中文版問題性抖音使用量表在大學生群體的修訂及信效度檢驗

摘要以1050名大學生為研究對象，經(jīng)翻譯并修訂問題性抖音使用量表（ProblematicTikTokUseScale，PTTUS），開展項目分析、探索性因素分析、驗證性因素分析、效標關聯(lián)效度分析、信度檢驗和跨性別測量不變性檢驗，確定中文版PTTUS的具體條目，并再次驗證該量表的效度。結果顯示，中文版PTTUS的三因子模型擬合良好，內(nèi)部一致性信度、重測信度、結構效度和校標關聯(lián)效度均符合心理測量學標準，還被證實具有跨性別測量不變性。該中文版PTTUS可作為評估大學生問題性抖音使用的有效測量工具。關鍵詞問題性抖音使用量表；大學生；社交媒體；信度；效度1引言截至2024年6月，我國短視頻用戶規(guī)模達10.50億人，占網(wǎng)民整體的95.50%（中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心，2024）。與此同時，短視頻成癮（又稱問題性短視頻使用）引發(fā)學者關注（潘俊星等，2024）。抖音（TikTok）作為國內(nèi)外極具影響力的短視頻平臺之一，拓寬了人們獲取信息的渠道，加強了個體間的社交聯(lián)系。而抖音的廣泛流行所引發(fā)的問題性使用現(xiàn)象，也受到學界的密切關注與深入思考。問題性抖音使用指的是個體過度癡迷于抖音，并以此逃避現(xiàn)實而最終導致失控的現(xiàn)象（Günlüetal.，2023）。研究者認為，人們將使用抖音作為一種緩解因未完成重要事務而產(chǎn)生壓力和緊張情緒的應對策略，但長久如此，反而導致個體產(chǎn)生問題性抖音使用，增加壓力和抑郁癥狀（Rogowskaamp;Cincio，2024）。同時，青少年未能控制使用抖音的程度，可能影響學習成績、學業(yè)表現(xiàn)，降低幸福感（Miedzobrodzkaamp;vanKoningsbruggen，2024）。另外，處于成年初顯期的個體（18～25歲的青年）的問題性抖音使用得分較高（Rogowskaamp;Cincio，2024）。可見，探究大學生的問題性抖音使用具有一定現(xiàn)實意義。合適的測量工具是實證研究的重要基礎。當前，我國的問題性抖音使用量表大多源自簡單的改編。如研究者將在線智能手機換成抖音開展測驗（Qinetal.，2023），再比如將互聯(lián)網(wǎng)依賴量表改編為問題性抖音使用量表，并在中國青少年群體中開展驗證（白羽，樊富珉，2005）。這類工具雖然強調了問題性抖音使用與個體身體健康、人際影響之間的關系，但是未能深度展現(xiàn)個體過度使用抖音的心理機制。由此看來，問題性抖音使用的測量工具有待完善。學界普遍認可問題性抖音使用的理論結構為六因子結構或三因子結構。支持六因子結構的研究者以行為成癮六核心要素為理論基礎（Griffith，2005），將卑爾根臉書（Facebook）成癮量表中的“Facebook”一詞替換成“TikTok”，改編為含有6個條目的問題性抖音使用量表表示，六因子分別是顯著性、情緒調節(jié)、耐受性、戒斷癥狀、沖突和反復性（Rogowska，Cincio，2024）。Gunlu等（2023）則認為問題性抖音使用是由癡迷、逃避、失控組成的三因子結構。癡迷是指個體癡迷于抖音，上傳圖片或視頻并反復查看；逃避是指個體使用抖音以逃避現(xiàn)實或脫離現(xiàn)實；失控是指由于使用抖音，個體的學習或工作受到影響，并發(fā)現(xiàn)自身很難減少使用抖音。他們還發(fā)現(xiàn)，相比于Facebook，抖音與Instagram的預期用途更為接近，且二者均適用于智能手機。同時，Instagram和抖音還具有互動性和及時共享的優(yōu)勢，增強了用戶粘性。綜上，為更好地了解大學生的問題性抖音使用現(xiàn)狀，本研究擬在大學生群體中修訂Günlü等人（2023）編制的問題性抖音使用量表，以期提供具有文化適應性、可靠性和有效性的測量工具，并助力相關實證研究和理論發(fā)展。