نوع مقاله : مقاله پژوهشی فارسی
نویسندگان
1 استادیار، گروه روانشناسی، واحد اصفهان (خوراسگان)، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان، ایران
2 کارشناس ارشد، گروه پژوهشی روانشناسی اندیشه جوان، اصفهان، ایران
3 دانشجوی کارشناسی ارشد، گروه روانشناسی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد خمینی‌شهر، اصفهان، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This study investigated the psychometric properties of the Persian version of the Social Network Users Virtual Identity Questionnaire. Utilizing a descriptive methodology and survey approach, the research targeted students aged 18 to 35 in Isfahan. A total of 399 participants (71 men and 328 women) were selected via convenience sampling to complete the Social Network Users Virtual Identity Questionnaire (VISMU), Cyberbullying Questionnaire (CQ), Mental Vitality Questionnaire (SVQ), and Addiction to Mobile-Based Social Networks Questionnaire (AMQSN). To assess validity, exploratory and confirmatory factor analyses were conducted alongside Pearson correlation methods, and reliability was evaluated using Cronbach's alpha. Data analysis was performed using SPSS 27 and AMOS 24. The exploratory factor analysis yielded a KMO value of 0.877 and a Bartlett's test statistic of 16893.33 (p < 0.001), validating 36 items categorized into three components: engaging in desirable behaviors in cyberspace, cyberspace addiction, and cyberspace self-presentation. Confirmatory factor analysis further supported these findings, showing 33 items confirmed,an RMSEA of 0.078 and a CMIN/DF of 2.89. Additionally, a positive correlation with cyberbullying (0.353) and cyberspace addiction (0.577) indicated convergent validity, while a negative correlation with the Vitality of Mind Questionnaire (-0.277) confirmed divergent validity. The overall Cronbach's alpha for the scale was 0.89, with component values of 0.83 (engaging in desirable behaviors), 0.79 (cyberspace addiction), and 0.79 (self-presentation). The questionnaire is therefore a valuable tool for assessing virtual network users.
Introduction
The rapid proliferation of social media platforms has reshaped cognitive functioning, catalyzed new activities, transformed social interactions, and fostered novel cultural patterns. Individuals who socialize in digitized environments accrue online experiences that contribute to a distinct “digital persona,” potentially differentiating their virtual identity from their offline self. Virtual environments may challenge adaptation to real-life demands and facilitate the emergence of a specific identity construct known as virtual identity. In online contexts, identity is formed through a dynamic, evolving sequence of personal decisions and continuous incorporation of social feedback stemming from online self-presentation. Accordingly, virtual identity denotes the integrated self-concept developed in online settings, which may diverge from real-life identity. This study aimed to examine the psychometric properties of the Persian version of the Virtual Identity Scale for Social Media Users (VISMU), providing an evidence-based instrument suited to the Iranian context.
Method
This descriptive, survey-based study was conducted among university students aged 18–35 in Isfahan, Iran. Using convenience sampling, 399 participants (71 men and 328 women) completed the Persian VISMU alongside the Cyberbullying Questionnaire (CQ), Subjective Vitality Questionnaire (SVQ), and Addiction to Mobile-Based Social Networks Questionnaire (AMQSN). Data analysis comprised descriptive indices (mean, standard deviation) and inferential procedures aligned with psychometric evaluation. Content validity was assessed by six faculty experts in psychology and counseling for item clarity, relevance, and simplicity, and the Content Validity Index (CVI) was calculated. Factorial validity was examined through exploratory factor analysis (EFA) and confirmatory factor analysis (CFA). Convergent and divergent validity were evaluated via Pearson correlations with conceptually related measures (cyberbullying and addiction) and a theoretically inverse construct (subjective vitality). Reliability was assessed using Cronbach’s alpha coefficients for the total scale and subscales. All statistical analyses were performed in SPSS 27 and AMOS 24.
Results
Expert review yielded a CVI of 0.80, indicating satisfactory content validity for the translated items. Assumptions of normality were met, with univariate normality confirmed via the Kolmogorov–Smirnov test and multivariate normality indicated by Mahalanobis distance. The EFA demonstrated strong sampling adequacy (KMO = 0.877) and significant sphericity (Bartlett’s χ² = 16893.33, p < 0.01), supporting a three-factor solution across 36 items. The factors were labeled as socially desirable behaviors in virtual space, virtual space addiction, and self-presentation in virtual space. CFA corroborated the three-factor structure and 33 items, with acceptable fit indices (RMSEA = 0.078, CMIN/DF = 2.89), reflecting coherent latent dimensions consistent with theoretical expectations. Ten items (1, 5, 8, 9, 15, 16 20, 24, 25, and 33) were excluded due to non-significant loadings on any factor, improving structural clarity and scale parsimony.
Convergent validity was supported by positive associations between VISMU scores and cyberbullying (r = 0.353) and social media addiction (r = 0.577), aligning with the behavioral and psychosocial correlates of virtual identity. Divergent validity was evidenced by a negative correlation with subjective vitality (r = −0.277), suggesting that higher virtual identity scores may be linked to reduced vitality, as theoretically anticipated. Reliability analyses indicated strong internal consistency, with Cronbach’s alpha of 0.89 for the total scale and 0.83, 0.79, and 0.79 for the three subscales, respectively.
Discussion
The Persian VISMU demonstrated acceptable validity and reliability, furnishing a culturally adapted instrument for assessing virtual identity among Iranian social media users. The three-factor structure aligns with the original Russian instrument, with adjustments to factor labels that better capture the semantic nuances in Persian: subcultural acceptance was reframed as socially desirable behaviors in virtual space, and cyber addiction as virtual space addiction. These label refinements strengthen interpretability by anchoring factors in observed item content and usage patterns within the Iranian digital milieu.
Cross-cultural convergence between Iranian and Russian samples suggests that foundational dimensions of virtual identity exhibit relative stability in collectivist-oriented contexts, supporting the broader applicability of the construct in non-Western cultures. Meanwhile, the excluded items clustered around extreme perfectionism, stringent self-censorship, and guilt tied to self-presentation—standards that appear unrealistic and potentially harmful. The pattern implies that, although Iranian users value image management, they resist normalizing maladaptive perfectionism or endorsing guilt-laden self-display as integral to virtual identity. This resistance may reflect a culturally embedded coping stance that moderates the psychological pressures of social comparison and performative demands on social media.
These findings carry methodological and practical implications. Methodologically, they validate the Persian VISMU as a coherent, internally consistent measure, enabling rigorous inquiries into virtual identity and facilitating cross-cultural comparisons. Practically, they highlight the importance of culturally sensitive adaptation of psychological instruments: elements that codify excessive perfectionism and punitive self-standards may undermine measurement validity in contexts where users consciously counter such pressures. The insights can inform the design of educational interventions to enhance media literacy, encouraging reflective self-presentation, balanced engagement, and resilience against addictive or perfectionistic tendencies. By mapping how Iranian users constitute their virtual identity, stakeholders can devise targeted programs that mitigate risks (e.g., cyberbullying involvement, compulsive use) while promoting healthy online participation.
Furthermore, the validated scale opens avenues for examining links between virtual identity and mental health indicators, academic functioning, interpersonal dynamics, and coping mechanisms. Future studies may explore longitudinal trajectories of virtual identity, its moderators (e.g., gender, platform type, usage patterns), and outcomes across life domains. Integrating VISMU with behavioral data or qualitative narratives could deepen understanding of identity negotiation processes in digitally saturated environments.
Conclusion
The Persian version of VISMU exhibits robust psychometric properties, with a confirmed three-factor structure, sound convergent and divergent validity, and high internal consistency. The adapted factor labels enhance cultural resonance without departing from the original conceptual framework, signaling cross-cultural stability of core virtual identity dimensions. The instrument provides a reliable foundation for research and practice in Iran, supporting interventions that foster media literacy and psychologically healthy engagement with social media. Overall, the study underscores the value of culturally attuned measurement in capturing the complex, evolving nature of identity within virtual spaces.
