青少年人格特质与互联网使用偏好的关系

田艳辉 单洪涛

（西安通信学院政教室，陕西西安710106）

教育心理

青少年人格特质与互联网使用偏好的关系

田艳辉 单洪涛

（西安通信学院政教室，陕西西安710106）

为探讨青少年人格特质、同伴依恋和互联网使用偏好之间的关系，本文运用中学生人格特质问卷、同伴依恋量表和互联网使用偏好问卷进行调查研究。结果显示∶青少年互联网使用偏好总分及各维度得分在性别、家庭所在地和年级上均存在显著差异。同伴依恋在各人口学变量上则不存在显著差异。回归分析的结果表明∶控制人口学变量和人格特质之间的共变关系后，外向性、开放性和情绪性人格能够显著正向预测青少年的互联网使用偏好。同伴依恋在宜人性对互联网使用偏好的影响关系中起调节作用，而在其他人格特质影响互联网使用偏好的关系中调节作用不显著。

人格特质；互联网使用偏好；同伴依恋；青少年

一、引言

近些年来，互联网的普及与发展速度大大超出了人们的想象，即使在相对偏远的农村地区，互联网的发展速度也展现出强劲的活力。据中国互联网络信息中心（CNNIC）的统计结果，截至2013年底，我国共有网民6．18亿，农村网民数超过1．56亿，互联网普及率达到45．8%。［1］与此同时，一方面，网民的发展呈现出低龄化的趋势，10—19岁的青少年网民逐渐成为中国网民的最大用户群体之一。［2］另一方面，青少年由于“网络成瘾”或“网络依赖”等网络过度使用行为所导致的学业成绩下降、适应不良等现象屡见不鲜，严重影响着青少年的生理、心理健康和早期道德观的培养，更为严重者，网络成瘾甚至成为青少年违法犯罪现象的直接诱因。因此，对青少年网络使用态度与行为的相关研究成为家长、社会和学校共同关注的焦点议题。

同伴依恋是指与同伴建立起来的、双方互有的亲密感受以及相互给予温暖支持的关系。［3］随着年龄的增长，同伴关系逐渐超越父母关系而在青少年的学习和生活中占据着越来越重要的地位，是青少年获取安全感、支持感的重要来源。在青少年的人格和行为发展以及社会适应方面发挥着关键作用，也是青少年心理健康的重要指标，直接影响其生活幸福感。［4－5］已有研究表明，同伴依恋是影响青少年互联网使用的重要保护性因子，同伴信任和同伴沟通对网络游戏偏好具有显著的正向影响，而同伴疏离对青少年的病理性互联网使用具有显著的预测作用。［3］伍亚娜的研究发现同伴沟通对青少年的互联网社交、娱乐和信息服务使用偏好均具有积极作用，同伴疏离对互联网社交服务使用偏好同样具有正向的影响。［6］尽管以往学者较少将同伴依恋视为调节变量进行研究，但在对同学关系的相关研究中却发现，同学关系在自尊和病理性互联网使用的关系中具有调节作用。［7］鉴于同学关系和同伴依恋都反映了个体与周围他人的关系质量，具有某种程度的相似性，因此，研究者推测同伴依恋可能会对人格特质影响互联网使用偏好的关系产生影响，进而表现出一定的调节效应。

综上，本研究在分析青少年人格特质影响互联网使用偏好的基础上，进一步检验该关系是否具有一定的边际效应，具体表现在对同伴依恋调节作用的检验。

二、研究方法

1．研究对象

采用方便取样的方法，以河南省郑州、开封和信阳等地的2所初中和1所高中学生为调查对象，共发放调查问卷400分，收回385份，有效问卷374份，有效回收率为93．5%。有效调查问卷中，男生183人（48．9%），女生191人（51．1%）；家庭所在地为农村的283人（75．7%），城市的91人（24．3%）；独生子女27人（7．2%），非独生子女347人（92．8%）；初中生223人（其中初一75人，初二91人，初三57人），高中生151人（高一63人，高二88人）；年龄介于12—20岁之间，平均年龄为15．03±1．62岁。考虑到高三的升学压力较大可能会影响其对互联网的使用，故本研究未将其列入调查对象。

