社交網(wǎng)站使用強度對大學(xué)生創(chuàng)新行為的影響：一個有調(diào)節(jié)的中介模型

鄭元瑞 謝嘉敏 李 鵬

(1 昆明城市學(xué)院，昆明 650101)

(2 廣州大學(xué)教育學(xué)院，廣州 510006)

(3云南師范大學(xué)教育學(xué)部，昆明 650500)

1 問題提出

隨著互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用，基于其發(fā)展的社交網(wǎng)站成為人與人之間即時交流的平臺。截至2021年12月，我國即時通信用戶達10.07億，且近五年來持續(xù)增長(中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心, 2022)。由于社交網(wǎng)站擁有極高使用率和強大的拓展功能，社交網(wǎng)站使用對社會和個體心理發(fā)展的影響成為許多研究者關(guān)注的熱點。

社交網(wǎng)站是一種基于互聯(lián)網(wǎng)的服務(wù)，如微信、微博、QQ、Facebook等，它允許用戶創(chuàng)建自己的個人資料并通過互聯(lián)網(wǎng)連接其他用戶，用戶可以通過使用社交網(wǎng)站展示自己或發(fā)展和維護與他人的感情 (Brailovskaia & Bierhoff, 2020)。大量實證研究表明，社交網(wǎng)站給人們提供了一個開放自由的環(huán)境，人們通過社交網(wǎng)站可以交換、傳遞、分享自己的想法，獲取他人的知識和經(jīng)驗，還可以在他人的指導(dǎo)和支持下產(chǎn)生新想法、新觀念(Budge, 2013; Hu et al., 2017)，進而給個體創(chuàng)造力的展現(xiàn)和發(fā)展提供機會。青年大學(xué)生的創(chuàng)新能力是國家現(xiàn)代化發(fā)展的重要動力， 2018年教育部提出“鼓勵學(xué)生通過參加社會實踐、科學(xué)研究、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、競賽活動等獲取學(xué)分” (中華人民共和國教育部, 2018)。因此，本研究擬在驗證大學(xué)生社交網(wǎng)站的使用與創(chuàng)新行為關(guān)系的基礎(chǔ)上，引入創(chuàng)新自我效能感和自尊兩個變量，拓展對大學(xué)生社交網(wǎng)站使用和其創(chuàng)新行為之間關(guān)系的理解，為進一步揭示社交網(wǎng)站使用影響大學(xué)生創(chuàng)新行為的機制奠定基礎(chǔ)。

創(chuàng)新行為是指個體在生活或工作中有意識地產(chǎn)生、推廣和實現(xiàn)新想法的行為(Wang et al., 2015)。創(chuàng)新能力和行為是大學(xué)生建設(shè)現(xiàn)代化應(yīng)具備的基本素質(zhì)(辛雅麗, 2003)。 一些研究發(fā)現(xiàn), 在當(dāng)今互聯(lián)網(wǎng)+的時代，社交網(wǎng)站的使用在促進知識共享和個體創(chuàng)新行為中起關(guān)鍵作用(Chan et al., 2013)。社交網(wǎng)站中擁有相當(dāng)多的開放資源，為使用者提供了許多探索世界的途徑和可能。增加受益假說認(rèn)為，在沒有過度使用的情況下，社交網(wǎng)站的使用實際上改善了同伴之間的交流(Stavropoulos et al., 2021)，允許擁有相同興趣的個體跨時間和空間共享信息，為進一步交流與合作提供機會，進而促進了個體創(chuàng)新行為的產(chǎn)生(Rasheed et al., 2020)。綜上，提出研究假設(shè)1：大學(xué)生的社交網(wǎng)站使用強度會顯著正向預(yù)測其創(chuàng)新行為。