کلیدواژه‌ها [English]
زندگی مدرن بدون استفاده از اینترنت دشوار است. از دهۀ 1990، فضای مجازی اجتماعی-فرهنگی جدیدی شکل گرفته است که مشخصۀ آن دسترسی گسترده به منابع مختلف اطلاعات است و این دسترسی به اطلاعات در حال تبدیل‌شدن به یکی از عوامل تعیین‌کنندۀ توسعۀ اجتماعی است (Norman, 2017). فناوری‌های نوآورانۀ مبتنی بر اینترنت، مانند فیس‌بوک[1]، یوتیوب[2] یا توییتر[3]، رابطۀ سنتی بین کاربران فردی و محتویات رایانه‌ای را تغییر داده‌اند و در حال حاضر، رسانه‌های اجتماعی یکی از محبوب‌ترین خدمات اینترنتی آنلاین هستند (Wilska et al., 2023). این رسانه‌ها با امکانات تقریباً نامحدود مشخص می‌شوند، از جمله اینکه به مردم اجازه می‌دهند ارتباط برقرار کنند و اوقات فراغت، یادگیری و کارشان را سازمان‌دهی کنند. گسترش گستردۀ اینترنت به طور کلی و رسانه‌های اجتماعی به طور خاص، زمان آنلاین‌بودن کاربران را افزایش می‌دهد (Chen et al., 2020). ابزارهای دیجیتالی مختلف به واسطۀ ایجاد تغییر در عملکردهای ذهنی افراد، به ظهور فعالیت‌های جدید، دگرگونی تعاملات اجتماعی و شکل‌گیری شیوه‌های فرهنگی جدید منجر می‌شوند. فردی که در دنیای دیجیتالی‌شده معاشرت می‌کند، تجربه‌ای اجتماعی در زمینه‌های آنلاین به دست می‌آورد که به ایجاد یک شخصیت دیجیتالی[4] به عنوان بخشی از مشخصات شخصیتی وی منجر می‌شود (Soldatova & Rasskazova, 2020).
این واقعیت که نسل جوان به‌شدت در شبکههای اجتماعی حضور دارند، به‌تدریج ماهیت یادگیری را متناسب با دنیای مجازی تغییر می‌دهد. جوانان امروزی از شبکههای اجتماعی برای ارضای تقریباً تمام نیازهای خود از سرگرمی گرفته تا یادگیری استفاده می‌کنند. چیزی که این محیط‌ها را نسبت به محیط‌های رو در روی سنتی جذاب‌تر می‌کند این است که افراد می‌توانند هویت‌هایی خاص برای محیط مجازی تولید کنند (Tugtekin & Dursun, 2020). شبکههای اجتماعی این امکان را برای کاربران فراهم می‌کنند تا حساب‌های ناشناس یا خصوصی قابل مشاهده ایجاد کنند، با سایر کاربران ارتباط برقرار کنند و حساب‌های دیگر کاربران را دنبال کنند (Atanesyan et al., 2025). بر اساس برخی از پژوهش‌ها، بر اساس حساب‌های ایجادشده در شبکههای اجتماعی، هویت شخصی کشف می‌شود (Huang et al., 2021) که به توسعۀ هویت اجتماعی و احساس خود منجر می‌شود (Kim & Chock, 2017). از این دیدگاه، شبکههای اجتماعی می‌توانند نقشی مهم را نه فقط برای رشد هویت جوانان، بلکه برای بزرگسالان نیز ایفا کنند (Soh et al., 2024).
بنابراین، محیط مجازی تهدیدی برای کاهش سازگاری افراد با زندگی واقعی است و به شکل‌گیری نوعی خاص از هویت با نام هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی[5] منجر شده است (Luppicini & Alotaibi, 2021). از طریق گسترش و محبوبیت روزافزون محیط‌های مجازی، تجربیات هویتی بدیع ظاهر شده و وضعیت سنتی تثبیت‌شده و فرضی زیربنای ساخت و توسعۀ هویت را تغییر داده‌اند (Muyidi, 2025). به اعتقاد پژوهشگران پیشگام در کاوش هویت مجازی، تجربۀ محیط‌های رایانه‌ای آنلاین به بازتعریف و بازسازی مفهوم کلاسیک هویت منجر شده است و به کاربران امکان بیان اشکالی جدید از جنبه‌های ناشناختۀ خودشان را می‌دهد (Huang et al., 2021)؛ تاجایی که ممکن است حتی به دگرگونی کامل یا جزئی هویت خود دست یابند (Soh et al., 2024). در فضای مجازی، هویت از طریق توالی پیچیده و پویا از تصمیم‌های شخصی تعریف می‌شود و از طریق ترکیب مداوم بازخورد اجتماعی ناشی از خودبازنمایی آنلاین[6] فرد تکامل می‌یابد (Wilska et al., 2023). طبق این نظر، هویت مجازی به توسعۀ خود یکپارچۀ فرد در محیط‌های آنلاین اشاره دارد و ساختاری است که ممکن است با هویت واقعی زندگی متفاوت باشد (Muyidi, 2025).
در نتیجه، شخصیت‌هایی ایجاد می‌شوند که ممکن است با بخش‌هایی از هویت ایجادشده از دنیای واقعی مطابقت داشته باشند یا نباشند و مطابق ویژگی‌های انتخاب‌شده عمل کنند و با دیگر افراد مجازی که در همان محیط حضور دارند، ارتباط برقرار کنند. ناشناس‌بودن به کاربران امکان می‌دهد تا فانتزی‌ها و خواسته‌هایی را طراحی کنند که نیازهای ارتباطی آنان را برآورده کنند. به عبارت دیگر، در بسترهای تعاملی مبتنی بر ارتباطات اینترنتی، کاربران به یک یا چند هویت ممکن تبدیل می‌شوند، آزادانه مطابق پیشامدها و میل خود حرکت می‌کنند و موقعیت‌هایی جدید و متفاوت را از طریق توالی سریع و مبادله‌ای از جنبه‌ها تجربه می‌کنند (Atanesyan et al., 2025). ویژگی‌هایی که توسط فرد برای ترکیب هویت مجازی انتخاب می‌شوند، کمک می‌کنند تا فرد با موقعیت‌های دشوار در دنیای واقعی که معمولاً با آنها مواجه می‌شود، مقابله کند (Lin & Latoschik, 2022). این هویت مجازی تلاشی برای ارائۀ یک «نسخۀ بهبودیافته از خود» است که در آن خبری از جنبه‌های روان‌شناختی تضعیف‌کنندۀ خودانگارۀ فرد نیست و به نوعی تلاشی برای جبران آنهاست (Soh et al., 2024). بنابراین، هویت مجازی هویتی است که معمولاً تزئین می‌شود تا فرد باهوش‌تر، جذاب‌تر، لاغرتر یا جسورتر به نظر برسد (Zheng et al., 2020).
از آنجا که گسترش شبکههای اجتماعی و توسعۀ فناوری‌های تلفن همراه دسترسی افراد را به شبکههای اجتماعی تسهیل کرده است و آمارها نشان می‌دهد استفاده از شبکههای اجتماعی در جهان رو به افزایش است و برای نمونه، بر اساس اطلاعات 200 کشور، در سال 2018، تعداد 725/3 میلیارد نفر کاربر فعال رسانه‌های اجتماعی بودند (Tugtekin & Dursun, 2020) و در سال 2024، این آمار به 59/4 میلیارد نفر رسیده است (Christian et al., 2024) و از طرفی، این رسانه‌های اجتماعی عاملی مهم برای اجتماعی‌شدن افراد و همچنین، برای توسعۀ هویت آنها در نظر گرفته می‌شوند (Pellegrino et al., 2022). بنابراین، درک بیشتر از هویت مجازی نیز مهم است، زیرا تعاملات آنلاین از طریق فضاهای مجازی در حال تبدیل‌شدن به عناصر جدایی‌ناپذیر جامعه و زندگی روزمره هستند (Muyidi, 2025). از طرفی، والدین، معلمان و روان‌شناسان از افزایش زمانی که کودکان و نوجوانان در رسانه‌های اجتماعی می‌گذرانند و افزایش شدت اعتیاد به اینترنت، به ویژه نیاز به دریافت فعالانۀ اطلاعات از اینترنت برای اهداف آموزشی، نگران هستند (Park & Sun, 2017). همه‌گیری جهانی کووید-19 استفادۀ نسل‌های قدیمی‌تر از اینترنت را نیز افزایش داده است که به دگرگونی خرده‌فرهنگ این محیط منجر شده است (Chen et al., 2020).
