网络群体认同对网络参与的人格调节效应

一、研究目的与方法

为了进一步研究现实/网络群体认同对网络参与行为的作用机制，分别考察自尊、内外向、孤独感三个变量在这一过程中所起的作用，检验这三个变量是否起到调节变量的作用。

（一）被试

研究共回收有效问卷216份。被试的平均年龄为21.28岁（SD＝1.30），其中男性82名，女性134名；理科学生85名，工科学生97名，文科学生32名，有2名研究被试未填写所属学科。研究被试的年级分布为，大学一年级13名，二年级35名，三年级156名，研究生一年级12名；其中有52名来自城市，54名来自城镇，110名来自农村。

（二）研究工具与步骤

1.《群体认同视觉量表》^[14]。

2.自尊量表：采用Rosenberg（1995）^[15]编制的自尊量表。该量表共10道题目，分为四级评分，1表示非常不符合，2表示不符合，3表示符合，4表示非常符合。采用5点评分，得分越高自尊程度越高。量表α系数为0.88，信效度指标良好。

3.内外向量表：采用艾森克人格问卷简式量表（EPQ-RSC）汉化版^[16]中的内外向分量表进行施测，该量表共12个题目，采用“是”“否”进行回答。信度系数为0.84—0.88之间。总量表采用T分数，T＝50＋10X（即受测人的原始分-该人所在组的平均分数）/所在组分数的标准差。分数越高表明被试更加外向。

4.孤独感量表：采用Wittenbers等人（1986）编制的感情与社会孤独量表（Emotional and Social Loneliness Scale）。该量表将孤独感区分为情感孤独（与另一个缺乏亲密接触）和社会孤独（与具有共同兴趣爱好的朋友们缺乏交往）两个分量表。量表共10道题目，其中5道题目用于测量情感孤独，另外5道用于测量社会孤独。采用5点评分，1表示“从来没有”，5表示“很经常”，得分越高表明孤独感越强。

被试依次完成现实/网络群体认同视觉量表，然后完成自尊、内外向、孤独感量表填写。

二、研究结果及讨论

（一）自尊、内外向、孤独感与现实/网络群体认同的相关关系

将自尊、内外向、孤独感与现实/网络群体认同进行相关分析，结果如表3.9所示。由表可知，个体的自尊水平与现实群体认同呈显著正相关（r＝0.137，p ＜0.05），而内外向与现实群体认同的相关不显著（r＝-0.132，p＞0.05），即自尊水平高的个体，对于现实群体的认同程度越高。孤独感与现实群体认同之间存在显著的负相关（r＝-0.218，p＜0.05），即对现实群体认同程度越低个体，孤独感越强烈。

自尊与网络群体认同之间的相关不显著（r＝0.055，p＞0.05）。内外向与网络群体认同之间存在显著负相关（r＝-0.146，p＜0.05），即在内外向量表上得分较高的个体，其对于网络群体认同的程度越低。孤独感与网络群体认同之间存在显著负相关（r＝-0.138，p＜0.05），这一结果说明，个体对网络群体的认同感越低，则其孤独感越强烈。

表3.9　自尊、内外向、孤独感与现实/网络群体认同相关矩阵（N＝216）

（二）自尊对于现实/网络群体认同影响网络群体参与的调节效应分析

检验调节效应之前，先将所有变量进行中心化处理。具体方法是，计算每一个变量的平均值，然后用实际测量的数值减去该变量的平均值，即为中心化后的数值。采用分层回归分析，对自尊在现实/网络群体认同与网络群体参与行为之间可能存在的调节效应进行检验。第一步，将现实/网络群体认同和自尊纳入回归方程。第二步，将现实/网络群体认同和自尊的乘积项纳入回归方程。如果乘积项对网络参与的预测作用显著，则认为自尊的调节作用显著。回归分析结果见表3.10。

1.控制变量对网络参与行为的影响

如表3.10所示，年级对参与时间的回归系数达到显著（t＝2.116，p＜0.05），学科对参与时间的回归系数显著（t＝3.016，p＜0.01）。性别对参与频率的回归系数达到显著（t＝2.641，p＜0.01），即男生与女生的网络参与频率有显著性差异；年级对参与频率的回归系数边缘显著（t＝-1.870，p＝0.63）。地域对参与频率的回归系数显著（t＝-2.140，p＜0.01）。