創(chuàng)新自我效能感指個體對自身創(chuàng)新行為產(chǎn)生的能力和信心的評估(Tierney & Farmer, 2002)，對創(chuàng)新行為產(chǎn)生有著關(guān)鍵作用。社會交換理論認(rèn)為，個體在使用社交網(wǎng)站時通常會為他人提供信息支持(如點贊、評論等)，也會收到他人信息或情感的支持，在這種互動中個體會對自己產(chǎn)生認(rèn)同和自信(方臻等, 2019)，從而使得創(chuàng)新自我效能感提高。此外，個體獲得在線社會支持越多，其對自身創(chuàng)新能力和創(chuàng)新性成果的信念越堅定(陳斯允, 駱紫薇, 2017)。同時，有研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新自我效能感高的個體會得到更多正面積極的評價，這對于推動個體創(chuàng)新行為產(chǎn)生具有重要作用(高鵬等, 2016)?；诖?，提出假設(shè)2：大學(xué)生的創(chuàng)新自我效能感在其社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新行為的關(guān)系中起中介作用。

社交網(wǎng)站使用對個體身心的作用會受到一些變量的調(diào)節(jié)(Wang, Jackson et al., 2015)。研究表明，低自尊者在使用社交網(wǎng)站過程中更可能關(guān)注自己的消極方面，這導(dǎo)致其身體健康受損(Lee et al., 2021)。基于自尊的社會計量理論，自尊可以作為一個調(diào)節(jié)器，調(diào)節(jié)個體受他人及外界的認(rèn)知和評價過程的影響(張林, 李元元, 2009)，也應(yīng)該能夠調(diào)節(jié)創(chuàng)新自我效能感的形成?；谝陨侠碚摵脱芯浚岢黾僭O(shè)3：大學(xué)生的自尊水平可以調(diào)節(jié)社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新自我效能感之間的關(guān)系。

綜上所述，為了解大學(xué)生社交網(wǎng)站使用與其創(chuàng)新行為的關(guān)系及可能的作用機制，本研究擬在社交網(wǎng)站使用與其創(chuàng)新行為關(guān)系模型中引入創(chuàng)新自我效能感和自尊兩個變量，并檢驗?zāi)Ｐ椭袆?chuàng)新自我效能感的中介作用以及自尊的調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便抽樣法，通過社交網(wǎng)站平臺(微信朋友圈，微博和QQ空間等)以及到高校內(nèi)向大學(xué)生發(fā)放二維碼邀請他們在線填答，最終得到有效問卷1014份。這些學(xué)生就讀高校所在地分布在全國28個省區(qū)。其中男生478人(47.14%)， 女生536人(52.86%)； 城鎮(zhèn)學(xué)生486人(47.93%)， 農(nóng)村學(xué)生528人(52.07%)； 公辦高校415人(40.93%)， 民辦高校599人(59.07%)； 大一學(xué)生370人(36.49%)， 大二學(xué)生370人(36.49%)， 大三學(xué)生150人(14.79%)， 大四學(xué)生124人(12.23%)。

2.2 研究工具

2.2.1 社交網(wǎng)站使用強度量表

該量表由Ellison等人(2007)編制，孫曉軍等人(2016)修訂了中文版本，原有八個項目，其中前兩個項目采用填空題收集個體對其社交網(wǎng)站朋友數(shù)量和平均每天使用社交網(wǎng)站時間的估計值，后六個題項測量個體對社交網(wǎng)站的情感聯(lián)系強度和社交網(wǎng)站融入個體生活的程度(牛更楓等, 2016)。參考田錄梅等人(2020)和趙偉佳(2017)的做法，僅采用后六個題項，使用5點計分(1表示“很不符合”，5表示“非常符合”)。本量表為單維度結(jié)構(gòu)，采用項目均值計分方式，先將各題目得分參照本樣本轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)，然后通過計算各項目的標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)均值來獲得量表分。量表分得分越高代表個體社交網(wǎng)站使用的強度越大。先前的研究表明該問卷具有良好的信效度(孔蓮等, 2021；田錄梅等, 2020；趙偉佳, 2017)。在本研究中，驗證性因子分析的擬合指數(shù)如下：χ2/df=37.36, RMSEA=0.20, CFI=0.89, SRMR=0.065，擬合程度低于田錄梅等人(2020)研究中的結(jié)果。但參考修正指數(shù)，逐步添加四項誤差相關(guān)后，驗證性因子分析的擬合指數(shù)可達到擬合較好的范圍：χ2/df=5.54, RMSEA=0.067, CFI=0.99, SRMR=0.015，表明量表可能存在多維結(jié)構(gòu)或高階結(jié)構(gòu)，但鑒于本研究僅采用量表總分作為測量指標(biāo)，對量表維度不做深入討論，仍可認(rèn)為該量表結(jié)構(gòu)效度尚可。該量表實測的克隆巴赫α系數(shù)為0.88。

