小學(xué)生媒介素養(yǎng)量表的編制與檢驗

于 風(fēng)

媒介素養(yǎng)作為現(xiàn)代公民素養(yǎng)的組成部分，目的是提升受眾對信息的判斷分析能力，從而使受眾更好地利用媒介發(fā)展自我，服務(wù)社會。對兒童受眾而言，他們作為數(shù)字時代的“原住民”，自小便生活在信息化環(huán)境中，借助媒介獲取信息、感知社會。媒介已經(jīng)成為兒童生活中的重要組成部分，對兒童的社會化產(chǎn)生深刻影響。有研究表明，在一些發(fā)達(dá)地區(qū)和城市，兒童的媒介接觸時間正在接近他們在學(xué)校的上課時間，媒介成為他們完成社會化的“第二課堂”[1]。然而，兒童正處于身心發(fā)展的重要階段，對媒介信息的認(rèn)知能力較弱，極易受到暴力、色情等不良信息的影響，這將不利于兒童的社會化發(fā)展。中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）發(fā)布的第44 次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示，截至2019 年6 月初，10 歲以下及10-19 歲的網(wǎng)民群體所占比例分別為4.0%、16.9%，小學(xué)及以下學(xué)歷所占比例為18.0%[2]?？梢姡袊W(wǎng)民逐漸向低齡化及低學(xué)歷人群擴(kuò)散。隨著媒介化社會的不斷發(fā)展，媒介日益滲透到社會的每一個角落，對人們的學(xué)習(xí)、生活產(chǎn)生越來越大的影響。因此，關(guān)注兒童的媒介素養(yǎng)，了解兒童的媒介素養(yǎng)狀況就成為一個值得重視的問題。

1 媒介素養(yǎng)測量工具的研究

隨著學(xué)者們對媒介素養(yǎng)研究的日益深入，學(xué)界關(guān)于媒介素養(yǎng)測量工具的研究也逐漸增多。國內(nèi)外學(xué)者基于所處的媒介環(huán)境，在對媒介素養(yǎng)概念進(jìn)行維度操作化的基礎(chǔ)上，編制了與媒介素養(yǎng)相關(guān)的量表，以測量特定人群的媒介素養(yǎng)能力。2004 年，日本學(xué)者Yasuchi GOTHO 等人通過三個維度的量表做了一項日本青少年媒介素養(yǎng)的研究[3]。美國學(xué)者Norman 等人制定了電子媒介健康素養(yǎng)量表[4]。2015年，新加坡學(xué)者Lee Ling、Der-Thanq Chen 等人以4 年級到11 年級（10～17 歲）的574 名新加坡青少年為研究對象，將媒介素養(yǎng)分為功能性媒介消費、批判性媒介消費、功能性媒介產(chǎn)消、批判性媒介產(chǎn)消四個組成部分，編制了新媒介素養(yǎng)量表[5]。2009 年，涂春華從媒介知識、媒介近用能力、媒介分析能力、媒介評估能力和媒介應(yīng)用能力五個方面編制了小學(xué)高年級學(xué)生媒介識讀能力問卷[6]。2016年，吳吟以浙江省青少年為研究對象，從媒介技能、媒介批判和媒介態(tài)度三個方面編制了MILS 量表[7]。