（1）青少年人格特质问卷。采用周晖等根据“大五”人格结构编制的更适合我国中学生的五因素人格结构问卷［8］，分别命名为外向性、宜人性、谨慎性、开放性和情绪性5个维度。后经邹泓等人修订为包含50个题项的中学生五因素人格结构问卷。［9］相对于“大五”人格，此问卷被称为“小五人格”问卷，维度构成与原始问卷一致，研究证明修订后的问卷在中学生群体施测过程中具有良好的信效度。问卷采用Likert五点计分，1代表一点也不像，5代表非常像。本研究中开放性、外向性、宜人性、谨慎性和情绪性的Cronbach'sα系数分别为0．815，0．817，0．837，0．792和0．764，总量表的Cronbach'sα系数为0．882。

（2）同伴依恋量表。采用Armsden和Greenberg编制的父母同伴依恋量表Inventory of Parent and Peer Attachment（IPPA）中的同伴依恋分量表［10］，共25个题项，分别从同伴沟通、同伴信任和同伴疏离三个方面来评估个体与同伴的关系。计算总分时同伴疏离做反向计分处理，采用Likert五点计分，1代表完全不符合，5代表完全符合，总分越高表明个体与同伴间的关系质量越好，该量表已被证明具有理想的信效度。［11］本研究删除因子载荷较低的第9题，最终用24个题项来评估中学生的同伴依恋水平，该量表的Cronbach'sα系数为0．869。

（3）互联网使用偏好问卷。雷雳、柳铭心等［12］根据中国互联网络信息中心（CNNIC）发布的第14次《中国互联网络发展状况统计报告》编制的青少年互联网使用偏好问卷，该问卷包含互联网社交服务使用偏好、信息使用偏好、娱乐使用偏好和交易使用偏好四个方面，考虑到中学生较少使用互联网的交易功能，本研究仅对社交、信息和娱乐功能使用偏好进行研究。研究者在前期访谈的基础上对题项做了进一步的修订，使题意表达更符合青少年的习惯，最终形成了包含15个题目3个维度的青少年互联网使用偏好问卷，采用Likert五点计分，1代表很不喜欢，5代表非常喜欢，本研究中三个维度对应的Cronbach'sα系数分别为0．630，0．661和0．732，总量表的Cronbach'sα系数为0．840。

3．数据处理

采用验证性因素分析、独立样本T检验、单因素方差分析、相关分析和层级回归分析等方法对数据进行处理，使用的统计工具为Lisrel8．70和SPSS19．0。

由于本研究采用自评式的调查问卷收集数据，不可避免会受到参与者情绪、反应偏好、测量环境以及项目本身等因素的影响，进而产生共同方法偏差［13］，对研究结果造成污染。因此，研究者对存在的共同方法偏差进行检验，将调查中的所有题项（人口学等客观变量除外）进行探索性因素分析，未旋转的因素分析结果显示∶共抽取23个特征根大于1的共同因子，其中第一公因子的可解释方差变异的14．9%，远低于40%的经验标准。［14］此外，验证性因素分析的结果表明χ2＝16 844．8，d f＝3 827，χ2／d f＝4．40，CFI＝0．83，IFI＝0．83，NNFI＝0．82，GFI＝0．50，抽取单一共同方法因子模型与数据拟合很差，这也说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

三、研究结果

1．互联网使用偏好在人口学变量上的差异分析

以互联网服务使用偏好总分及各分量表得分为因变量，以性别、家庭所在地和是否独生子女为自变量进行独立样本T检验，以年级为自变量进行F检验，结果如表1所示。在互联网使用偏好总分的相关比较中，男生显著高于女生，城镇显著高于农村，高一显著高于初一和初二；互联网社交服务使用偏好方面，城镇中学生显著高于农村中学生；互联网信息服务使用偏好方面，男生高于女生，高一大于初一和初二、高二大于初一；互联网娱乐服务使用偏好方面∶男生大于女生，城镇大于农村，高一大于初一；在同伴依恋的得分方面，性别、家庭所在地、是否为独生子女以及年级等均不存在显著差异。