2.2.2 自尊量表

采用由汪向東等人(1999)整理修訂的Rosenberg自尊量表。該量表共有十題，使用4點計分(1為“很不符合”，4為“非常符合”)。因考慮中西方文化差異，將量表中第八題改為正向計分(韓向前等, 2005)。本量表為單維度結(jié)構(gòu)，采用項目合計的計分方式，得分越高代表個體自尊水平越高。先前研究表明， Rosenberg自尊量表在使用過程中存在項目表述方法效應(yīng)(顧紅磊等, 2014; 王孟成等, 2010)。因此進行驗證性因子分析時將自尊特質(zhì)作為全局因子，兩個方法因子分別影響五個正向和負(fù)向表述題項。雙因子模型的擬合指數(shù)如下：χ2/df=6.27, RMSEA=0.07, CFI=0.97, SRMR=0.05，可認(rèn)為該量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。該量表實測的克隆巴赫α系數(shù)為0.75。

2.2.3 創(chuàng)新自我效能量表

該量表由Tierney等人(Tierney, Farmer, 2002)編制，中文版創(chuàng)新自我效能量表由劉智強等人修訂(劉智強等, 2014)。量表包含四個項目，采用7點計分，從1(“非常不同意”)到7(“完全同意”)。本量表為單維度結(jié)構(gòu)，采用項目合計的計分方式，得分越高代表個體對自己的創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新能力的評價越高。在本研究中，驗證性因子分析的擬合指數(shù)如下：χ2/df=61.10, RMSEA=0.24, CFI=0.96, SRMR=0.03，綜合來看，該量表具有可接受的結(jié)構(gòu)效度。該量表實測的克隆巴赫α系數(shù)為0.92。

2.2.4 創(chuàng)新行為量表

修訂張振剛等人(2016)編制的創(chuàng)新行為量表，使其更適合在大學(xué)生群體中施測(如原量表中第七題：“我經(jīng)常建議在公司中推行新的工作方法”，修訂為“我會經(jīng)常給同學(xué)們介紹一些新的學(xué)習(xí)或工作方法”)。該量表包含八個項目，采用5點計分法(1分代表“非常不同意”，5分代表“非常同意”)。本量表亦為單維度結(jié)構(gòu)，采用項目合計的計分方式，得分越高代表個體的創(chuàng)新行為出現(xiàn)程度越高。本研究中，驗證性因子分析的擬合指數(shù)如下：χ2/df=22.30, RMSEA=0.15, CFI=0.92, SRMR=0.05。綜合來看，該量表具有可接受的結(jié)構(gòu)效度，實測的克隆巴赫α系數(shù)為0.92。

2.3 數(shù)據(jù)分析

以R4.0.3為統(tǒng)計計算平臺，采用Wickham等人(2019)開發(fā)的tidyverse包對數(shù)據(jù)進行整理、描述性統(tǒng)計、相關(guān)性分析和回歸分析。之后，使用Rosseel(2012)開發(fā)的lavaan包進行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