對學(xué)者們所做研究進(jìn)行梳理可以發(fā)現(xiàn)，國外學(xué)者對媒介素養(yǎng)測量工具的研究主要以初高中生為研究對象，較少涉及小學(xué)生群體的研究。大陸學(xué)者在媒介素養(yǎng)測量工具的研究方面較為薄弱，相關(guān)研究較少。涂春華所做的研究在選項上設(shè)置為選對一題得一分，選錯為0 分的方式①，雖然一定程度上能夠測量出研究對象的媒介素養(yǎng)能力，但是選項難以測量出研究對象的態(tài)度強(qiáng)弱，而且該研究距今已有10 年的時間，媒介環(huán)境發(fā)生了很大的變化，因此，量表的適用性有待斟酌。吳吟的研究缺少對受眾掌握媒介知識的能力及參與、利用媒介進(jìn)行互動的能力的測量，未能全面反映媒介素養(yǎng)的整體情況，減弱了問卷的適用性。此外，需要注意的是，在已有的關(guān)于媒介素養(yǎng)測量工具的研究中，雖然對小學(xué)兒童的研究較多，但大多偏重于某一年齡段的兒童，對1～6 年級整個小學(xué)年齡段的兒童所進(jìn)行的研究較少。發(fā)展心理學(xué)認(rèn)為，小學(xué)是個體開始系統(tǒng)接受教育、心智德能全面發(fā)展的重要時期。小學(xué)兒童的認(rèn)知能力、個性特點、社會適應(yīng)等方面都在迅速發(fā)展，6、7 歲到12、13 歲是兒童心理發(fā)展的重要轉(zhuǎn)折時期。這個時期的兒童如能形成良好的媒介接觸習(xí)慣，具備一定的媒介素養(yǎng)，將有利于避免媒介信息對其造成的不良影響，從而實現(xiàn)身心健康發(fā)展。因此，基于當(dāng)下的媒體環(huán)境，編制一份適用于我國小學(xué)生的媒介素養(yǎng)量表，為研究小學(xué)生媒介素養(yǎng)狀況提供測量工具就顯得尤為必要和迫切。

2 研究對象與方法

2.1 媒介素養(yǎng)量表的編制

本研究根據(jù)測量學(xué)的要求，將媒介素養(yǎng)能力操作化為三個測量維度，即媒介接觸使用能力、媒介批判解讀能力及媒介交互能力。研究結(jié)合對部分小學(xué)生、家長及老師的個別訪談，按照測量媒介素養(yǎng)能力的三個維度擬定初始問卷。為使問卷語言簡潔，通俗易懂，研究者先對初始問卷進(jìn)行小范圍的預(yù)調(diào)查。之后，根據(jù)發(fā)現(xiàn)的問題對問卷進(jìn)行修改，并邀請相關(guān)專家對問卷進(jìn)行評估，根據(jù)評估的意見進(jìn)一步完善，最后形成研究所用的問卷。問卷包括兩部分，第一部分是基本信息，包括人口統(tǒng)計學(xué)等基本變量。第二部分是媒介素養(yǎng)能力量表，總共包括38個題項。Berdie 認(rèn)為，大多數(shù)情況下，5 點量表最可靠，超過5 點，一般人難有足夠辨別力，3 點量表限制了溫和意見與強(qiáng)烈意見的表達(dá)，5 點量表則正好可以表示溫和意見與強(qiáng)烈意見之間的區(qū)別[8]。因此，問卷采用李克特量表（Liker-type Scale）對被試進(jìn)行計分。量表包括部分反向題目，以減少被試的默認(rèn)反應(yīng)定勢，更合理地測量被試的媒介素養(yǎng)能力。后期進(jìn)行結(jié)果統(tǒng)計時，對量表中的反向題目在SPSS20.0 中進(jìn)行recode 轉(zhuǎn)換，即1-5、2-4、3-3、4-2、5-1，實現(xiàn)反向計分處理。小學(xué)生的量表得分越高，則其媒介素養(yǎng)能力越強(qiáng)。

2.2 研究對象

研究選取的被試涵蓋1-6 年級的小學(xué)兒童，以盡可能地反映整個小學(xué)年齡段學(xué)生的媒介素養(yǎng)情況。為有效地保證樣本的豐富性及樣本數(shù)量的充足性，研究采用PPS 抽樣的方式②，最終選取滄州市南環(huán)小學(xué)、滄州市何呂店小學(xué)兩所生源有明顯差異的小學(xué)的學(xué)生作為施測對象，在每個年級隨機(jī)抽取兩個班進(jìn)行調(diào)查，以求研究結(jié)果的代表性和全面性。本次調(diào)查共發(fā)放問卷1 020 份，收回有效問卷1 001份，有效率達(dá)98.14%。在本次調(diào)查中，滄州市南環(huán)小學(xué)收回有效問卷500 份，其中，男生280 人，女生220 人。一年級55 人、二年級45 人、三年級111 人、四年級87 人、五年級100 人、六年級103 人。滄州市何呂店小學(xué)收回有效問卷501 份，其中，男生264 人，女生237 人，一、二年級各45 人、三年級104 人、四年級112 人、五年級101 人、六年級94 人。