表1 青少年互联网使用偏好、同伴依恋在人口学变量上的差异检验

2．青少年人格特质、同伴依恋及互联网使用偏好的描述性统计和相关分析

当前，随着人们对中药需求量的增大以及用药安全意识的加强，中药质量控制越显重要。指纹图谱作为一种有效的中药质量控制模式，以其科学的理论依据获得了国际上的一致认可[10]。指纹图谱在色谱峰未明确为何种成分的情况下，仍能给出充分、可靠的信息，用以控制中药材质量[11]。

变量间的描述性统计和相关分析如表2所示，在变量间的相关关系中，互联网使用偏好总分与外向性、宜人性、开放性、谨慎性和情绪性均呈显著正相关；互联网信息使用偏好与外向性、宜人性、谨慎性、开放性和谨慎性呈显著正相关，而与情绪性的相关不显著；互联网社交服务使用偏好与外向性、宜人性、开放性和情绪性呈显著正相关，而与谨慎性的相关不显著；互联网娱乐使用偏好与外向性、宜人性、开放性和情绪性均呈显著正相关，而与谨慎性的相关不显著；在同伴依恋与各变量的相关关系中，同伴依恋与外向性、宜人性、开放性、谨慎性呈显著正相关，而与情绪性呈显著负相关，与互联网使用偏好总分及各个纬度均呈显著的相关关系，但相关性并不强，这也满足了温忠麟等提出的在检验调节效应时调节变量应与因变量相对独立的理想前提。［15］

表2 变量间的描述性统计和相关分析

3．青少年人格特质和同伴依恋对互联网使用偏好的影响

本研究采用层级回归分析的方法检验五种人格特质对互联网使用偏好的影响及同伴依恋在五种人格特质和互联网使用偏好间所起的调节效应，检验结果如表3所示。考虑到表1中的结果，部分人口学变量可能会对变量间的关系产生影响，进而影响到结果的准确性，因此，研究者对涉及的人口学变量进行了统计学控制。人口学变量中性别对互联网使用偏好具有显著的负向影响，即男生具有更高的互联网使用偏好，年级和年龄均对互联网使用偏好具有显著的正向影响，即年级越高、年龄越大，互联网使用偏好越强（如M1）。为了控制自变量间的共变关系所造成的影响，将五种人格特质同时纳入回归方程，同时检验其对互联网使用偏好的影响。结果显示∶外向性、开放性和情绪性人格特质对互联网使用偏好具有显著的正向预测作用，而宜人性和谨慎性对互联网使用偏好的预测作用不显著（如M2）。在对同伴依恋的调节作用进行检验时，为降低交互项与自变量和调节变量之间存在的共线性，首先对自变量和调节变量进行标准化处理，并以此来构造交互项，并将交互项逐步纳入回归方程，在控制人格特质和同伴依恋的基础上分别检验交互项对互联网使用偏好的影响。结果显示∶宜人性和同伴依恋的交互项对互联网使用偏好的预测作用显著，而其他交互项均不显著。因此可以说明，同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间具有显著的调节效应，而在其他人格特质与互联网使用偏好间的调节效应不显著（如M3—M7）。为了更直观地显示同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间的调节作用，研究者根据刘军的建议［16］，绘制调节作用示意图（如图1）所示∶高同伴依恋时，宜人性对互联网使用偏好具有正向的影响作用，而在低同伴依恋时，宜人性对互联网使用偏好的影响方向为负，同伴依恋通过改变宜人性和互联网使用偏好间关系的方向而发挥调节作用。