使用ULMC法對數(shù)據(jù)可能存在的共同方法偏差進行檢驗(湯丹丹, 溫忠麟, 2020)，首先按照問卷所包含的所有量表及其結(jié)構(gòu)建立驗證性因子分析模型，模型的擬合指數(shù)如下：χ2/df=11.71, CFI=0.81, TLI=0.79, RMSEA=0.10, SRMR=0.10；之后，引入方法因子作為全局因子建立雙因子模型，模型的擬合指數(shù)如下：χ2/df=7.07, CFI=0.89, TLI=0.88, RMSEA=0.08, SRMR=0.09。結(jié)果顯示，加入方法因子后，模型擬合指數(shù)并無明顯改善：Δχ2/df=-4.65, ΔCFI=0.09, ΔTLI=0.09, ΔRMSEA=-0.03, ΔSRMR=-0.01，表明問卷在測量過程中共同方法偏差不嚴(yán)重(溫忠麟等, 2018)。

3.2 變量描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析

皮爾遜積差相關(guān)分析結(jié)果表明，社交網(wǎng)站使用強度與自尊、創(chuàng)新自我效能感、創(chuàng)新行為均呈顯著正相關(guān)；自尊與創(chuàng)新自我效能、創(chuàng)新行為兩兩之間也呈顯著正相關(guān)(見表1)。此外，單因素方差分析結(jié)果表明，大學(xué)生的創(chuàng)新行為與其所屬戶口類別(城鎮(zhèn)或農(nóng)村)不具有統(tǒng)計意義上的相關(guān)；創(chuàng)新行為與性別存在顯著相關(guān)，F(xiàn)(1,1012)=14.23,p<0.001, η2=0.01，男性大學(xué)生的創(chuàng)新行為得分要顯著高于女性大學(xué)生；創(chuàng)新行為與學(xué)校辦學(xué)類型存在顯著相關(guān)，F(xiàn)(1,1012)=7.93,p=0.005, η2=0.01，公辦高校學(xué)生的創(chuàng)新行為得分要顯著高于民辦高校學(xué)生；創(chuàng)新行為與年級存在顯著相關(guān),F(3,1010)=4.12,p=0.006, η2=0.01，其中大四學(xué)生的創(chuàng)新行為得分高于其他年級，大一學(xué)生的創(chuàng)新行為得分最低。因此，為在進一步的路徑分析中獲得更精確的參數(shù)估計結(jié)果，將性別、辦學(xué)性質(zhì)和年級轉(zhuǎn)換為虛擬變量之后，作為控制變量納入模型。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果和變量間的相關(guān)分析

3.3 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

以社交網(wǎng)站使用強度為自變量，創(chuàng)新行為為因變量，建立線性回歸方程，檢驗社交網(wǎng)站使用強度預(yù)測創(chuàng)新行為的總效應(yīng)。由于社交網(wǎng)站使用強度變量在之前的處理中已經(jīng)進行過中心化，故進入方程前僅將自尊變量做中心化處理。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，社交網(wǎng)站使用強度能正向預(yù)測創(chuàng)新行為(β=0.33,SE=0.03,p<0.001)。接下來在模型中進一步納入創(chuàng)新自我效能感作為中介變量，納入自尊作為社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新自我效能感關(guān)系的調(diào)節(jié)變量，進行路徑分析。結(jié)果(見表2)表明，社交網(wǎng)站使用強度顯著正向預(yù)測創(chuàng)新自我效能感(β=0.29,p<0.001)。當(dāng)社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新自我效能感共同作為自變量時，創(chuàng)新自我效能感顯著正向預(yù)測創(chuàng)新行為(β=0.77,p<0.001)，且社交網(wǎng)站使用強度仍可直接顯著正向預(yù)測創(chuàng)新行為(β=0.05,p<0.05)。上述結(jié)果表明，創(chuàng)新自我效能感在社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新行為之間起部分中介作用，間接效應(yīng)量為0.22，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的67.67%。