2.3 統(tǒng)計方法

為保證調(diào)查結(jié)果的精確性與有效性，調(diào)查前對調(diào)查員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)。問卷采取當(dāng)堂施測的方式，由被試填答并回收。在正式調(diào)查過程中，考慮到1-2年級小學(xué)生的認(rèn)知能力，可能會導(dǎo)致部分問卷在得分上有偏差，影響研究結(jié)果。因此，在施測過程中，本研究采取由調(diào)查員念題的方式，必要時對被試進(jìn)行答題指導(dǎo)，幫助被試正確理解題目，完成施測。除1-2 年級被試填答時間在45 分鐘左右，其余被試填答時間控制在30 分鐘左右。問卷回收后，對問卷進(jìn)行統(tǒng)一的整理與篩選，剔除掉無效問卷，對剩余的問卷進(jìn)行編號。采用SPSS20.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)的錄入，將數(shù)據(jù)隨機(jī)分成兩部分，樣本1 數(shù)量為500 份，利用SPSS20.0 對其進(jìn)行項目分析及探索性因素分析。樣本2 數(shù)量為501 份，采用AMOS21.0 對其進(jìn)行驗證性因素分析，以進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ偷臄M合度。

3 量表的研究結(jié)果分析

3.1 項目分析

先對量表中反向計分的題目進(jìn)行反向計分處理，之后將各分量表的題項進(jìn)行加分計算，得出各分量表的總分。在項目分析中，以題項與各分量表總分的相關(guān)系數(shù)達(dá)顯著水平為項目保留原則，統(tǒng)計結(jié)果表明，在媒介批判解讀能力分量表中，相關(guān)值r 介于0.267—0.585（p＜0.001），刪除r 值小于0.3 的14、21 題③。媒介接觸使用能力分量表的題總相關(guān)均達(dá)顯著水平，相關(guān)值r 介于0.315-0.693（p＜0.001）。媒介交互能力分量表的題總相關(guān)均達(dá)顯著水平，相關(guān)值r 介于0.507-0.998（p＜0.001）。

3.2 效度檢驗

經(jīng)過幾次探索分析之后，量表在前期通過項目分析刪除題項14、21 的基礎(chǔ)上，繼續(xù)刪除題項6、7、27、28、38④，量表最后保留31 個項目，綜合為7個因子。這7 個因子分布在媒介批判解讀能力、媒介接觸使用能力、媒介交互能力3 個分量表上。其中，媒介批判解讀能力分量表含有4 個因子，媒介接觸使用能力分量表含有2 個因子，媒介交互能力分量表含有1 個因子。

首先，在媒介批判解讀能力分量表的4 個因子中，第1 個因子包含5 個項目，因子的特征值為1.55，累積方差解釋量為36.14%，反映了辨別媒介信息對個人影響的能力，命名為媒介影響。第2 個因子包含了6 個項目，因子的特征值為1.09，累積方差解釋量為52.45%，反映了判斷媒介信息的能力，命名為媒介判斷。第3 個因子包含了3 個項目，因子的特征值為1.34，累積方差解釋量為44.70%，反映了評估媒介信息客觀性、公正性等能力，命名為媒介評估。第4 個因子包含了4 個項目，因子的特征值為1.29，累積方差解釋量為32.11%，反映了對自我及媒體行為的反思能力，命名為媒介反思。其次，在媒介接觸使用能力分量表的2 個因子中，第1 個因子包含了4 個項目，反映了對媒介的操作能力，命名為媒介操作，因子的特征值為2.13，累積方差解釋量為53.17%。第2 個因子包含了5 個項目，因子的特征值為2.16，累積方差解釋量為31.62%，反映了對媒介知識的掌握能力，命名為媒介知識。再次，媒介交互能力分量表含有1 個因子，包括4 個項目，因子的特征值為1.70，累積方差解釋量為42.46%，反映了對媒介的參與傳播能力，命名為媒介交互能力。

根據(jù)心理學(xué)家杜克爾 (Tuker,L.R) 的理論可知，當(dāng)一份問卷滿足因素和總分之間的相關(guān)在0.3-0.8 之間，各因素間的相關(guān)在0.1-0.6 之間時，則該問卷具有良好的效度[9]。本研究中的媒介素養(yǎng)各分量表與總量表間的相關(guān)系數(shù)在0.43-0.74 之間，分量表與總量表之間的相關(guān)系數(shù)高，說明幾個分量表共同測量了更高概括程度的潛在變量。各分量表之間的相關(guān)系數(shù)在0.475-0.499 之間，分量表間的相關(guān)系數(shù)低表明分量表之間的獨立性較強(qiáng)。統(tǒng)計結(jié)果表明，該量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

