网络亲社会行为量表的编制及在大学生群体中的信效度检验*

张 璐 乌云特娜 金童林 贾彦茹

（内蒙古师范大学心理学院，内蒙古高校人文社科重点研究基地心理教育研究中心，内蒙古高校人文社科重点研究基地心理健康教育研究与服务基地，呼和浩特 010022）

1 引言

网络亲社会行为是指个体在网络环境中为使网友受益或促进与网友的良好关系，不期望获得外部的物质回报行为（Erreygers et al.，2018a；Wright&L i，2011），但包含个体因做好事而获得的心理满足感等（Erreygers et al.，2018b）。虽然网络亲社会行为是亲社会行为的衍生，但由于其产生背景、发生环境的差异，网络亲社会行为仍呈现出自身的独特性（Steinemann et al.，2020）。因此，网络亲社会行为具备三个条件：其一，网络环境中实施；其二，行为动机具有利他或互惠趋势；其三，行动后果符合网络社会规范（Q iao et al.，2020）。

以往对网络亲社会行为的测量，一方面沿用现实亲社会行为量表，这忽略了网络亲社会行为实施环境和自身特性，如网络便利性、资源开放性等。由网络去抑制效应可知，个体在网络上的匿名性，会促进与他人的交流，表现出比现实亲社会行为更多的网络亲社会行为（Clark-Gordon et al.，2019）。另一方面，常用网络利他行为量表来测量网络亲社会行为，这只关注了网络亲社会行为的结果价值，过分强调利他性，忽视了网络人际关系的互惠性。目前，国外虽然已有网络亲社会行为量表，但该量表测量的内容过于广泛，如说好话、称赞或祝贺等（Erreygers et al.，2018a）。这些测量内容与现实亲社会行为有过多的重叠，无法有效测量网络亲社会行为（L ysenstøen，2020）。此外，按照利他-间接互惠模型的观点，个体与生俱来就具备了利他和互惠的亲社会倾向（Engelmann&Fischbacher，2009；Simpson&Willer，2008）。这种倾向包括两方面：从亲社会的动机角度来讲，个体在实施亲社会行为时，就已充分计算了为其付出的成本以及不会获得对方任何回报的可能性（Bowles&Gintis，2004；Simpson&Willer，2008）；从结果角度来讲，个体实施亲社会行为时就已包含了声誉利益和间接互惠的可能性，从而促使个体之间寻求更高层次的互助行为（Bowles&Gintis，2004）。根据使用-满足理论，个体在网络上的主动性行为是个体内在需求或动机的满足，如发展或维持关系、肯定地位、获得可信度等（Chen，2011）。网络的匿名性、跨时空互动性等满足了个体多样化的需求，增强了个体的主动意识，从而促进了个体积极主动的网络亲社会行为（Chen，2011；Florenthal&Awad，2021）。因此，结合利他-间接互惠模型和使用-满足理论，从行为动机角度来看，网络亲社会行为包括网络利他和网络互惠；从产生的行为结果角度来看，又包括网络助人和网络合作。

综上所述，本研究从个体动机和行为结果的双层视角考察网络亲社会行为的内在结构，针对网络利他、网络互惠、网络助人以及网络合作对大学生进行半结构化访谈，最终编制出了网络亲社会行为量表，并在大学生群体中检验其信效度，以期为网络亲社会行为的评估提供多元有效的测量工具。

2 对象与方法

2.1 对象

半结构化访谈样本：按照访谈提纲，对受访者进行一对一的访谈。所有受访者均签署知情同意书，访谈过程录音。在每4～5个访谈后，对访谈资料进行整理。当访谈到第15名大学生时，发现受访者提供的内容都涵盖在已有的研究范畴内，达到信息饱和，最终确定为15位受访者。其中，男生6人，女生9人。

施测样本：初测样本用于项目分析和探索性因素分析，采用方便抽样法，在内蒙古自治区、辽宁省等3所高校中，选取同上一门公共课的大学生480名，收回有效问卷456份，其中男生121人，女生335人，平均年龄20.32±1.27岁；正式施测样本用于验证性因素分析、外部效度和信度分析等，在吉林省、山东省等5所高校中，选择同上心理健康课的大学生420名，收回有效问卷400份，其中男生172人，女生228人，平均年龄20.29±1.24岁。

