小學生媒介素養量表的編制與檢驗

于 風

媒介素養作為現代公民素養的組成部分，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展自我，服務社會。對兒童受眾而言，他們作為數字時代的“原住民”，自小便生活在信息化環境中，借助媒介獲取信息、感知社會。媒介已經成為兒童生活中的重要組成部分，對兒童的社會化產生深刻影響。有研究表明，在一些發達地區和城市，兒童的媒介接觸時間正在接近他們在學校的上課時間，媒介成為他們完成社會化的“第二課堂”[1]。然而，兒童正處于身心發展的重要階段，對媒介信息的認知能力較弱，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展。中國互聯網絡信息中心（CNNIC）發布的第44 次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，截至2019 年6 月初，10 歲以下及10-19 歲的網民群體所占比例分別為4.0%、16.9%，小學及以下學歷所占比例為18.0%[2]。可見，中國網民逐漸向低齡化及低學歷人群擴散。隨著媒介化社會的不斷發展，媒介日益滲透到社會的每一個角落，對人們的學習、生活產生越來越大的影響。因此，關注兒童的媒介素養，了解兒童的媒介素養狀況就成為一個值得重視的問題。

1 媒介素養測量工具的研究

隨著學者們對媒介素養研究的日益深入，學界關于媒介素養測量工具的研究也逐漸增多。國內外學者基于所處的媒介環境，在對媒介素養概念進行維度操作化的基礎上，編制了與媒介素養相關的量表，以測量特定人群的媒介素養能力。2004 年，日本學者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的研究[3]。美國學者Norman 等人制定了電子媒介健康素養量表[4]。2015年，新加坡學者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，將媒介素養分為功能性媒介消費、批判性媒介消費、功能性媒介產消、批判性媒介產消四個組成部分，編制了新媒介素養量表[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用能力五個方面編制了小學高年級學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、媒介批判和媒介態度三個方面編制了MILS 量表[7]。

對學者們所做研究進行梳理可以發現，國外學者對媒介素養測量工具的研究主要以初高中生為研究對象，較少涉及小學生群體的研究。大陸學者在媒介素養測量工具的研究方面較為薄弱，相關研究較少。涂春華所做的研究在選項上設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能力，但是選項難以測量出研究對象的態度強弱，而且該研究距今已有10 年的時間，媒介環境發生了很大的變化，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、利用媒介進行互動的能力的測量，未能全面反映媒介素養的整體情況，減弱了問卷的適用性。此外，需要注意的是，在已有的關于媒介素養測量工具的研究中，雖然對小學兒童的研究較多，但大多偏重于某一年齡段的兒童，對1～6 年級整個小學年齡段的兒童所進行的研究較少。發展心理學認為，小學是個體開始系統接受教育、心智德能全面發展的重要時期。小學兒童的認知能力、個性特點、社會適應等方面都在迅速發展，6、7 歲到12、13 歲是兒童心理發展的重要轉折時期。這個時期的兒童如能形成良好的媒介接觸習慣，具備一定的媒介素養，將有利于避免媒介信息對其造成的不良影響，從而實現身心健康發展。因此，基于當下的媒體環境，編制一份適用于我國小學生的媒介素養量表，為研究小學生媒介素養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 媒介素養量表的編制

本研究根據測量學的要求，將媒介素養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。研究結合對部分小學生、家長及老師的個別訪談，按照測量媒介素養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行小范圍的預調查。之后，根據發現的問題對問卷進行修改，并邀請相關專家對問卷進行評估，根據評估的意見進一步完善，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，包括人口統計學等基本變量。第二部分是媒介素養能力量表，總共包括38個題項。Berdie 認為，大多數情況下，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烈意見的表達，5 點量表則正好可以表示溫和意見與強烈意見之間的區別[8]。因此，問卷采用李克特量表（Liker-type Scale）對被試進行計分。量表包括部分反向題目，以減少被試的默認反應定勢，更合理地測量被試的媒介素養能力。后期進行結果統計時，對量表中的反向題目在SPSS20.0 中進行recode 轉換，即1-5、2-4、3-3、4-2、5-1，實現反向計分處理。小學生的量表得分越高，則其媒介素養能力越強。

