網絡疏離感對在線互動意愿的影響研究

周朋程

（南京理工大學 泰州科技學院，江蘇 泰州 225300）

第49 次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2021 年12 月，中國網民人數達到10.32億，互聯網普及率突破73%，網民每周上網時長超過28 小時。互聯網已經深度融入人們日常生活的各個角落，給人們的工作、出行以及消費等帶來了便利與快捷。現有研究發現，網絡中不同參與者的互動行為有著重大的社會效應和商業價值。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，同時也為商業組織的產品開發、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，現實中網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揮。現有關于在線互動的研究主要側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和實踐參考。

一、文獻回顧與研究假設

（一）網絡疏離感與在線互動意愿

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

（二）網絡自我表露與在線互動意愿

網絡自我表露是現實自我表露概念在互聯網環境中的延伸，主要指個體在網絡世界中表達情感、傳遞信息等自我呈現的行為（謝笑春，2013）。網絡自我表露的目的在于維持網絡溝通，具有匿名性、去中心性、虛擬性等特點。現有研究表明，網絡環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絡溝通(Walther et al.,1992)。一項針對493 名青少年的調查研究發現，個體的網絡自我表露水平越高，使用網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另外一方的回應，從而產生在線互動行為(Harper,2006)。

基于以上分析，本文提出研究假設H2：網絡自我表露正向預測在線互動意愿。

（三）網絡疏離感與網絡自我表露

在商業領域，疏離感會導致消費者與目標對象相分離的心理狀態，引發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度，進而引發消極的行為意愿（Krishnan，2009）。網絡負面經歷是網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）。網絡隱私風險會提升網絡疏離感，進而會影響個體在網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：網絡疏離感的強度負向影響網絡自我表露；

H4：網絡自我表露在網絡疏離感對在線互動意愿的影響中發揮著中介作用。

（四）理論模型構建

結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，以網絡疏離感和網絡自我表露為自變量，研究網絡疏離感和網絡自我表露對在線互動意愿的影響。此外，根據技術接受模型理論（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）樣本和數據收集

采用問卷調查的方式收集研究數據，通過發送在線問卷鏈接或掃描二維碼的方式，邀請調查對象填寫網絡調查問卷。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查，調查過程中完全采取自愿原則，受訪者可以隨時終止調查。整個調查總共收集調查問卷412 份，課題組成員對每份調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%的受訪者的網齡在5 年以上，網絡使用經歷豐富。在日上網時長方面，主要調查受訪者近1 周來的平均上網時長，56.9%的受訪者表示日平均上網時間在5 小時以上。在上網設備方面，手機是首要的上網工具，占總人數的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有學者開發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，所有量表根據研究的需要進行了適當的修訂并進行信度、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。

網絡疏離感主要借鑒嵇東海（2010）開發的大學生網絡疏離感量表。原量表包含4 個維度，結合現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 個維度作為網絡疏離感的測量指標，共計10 個題項。如“更多的時候我上網沒有明確的目的”“使用網絡使我有一種虛度光陰的感覺”等。

網絡自我表露的測量主要采用Fogel 等（2009）開發的量表，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“我經常在網絡中公布我的個人動態”“上網過程中我會全面而深入地發布個人情況和感受”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上與他人交流的人”“總的來說，我非常喜歡在網上與他人交流想法”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整，分別包括4 個題項和3 個題項，典型的題項包括“在網絡中與他人互動是有用的”“在網絡中與他人互動可以滿足自己的某種需要”“網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，因此調查問卷中也設置了相應的調查題目。

（三）量表評估和模型檢驗

本研究共涉及網絡疏離感、 網絡自我表露、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部一致性指標（克朗巴哈α 系數）。7 個量表的信度檢驗結果顯示，網絡疏離感總體量表的克朗巴哈α 系數最低，為0.815。參照一般要求克朗巴哈α 系數在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絡疏離感、網絡自我表露、在線互動愿意、在線互動有用性和互動易用性這5 個變量的區分效度。AMOS 軟件計算結果顯示，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分效度。

對各量表的測量模型和結構模型進行擬合優度檢驗，主要選取χ2/df、RMR、GFI、AGFI、RMSEA、CFI、NFI 等擬合指數。檢驗結果顯示，在線互動有用性、 網絡自我表露的測量模型中GFI、AGF 分別為0.846、0.839，其余擬合指數基本達到理想要求標準。總體而言，調查數據與理論模型的擬合優度較好，測量模型和結構模型適合建立結構回歸模型。

三、數據分析與假設檢驗

（一）共同方法偏差檢驗

考慮到問卷調查數據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，將網絡疏離感、網絡自我表露、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（鄧穩根等，2018）。因此，可以認為調查數據不存在較嚴重的共同方法偏差。

（二）相關性分析和描述性統計分析

主要變量的均值、 標準差以及相關系數如表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。皮爾森相關系數顯示，網絡疏離感與網絡自我表露、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 主要變量描述性統計及相關系數

（三）假設檢驗

利用AMOS 軟件對潛變量的結構方程模型進行路徑分析，標準化回歸路徑系數結果如表2 所示。可以看出，網絡疏離感與在線互動意愿的路徑回歸系數為-0.182，t 值為-3.258，p 值為0.013，達到統計顯著水平。網絡自我表露與在線互動意愿、網絡疏離感與網絡自我表露之間的標準化路徑回歸系數分別為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。控制變量方面，在線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不顯著。

表2 主要潛變量標準化回歸路徑系數及顯著性

基于調查數據，在AMOS 軟件中設定重復抽樣2000 次，分別采用非參數百分位與偏差校正非參數百分位方法分別建立95%的置信區間（CI）進行檢驗。計算結果顯示，網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%置信區間均不包括0且對應的路徑回歸系數顯著（見表3）。因此，網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，可以認為網絡自我表露在網絡疏離感對在線互動意愿影響中發揮了部分中介作用，研究假設4 成立。

表3 網絡自我表露的中介效應

四、結論與啟示

（一）主要結論

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。通過問卷調查獲取研究數據，提出的四個假設都得到了支持。研究發現，網絡疏離感對在線互動意愿有負向的影響作用；網絡自我表露正向預測在線互動意愿； 網絡疏離感對網絡自我表露有負向影響；網絡自我表露在網絡疏離感對在線互動意愿的影響中發揮了部分中介作用。

（二）實踐啟示

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

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

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，也會抑制網絡疏離感的消極作用。企業需要進一步洞察網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，關注用戶在網絡環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。