موارد بالا اهمیت اندازه‌گیری هویت مجازی کاربران رسانه‌های اجتماعی را تعیین می‌کنند. با این حال، از آنجا که این پدیده جدید است و به اندازۀ کافی بررسی نشده است، ابزار روانی-تشخیصی خاصی برای بررسی جنبه‌های هویت مجازی وجود ندارد. چنین ابزاری می‌تواند به جلوگیری از استفادۀ بیش از حد از اینترنت و حل مشکل تأثیر منفی محتوای اینترنت بر رشد شخصی و تعامل بین‌فردی افراد در هر سنی کمک کند. در همین راستا، تلاش‌هایی برای ساخت پرسشنامه در این زمینه شده است که می‌توان از میان آنها به پرسشنامۀ وضعیت هویت مجازی[7] (Klementyeva, 2024) و پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی[8] (Pogorelov & Rylskaya, 2022) اشاره کرد. پرسشنامۀ وضعیت هویت مجازی بر مبنای نظریۀ اریکسون از هویت طراحی شده است و هویت مجازی را در دو بُعد شدت جست‌وجوی هویت و تعهد به هویت بررسی می‌کند و بر جامعۀ 17 الی 25 سال قابلیت تعمیم دارد (Klementyeva, 2024)، اما پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی که در ادامه به طور کامل معرفی شده و برای جامعۀ 18 الی 35 سال ساخته شده است، ابعادی متفاوت از هویت مجازی را بررسی می‌کند.
بر اساس پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی، ساختار هویت مجازی دارای سه مؤلفۀ اعتیاد سایبری[9]، پذیرش خرده‌فرهنگ[10] و تصویر مجازی[11] است (Pogorelov & Rylskaya, 2022). اعتیاد سایبری بیانگر سطح ارجاع فرد به شبکههای اجتماعی و همچنین، ظهور تمایلات اعتیادآور با استفادۀ بیش از حد از شبکههای اجتماعی است (Kuss, 2021; Rajesh & Rangaiah, 2020). پیش‌نیاز اصلی برای ایجاد و توسعۀ اعتیاد سایبری حل ناقص بحران‌های مرتبط با سن است که خود را در ایجاد بحران هویت نشان می‌دهند و محیط اینترنت برای حل این بحران‌ها جذاب است، زیرا به کاربر اجازه می‌دهد تا واقعیت مدنظر را در آن بسازد. مشکلات ناشی از این بحران‌ها خود را به صورت فقدان سرزندگی و نشاط و انواع مختلف وابستگی‌ها، از جمله اعتیاد سایبری به فعلیت می‌رسانند. در این افراد، «دوستان»، «دنبال‌کنندگان»، «لایک» و «پست» مجازی ارزش بیشتری نسبت به ارتباطات در یک محیط واقعی دارند که نشان‌دهندۀ مرجعیت زیاد شبکههای اجتماعی است (Pérez-Torres, 2024). علاوه بر این، اعتیاد سایبری با افزایش تمایل به فعالیت‌های بی‌هدف در وب مشخص می‌شود (West et al., 2024).
پذیرش خرده‌فرهنگ میزان تأیید هنجارهای خاص اتخاذشده در جوامع مجازی توسط فرد را مشخص می‌کند (Kurbatov et al., 2019). شخصیت مجازی فرهنگ مجازی جدیدی ایجاد کرده است که بخشی از فرهنگ موجود شده است. شکل‌های جدید رفتار جمعی توده‌ای کاربران در شبکههای اجتماعی به عنوان نوعی مرز الکترونیکی عمل می‌کنند که در آن کاربران می‌توانند با واقعیت سنتی که به دلایل عدالت، اخلاق، نظم و ارزش‌ها مناسب نیست، مخالفت کنند. بارزترین تجلی خرده‌فرهنگ کاربران شبکههای اجتماعی پتانسیل ناشناس‌ماندن کاربران است که به ارائۀ داده‌های شخصی واقعی در شبکههای اجتماعی نیازی ندارد و در نتیجه، موانع اخلاقی در ارتباطات را کاهش می‌دهد و تظاهرات پرخاشگری از جمله آزار و اذیت سایبری را مجاز می‌کند (Lou et al., 2025). همچنین، این فرهنگ واژگان زشت، تصاویر زیبا از زندگی و خطاهای نگارشی و گرامری را شامل می‌شود (Yurtkoru,& İslamoğlu, 2019). سومین مؤلفه، یعنی «تصویر مجازی» نیز منعکس‌کنندۀ ویژگی‌های فیزیکی و روانی فرد در فضای مجازی و همچنین، امکانات و مزایای ارتباط در شبکههای اجتماعی است (Zekeryaev, 2019). این تصویر محتوای واقعی ندارد، بلکه صرفاً شامل نشانه‌ها و نمادها، از جمله ویژگی‌های فیزیکی و روانی فرد و اقداماتی است که در چارچوب ارتباطات اینترنتی آشکار می‌شوند. از آنجا که کاربر به صورت فیزیکی در فضای مجازی شبکههای اجتماعی حضور ندارد، اعمال وی منحصراً از طریق ارتباط مجازی قابل اجرا هستند.
با توجه به موارد یادشده در بالا و نیازمندی به ابزاری برای سنجش هویت مجازی و از آنجا که در داخل کشور هنوز پرسشنامه‌ای برای سنجش این مفهوم تهیه نشده است، و از طرفی، به علت جامعیت پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی (Pogorelov & Rylskaya, 2022)، پژوهش حاضر در پاسخ به این پرسش انجام شد که ویژگی‌های روانسنجی نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی در جامعۀ دانشجویی اصفهان کدام‌اند.
روش پژوهش
جامعۀ آماری، نمونه و روش اجرای پژوهش
پژوهش حاضر از نظر روش توصیفی، به لحاظ هدف بنیادی و به لحاظ روش اجرا پیمایشی بود. جامعۀ پژوهش شامل دانشجویان 18 الی 35 سالۀ شهر اصفهان در سال تحصیلی 1403-1404 بود. بر اساس نظر موتن و موتن (Muthén & Muthén, 2002) برای بررسی ساختار عاملی پرسشنامه، حجم نمونه بین 300 الی 400 نفر مطلوب است. بر همین مبنا و بر اساس پیش‌بینی ریزش نمونه، تعداد 420 نفر به روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند. روند اجرای پژوهش به این صورت بود که ابتدا، پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی توسط مترجم به زبان فارسی ترجمه شد و سپس، توسط مترجم دیگری مجدداً به زبان انگلیسی ترجمه شد تا مشخص شود ترجمه مناسب است. سپس، پرسشنامۀ ترجمه‌شده به 6 نفر از متخصصان دانشگاهی شاغل در حوزۀ مشاوره و روانشناسی ارائه شد تا روایی صوری آن بررسی شود و در نهایت، برای 30 پاسخ‌گو ارسال شد تا وضوح و روشن‌بودن صورت نوشتاری گویه‌ها مشخص شود. سپس، لینک پرسشنامۀ یادشده و سه پرسشنامۀ اعتیاد به شبکههای اجتماعی مبتنی بر موبایل[12]، قلدری سایبری[13] و سرزندگی ذهنی[14] تهیه و برای 420 نفر ارسال شد. در نهایت، از میان پرسشنامه‌های دریافت‌شده از نمونۀ مدنظر، 402 پرسشنامۀ کامل دریافت شدند و پس از حذف داده‌های پرت، 399 پرسشنامه باقی ماندند که نمونۀ تحت بررسی را تشکیل دادند.