校标效度样本：该样本为第二次外部效度检验样本。采用方便抽样的方法，在内蒙古自治区、山东省等3所高校中，选择同上一门选修课的大学生400名，收回有效问卷355份，其中男生254人，女生101人。

重测信度和预测效度样本：重测信度样本分两次收集，一是在正式施测样本中，4周后选取留下邮箱、QQ、手机号或微信号的大学生100人，共收回有效问卷45份，其中男生15人，女生30人；二是在校标效度样本中，5周后选取留下联系方式的大学生105人，利用问卷星发送网络亲社会行为量表（重测信度检验）、亲社会行为问卷（预测效度检验）的量表链接，收回有效问卷78份，其中男生35人，女生43人。

2.2 量表条目的编制

2.2.1 半结构化访谈

根据访谈提纲开展访谈，访谈时间为30分钟。访谈内容包括：（1）您所理解的网络助人行为具体体现在哪些方面？（2）您所理解的网络利他行为具体体现在哪些方面？（3）您所理解的网络合作行为具体体现在哪些方面？（4）您所理解的网络互惠行为具体体现在哪些方面？

2.2.2 题项归纳、编制及内容效度检验

首先，对收集到的文本和语音信息进行分类和归纳，整理出32个条目，其中，网络助人行为测量个体在网络上帮助他人的自愿行为，共10个条目；网络利他行为测量个体不期望任何回报的无私行为，共6个条目；网络合作测量个体以网络为媒介的人际互动关系及双方共赢和协作的行为，共8个条目；网络互惠测量个体促进与网友的和谐关系，共8个条目。然后，请5位心理学博士和4位硕士对32个条目进行意义重复、维度划分不准确的删减和修改，得到19个条目的初始量表。最后，请1名心理学教授、6名博士及13名硕士对最终版量表进行内容效度检验（1=完全不能测量，5=完全可以测量）。结果发现，网络亲社会行为量表的alpha系数为0.83，各条目的选择均存在显著差异，χ值在10.50～42.50（p＜0.05）之间。

2.3 校标工具

以往研究发现，网络亲社会行为会促进个体积极主动地参与网络求助（Chao et al.，2018），且与现实亲社会行为、亲社会倾向呈正相关（Erreygers et al.，2018a；L avertu et al.，2020）。此外，道德价值观（如道德推脱、道德认同）与个体的亲社会行为、网络利他行为呈显著相关（高玲等，2021；刘慧瀛等，2021）。因此，本研究选取道德认同等问卷作为校标（如表1）。

表1 网络亲社会行为量表的校标工具

3 结果

3.1 项目分析

先将量表总分从低到高进行排序，前后27%标记为高分组和低分组；然后对两组在每个题目上的得分进行独立样本t检验，发现两组的差异均显著（p＜0.001）；最后，题总相关分析发现各项目与总分间的相关在0.48～0.78（p＜0.001）之间。因此，所有项目的鉴别力良好。

3.2 探索性因素分析

首先，因素分析可行性检验发现KMO为0.93，Bartlett球形检验χ值为5866.93（p＜0.001），表明可进行探索性因素分析。然后，对所有条目初次旋转后有4个因素的特征根大于1。其次，结合碎石图和项目筛选标准，对不满足条件的项目进行删除。最后，经过多次的因素分析，删除共同度小于0.30的条目5和11，结构矩阵中的项目载荷小于0.50的条目10。剩余16个条目解释总方差的74.01%（表2）。

表2 网络亲社会行为量表的项目载荷与共同度表

3.3 验证性因素分析

运用Mplus8.3对4因子结构检验发现，4因子结构良好（χ/df=3.96，T L I=0.90，CFI=0.92，RMSEA=0.08），各因子载荷都高于0.55（p＜0.001），且量表条目间误差无相关。另外，采用单一方法潜因子途径进行社会赞许性的检验（熊红星等，2012）。通过构建无方法潜因子的模型，以及有方法潜因子的模型后，比较两个模型的拟合效果。发现具有方法潜因子模型的拟合效果很差（χ/df=22.30，T L I=0.27，CFI=0.39，RMSEA=0.23），且多条路径存在共线性问题，说明网络亲社会行为量表受社会赞许性的影响不大。