表2 有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗

另外，模型中社交網(wǎng)站使用強度和自尊的交互項能顯著負(fù)向預(yù)測創(chuàng)新自我效能感(β=-0.06,p<0.05)。為了更清晰地揭示自尊如何調(diào)節(jié)社交網(wǎng)站使用強度對創(chuàng)新自我效能感的影響，以自尊平均分和平均分上下一個標(biāo)準(zhǔn)差將被試分為低自尊組、中自尊組和高自尊組，進行簡單斜率分析。結(jié)果表明(見表3)，無論自尊高低，大學(xué)生的社交網(wǎng)站使用強度均能顯著正向預(yù)測創(chuàng)新自我效能感，但隨著自尊水平從低到高，預(yù)測方程的斜率由Bsimple=1.96降到Bsimple=1.33。即對于低自尊者，社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新自我效能之間的關(guān)系相對較強；而對于高自尊者，社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新自我效能之間的關(guān)系相對較弱(見圖2)。從效應(yīng)量的角度來看，自尊水平的這種調(diào)節(jié)效應(yīng)很弱。同時以社交網(wǎng)站使用強度和自尊為自變量，以創(chuàng)新自我效能感為因變量，納入控制變量后，回歸方程的決定系數(shù)R2=0.341(F=74.27,p<0.001)，而加入自尊對社交網(wǎng)站使用強度的調(diào)節(jié)項后R2=0.345(F=66.02,p<0.001)，由調(diào)節(jié)項額外解釋因變量的比例僅為0.4%，可認(rèn)為實際意義不大(溫忠麟等，2022)。

圖1 有調(diào)節(jié)的中介模型

表3 直接效應(yīng)、創(chuàng)新自我效能的中介效應(yīng)及自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖2 自尊調(diào)節(jié)社交網(wǎng)站使用強度對創(chuàng)新行為的影響

4 討論

創(chuàng)新能力是當(dāng)代大學(xué)生的重要素養(yǎng)，社交網(wǎng)站使用對大學(xué)生心理社會適應(yīng)具有重要作用，本研究以大學(xué)生為對象，探討大學(xué)生的社交網(wǎng)站使用強度與其創(chuàng)新行為的關(guān)系，以及創(chuàng)新自我效能和自尊在其中的作用。研究假設(shè)1得到了數(shù)據(jù)支持，即大學(xué)生社交網(wǎng)站的使用強度顯著正向預(yù)測其創(chuàng)新行為，這與以往的研究結(jié)果一致(Hu et al., 2017; Rasheed et al., 2020)。這可能是由于社交網(wǎng)站為大學(xué)生提供了非常好的校內(nèi)外交流平臺，學(xué)生之間可以通過社交網(wǎng)站進行更大范圍的討論、交流和知識共享(Eid & Al-Jabri, 2016)，從而激發(fā)創(chuàng)新行為。此外，創(chuàng)新自我效能在社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新行為之間起部分中介作用；自尊在社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新自我效能的關(guān)系中起一定的調(diào)節(jié)作用。

4.1 創(chuàng)新自我效能的中介作用

社交網(wǎng)站使用強度除了可能直接影響大學(xué)生的創(chuàng)新行為之外，還可能通過創(chuàng)新自我效能的中介作用對創(chuàng)新行為產(chǎn)生間接影響，支持了假設(shè)2。這說明，社交網(wǎng)站的使用強度對大學(xué)生的創(chuàng)新行為可能具有直接的促進作用，但更多的影響作用則是通過提高個體的創(chuàng)新自我效能感來間接促進其創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。這在一定程度上可以用社會交換理論來解釋，即個體在通過社交網(wǎng)站進行社會互動時，不僅可以獲取新的知識和經(jīng)驗(García et al., 2017)，還會感受到來自他人的支持，從而對自己產(chǎn)生認(rèn)同和自信，進而增強其創(chuàng)新自我效能。根據(jù)自我效能理論，個體的自我效能感會影響其內(nèi)在動機和從事某一行為的能力，因此創(chuàng)新自我效能感作為個體對自身創(chuàng)造和創(chuàng)新能力的評估和信念，對創(chuàng)新行為有著重要的預(yù)測作用(Tierney & Farmer, 2002)。此外，創(chuàng)新自我效能感的提高會進一步促進創(chuàng)新行為的產(chǎn)生(Chang et al., 2016)，可能是具有較高創(chuàng)新自我效能感水平的大學(xué)生往往采用較為開放的學(xué)習(xí)生活方式(He et al., 2020)，這有利于積極促成大學(xué)生創(chuàng)新行為的產(chǎn)生。