از میان 399 نفر نمونۀ تحت بررسی در پژوهش حاضر، 71 نفر (8/17 درصد) مرد و 328 نفر (2/82 درصد) زن بودند. میانگین و انحراف استاندارد سنی شرکت‌کنندگان در پژوهش 35/7 ± 77/24 سال بود. از میان شرکت‌کنندگان در پژوهش، 324 نفر مجرد (2/81 درصد) و 75 نفر متأهل (8/18 درصد) بودند. از میان شرکت کنندگان، 196 نفر (1/49 درصد) دانشجوی کارشناسی، 86 نفر (6/21 درصد) دارای مدرک کارشناسی، 76 نفر (19 درصد) دانشجوی کارشناسی‌ارشد، 20 نفر (5 درصد) دارای تحصیلات کارشناسی‌ارشد و 21 نفر (3/5 درصد) نیز دانشجوی دکتری یا دارای مدرک تحصیلی دکتری بودند.
ابزار سنجش
پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی (VISMU): این پرسشنامه توسط پوگورلو و ریلسکایا (Pogorelov & Rylskaya, 2022) ساخته شده و شامل 43 گویه و سه خرده‌مقیاس اعتیاد سایبری (25 گویه)، پذیرش خرده‌فرهنگ (10 گویه) و تصویر مجازی (9 گویه) است. نمره‌گذاری پرسشنامه به صورت طیف لیکرت 5درجه‌ای از کاملاً مخالفم (نمرۀ 1) تا کاملاً موافقم (نمرۀ 5) است. کمترین نمره در پرسشنامه 43 و بیشترین نمرۀ آن 215 است. سازندگان این مقیاس را بر روی 285 نفر از کاربران شبکههای اجتماعی 18 الی 35 ساله اجرا و برای بررسی پایای پرسشنامه از روش تحلیل عاملی اکتشافی استفاده کردند. نتایج نشان داد سه مؤلفۀ پرسشنامه 6/75 درصد از واریانس پرسشنامه را تعیین می‌کنند. بعد از چرخش واریمکس[15]، تنها گویه‌هایی که بر یک عامل بار بیشتر از 40/0 داشتند نگه داشته شدند و به این ترتیب، سه خرده‌مقیاس برای پرسشنامۀ یادشده تعیین شدند. برای بررسی روایی صوری و محتوایی از نظر متخصصان استفاده شد و ضریب روایی 75/0 برای کل مقیاس به دست آمد. استفاده از ضریب آلفای کرونباخ برای بررسی پایایی پرسشنامه نیز نشان داد مقدار آن برای کل مقیاس 97/0، برای مؤلفۀ اعتیاد سایبری 97/0، مؤلفۀ پذیرش خرده‌فرهنگ 96/0 و مؤلفۀ تصویر مجازی 97/0 است که همگی قابل قبول هستند. پایایی بازآزمایی پرسشنامه بر روی 30 آزمودنی و با فاصلۀ دو هفته نشان داد مقادیر همبستگی بین 94/0 تا 96/0 هستند که قابل قبول هستند. برای بررسی روایی همگرا، همبستگی پرسشنامه با پرسشنامه‌های اعتیاد به اینترنت (75/0)، اعتیاد به تلفن همراه (71/0)، خشونت اینترنتی (52/0) و قلدری اینترنتی (46/0) بررسی شد که همگی همبستگی مثبت و معنادار داشتند و برای بررسی روایی واگرا، همبستگی پرسشنامه با مقیاس سرزندگی بررسی شد که مقدار منفی و معنادارش (68/0-) نشان از تأیید روایی واگرای پرسشنامۀ ساخته‌شده داشت (Pogorelov & Rylskaya, 2022). اطلاعات مربوط به روایی و پایایی این پرسشنامه در پژوهش حاضر نیز در قسمت یافته‌ها به‌تفصیل ارائه شده است.
پرسشنامۀ اعتیاد به شبکههای اجتماعی مبتنی بر موبایل (AMQSN): این پرسشنامه توسط خواجه احمدی و همکاران (1395) ساخته شده است و 23 گویه دارد. نمره‌گذاری آن به صورت لیکرت 5درجه‌ای از 1 تا 5 است که پاسخ کاملاً موافق نمرۀ 5 و پاسخ کاملاً مخالف نمرۀ 1 می‌گیرد. مؤلفه‌های عملکرد فردی (9 گویه)، مدیریت زمان (6 گویه)، خودکنترلی (4 گویه) و روابط اجتماعی (4 گویه) خرده‌مقیاس‌های پرسشنامه را تشکیل می‌دهند و مجموع نمرۀ پرسشنامه از مجموع نمرات این چهار مؤلفه حاصل می‌شود. کمترین نمره در این پرسشنامه 23 و بیشترین نمره 115 است و نمرات بالاتر در پرسشنامه نشان‌دهندۀ اعتیاد بیشتر هستند. تحلیل عاملی اکتشافی ساختار چهارعاملی پرسشنامه را تأیید کرده است (926/0 = KMO). پایایی پرسشنامه به شیوۀ آلفای کرونباخ توسط سازندگان 92/0 برای کل پرسشنامه و برای مؤلفه‌های عملکرد فردی، مدیریت زمان، خودکنترلی و روابط اجتماعی به ترتیب 90/0، 81/0، 72/0 و 68/0 گزارش شده است. در پژوهش حاضر، پایایی درونی این پرسشنامه با روش آلفای کرونباخ 92/0 محاسبه شد.
پرسشنامۀ قلدری سایبری (CQ): پرسشنامۀ قلدری سایبری توسط (Mancini et al., 2011) تهیه و تنظیم شده است. این شاخص یک ابزار 10گویه‌ای است و نمره‌گذاری آن به صورت لیکرت 5درجه‌ای از 1 تا 5 است (هرگز = 1، یکی دوبار در دو ماه = 2، دو تا سه بار در ماه = 3، هفته‌ای یک بار = 4 و چندین بار در هفته = 5). کمترین نمره در پرسشنامه 10 و بیشترین نمره 50 است. نمرات بالاتر نشان‌دهندۀ قلدری سایبری بیشتر هستند. پایایی پرسشنامه با استفاده از روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 85/0 گزارش شده است (طلایی و شریفی، 1400). در پژوهش حاضر، پایایی درونی این پرسشنامه با روش آلفای کرونباخ برای نمونۀ حاضر محاسبه شد و مقدار آن 90/0 به دست آمد.
پرسشنامۀ سرزندگی ذهنی (SVQ): این پرسشنامه توسط رایان و فردریک (Ryan & Frederick, 1997) ساخته شده است و 7 گویه دارد. نمره‌گذاری آن به صورت لیکرت 7درجه‌ای از 1 (کاملاً مخالفم) تا 7 (کاملاً موافقم) است. این پرسشنامه تک‌مؤلفه‌ای است و برای سنجش انرژی و شور و اشتیاق برای زندگی به کار می‌رود. کمترین نمرۀ قابل کسب در این پرسشنامه 7 و بیشترین نمره 49 است و کسب نمرۀ بالاتر نشان‌دهندۀ سرزندگی ذهنی بیشتر است. سازندگان روایی محتوایی را تأیید و مقدار آلفا را 70/0 گزارش کرده‌اند. در مطالعة تنهای رشوانلو و همکاران (1398)، آلفای کرونباخ پرسشنامه 88/0 و ضریب دونیمه‌کردن 85/0 به دست آمد و نمرۀ کل پرسشنامه همبستگی مثبت و معنادار با ابعاد پرسشنامۀ شادکامی آکسفورد داشت که تأییدکنندۀ روایی همگرای پرسشنامه بود. همچنین، ضریب آلفای کرونباخ پرسشنامه در پژوهش حاضر 89/0 به دست آمد.
روش تجزیه‌وتحلیل
تجزیه‌وتحلیل دادهها در پژوهش حاضر با توجه به ماهیت پژوهش در دو بُعد توصیفی و استنباطی انجام شد که در بُعد توصیفی از شاخص‌های میانگین و انحراف استاندارد استفاده شد. در بُعد استنباطی نیز برای بررسی روایی محتوایی از نظر کارشناسان و شاخص روایی محتوایی (CVI)[16] و برای بررسی روایی همگرا و واگرا از روش‌های تحلیل عاملی اکتشافی[17] و تأییدی[18] و ضریب همبستگی پیرسون و برای بررسی پایایی از روش آلفای کرونباخ استفاده شد. گفتنی است، تمامی تحلیل‌های آماری با استفاده از نرم‌افزارهای SPSS27 و AMOS24 انجام شده‌اند.