2.自尊对现实群体认同影响网络参与行为的调节效应分析

自尊与现实群体认同的交互作用项对网络群体参与时间的回归系数不显著（t＝1.014，p＞0.05），这一结果显示，自尊对于现实群体认同影响网络群体参与的调节效应不显著。自尊与现实群体认同的交互作用项对网络群体参与频率的回归系数不显著（t＝1.198，p＞0.05），即自尊对于现实群体认同影响网络群体参与频率的调节效应不显著。这一结果均未支持研究假设。

3.自尊对网络群体认同影响网络参与行为的调节效应分析(www.xing528.com)

自尊与网络群体认同的交互作用项对网络群体参与时间的回归系数显著（t＝3.374，p＜0.01）。简单斜率分析表明（见图3.2），在自尊水平较低的大学生中，网络群体认同对网络参与时间的预测作用不显著（β＝-0.126，p＞0.05）；在自尊水平较高的大学生中，网络群体认同对网络参与时间具有显著的正向预测作用（β＝0.347，p＜0.01）。

图3.2　自尊对网络群体认同影响网络群体参与时间的简单斜率分析

回归分析结果显示，自尊与网络群体认同的交互作用项对网络群体参与频率的回归系数显著（t＝3.474，p＜0.01）。简单斜率分析表明（见图3.3），在自尊水平较低的大学生中，网络群体认同对网络参与频率具有显著的正向预测作用（β＝0.481，p＜0.01）；在自尊水平较高的大学生中，网络群体认同对网络参与频率的预测作用不显著（β＝0.816，p＞0.05）。

图3.3　自尊对网络群体认同影响网络群体参与时间的简单斜率分析

（三）内外向对于现实/网络群体认同影响网络群体参与的调节效应分析

与检验自尊的调节效应步骤相同，将人口学变量作为控制变量后，将现实/网络群体认同和内外向纳入回归方程。第二步，将现实/网络群体认同与内外向的乘积项纳入回归方程。具体的回归分析结果见表3.11。

1.内外向对现实群体认同影响网络参与行为的调节效应分析

就网络参与时间而言，内外向与现实群体认同交互作用的回归系数不显著（t＝1.087，p＞0.05）。就网络参与频率而言，内外向与现实群体认同交互作用回归系数也未达到显著水平（t＝-0.750，p＞0.05）。因此，内外向对于现实群体认同影响网络群体参与时间、参与频率的调节效应均不显著。

2.内外向对网络群体认同影响网络参与行为的调节效应分析

由表4.3中可知，内外向与网络群体认同的交互作用项对网络群体参与时间、参与频率的回归系数均为达到显著水平，即内外向对于网络群体认同影响网络群体参与时间、参与频率的调节效应均不显著。

（四）孤独感对于现实/网络群体认同影响网络群体参与的调节效应分析

控制人口学变量后，将现实/网络群体认同和孤独感纳入回归方程，再将现实/网络群体认同与孤独感的乘积项纳入回归方程。具体的回归分析结果见表3.12。

1.孤独感对现实群体认同影响网络参与行为的调节效应分析

结果显示，对于网络参与时间而言，孤独感与现实群体认同交互作用的回归系数不显著（t＝0.501，p＞0.05）；对于网络参与频率而言，孤独感与现实群体认同交互作用项的回归系数未达到显著水平（t＝1.569，p＞0.05），即孤独感对于现实群体认同影响网络参与频率的调节效应不显著。

2.孤独感对网络群体认同影响网络参与行为的调节效应分析

孤独感与网络群体认同的交互作用项对网络群体参与时间的回归系数未达到显著水平（t＝-0.267，p＜0.05），对参与频率的回归系数也未达到显著水平（t＝-1.314，p＞0.05）。这一结果说明，网络群体认同在孤独感的不同水平上对网络参与行为的影响没有显著性差异。

孤独感对于现实/网络群体认同影响网络群体参与的调节效应均不显著。即现实/网络群体认同对于网络参与行为的作用不受个体孤独感的影响。这一结果与前人研究中发现相矛盾。在以往研究中，网络使用与孤独感之间存在显著正相关，孤独感与现实群体认同之间存在负相关，而孤独感却对现实群体认同影响网络参与行为的作用没有影响。