3.4 外部效度和预测效度检验

两次效标效度检验发现，网络亲社会行为与各校标问卷均呈显著相关（表3）；在控制性别后，采用线性回归检验网络亲社会行为对5周后亲社会行为的影响，发现网络亲社会行为能正向预测亲社会行为（β=0.64，t=7.17，p＜0.001），说明网络亲社会行为量表的外部效度和预测效度均良好。

表3 网络亲社会行为量表的效标关联效度检验表（r）

3.5 聚敛效度和区分效度检验

聚敛效度检验发现，4个维度的平均方差抽取量在0.54～0.62之间，组合信度在0.82～0.86之间，量表整体的组合信度为0.91；区分效度检验（表4）发现，各维度对应的AVE均大于两两维度组合的相关系数的平方，说明网络亲社会行为量表的聚敛效度和区分效度均良好。

表4 网络亲社会行为量表的区分效度

3.6 信度检验

网络亲社会行为量表整体的Cronbach’sα系数是0.91，两次重测信度分别是0.79和0.75（p＜0.001），其他各维度的Cronbach’sα和重测信度均在0.70以上（表5），这说明该量表的信度良好。

表5 网络亲社会行为量表的信度分析表

4 讨论

本研究在编制量表过程中严格遵循心理测量学的要求：其一，依据相关理论和概念界定，确定网络亲社会行为包含网络助人、网络利他、网络合作和网络互惠。其二，根据半结构化访谈、项目分析和探索性因素分析，形成初始量表，确定了每个维度的具体题目。在网络助人维度中，删除了条目5（我不会拒绝陌生的网友找我帮忙），说明在网络环境中，个体出于自我保护的原因，很难对陌生的网友实施帮助，这间接反映了网络亲社会行为与现实环境中的亲社会行为存在本质差异。在网络互惠维度中，删除了条目11（我在网上的学习和工作，离不开网友的帮助），说明该条目反应更多的是自我利己，跟促进与他人和谐关系的互惠关系背道而驰。其三，根据验证性因素和信效度检验，确定了正式量表，即网络亲社会行为量表共16个条目，且各个信效度指标均良好，说明该量表编制的结果符合心理测量学的要求。

另外，网络亲社会行为量表与校标问卷呈显著相关，与前人的研究相对一致（高玲等，2021；L avertu et al.，2020；Wright&L i，2011），这说明本研究编制的网络亲社会行为量表具有良好的生态效度。首先，网络环境的互动性和即时性有利于网络亲社会行为的出现，并进一步促进现实亲社会行为（Efremova&Bultseva，2020；L avertu et al.，2020），这为网络亲社会行为与亲社会倾向和亲社会行为的正相关关系提供了逻辑证据。其次，以网络利他行为量表作为校标，发现两者之间的相关达到了显著水平，这说明了网络行为的利他性是个体实施网络亲社会行为的一个重要特性（Rodrigues&Hewig，2021）。再次，在线咨询社区、网络问答平台等为大学生提供了多样化且丰富的参与网络互动交流的渠道，网络的跨时空性既可以让个体成为利他者，也可以成为求助者，即网络亲社会行为也会存在行为循环模式（Erreygers et al.，2018b），这说明网络环境中实施亲社会行为的个体，会对网络更加信任，更愿意在网络中寻求帮助，可见，网络亲社会行为与网络求助意愿彼此相互影响。最后，本研究进一步验证了个体网络行为与内在道德标准的关系。其中，道德认同会使个体更加关注理想道德自我形象，积极整合两者的联系，进而表现出更多的网络亲社会行为，而道德推脱容易使个体的道德自我调节机制无效失灵，阻断两者的联系，从而降低个体的网络亲社会行为（高玲等，2021；Aquino&Reed，2002）。

需要说明的是，网络亲社会行为量表仍存在着一定的局限性。一方面，本研究的被试群体只是大学生，样本过于单一，未来的研究样本需扩大到社会不同群体中进一步检验。另一方面，本研究的量表只测量了比较宏观的网络亲社会行为，未来研究可以进一步探讨聚焦于特定App或网站上的亲社会行为，如微信中的点赞、转发、众筹等。