یافته‌ها
شاخص‌های توصیفی و پیش‌فرض‌های آماری
شاخص‌های توصیفی میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش در جدول 1 ارائه شده‌اند. همچنین، برای بررسی پیش‌فرض نرمال‌بودن توزیع نمرات دادهها از آزمون کولموگروف-اسمیرنوف استفاده شده است که با توجه به عدم معناداری آن برای متغیرهای پژوهش، توزیع نمرات نرمال است. به منظور بررسی نرمال‌بودن چندمتغیره، کشیدگی چندمتغیرۀ مردیا[1] محاسبه شد. نتایج نشان داد مقدار کشیدگی چندمتغیره برابر 43/112 و مقدار بحرانی آن 36/23 است که بیانگر انحراف دادهها از نرمال‌بودن چندمتغیره است. با توجه به نقض این پیش‌فرض و مطابق توصیۀ منابع روش‌شناختی، به منظور دست‌یابی به برآوردهای پایا و قابل اتکا، تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از روش بوت استرپ انجام شد (Kline, 2016). بر اساس نتایج بوت استرپ، ضرایب برآوردشده و شاخص‌های برازش مدل از پایداری و معناداری لازم برخوردار بودند؛ از این رو، نتایج مدل قابل تفسیر و معتبر تلقی می‌شوند. از دیگر پیش‌فرض‌های تحت بررسی، بررسی روابط خطی بین متغیرها بود که نتایج نمودارهای پراکنش نشان داد این پیش‌فرض نیز تأیید می‌شود.
جدول 1: اطلاعات توصیفی و نرمال‌بودن توزیع نمرات متغیرهای پژوهش
Table 1: Descriptive information and normality of distribution of scores of research variables
|
متغیر |
میانگین |
انحراف استاندارد |
کولموگروف-اسمیرنوف |
سطح معناداری |
|
هویت مجازی کاربران |
89 |
66/17 |
044/0 |
05/0 < p |
|
انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی |
53/21 |
39/6 |
048/0 |
05/0 < p |
|
اعتیاد به فضای مجازی |
11/43 |
06/9 |
046/0 |
05/0 < p |
|
نمایش خود در فضای مجازی |
37/24 |
30/6 |
049/0 |
05/0 < p |
|
قلدری مجازی |
17/14 |
75/6 |
279/0 |
05/0 < p |
|
سرزندگی |
26/32 |
44/9 |
054/0 |
05/0 < p |
|
اعتیاد به فضای مجازی |
04/61 |
11/17 |
049/0 |
05/0 < p |
|
عملکرد فردی |
63/22 |
22/8 |
051/0 |
05/0 < p |
|
مدیریت زمان |
28/17 |
13/6 |
087/0 |
05/0 < p |
|
خودکنترلی |
77/10 |
68/3 |
091/0 |
05/0 < p |
|
روابط اجتماعی |
36/10 |
51/2 |
119/0 |
05/0 < p |
بررسی روایی نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی
با توجه به اینکه پرسشنامه ترجمه شده است، ابتدا برای بررسی ارتباط[2]، وضوح[3] و سادگی[4] از نظر شش متخصص روانشناسی و مشاورۀ عضو هیئت‌علمی دانشگاه استفاده شد و بر اساس نظر آنها شاخص روایی محتوایی (CVI) 80/0 محاسبه شد که مقداری قابل قبول است (Shi et al., 2012). نتایج آزمون تحلیل عاملی اکتشافی برای بررسی این موضوع که کدام مجموعه گویه‌ها می‌توانند یک عامل مشترک را تبیین کنند، نشان داد پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای مجازی شامل سه مؤلفه یا عامل اصلی است. برای تأیید اینکه داده‌های جمع‌آوری‌شده می‌توانند به عامل‌های جزئی‌تر تقلیل پیدا کنند از دو شاخص کایرز-میر-اولکین (KMO)[5] و بارتلت[6] استفاده شد. نتایج نشان داد مقدار ضریب KMO برابر 877/0 و سطح معناداری آزمون بارتلت 001/0 است که هر دو مقدار برای انجام تحلیل عاملی بسیار مناسب هستند. برای وضوح بهتر ساختار مدل و مشخص‌شدن سهم دقیق بارهای عاملی در مؤلفه‌های پرسشنامه، با توجه به استقلال مؤلفه‌ها از یکدیگر، استفاده از چرخش واریمکس توصیه شده است (Finch, 2019) و بر همین اساس، در جدول 2، گویه‌های مربوط به عامل‌ها و میزان همبستگی هر گویه با عامل مربوط (بار عاملی گویه)[7] پس از چرخش واریمکس مشخص شده است. گفتنی است، مقادیر بیشتر از 3/0 به عنوان مقادیر قابل قبول برای بار عاملی در نظر گرفته می‌شوند (Finch, 2019).
جدول 2: بارهای عاملی گویه‌ها پس از چرخش واریمکس
Table 2: Factor loadings of items after varimax rotation
|
گویه |
مؤلفۀ اول (اعتیاد به فضای مجازی) |
مؤلفۀ دوم (انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی) |
مؤلفۀ سوم (نمایش خود در فضای مجازی) |
|
38- معمولاً بدون هدف خبرهای شبکههای اجتماعی را می‌خوانم. |
675/0 |
|
|
|
35- متوجه افزایش صرف‌کردن زمانم در شبکههای اجتماعی شده‌ام. |
672/0 |
|
|
|
11- نمی‌توانم زمان آنلاین بودنم را کاهش دهم. |
656/0 |
|
|
|
43- بی‌هدف صفحات دیگران را در شبکههای اجتماعی مرور می‌کنم. |
604/0 |
|
|
|
26- اولین کارم بعد از بیدارشدن، چک‌کردن ایمیلم یا صفحات شبکههای اجتماعی است. |
594/0 |
|
|
|
39- گاهی اوقات میل شدیدی پیدا می‌کنم که صفحه‌ای را در شبکههای اجتماعی دوباره مرور کنم. |
572/0 |
|
|
|
23- وقتی به اینترنت وصل نیستم احساس پوچی، افسردگی و رنجش می‌کنم. |
535/0 |
|
|
|
37- کتاب نمی‌خوانم، زیرا پیداکردن اطلاعات در اینترنت برایم آسان‌تر است. |
504/0 |
|
|
|
41- وقتی از اینترنت استفاده می‌کنم حالم بهتر می‌شود. |
486/0 |
|
|
|
22- بازی آنلاین یا چک‌کردن شبکههای اجتماعی کمک می‌کند روحیه‌ام را تغییر دهم. |
449/0 |
|
|
|
18- معمولاً از پروفایل افراد غریبه در شبکههای اجتماعی بازدید می‌کنم. |
423/0 |
|
|
|
4- از دیدن عکس و فیلم در شبکههای اجتماعی بیشتر از خواندن نوشته لذت می‌برم. |
401/0 |
|
|
|
8- گاهی بدون قصد برقراری ارتباط با کسی، از شبکههای اجتماعی استفاده می‌کنم. |
381/0 |
|
|
|
28- شبکههای اجتماعی باعث می‌شود از شر خستگی خلاص شوم. |
378/0 |
|
|
|
34- آنلاین‌بودن را به بودن کنار دوستان نزدیکم ترجیح می‌دهم. |
345/0 |
|
|
|
32- صفحاتی مختلف در شبکههای اجتماعی دارم که در آنها شخصیتی متفاوت دارم. |
|
724/0 |
|
|
13- گاهی اطلاعاتی نادرست دربارۀ هویتم در شبکههای اجتماعی ارائه می‌دهم. |
|
718/0 |
|
|
31- تا کنون بدون افشای هویت واقعی‌ام در شبکههای اجتماعی وارد درگیری‌هایی شده‌ام. |
|
692/0 |
|
|
10- در اینترنت با افرادی از شهرها یا کشورهای دیگر ارتباط برقرار می‌کنم. |
|
619/0 |
|
|
40- گاهی اوقات هنگام بحث در شبکههای مجازی بر حرف خودم اصرار می‌کنم، حتی اگر مطمئن نباشم که حق با من است. |
|
518/0 |
|
|
3- به نظرم استفاده از توهین و سخنان زشت در شبکههای اجتماعی امری طبیعی است. |
|
437/0 |
|
|
27- معتقدم در شبکههای اجتماعی می‌توانیم شخصیتی متفاوت داشته باشیم. |