表3 青少年人格特质对互联网使用偏好的影响

图1 同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间的调节作用示意图

四、讨论

1．青少年互联网使用偏好在人口学变量上存在的差异

研究结果显示，总体而言青少年互联网使用偏好存在着显著的性别、家庭所在地和年级差异。具体而言∶男生在互联网使用偏好总分以及互联网信息和互联网娱乐使用偏好上显著高于女生，这与以往的研究结果基本一致。［17］男生的信息获取能力高于女生，对经互联网传播的热点和敏感问题更为关注，因此，具有较高的信息使用偏好。此外，由于男生具有较强的冒险偏好，对网络游戏等娱乐方式也有特殊的偏爱，这启示家长和教师要尤其注意对男生使用互联网时的监督和引导，避免其使用过度而导致病理性的互联网使用。城镇中学生在互联网使用偏好总分及社交、娱乐使用偏好上的得分均显著高于农村中学生，这是因为受环境影响，城镇的互联网普及率更高，城镇学生接触互联网的机会和时间都远远高于农村，对互联网的了解和使用情况相比农村中学生具有明显的优势，因此，城镇中学生表现出更高的互联网使用偏好。但在互联网信息服务使用偏好上不存在明显的差异，可能的原因是中学生的自我控制能力较差，对互联网的使用多数是为了娱乐和休闲，而较少为了获取对自己有用的信息而使用互联网，这也与现实情况相符合。这也启示家长和教师要尤其注意对城镇中学生相对简单的上网行为进行正确引导，防止其对互联网的过度使用。在年级差异方面，总体的趋势表现为高中生比初中生有更高的互联网使用偏好，以往的研究也发现随着年龄的增长青少年使用互联网的时间呈明显增加的趋势。［18］事后检验的结果表明高中生的互联网使用偏好优势主要体现在高一年级，与其他年级相比，高一具有较高的互联网使用偏好及互联网信息和娱乐偏好。造成这种情况的原因可能来源于两方面∶第一，高中阶段的学习和生活与初中阶段明显不同，学业任务和外界期望也明显高于初中阶段，压力普遍较大，处于适应阶段的高一新生更倾向于通过互联网娱乐的方式来应对困境。第二，从初中升入高中，青少年接触互联网的时间和机会大大增加，再加上父母和教师对青少年的互联网使用缺乏有效的监管，直接导致其对互联网使用的卷入程度显著提高，并最终导致其对互联网较高的使用偏好。但需要注意的是高中生同时也表现出较高的互联网信息使用偏好，这说明随着年龄的增长，高中生逐渐意识到通过互联网可以获得大量有用的信息，也逐渐倾向于通过网络来获取信息的方式，因此该阶段的高中生表现出更高的信息使用偏好。本研究并没有发现同伴依恋在性别、家庭所在地、是否独生子女和年级间的差异，可能的原因是处于青春期的中学生对同伴关系有着强烈的渴望，同伴关系常常成为学校适应的重要影响因素，同伴依恋均处于较高的水平，因此不存在较为明显的差异。

2．青少年人格特质对互联网使用偏好的影响

研究发现中学生人格特质中的外向性、开放性和情绪性对互联网使用偏好具有显著的正向影响。雷雳等的研究表明青少年的外向性和神经质（情绪性）人格能够对互联网社交服务使用偏好产生积极的预测作用。［12］张洋洋则在此基础上进一步发现开放性人格对青少年的互联网社交服务同样具有正向影响。［19］本研究对上述研究做了一定的补充，证实了外向性、开放性和情绪性人格对青少年总体的互联网使用偏好均具有积极的促进作用。这既是对以往研究结论的检验，也是对相关研究结论的进一步扩展。一般认为，外向性和善于交际的个体比内向性个体更需要与他人建立良好的人际关系，更需要维持并进一步增强与同学、朋友间的关系。当现实中的交往不足以满足其需要时，外向性个体会较多地借助于互联网的途径来进一步扩大自身的交往圈。本研究结论支持了互联网使用中“富者越富”模型［20］，即外向性个体能够从互联网使用中得到更多的益处，同时也更愿意通过互联网的媒介作用与他人进行交流，通过交流获得更多的社会支持，并且利用这种支持来进一步巩固与他人的联系。因此，高外向性个体具有较高的互联网使用偏好。高开放性个体具有思想开放、思维敏捷、好奇心强、富有创造性以及兴趣广泛等特点，这些特点使个体对互联网的使用持开放态度，并不会过分夸大互联网使用中的负面影响，从而倾向于使用互联网提供的各种服务。此外在互联网使用过程中也可以为个体带来更多的信息和娱乐体验，也会间接地强化具有开放性人格的青少年对互联网的使用偏好。情绪性高的个体具有易情绪化、易冲动、易焦虑和自我感觉差等特点，难以与同伴建立高质量的友谊，在现实生活中更容易产生强烈的孤独感，替代性的活动较少。在现实生活中，情绪性高的个体通常需要面临较为严重的适应性问题，而互联网能够提供一个完全不同于现实世界的虚拟空间。在这个特定的空间里，个体通过与他人的交往或者网络游戏中的虚拟角色扮演，体验到完全不同的人格和他人的足够认同，从而对自身性格所带来的消极影响进行适当的补偿。因此，情绪性越高的青少年，互联网使用偏好越强。