2對象與方法2.1被試本研究采用方便抽樣法，于2024年7～8月對重慶和貴州2所高校學生開展問卷調查。樣本A：在貴州某高校統(tǒng)一發(fā)放和收回375份問卷，以同一作答、有規(guī)律作答和存在大量缺失數(shù)據(jù)為排除標準，保留350份（回收率為93.33%）。其中女生148人（42.29%），大一年級183人（52.29%），大二年級167人（47.71%），平均年齡為18.43±0.66歲。樣本A用于項目分析和探索性因素分析。樣本B：在重慶某高校統(tǒng)一發(fā)放和收回700份問卷，最終保留650份（回收率為92.86%）。其中女生292人（44.92%），大一年級337人（51.85%），大二年級313人（48.15%），平均年齡為18.71±1.04歲。樣本B用于驗證性因素分析。4周后，在樣本B中隨機抽取160名被試進行重測，共收回有效問卷155份（回收率為96.88%）。同時，將樣本A和樣本B合并成全樣本，并將其用于效標關聯(lián)效度分析、信度分析以及性別的測量不變性檢驗。2.2研究方法2.2.1中文版PTTUS中文版PTTUS改編自Günlü等人（2023）的PTTUS，包含癡迷（4項條目）、逃避（6項條目）和失控（6項條目）3個維度，采用5點計分，得分越高，表明個體問題性抖音使用程度越高。中文版PTTUS修訂程序如下：首先，向原作者發(fā)送郵件，征得原作者同意和授權；接著，5名心理學專業(yè)研究生根據(jù)中國文化及語言習慣，對量表具體條目進行翻譯和討論，形成中文版PTTUS初稿；然后，2名英語專業(yè)研究生對量表進行回譯，適當修改具體條目，如將條目8“當我想擺脫讓我不安的想法時，我會用抖音”改為“我會通過使用抖音去擺脫那些讓我不安的想法”，將條目10“我不了解在抖音上時間是怎么過去的”修改為“在刷抖音時，我不清楚時間是怎么過去的”，形成二稿；最后，一名心理學教授和5名心理學專業(yè)研究生共同討論，達成一致后形成正式的中文版PTTUS。2.2.2卑爾根社交媒體成癮量表卑爾根社交媒體成癮量表在中國文化背景下得到了驗證（Leungetal.，2020），且與其他問題性抖音使用量表有相同的理論基礎，可作為中文版PTTUS的效標。該量表由顯著性、心境改變、耐受性、戒斷、沖突和復發(fā)這6項條目組成，采用5點計分，得分越高說明個體社交媒體成癮的風險越大。該量表在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.80。2.2.3社交網(wǎng)站使用強度量表研究表明，社交網(wǎng)站使用可以預測大學生對手機的依賴程度（Liuamp;Ma，2020），而抖音使用依賴于智能手機，可見問題性抖音使用與社交網(wǎng)站使用強度存在相關。社交網(wǎng)站使用強度量表在中國文化背景下得到修訂（孫曉軍等，2016），包括8個條目，采用5點計分，得分越高說明被試使用社交網(wǎng)站的強度越大。該量表在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.82。2.2.4簡式網(wǎng)絡社交媒體障礙量表研究表明，大學生長期沉迷和依賴短視頻（如抖音），會減少現(xiàn)實世界的人際交往，長期還可能對他人產(chǎn)生敵意，導致現(xiàn)實生活中的人際沖突（張強等，2023）。因此，由張璐等（2021）修訂的簡式網(wǎng)絡社交媒體障礙量表可作為中文版PTTUS的效標。由現(xiàn)實社交失敗、現(xiàn)實社交沖突這兩個因子構成，共9個條目。采用5點計分，得分越高說明個體使用社交媒體的障礙程度越高。該量表在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.86。2.3統(tǒng)計處理運用Epidata3.1軟件錄入數(shù)據(jù)，運用SPSS23.0開展項目分析和獨立樣本t檢驗、探索性因素分析、效標關聯(lián)效度檢驗和信度檢驗，運用Mplus8.0開展驗證性因素分析和跨性別測量不變性檢驗。