|
433/0 |
|
|
2- اگر نظر بدی نسبت به شخصی داشته باشم و رفتار او در شبکههای اجتماعی را دوست نداشته باشم، بسیار سعی می‌کنم آن را از او پنهان کنم. |
|
405/0 |
|
|
19- معتقدم رعایت دستورزبان فارسی در شبکههای اجتماعی ضروری نیست. |
|
370/0 |
|
|
17- من عضو گروه‌های شبکههای مجازی (کانال، پیج و ...) هستم که دربارۀ ایده‌آل‌های ظاهری پیام می‌گذارند. |
|
356/0 |
|
|
15- من هیچ‌وقت هویت واقعی خود مانند نام، تصویر یا مکانم را هنگام ثبت‌نام در شبکههای اجتماعی ثبت نمی‌کنم. |
|
354/0 |
|
|
6- شبکههای اجتماعی به من امکان می‌دهد تا خودم را ابراز کنم. |
|
|
700/0 |
|
12- از اینکه می‌توانم خودم را به طور کامل در شبکههای اجتماعی ابراز کنم، لذت می‌برم. |
|
|
612/0 |
|
14- تصاویری از رویدادهای مهم زندگی‌ام در شبکههای اجتماعی منتشر می‌کنم. |
|
|
598/0 |
|
16- معتقدم پست‌های شبکههای اجتماعی امکان می‌دهد افکارم را به افراد زیادی منتقل کنم. |
|
|
559/0 |
|
42- حتماً دستاوردها و موفقیت‌هایم را در شبکههای اجتماعی برجسته می‌کنم. |
|
|
551/0 |
|
7- در شبکههای اجتماعی دربارۀ دستاوردهایم اغراق می‌کنم. |
|
|
498/0 |
|
21- در شبکههای اجتماعی تصویری موفق و جذاب از خودم به نمایش می‌گذارم. |
|
|
494/0 |
|
29- کاربران شبکههای اجتماعی من را حرفه‌ای‌تر از آنچه واقعاً هستم می‌بینند. |
|
|
396/0 |
|
30- فکر می‌کنم در تصاویر و ویدئوهای شبکههای اجتماعی جوان‌تر و جذاب‌تر به نظر می‌رسم. |
|
|
355/0 |
|
36- کاربران شبکههای اجتماعی من را باهوش‌تر از آنچه واقعاً هستم برداشت می‌کنند. |
|
|
351/0 |
بر اساس نتایج حاصل‌شده، مقدار ویژۀ مؤلفۀ اول 23/13 بود و 64/36 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کرد. این مقادیر برای مؤلفۀ دوم 56/8 و 71/23 درصد و برای مؤلفۀ سوم 38/6 و 67/17 بود که در مجموع، سه مؤلفه با هم 02/78 درصد از واریانس کل پرسشنامۀ هویت مجازی را تبیین می‌کردند. پس از مشخص‌شدن سه عامل در تحلیل عاملی اکتشافی، با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی، مناسب‌بودن گویه‌های مشخص‌شده برای عامل‌ها بررسی شد. نتایج بررسی شاخص‌های برازندگی مدل برای مناسب‌بودن برازش مدل در جدول 3 ارائه شده است.
خ: خطا س: گویه
شکل 1: مدل تحلیل عاملی مرتبۀ دوم نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی
Figure 1: Three-component model of the Persian version of the virtual identity questionnaire for social media users
جدول 3: شاخص‌های برازندگی مدل
Table 3: Model fitness indices
|
شاخص |
مقدار حاصل‌شده |
مقدار قابل قبول |
نتیجه |
|
ریشۀ میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA) |
078/0 |
08/0 > RMSEA |
برازش مطلوب |
|
خی دو به‌هنجار (CMIN/DF) |
89/2 |
3 > CMIN/DF |
برازش مطلوب |
|
شاخص برازش تطبیقی مقتصد (PCFI) |
588/0 |
50 < PCFI |
برازش مطلوب |
|
شاخص برازش مقتصد هنجارشده (PNFI) |
519/0 |
50 < PNFI |
برازش مطلوب |
|
شاخص برازش مقایسه‌ای (CFI) |
906/0 |
90/0 < CFI |
برازش مطلوب |
|
شاخص توکر-لوییس (TLI) |
901/0 |
90/0 < TLI |
برازش مطلوب |
|
شاخص نیکویی برازش تعدیل‌شده (AGFI) |
902/0 |
90/0 < AGFI |
برازش مطلوب |
|
شاخص نیکویی برازش (GFI) |
913/0 |
90/0 < GFI |
برازش مطلوب |
مدل تحلیل عاملی تأییدی زمانی دارای برازش مناسب است که شاخص‌های GFI، TLI، AGFI و CFI بیشتر از 9/0 باشند، شاخص PNFI و PCFI بیشتر از 5/0، شاخص CMIN/DF کمتر از 3 و شاخص RMSEA کمتر 08/0 باشند (Schermelleh-Engel et al., 2003). بر اساس اطلاعات جدول 3، مشاهده می‌شود تمامی شاخص‌ها قابل قبول هستند و بنابراین، مدل از برازش کلی برخوردار است. مقادیر وزن‌های رگرسیونی استاندارد مربوط به هر گویه نیز به لحاظ آماری معنادار بودند و قابل قبول هستند در شکل 1 ارائه شده‌اند. گفتنی است، سه گویۀ 5، 15 و 16، با وجود معناداری وزن رگرسیونی، به دلیل آنکه مقادیر این اوزان کمتر از 30/0 بودند، از مدل کنار گذاشته شدند (Roos & Bauldry, 2021)، ضمن اینکه گویه‌های 3 و 19 به دلیل آنکه مقادیر بسیار نزدیک به 30/0 داشتند و حذف آنها از مدل باعث بهبود شاخص‌های مدل نشد، و همچنین، مقادیر بارعاملی مناسب در تحلیل عاملی اکتشافی از مدل حذف نشدند.
بررسی روایی همگرا و واگرای پرسشنامۀ یادشده به ترتیب با پرسشنامه‌های اعتیاد به فضای مجازی، قلدری سایبری و سرزندگی صورت گرفته است. همبستگی نمرۀ کلی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی و مؤلفه‌های آن با پرسشنامه‌های یادشده در جدول 4 ارائه شده است.
جدول 4: نتایج همبستگی نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی با سایر پرسشنامه‌ها
Table 4: Correlation results of the Persian version of the Social Network Users Virtual Identity Questionnaire with other questionnaires
|
متغیر |
هویت مجازی کاربران |
انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی |
اعتیاد به فضای مجازی |
نمایش خود در فضای مجازی |
|
قلدری مجازی |
** 353/0 |
** 467/0 |
** 144/0 |
** 308/0 |
|
سرزندگی |
** 277/0- |
** 261/0- |
** 298/0- |
082/0- |
|
اعتیاد به فضای مجازی |
** 577/0 |
** 421/0 |
** 581/0 |
** 354/0 |
|
عملکرد فردی |
** 488/0 |
** 441/0 |
** 428/0 |
** 307/0 |
|
مدیریت زمان |
** 500/0 |
** 302/0 |
** 577/0 |
** 266/0 |
|
خودکنترلی |
** 540/0 |
** 398/0 |
** 539/0 |
** 334/0 |
|
روابط اجتماعی |
** 320/0 |
* 107/0 |
** 358/0 |
** 277/0 |
** 01/0 > p * 05/0 > p
همبستگی مثبت و معنادار (05/0 > p) بین نمرۀ کل پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی و مؤلفه‌های آن با پرسشنامه‌های قلدری مجازی و اعتیاد به فضای مجازی و مؤلفه‌های آن تأییدکنندۀ داشتن روایی همگرای نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی است. همچنین، همبستگی منفی و معنادار (01/0 > p) بین نمرۀ کل پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی و مؤلفه‌های آن (به‌غیر از مؤلفۀ نمایش خود در فضای مجازی) با سرزندگی تأییدکنندۀ داشتن روایی واگرای نسخۀ فارسی پرسشنامۀ یادشده است.