3.3 信度檢驗

學(xué)界一般一以內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach α)檢驗量表的內(nèi)部一致性信度。因此，本研究采用內(nèi)在一致性分析（internal consistency）進(jìn)行信度的評價，使用克朗巴哈（Cronbach）提出的內(nèi)部一致性信度(Cronbach's Alpha 系數(shù))，作為評價本量表的信度指標(biāo)，以每個分量表與總量表之間的相關(guān)為依據(jù)，計算各維度和整份問卷的內(nèi)部一致性信度，結(jié)果如下表。

由表1 可知，媒介批判解讀能力分量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)為0.739，媒介接觸使用能力分量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)為0.740，媒介交互能力分量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)為0.784，媒介素養(yǎng)能力總量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)為0.806。學(xué)者Devellis提出的判斷標(biāo)準(zhǔn)為，0.60-0.65（最好不要），0.65-0.70（最小可接受值），0.70-0.80（相當(dāng)好），0.80-0.90（非常好）[10]?？梢?，該量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)均在0.70 以上，因此，該量表具有較好的信度系數(shù)。

4 結(jié)論與討論

本次研究結(jié)果顯示，各分量表與總量表間的相關(guān)性較高，表明幾個分量表共同測量了更高概括程度的潛在變量。各分量表之間的相關(guān)性較低，表明分量表之間的獨立性較強(qiáng)。各分量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)取值范圍在0.739-0.784 之間，總量表的Cronbach's Alpha 系數(shù)為0.806，各項數(shù)值均符合要求，媒介素養(yǎng)量表的拆半信度系數(shù)為0.543，呈顯著相關(guān)，表明該量表具有良好的內(nèi)在一致性。此外，量表以spss20.0 對樣本1 進(jìn)行探索性因素分析，以amos21.0 對樣本2 進(jìn)行驗證性因素分析，結(jié)果表明量表的各項擬合指數(shù)均符合要求。因此，量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。將量表的媒介素養(yǎng)得分以27%為臨界值，分成高分組和低分組，考察兩組在每一個條目上的顯著性，結(jié)果顯示有顯著性差異（p＜0.01），說明該量表的區(qū)分度良好。

盡管本研究在進(jìn)行過程中已經(jīng)盡可能地保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，但鑒于研究者受人力、物力等客觀因素所限，研究難免存在一些不足。例如，雖然研究為盡可能保證所編制量表的適用性，在被試樣本的選擇上，選取了生源類型豐富多樣的兩所小學(xué)的學(xué)生作為施測對象，但被試主要集中于一個城市，導(dǎo)致樣本缺乏足夠的代表性。后續(xù)的研究應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大被試樣本的覆蓋范圍，充分體現(xiàn)全國小學(xué)生媒介素養(yǎng)的特點，編制出更具有代表性的小學(xué)生媒介素養(yǎng)量表，以期全面推進(jìn)兒童媒介素養(yǎng)教育的相關(guān)研究。

注釋

①涂春華所設(shè)計的問卷包括三個選項：是、不是、不知道。得分原則為，選對一題得一分，選錯為0分。

②PPS抽樣屬于不等概率抽樣的一種，指概率與元素的規(guī)模大小成比例的抽樣。

③刪除的題項內(nèi)容為：第14題“媒體在報道新聞時不能帶有自己的觀點”、第21題“我認(rèn)為媒體的新聞報道會影響我對一件事的看法”。

④刪除的題項內(nèi)容為：第6題“電視劇中要拍下雪的戲，只能等到下雪才能拍”、第7題“如果我在網(wǎng)上交了個朋友，他（她）約我見面，我會答應(yīng)”、第27題“我會利用網(wǎng)絡(luò)查找需要的資料”、第28題“我能根據(jù)電視的節(jié)目介紹，選擇自己喜歡的節(jié)目”、第38題“如果學(xué)校舉辦‘我是小記者’活動，我會報名參加”。