網絡親社會行為量表的編制及在大學生群體中的信效度檢驗*

張 璐 烏云特娜 金童林 賈彥茹

（內蒙古師范大學心理學院，內蒙古高校人文社科重點研究基地心理教育研究中心，內蒙古高校人文社科重點研究基地心理健康教育研究與服務基地，呼和浩特 010022）

1 引言

網絡親社會行為是指個體在網絡環境中為使網友受益或促進與網友的良好關系，不期望獲得外部的物質回報行為（Erreygers et al.，2018a；Wright&L i，2011），但包含個體因做好事而獲得的心理滿足感等（Erreygers et al.，2018b）。雖然網絡親社會行為是親社會行為的衍生，但由于其產生背景、發生環境的差異，網絡親社會行為仍呈現出自身的獨特性（Steinemann et al.，2020）。因此，網絡親社會行為具備三個條件：其一，網絡環境中實施；其二，行為動機具有利他或互惠趨勢；其三，行動后果符合網絡社會規范（Q iao et al.，2020）。

以往對網絡親社會行為的測量，一方面沿用現實親社會行為量表，這忽略了網絡親社會行為實施環境和自身特性，如網絡便利性、資源開放性等。由網絡去抑制效應可知，個體在網絡上的匿名性，會促進與他人的交流，表現出比現實親社會行為更多的網絡親社會行為（Clark-Gordon et al.，2019）。另一方面，常用網絡利他行為量表來測量網絡親社會行為，這只關注了網絡親社會行為的結果價值，過分強調利他性，忽視了網絡人際關系的互惠性。目前，國外雖然已有網絡親社會行為量表，但該量表測量的內容過于廣泛，如說好話、稱贊或祝賀等（Erreygers et al.，2018a）。這些測量內容與現實親社會行為有過多的重疊，無法有效測量網絡親社會行為（L ysenst?en，2020）。此外，按照利他-間接互惠模型的觀點，個體與生俱來就具備了利他和互惠的親社會傾向（Engelmann&Fischbacher，2009；Simpson&Willer，2008）。這種傾向包括兩方面：從親社會的動機角度來講，個體在實施親社會行為時，就已充分計算了為其付出的成本以及不會獲得對方任何回報的可能性（Bowles&Gintis，2004；Simpson&Willer，2008）；從結果角度來講，個體實施親社會行為時就已包含了聲譽利益和間接互惠的可能性，從而促使個體之間尋求更高層次的互助行為（Bowles&Gintis，2004）。根據使用-滿足理論，個體在網絡上的主動性行為是個體內在需求或動機的滿足，如發展或維持關系、肯定地位、獲得可信度等（Chen，2011）。網絡的匿名性、跨時空互動性等滿足了個體多樣化的需求，增強了個體的主動意識，從而促進了個體積極主動的網絡親社會行為（Chen，2011；Florenthal&Awad，2021）。因此，結合利他-間接互惠模型和使用-滿足理論，從行為動機角度來看，網絡親社會行為包括網絡利他和網絡互惠；從產生的行為結果角度來看，又包括網絡助人和網絡合作。

綜上所述，本研究從個體動機和行為結果的雙層視角考察網絡親社會行為的內在結構，針對網絡利他、網絡互惠、網絡助人以及網絡合作對大學生進行半結構化訪談，最終編制出了網絡親社會行為量表，并在大學生群體中檢驗其信效度，以期為網絡親社會行為的評估提供多元有效的測量工具。

2 對象與方法

2.1 對象

半結構化訪談樣本：按照訪談提綱，對受訪者進行一對一的訪談。所有受訪者均簽署知情同意書，訪談過程錄音。在每4～5個訪談后，對訪談資料進行整理。當訪談到第15名大學生時，發現受訪者提供的內容都涵蓋在已有的研究范疇內，達到信息飽和，最終確定為15位受訪者。其中，男生6人，女生9人。

施測樣本：初測樣本用于項目分析和探索性因素分析，采用方便抽樣法，在內蒙古自治區、遼寧省等3所高校中，選取同上一門公共課的大學生480名，收回有效問卷456份，其中男生121人，女生335人，平均年齡20.32±1.27歲；正式施測樣本用于驗證性因素分析、外部效度和信度分析等，在吉林省、山東省等5所高校中，選擇同上心理健康課的大學生420名，收回有效問卷400份，其中男生172人，女生228人，平均年齡20.29±1.24歲。