بررسی پایایی نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی
پس از تأییدشدن گویه‌های مربوط به عامل‌ها در تحلیل عاملی تأییدی، برای بررسی پایایی عامل‌ها از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد که نتایج آن در جدول 5 ارائه شده است. بر این اساس، میزان آلفا برای نمرۀ کل پرسشنامه 89/0 و برای مؤلفۀ انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی 83/0 به دست آمد که مقادیری خوب هستند و برای مؤلفۀ اعتیاد به فضای مجازی 79/0 و برای مؤلفۀ نمایش خود در فضای مجازی 79/0 به دست آمد که مقادیری قابل قبول هستند (Sathyanarayana & Mohanasundaram, 2024).
جدول 5: نتایج آلفای کرونباخ برای بررسی پایایی نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی
Table 5: Cronbach's alpha results for examining the reliability of the Persian version of the virtual identity questionnaire for social media users
|
مؤلفه |
آلفای کرونباخ |
|
هویت مجازی کاربران |
89/0 |
|
انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی |
83/0 |
|
اعتیاد به فضای مجازی |
79/0 |
|
نمایش خود در فضای مجازی |
79/0 |
بحث و نتیجه‌گیری
پژوهش حاضر با هدف بررسی اعتباریابی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی در داخل کشور انجام شد که نتایج حاصل از گردآوری دادهها از 399 شرکت‌کننده نشان داد این پرسشنامه دارای پایایی و روایی قابل قبول است. 33 گویه و سه مؤلفۀ این پرسشنامه با استفاده از دو روش تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی تأیید شدند. گفتنی است، گویه‌های 1، 5، 8، 9، 15، 16، 20، 24، 25 و 33 بر اساس نتایج تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی بار عاملی معناداری بر روی هیچ یک از مؤلفه‌ها نداشتند و به همین علت از تحلیل کنار گذاشته شدند. نتایج بررسی روایی همگرای پرسشنامه با پرسشنامه‌های قلدری مجازی و اعتیاد به فضای مجازی و روایی واگرا با پرسشنامۀ سرزندگی مؤید روایی مناسب این پرسشنامه است. این یافته‌ها نشان داد نسخۀ فارسی پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی از ویژگی‌های روانسنجی قابل قبولی در جامعۀ ایرانی برخوردار است. تأیید ساختار سه‌عاملی اصلی پرسشنامه با پرسشنامۀ اصلی ساخته‌شده توسط پوگورلو و ریلسکایا (Pogorelov & Rylskaya, 2022) در جامعۀ روسی هم‌خوانی دارد و تنها تفاوت آنها در نام‌گذاری دو مورد از عامل‌هاست. در پرسشنامۀ فارسی، نام عامل «پذیرش خرده‌فرهنگ» به «انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی» و نام عامل «اعتیاد سایبری» به «اعتیاد به فضای مجازی» تغییر کرد تا بهتر مشخص‌کنندۀ محتوای گویه‌ها باشند. این هم‌خوانی ساختاری با مطالعۀ اصلی روسی حاکی از آن است که ابعاد بنیادی سازۀ هویت مجازی در دو فرهنگ ایران و روسیه که هر دو تا حدی دارای ویژگی‌های جمع‌گرایانه هستند، از ثبات نسبی برخوردار است. این یافته از جهان‌شمولی ابعاد این سازه در فرهنگ‌های غیرغربی حمایت می‌کند.
همچنین، با توجه به یافته‌ها، در رابطه با تعداد گویه‌ها نیز تغییراتی انجام شد. در پژوهش حاضر، هفت گویه به دلیل بار عاملی ناکافی حذف شدند. بررسی محتوای این گویه‌ها الگوهای روان‌شناختی و فرهنگی را در جامعۀ کاربران ایرانی آشکار می‌کند که فراتر از یک مسألۀ آماری صرف است. به طور مشخص، تمامی گویه‌های حذف‌شده از مؤلفۀ «تصویر خود در فضای مجازی» شامل گویه‌های ۱، ۵، ۹، ۲۵ و ۳۳ حول محور «کمال‌گرایی افراطی، خودسانسوری شدید و احساس گناه» مرتبط با ارائۀ تصویر شخصی می‌چرخند. برای نمونه، گویه‌های ۵ و ۲۵ («نباید عکس‌هایی که نقص‌های ظاهری را نشان می‌دهند در شبکههای اجتماعی منتشر کرد» و «معتقدم تصویرم در شبکههای اجتماعی باید بی‌عیب‌ونقص باشد») حاکی از یک استاندارد غیرواقع‌بینانه و آسیب‌زننده هستند. به نظر می‌رسد کاربران ایرانی، اگرچه به مدیریت تصویر خود اهمیت می‌دهند، این سطح از وسواس و کمال‌طلبی منفی را به عنوان بخشی هنجاری از هویت مجازی خود نپذیرفته یا در پاسخ‌دهی به آن مقاومت کرده‌اند. این امر ممکن است نشان‌دهندۀ یک سازوکار مقابله‌ای فرهنگی در برابر فشارهای ناشی از کمال‌گرایی شبکههای اجتماعی باشد. همچنین، گویۀ ۹ («وقتی متوجه می‌شوم تصویرم در دنیای واقعی با تصویرم در شبکههای اجتماعی متفاوت است، احساس گناه می‌کنم») حاوی بار هیجانی سنگین «احساس گناه» است. به نظر می‌رسد درک کاربران ایرانی از این تقابل بیشتر با احساساتی مانند «تأسف» همراه است، نه یک عذاب وجدان اخلاقی. در رابطه با گویۀ ۲۰ از مؤلفۀ «اعتیاد به فضای مجازی» («متأسفانه افراد در دنیای واقعی هرقدر هم تلاش کنند، باز شایستگی‌هایشان ناشناخته می‌ماند»)، این گویه بیشتر شبیه یک «باور کلیشه‌ای و عامیانه» است تا یک معیار سنجش گرایش به اعتیاد به فضای مجازی. پاسخ‌دهندگان ایرانی احتمالاً این گزاره را به عنوان یک واقعیت اجتماعی تلخ پذیرفته‌اند که نشان‌دهندۀ تفاوت دیدگاه جوانان روسی و ایرانی است. در نهایت، گویۀ ۲۴ («خرید از اینترنت بسیار راحت‌تر است») از مؤلفۀ «انجام رفتار مورد پسند در فضای مجازی» به یک عمل عینی و معمول اشاره دارد که فاقد بار روان‌شناختی کافی برای سنجش «هویت مجازی» است و بیشتر نگرش نسبت به تجارت الکترونیک را می‌سنجد. در مجموع، حذف این گویه‌ها نه یک ضعف، بلکه نشان‌دهندۀ آن هستند که هویت مجازی کاربران ایرانی، اگرچه دربرگیرندۀ مدیریت تصویر است، دربرگیرندۀ صرف کمال‌گرایی بیمارگونه، احساس گناه و کلیشه‌های عامیانه دربارۀ فضای مجازی نیست. این بینش می‌تواند برای طراحی مداخلات آموزشی به منظور ارتقای سواد رسانه‌ای و مقابله با آسیب‌های روانی شبکههای اجتماعی در ایران بسیار ارزشمند باشد.