4.2 自尊的調(diào)節(jié)作用

創(chuàng)新自我效能感在大學(xué)生社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)受到了自尊的負(fù)向調(diào)節(jié)，盡管自尊的這種調(diào)節(jié)效應(yīng)很小，可能意義不大(溫忠麟等, 2022)，但也可供后續(xù)研究參考或進一步驗證。在本研究中，自尊的調(diào)節(jié)效應(yīng)具體表現(xiàn)為，相對于高自尊者而言，低自尊者的創(chuàng)新自我效能感在其社交網(wǎng)站使用和創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)更高。出現(xiàn)這樣的結(jié)果可能是由于自尊水平高的個體通常與完美主義傾向正相關(guān)(Chou et al., 2019)。當(dāng)?shù)妥宰鹚絺€體在使用社交網(wǎng)站時，其創(chuàng)新自我效能感起點較低，更容易因使用社交網(wǎng)站而獲得增強；而對于高自尊水平個體，其創(chuàng)新自我效能感本來已經(jīng)較高，進一步提升的空間有限。此外，高自尊水平個體的完美主義傾向通常也較高，這可能會降低個體的思維靈活性，并進一步抑制其創(chuàng)新自我效能和創(chuàng)新能力的進一步提升(Egan et al., 2007; Gallucci et al., 2000; Sirois et al., 2010)。上述解釋能否成立需在進一步的研究中納入完美主義傾向這一變量來檢驗。

4.3 啟示與局限

本研究探討了大學(xué)生的社交網(wǎng)站使用強度對其創(chuàng)新行為的影響機制，拓展了針對大學(xué)生社交網(wǎng)站使用對個體產(chǎn)生的積極作用的研究。我們得到了以下啟示：首先，大學(xué)生群體對社交網(wǎng)站正確合理的使用，有助于提高個體的創(chuàng)新自我效能感并進一步激發(fā)個體的創(chuàng)新行為；其次，自尊可以在一定程度上調(diào)節(jié)創(chuàng)新自我效能感在社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新行為的中介效應(yīng)，盡管調(diào)節(jié)作用不強，但也可為后續(xù)研究提供參考；最后，教育工作者應(yīng)客觀全面地認(rèn)識大學(xué)生使用社交網(wǎng)站可能帶來的各種影響，探討社交網(wǎng)站使用對大學(xué)生群體的積極效應(yīng)，并引導(dǎo)大學(xué)生健康使用社交網(wǎng)站。

本研究存在一定局限。首先，采用橫斷研究設(shè)計難以揭示變量間的因果關(guān)系，以后的研究可以通過縱向研究來彌補這一缺陷。其次，使用自我報告的問卷法測量大學(xué)生群體創(chuàng)新行為，難以排除主觀性，因此未來可以通過實驗室任務(wù)更加客觀地測量個體創(chuàng)新行為。最后，有研究表明創(chuàng)造性人格會對大學(xué)生創(chuàng)新自我效能感產(chǎn)生影響(陳丹筠等, 2020)，未來可以進一步探討和納入創(chuàng)新性人格變量與社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新行為的關(guān)系。

5 結(jié)論

(1) 大學(xué)生的社交網(wǎng)站使用強度可以顯著正向預(yù)測其創(chuàng)新行為。

(2) 大學(xué)生的創(chuàng)新自我效能感在其社交網(wǎng)站使用強度與創(chuàng)新行為之間起部分中介作用。

(3) 自尊負(fù)向調(diào)節(jié)大學(xué)生社交網(wǎng)站使用強度和創(chuàng)新行為之間的中介效應(yīng)，但這種調(diào)節(jié)效應(yīng)很弱。