校標效度樣本：該樣本為第二次外部效度檢驗樣本。采用方便抽樣的方法，在內蒙古自治區、山東省等3所高校中，選擇同上一門選修課的大學生400名，收回有效問卷355份，其中男生254人，女生101人。

重測信度和預測效度樣本：重測信度樣本分兩次收集，一是在正式施測樣本中，4周后選取留下郵箱、QQ、手機號或微信號的大學生100人，共收回有效問卷45份，其中男生15人，女生30人；二是在校標效度樣本中，5周后選取留下聯系方式的大學生105人，利用問卷星發送網絡親社會行為量表（重測信度檢驗）、親社會行為問卷（預測效度檢驗）的量表鏈接，收回有效問卷78份，其中男生35人，女生43人。

2.2 量表條目的編制

2.2.1 半結構化訪談

根據訪談提綱開展訪談，訪談時間為30分鐘。訪談內容包括：（1）您所理解的網絡助人行為具體體現在哪些方面？（2）您所理解的網絡利他行為具體體現在哪些方面？（3）您所理解的網絡合作行為具體體現在哪些方面？（4）您所理解的網絡互惠行為具體體現在哪些方面？

2.2.2 題項歸納、編制及內容效度檢驗

首先，對收集到的文本和語音信息進行分類和歸納，整理出32個條目，其中，網絡助人行為測量個體在網絡上幫助他人的自愿行為，共10個條目；網絡利他行為測量個體不期望任何回報的無私行為，共6個條目；網絡合作測量個體以網絡為媒介的人際互動關系及雙方共贏和協作的行為，共8個條目；網絡互惠測量個體促進與網友的和諧關系，共8個條目。然后，請5位心理學博士和4位碩士對32個條目進行意義重復、維度劃分不準確的刪減和修改，得到19個條目的初始量表。最后，請1名心理學教授、6名博士及13名碩士對最終版量表進行內容效度檢驗（1=完全不能測量，5=完全可以測量）。結果發現，網絡親社會行為量表的alpha系數為0.83，各條目的選擇均存在顯著差異，χ值在10.50～42.50（p＜0.05）之間。

2.3 校標工具

以往研究發現，網絡親社會行為會促進個體積極主動地參與網絡求助（Chao et al.，2018），且與現實親社會行為、親社會傾向呈正相關（Erreygers et al.，2018a；L avertu et al.，2020）。此外，道德價值觀（如道德推脫、道德認同）與個體的親社會行為、網絡利他行為呈顯著相關（高玲等，2021；劉慧瀛等，2021）。因此，本研究選取道德認同等問卷作為校標（如表1）。

表1 網絡親社會行為量表的校標工具

3 結果

3.1 項目分析

先將量表總分從低到高進行排序，前后27%標記為高分組和低分組；然后對兩組在每個題目上的得分進行獨立樣本t檢驗，發現兩組的差異均顯著（p＜0.001）；最后，題總相關分析發現各項目與總分間的相關在0.48～0.78（p＜0.001）之間。因此，所有項目的鑒別力良好。

3.2 探索性因素分析

首先，因素分析可行性檢驗發現KMO為0.93，Bartlett球形檢驗χ值為5866.93（p＜0.001），表明可進行探索性因素分析。然后，對所有條目初次旋轉后有4個因素的特征根大于1。其次，結合碎石圖和項目篩選標準，對不滿足條件的項目進行刪除。最后，經過多次的因素分析，刪除共同度小于0.30的條目5和11，結構矩陣中的項目載荷小于0.50的條目10。剩余16個條目解釋總方差的74.01%（表2）。

表2 網絡親社會行為量表的項目載荷與共同度表

3.3 驗證性因素分析

運用Mplus8.3對4因子結構檢驗發現，4因子結構良好（χ/df=3.96，T L I=0.90，CFI=0.92，RMSEA=0.08），各因子載荷都高于0.55（p＜0.001），且量表條目間誤差無相關。另外，采用單一方法潛因子途徑進行社會贊許性的檢驗（熊紅星等，2012）。通過構建無方法潛因子的模型，以及有方法潛因子的模型后，比較兩個模型的擬合效果。發現具有方法潛因子模型的擬合效果很差（χ/df=22.30，T L I=0.27，CFI=0.39，RMSEA=0.23），且多條路徑存在共線性問題，說明網絡親社會行為量表受社會贊許性的影響不大。