對數(shù)據(jù)開展K-S正態(tài)性檢驗，各條目呈非正態(tài)性分布（plt;0.05），參考有關方法學文獻的建議，采用穩(wěn)健最大似然估計（MLM）進行參數(shù)估計。3結果3.1項目分析采用臨界比率法和題總相關法檢驗條目的區(qū)分度。根據(jù)量表總分對樣本A被試的數(shù)據(jù)展開排序，得分前27%的被試被劃分為高分組，后27%的被試被劃分為低分組。采用獨立樣本t檢驗比較高低分組間在各條目上的具體差異。結果顯示，決斷值為11.13～17.12，各條目在高低分組間差異均達到顯著性水平（plt;0.001）。相關分析結果表明，各條目與量表總分相關系數(shù)為0.53～0.76，大于0.4，亦達到顯著水平（plt;0.01）。因此，中文版PTTUS的16道條目均保留，具體情況見表1。3.2效度分析3.2.1內(nèi)容效度分析采用條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（Item-levelcontentvalidityindex，I-CVI）和量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（Scale-levelcontentvalidityindex，S-CVI）開展內(nèi)容效度分析。邀請10名專家對中文版PTTUS各條目和其所在維度間的關聯(lián)程度開展評價，采用4級評分，1分或2分表示條目與所在維度之間不相關，條目內(nèi)容代表性不佳；3分或4分表示條目與所在維度之間相關，條目代表性較好。結果顯示，I-CVI為0.9～1（均大于0.78），滿分的項目占比（S-CVI/UA）為0.88，I-CVI的平均值（S-CVI/Ave）為0.98，均符合心理測量學標準（史靜琤等，2012）。3.2.2探索性因素分析對樣本的A數(shù)據(jù)開展探索性因素分析。對于原量表條目，按照以下標準進行刪除、優(yōu)化：因子載荷較低，絕對值小于0.4的條目；在多個因子上的存在交叉載荷大于0.4的情況；交叉載荷，最大的兩個交叉載荷絕對值小于0.15。根據(jù)上述標準，每刪除一個條目需要重新進行探索性因素分析。初次分析，KMO=0.92，Bartlett球形度檢驗值為2855.54（plt;0.001），表明可對數(shù)據(jù)開展因子分析。接著采用主軸因式分解法，并結合最大方差法進行因子旋轉。結果表明，特征值大于1的有3個公因子，累計方差貢獻率為55.90%，碎石圖也顯示在公因子數(shù)為3時出現(xiàn)明顯轉折點。此時，條目9在2個因子上均有大于0.4的載荷，刪掉條目9并且再次開展探索性因素分析，KMO值和Bartlett球形度檢驗值均符合因子分析標準。條目10仍然存在交叉載荷，刪掉條目10并再次開展探索性因素分析，KMO=0.91，Bartlett球形度檢驗值為2386.51（plt;0.001），滿足因子分析要求。最終結果顯示，特征值大于1的有3個公因子，累計方差貢獻率為56.78%，碎石圖在公因子數(shù)為3時出現(xiàn)明顯轉折點，保留3因子結構，中文版PTTUS的14個條目均加載到與原量表一致的因子上，具體情況見表2。3.2.3驗證性因素分析對樣本B的數(shù)據(jù)開展驗證性因素分析。擬合結果表明：χ2/df=2.06，RMSEA=0.06，SRMR=0.05，CFI=0.96，TLI=0.95，各項模型擬合指標效果均良好。通過計算每個因子對應的組合信度（compositereliability，"CR）和平均提取方差值（theaveragevarianceextractedvalues，AVE）評估量表的收斂效度，同時，計算AVE的算術平方根與各維度之間的相關系數(shù)來評估量表的區(qū)分效度。結果表明，因子的組合信度為0.80～0.89，大于0.7，因子的AVE為0.50～0.58，說明中文版PTTUS有較好的收斂效度。