3．同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间的调节效应

本研究发现同伴依恋在宜人性影响青少年互联网使用偏好的关系中具有显著的调节作用，调节作用具体表现为对自变量和因变量关系方向的改变上。具体来讲，对于高同伴依恋的青少年（大于均值加上一个标准差），宜人性能够显著正向影响互联网使用偏好（β＝0．214，P＜0．05），而对于低同伴依恋的青少年来说（小于均值减去一个标准差），宜人性对互联网服务使用偏好的影响为负（β＝－0．089，P＞0．05）。其原因表现在，宜人性较高的个体往往具有礼貌、灵活、信任、支持、和蔼和谦让等品质，在学校及日常生活中往往更受欢迎［21］，具有良好的同伴关系。尽管同伴关系可以对青少年的互联网使用偏好产生替代效应，但过高的同伴依恋也可能给青少年带来不良的同伴压力。为了维持较高的同伴依恋水平，个体除了需要在现实中与同伴多交流，还需要通过互联网等线上行为来进一步增强与同伴的关系质量，例如较多地通过发送电子邮件、QQ聊天以及在线娱乐和游戏等方式来维持与增强同伴依恋水平。因此，对于同伴依恋水平较高的青少年，宜人性的人格特质促进了青少年的互联网使用偏好。而对于同伴依恋水平较低的个体来说，由于同伴关系处在一个相对较低的水平，因此带来的压力相对较低，不必通过借助于互联网的方式来建立同伴关系，反而可以更多地使用面对面的交流与沟通方式来提升同伴依恋水平，因此对低同伴依恋的中学生来说，宜人性人格对互联网使用偏好的影响不显著。此外，本研究还发现，尽管同伴依恋对宜人性和互联网使用偏好间的关系具有调节效应，但宜人性的主效应并不显著，产生这种结果的原因可能是对不同同伴依恋水平的个体来说，宜人性对互联网使用偏好的影响效果存在差异。综合的效果可能就产生了在具有调节效应的前提下，主效应并不显著，虽然这并不影响对调节效应的检验，但是后续研究仍需对这种推测进行检验。

五、结论

本研究发现∶不同性别、家庭所在地和年级的青少年在互联网使用偏好上存在显著差异。具体来说，男生更偏好于互联网的信息和娱乐功能，城镇青少年比农村青少年具有更高的互联网娱乐和社交使用偏好，高中生比初中生具有更高的互联网使用偏好；青少年人格特质中的外向性、开放性和情绪性对互联网使用偏好具有显著的正向预测作用；同伴依恋在青少年宜人性人格影响互联网使用偏好的关系中具有调节作用。

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［责任编辑：江桂珍］

G444

A

1002－1477（2015）05－0050－06

10．16165／j．cnki．22－1096／g4．2015．05．014

2014－07－02

河南省高校科技创新人才支持计划资助项目（教社科〔2014〕295）。

田艳辉（1984－），男，河南汝州人，硕士，助教；单洪涛（1979－），女，贵州锦屏人，硕士，讲师。