3.4 外部效度和預測效度檢驗

兩次效標效度檢驗發現，網絡親社會行為與各校標問卷均呈顯著相關（表3）；在控制性別后，采用線性回歸檢驗網絡親社會行為對5周后親社會行為的影響，發現網絡親社會行為能正向預測親社會行為（β=0.64，t=7.17，p＜0.001），說明網絡親社會行為量表的外部效度和預測效度均良好。

表3 網絡親社會行為量表的效標關聯效度檢驗表（r）

3.5 聚斂效度和區分效度檢驗

聚斂效度檢驗發現，4個維度的平均方差抽取量在0.54～0.62之間，組合信度在0.82～0.86之間，量表整體的組合信度為0.91；區分效度檢驗（表4）發現，各維度對應的AVE均大于兩兩維度組合的相關系數的平方，說明網絡親社會行為量表的聚斂效度和區分效度均良好。

表4 網絡親社會行為量表的區分效度

3.6 信度檢驗

網絡親社會行為量表整體的Cronbach’sα系數是0.91，兩次重測信度分別是0.79和0.75（p＜0.001），其他各維度的Cronbach’sα和重測信度均在0.70以上（表5），這說明該量表的信度良好。

表5 網絡親社會行為量表的信度分析表

4 討論

本研究在編制量表過程中嚴格遵循心理測量學的要求：其一，依據相關理論和概念界定，確定網絡親社會行為包含網絡助人、網絡利他、網絡合作和網絡互惠。其二，根據半結構化訪談、項目分析和探索性因素分析，形成初始量表，確定了每個維度的具體題目。在網絡助人維度中，刪除了條目5（我不會拒絕陌生的網友找我幫忙），說明在網絡環境中，個體出于自我保護的原因，很難對陌生的網友實施幫助，這間接反映了網絡親社會行為與現實環境中的親社會行為存在本質差異。在網絡互惠維度中，刪除了條目11（我在網上的學習和工作，離不開網友的幫助），說明該條目反應更多的是自我利己，跟促進與他人和諧關系的互惠關系背道而馳。其三，根據驗證性因素和信效度檢驗，確定了正式量表，即網絡親社會行為量表共16個條目，且各個信效度指標均良好，說明該量表編制的結果符合心理測量學的要求。

另外，網絡親社會行為量表與校標問卷呈顯著相關，與前人的研究相對一致（高玲等，2021；L avertu et al.，2020；Wright&L i，2011），這說明本研究編制的網絡親社會行為量表具有良好的生態效度。首先，網絡環境的互動性和即時性有利于網絡親社會行為的出現，并進一步促進現實親社會行為（Efremova&Bultseva，2020；L avertu et al.，2020），這為網絡親社會行為與親社會傾向和親社會行為的正相關關系提供了邏輯證據。其次，以網絡利他行為量表作為校標，發現兩者之間的相關達到了顯著水平，這說明了網絡行為的利他性是個體實施網絡親社會行為的一個重要特性（Rodrigues&Hewig，2021）。再次，在線咨詢社區、網絡問答平臺等為大學生提供了多樣化且豐富的參與網絡互動交流的渠道，網絡的跨時空性既可以讓個體成為利他者，也可以成為求助者，即網絡親社會行為也會存在行為循環模式（Erreygers et al.，2018b），這說明網絡環境中實施親社會行為的個體，會對網絡更加信任，更愿意在網絡中尋求幫助，可見，網絡親社會行為與網絡求助意愿彼此相互影響。最后，本研究進一步驗證了個體網絡行為與內在道德標準的關系。其中，道德認同會使個體更加關注理想道德自我形象，積極整合兩者的聯系，進而表現出更多的網絡親社會行為，而道德推脫容易使個體的道德自我調節機制無效失靈，阻斷兩者的聯系，從而降低個體的網絡親社會行為（高玲等，2021；Aquino&Reed，2002）。

需要說明的是，網絡親社會行為量表仍存在著一定的局限性。一方面，本研究的被試群體只是大學生，樣本過于單一，未來的研究樣本需擴大到社會不同群體中進一步檢驗。另一方面，本研究的量表只測量了比較宏觀的網絡親社會行為，未來研究可以進一步探討聚焦于特定App或網站上的親社會行為，如微信中的點贊、轉發、眾籌等。