در تأیید مؤلفه‌های پرسشنامه، می‌توان بیان کرد هویت بر اساس شناخت‌های تعمیم‌یافتۀ دوران کودکی، سیستم هنجارها و ارزش‌های جذب‌شده توسط شخصیت، نگرش‌های جامعه و انتظارات و الزامات محیط همسالان شکل می‌گیرد و فرد در طول رشد آگاهی، تجربیات گذشته را تعمیم می‌دهد که اساس شکل‌گیری سیستم اهداف، ارزش‌ها و نگرش‌های او است (Moreno, 2019). در همین راستا، افزایش نیاز به ارجاع به فضای مجازی رسانه‌های اجتماعی مملو از پتانسیل شکل‌گیری اعتیاد به اینترنت فضای مجازی و کاهش علاقه به توسعۀ کیفیت‌های شخصی واقعی است (Pellegrino et al., 2022). محتوای گویه‌های مرتبط با مؤلفۀ اعتیاد به فضای مجازی (جدول 2) نیز تأییدکنندۀ آن است که پاسخ‌دهندگان رفتارهای پرسه‌زنی بی‌هدف در فضای مجازی را به عنوان بخشی از رفتار متداول روزمرۀ خود انجام می‌دهند.
از مؤلفه‌های تأییدشدۀ پرسشنامه انجام رفتارهای مورد پسند در فضای مجازی بود که در تأیید آن می‌توان بیان کرد این واقعیت که افراد تمایل دارند خود را به گونه‌ای معرفی کنند که در محیط‌های مجازی کامل به نظر برسند، اهمیتی را که برای مطلوبیت اجتماعی قائل هستند نشان می‌دهد. مطلوبیت اجتماعی به تمایل افراد برای نشان‌دادن خود متناسب با هنجارهای اجتماعی اشاره دارد (Khezri & Tatarko, 2023). به همین دلیل، می‌توان گفت مطلوبیت اجتماعی عاملی مهم برای ایجاد هویت مجازی است. از طرفی، افراد به‌شدت تحت تأثیر محیط اجتماعی هستند که در آن هویت مجازی خود را می‌سازند؛ بنابراین، جامعۀ شبکههای اجتماعی که کاربران به آن تعلق دارند، برای توسعه و مدیریت هویت مجازی از اهمیت زیادی برخوردار است و افراد برای پذیرش در این شبکه‌ها، دست به رفتارهای مورد پسند در این شبکه‌ها می‌زنند (Tugtekin & Dursun, 2020). در همین راستا، محتوای گویه‌های این مؤلفه (جدول 2) نشان می‌دهد کاربران این شبکه‌ها ناشناس‌بودن، ارائۀ اطلاعات نادرست و مورد پسند دیگران، استفاده از شخصیتی متفاوت از شخصیت واقعی و استفاده از توهین و الفاظ زشت را در اولویت قرار داده‌اند و این رفتارها را بخشی از شخصیت مجازی خود کرده‌اند که با شخصیت واقعی آنها متفاوت است. از همین رو، این رفتارها سازندۀ بخشی از هویت مجازی آنها شده‌اند. همچنین، این موضوع می‌تواند به جبران نقص‌های هویت واقعی افراد در دنیای مجازی اشاره کند که پیش‌تر در پژوهش‌ها به آن اشاره شده است (Soh et al., 2024).
مؤلفۀ دیگر پرسشنامه نمایش خود در فضای مجازی بود که در تبیین آن می‌توان بیان کرد افراد در شبکههای اجتماعی آنچه را که دارند یا آرزوی آن را دارند اغراق‌آمیز به نمایش می‌گذارند و در واقع به دنبال خلق تصویری مطلوب از خود هستند (رصافیانی و همکاران، 1399). از سویی، نیز هویت مجازی این امکان را به کاربران می‌دهد تا رویدادها را به شیوه‌ای کمتر آسیب‌زا تجربه و با آنها مقابله کنند و عزت‌نفس خود را از این طریق افزایش دهند؛ زیرا ماهیت بیانی فضای مجازی ممکن است برخی از افراد را به توسعۀ برخی از مهارت‌های اجتماعی تشویق کند (برای مثال، تجربۀ گفت‌وگوی اجتماعی با افراد دیگر، مواجهه با اضطراب از موقعیت‌های اجتماعی، تمرین آیین‌های اجتماعی نزدیک‌شدن، خروج و غیره). در واقع، هویت مجازی زیرسیستم هویت واقعی است و هویت فرد را در فضای مجازی تکرار می‌کند و به عنوان اصلاحی از تصویر خود واقعی عمل می‌کند (Lin & Latoschik, 2022). در همین راستا، گویه‌های مؤلفۀ نمایش خود در فضای مجازی (جدول 2) نشان می‌دهند بیشترین بارهای عاملی مربوط به گویه‌هایی هستند که در آنها افراد به دنبال ابراز وجود و نمایش قابلیت‌ها و توانمندی‌های خود هستند که البته، این کارها به صورت اغراق‌آمیز انجام می‌شوند.
گفتنی است، با توجه به جامعۀ پژوهش حاضر که دربرگیرندۀ دانشجویان 18 الی 35 سالۀ شهر اصفهان بود، باید در استفاده از پرسشنامه برای سایر سنین با احتیاط عمل کرد و از طرفی، با توجه به ماهیت متفاوت شبکههای مجازی، نیاز است پژوهش‌هایی در گروه‌های سنی متفاوت و شبکههای خاص مجازی انجام شوند تا قابلیت ابزار بهتر بررسی شود. ضمن اینکه استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی به جای نمونه‌گیری در دسترس می‌تواند نقش متغیرهای مزاحم جمعیت‌شناختی، روان‌شناختی و اجتماعی که احتمالاً بر نتایج پاسخ‌گویان تأثیر داشته‌اند را کم‌رنگ کند. استفاده از روش‌های بررسی طولی برای مشخص‌شدن شکل‌گیری و ثبات هویت مجازی نیز می‌تواند در پژوهش‌های آتی مدنظر پژوهشگران قرار گیرد. اما به طور کلی، با توجه به این یافته‌ها، می‌توان نتیجه گرفت پرسشنامۀ هویت مجازی کاربران شبکههای اجتماعی نه فقط ابزاری مناسب برای سنجش هویت مجازی در جامعۀ ایرانی است، بلکه می‌تواند پایه‌ای برای مطالعات آینده در زمینۀ تأثیر هویت مجازی بر رفتارهای اجتماعی، تعاملات آنلاین و روانشناسی شخصیت در محیط‌های دیجیتال باشد. همچنین، این ابزار می‌تواند برای طراحی برنامه‌های آموزشی، مداخلات روان‌شناختی و سیاست‌گذاری در شبکههای اجتماعی به منظور افزایش آگاهی کاربران و کاهش اثرات منفی فضای مجازی استفاده شود.
ملاحظات اخلاقی
برای رعایت موارد اخلاقی پژوهش نام شرکت‌کنندگان ثبت نشده است و به شرکت‌کنندگان اطمینان داده شد داده‌های حاصل از پرسشنامه به صورت گروهی تحلیل خواهند شد و نتایج انفرادی در صورت تمایل آنها برایشان ارسال خواهد شد. در نگارش مقاله نیز اصول ارجاع‌دادن به منبع استفاده‌شده و اصل منبع‌نویسی علمی رعایت شده است.
تقدیر و تشکر و حمایت مالی
پژوهشگران بر خود لازم می‌دانند تا از تمامی افرادی که در انجام پژوهش همکاری و مشارکت داشتند، تقدیر و تشکر کنند. پژوهش حاضر نتیجۀ تلاش شخصی پژوهشگرانی است که نام آنها در ابتدای مقاله آورده شده است و حمایت مالی از هیچ سازمانی دریافت نشده است.
تعارض منافع
در پژوهش حاضر تعارض منافعی وجود ندارد.
[1] Mardia’s multivariate kurtosis
[2] relevance
[3] clarity
[4] simplicity
[5] Kaiser-Meyer-Olkin
[6] Bartlett
[7] - Factor Loading
[1] Facebook
[2] YouTube
[3] Twitter
[4] Digital personality
[5] Virtual Identities of Social Network Users
[6] Online self-representation
[7] Virtual Identity Status
[8] Virtual Identity of Social Media Users (VISMU)
[9] Cyberaddiction
[10] Acceptance of subculture
[11] Virtual image
[12] Addiction to Mobile Questionnaire Based on Social Networks (AMQSN)
[13] Cyberbullying Questionnaire (CQ)
[14] Subjective Vitality Questionnaire (SVQ)
[15] Varimax rotation
[16] Content validity index
[17] Exploratory factor analysis
[18] Confirmatory factor analysis
)