量也很少，因此考虑将其删除较为适宜。

表3 问卷提取因素的项目载荷

表4 各因子的特征根和贡献率

（三）验证性因素分析

因为第一次探索性因素分析的过程中，发现第19题所涵盖的内容太少，所以这次将其删除后，对选取的27 个题目再次进行因素分析，以验证问卷的结构效度。

1.取样适合度检验

取样适合度检验的结果如表5 所示，KMO 值为0.935 大于0.5，表明适合进行因素分析。Bartlett’s 球型检验的χ2 值为6060.710（自由度为351）达到显著性水平，这说明母群体的相关矩阵间有共同因素存在，适合进行因素分析。

表5 验证性因素分析KMO 和Bartlett 检验结果

2.因素分析

第二次因素分析的结果和第一次甚为接近，以主成分分析法并配合最大变异法（Varimax）行正交转轴，如表6所示，特征值大于1的因子有四个，各个项目的因素载荷均大于0.5。结合陡坡图（2）来看，第四个因素后，坡度线较为平坦，因而本问卷保留4 个因素较为适宜。

表6 问卷保留项目的提取因素载荷

如表7 所示，特征值大于一的因素共有四个，四个因素的特征值分别为5.645、4.817、2.951、2.928，其解释变异量分别为20.906%、17.841%、10.930%、10.844%，累计的解释变异量为60.521%。

表7 各因子的特征根和贡献率

因此，全问卷保留27 道题比较合理，根据因素所包含的题项内容，对四个因素进行命名，因素一：信息交流动机；因素二：交友娱乐动机；因素三：时尚潮流动机；因素四：休闲放松动机。四个因素层面所包含的题项分别是：因素一层面：1、3、4、6、9、12、13、15、26 共9 题；因素二层面：2、5、8、10、11、14、16、17、18 共9 题；因素三层面：24、25、27、28 共4 题；因素四层面：7、20、21、22、23 共5 题。

（四）信度检验

采用内部一致性信度法对全问卷和四个因子进行信度检验，结果如表8 所示，全问卷的Alpha系数为0.940，大于0.9，说明问卷具有很高的信度；四个分量表的Alpha 系数分别为0.895，0.888，0.771 和0.813，均在0.7以上，这表明本问卷的信度颇佳。

表8 全问卷和各因子的信度系数

四、讨论

（一）中学生社交网站使用动机的结构

目前，对于中学生社交网站使用动机的结构，尚未有成熟的理论作支撑，基本上是一般性的调查问卷，缺乏可靠的实证性测量工具。本研究在专家指导、文献阅读、深度访谈的基础上构建出社交网站使用动机的9 个因子模型：便捷性动机、记录性动机、信息性动机、交友动机、自我提升动机、工具性动机、习惯与陪伴动机、休闲娱乐动机、时尚新潮动机。经过探索型因子分析和验证性因子分析，发现九因子模型并不合理，从而得出了更为合理的四因子结构模型。这是本研究的重要创新，具有一定的理论和实践价值。

（二）本问卷的项目构成

本研究中，初始问卷由28 个条目组成，经专家组分析，每个条目都体现了中学生的社交网站使用动机。项目分析的结果发现其中一个项目对总变异量的解释力较弱，删除后的问卷结构更清晰，因此，最终的问卷保留27 个条目。测试后对被试的随机访问中发现，被试普遍表示该问卷通俗易懂，回答方便，所需时间大约6 分钟，容易被中学生所接受，便于快速准确了解中学生的社交网站使用动机特点，可以推广使用。

（三）本问卷的信度和效度

对问卷的信度和效度进行检验发现，所编制的中学生社交网站使用动机问卷有较好的信度和效度。在因素分析中，四个因子累计能解释总变异量的60.521%，各因子的特征值、共同度、贡献率均符合心理测量学的指标要求。信度分析的结果也表明，全问卷和各因子的内部一致性和稳定性都较好，符合心理测量学的指标要求。由此可以推论本研究所编制的问卷是测量中学生社交网站使用动机的有效工具。