2.2 研究對象

研究選取的被試涵蓋1-6 年級的小學兒童，以盡可能地反映整個小學年齡段學生的媒介素養情況。為有效地保證樣本的豐富性及樣本數量的充足性，研究采用PPS 抽樣的方式②，最終選取滄州市南環小學、滄州市何呂店小學兩所生源有明顯差異的小學的學生作為施測對象，在每個年級隨機抽取兩個班進行調查，以求研究結果的代表性和全面性。本次調查共發放問卷1 020 份，收回有效問卷1 001份，有效率達98.14%。在本次調查中，滄州市南環小學收回有效問卷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 統計方法

為保證調查結果的精確性與有效性，調查前對調查員進行統一培訓。問卷采取當堂施測的方式，由被試填答并回收。在正式調查過程中，考慮到1-2年級小學生的認知能力，可能會導致部分問卷在得分上有偏差，影響研究結果。因此，在施測過程中，本研究采取由調查員念題的方式，必要時對被試進行答題指導，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，對問卷進行統一的整理與篩選，剔除掉無效問卷，對剩余的問卷進行編號。采用SPSS20.0 進行數據的錄入，將數據隨機分成兩部分，樣本1 數量為500 份，利用SPSS20.0 對其進行項目分析及探索性因素分析。樣本2 數量為501 份，采用AMOS21.0 對其進行驗證性因素分析，以進一步檢驗模型的擬合度。

3 量表的研究結果分析

3.1 項目分析

先對量表中反向計分的題目進行反向計分處理，之后將各分量表的題項進行加分計算，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系數達顯著水平為項目保留原則，統計結果表明，在媒介批判解讀能力分量表中，相關值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均達顯著水平，相關值r 介于0.315-0.693（p＜0.001）。媒介交互能力分量表的題總相關均達顯著水平，相關值r 介于0.507-0.998（p＜0.001）。

3.2 效度檢驗

經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 的基礎上，繼續刪除題項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。

根據心理學家杜克爾 (Tuker,L.R) 的理論可知，當一份問卷滿足因素和總分之間的相關在0.3-0.8 之間，各因素間的相關在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各分量表與總量表間的相關系數在0.43-0.74 之間，分量表與總量表之間的相關系數高，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系數在0.475-0.499 之間，分量表間的相關系數低表明分量表之間的獨立性較強。統計結果表明，該量表的結構效度良好。

3.3 信度檢驗

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

由表1 可知，媒介批判解讀能力分量表的Cronbach's Alpha 系數為0.739，媒介接觸使用能力分量表的Cronbach's Alpha 系數為0.740，媒介交互能力分量表的Cronbach's Alpha 系數為0.784，媒介素養能力總量表的Cronbach's Alpha 系數為0.806。學者Devellis提出的判斷標準為，0.60-0.65（最好不要），0.65-0.70（最小可接受值），0.70-0.80（相當好），0.80-0.90（非常好）[10]。可見，該量表的Cronbach's Alpha 系數均在0.70 以上，因此，該量表具有較好的信度系數。

4 結論與討論

本次研究結果顯示，各分量表與總量表間的相關性較高，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性較低，表明分量表之間的獨立性較強。各分量表的Cronbach's Alpha 系數取值范圍在0.739-0.784 之間，總量表的Cronbach's Alpha 系數為0.806，各項數值均符合要求，媒介素養量表的拆半信度系數為0.543，呈顯著相關，表明該量表具有良好的內在一致性。此外，量表以spss20.0 對樣本1 進行探索性因素分析，以amos21.0 對樣本2 進行驗證性因素分析，結果表明量表的各項擬合指數均符合要求。因此，量表具有良好的結構效度。將量表的媒介素養得分以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，結果顯示有顯著性差異（p＜0.01），說明該量表的區分度良好。

盡管本研究在進行過程中已經盡可能地保證研究結果的準確性，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的學生作為施測對象，但被試主要集中于一個城市，導致樣本缺乏足夠的代表性。后續的研究應進一步擴大被試樣本的覆蓋范圍，充分體現全國小學生媒介素養的特點，編制出更具有代表性的小學生媒介素養量表，以期全面推進兒童媒介素養教育的相關研究。

注釋

①涂春華所設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，指概率與元素的規模大小成比例的抽樣。

③刪除的題項內容為：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“如果我在網上交了個朋友，他（她）約我見面，我會答應”、第27題“我會利用網絡查找需要的資料”、第28題“我能根據電視的節目介紹，選擇自己喜歡的節目”、第38題“如果學校舉辦‘我是小記者’活動，我會報名參加”。