癡迷、逃避和失控的AVE的平方根值分別為0.71、0.72和0.76，大于0.38、0.55和0.70，說明該量表具有較好的區(qū)分效度。具體情況見表3。3.2.4效標關聯(lián)效度分析效標關聯(lián)效度用于檢驗量表的外部效度。對各效標量表及其維度和中文版PTTUS及維度之間開展相關分析。結果顯示，中文版PTTUS各維度及總量表與效標相關系數(shù)范圍為0.23～0.59，均呈顯著正相關（plt;0.001）。具體情況見表4。3.3信度分析對全樣本開展信度檢驗。采用Cronbach’sα系數(shù)評估量表的內(nèi)部一致性程度，并以重測相關系數(shù)評估重測信度。結果如表5所示。3.4測量不變性檢驗測量不變性（measurementinvariance，MI）是驗證同一概念或屬性在不同情境是否有著相同的意義。將全樣本（A、B）分為男女2組，對所有條目開展正態(tài)性K-S檢驗。結果顯示，各條目數(shù)據(jù)呈非正態(tài)分布（plt;0.001），因此使用MLM估計進行分析。對中文版PTTUS開展跨性別測量不變性檢驗，建立性別的形態(tài)等值模型、弱等值模型、強等模型以及嚴格等值模型，并開展兩兩對比，結果如表6所示，TLI、CFI、SRMR、RMSEA均達到了心理測量學的統(tǒng)計標準，且ΔCFI、ΔTLI、ΔSRMR以及ΔRMSEA的值均小于0.01（Hayes，2006），即男性樣本和女性樣本具有形態(tài)等值（各條目屬于相同的因子，即形態(tài)等值）、弱等值（各條目在對應因子載荷一致）、強等值（各條目截距一致）、嚴格等值（各條目誤差方差均等），表明中文版PTTUS具有跨性別測量不變性（Cheungamp;Rensvold，2002）。4討論4.1中文版PTTUS的信效度本研究以大學生為被試，修訂問題性抖音使用量表，并在該群體開展信度和效度檢驗。該量表的中文修訂版本保留了原始的結構，但具體條目有所刪減，各項測量學指標均達到可接受范圍。項目分析結果表明，中文版PTTUS所有條目在高低分組間存在顯著差異，各條目與總量表存在顯著正相關，即各條目具有良好的區(qū)分度，因而保留全部條目。效度分析結果表明，中文版PTTUS的內(nèi)容效度指數(shù)均符合統(tǒng)計學標準，即該量表的條目設置較為合理，具有較好的代表性。探索性因素分析表明，中文版PTTUS遵循三因子結構，且各條目均加載到與原量表一致的因子上，但與原量表不同的是，條目9“我用抖音來逃避現(xiàn)實”和條目10“使用抖音時，我不清楚時間是怎么過去的”同時加載到逃避和失控因子上，經(jīng)兩次探索性因素分析后刪除。驗證性因素分析表明，三因子結構模型擬合良好，且收斂效度和區(qū)分效度符合心理測量學標準。這些結果均表明中文版PTTUS具有良好的結構效度。另外，效標關聯(lián)效度分析表明，癡迷、逃避和失控三維度及總表與卑爾根社交媒體成癮量表、社交網(wǎng)站使用強度量表、簡式網(wǎng)絡社交媒體障礙量表及維度存在顯著正相關，這與前人研究一致（Günlüetal.，2023）。信度分析結果表明，中文版PTTUS的Cronbach’sα系數(shù)為0.79～0.89，可以被認為具有較好的內(nèi)部一致性（Hays，1998）；重測信度為0.86～0.90，檢驗效果良好。因此，可以認定本研究中文版PTTUS具有良好的穩(wěn)定性和可靠性。跨性別等值性檢驗結果表明，性別的形態(tài)等值模型、弱等值模型、強等值模型和嚴格等值模型均成立，說明中文版PTTUS在男女性別中各因子構成形態(tài)、因子載荷、截距及誤差方差均相等，該量表在不同性別學生群體具有相同的測量意義，可用于不同性別學生問題性抖音使用的測量與比較。4.2中文版PTTUS的優(yōu)勢與不足該量表相比其他量表，具有顯著的理論優(yōu)勢。癡迷維度補充了個體前期使用抖音的具體狀態(tài)，即沉浸于抖音頁面，上傳視頻并反復檢查瀏覽量等，而不是采納過度使用這一模糊概念。另外，逃避現(xiàn)實