1. 研究目的
本研究旨在基于Griffiths (2005)的成瘾成分模型，改编并验证一套适用于中国老年人群体的短视频成瘾测量工具，为后续研究提供可靠的测量基础。
2. 研究方法
2.1. 参与者与抽样
抽样方法：采用便利抽样法。
招募渠道：主要包括：1) 线下渠道：社区活动中心、公园广场等老年人活动场所；2) 线上渠道：Credamo在线调研平台。
样本特征：研究对象为全国55岁及以上老年人。
数据清理：共回收问卷350份。依据以下标准剔除无效问卷：① 作答不完整；② 呈现明显规律性(如所有选项一致)；③ 作答时间过短。最终保留有效问卷201份，有效回收率为57.4%。样本人口学特征见表1。
Table 1. Demographic characteristics of the sample (N = 201)
表1. 样本人口学特征(N = 201)
变量 |
类别 |
人数(n) |
百分比(%) |
性别 |
男 |
102 |
50.7 |
女 |
99 |
49.3 |
受教育程度 |
小学 |
5 |
2.5 |
初中 |
9 |
4.5 |
高中/中专 |
40 |
19.9 |
大专 |
31 |
15.4 |
本科及以上 |
116 |
57.7 |
婚姻状况 |
已婚(配偶健在且同住) |
190 |
94.5 |
丧偶 |
4 |
2.0 |
离异 |
6 |
3.0 |
未婚 |
1 |
0.5 |
居住情况 |
仅与配偶同住 |
141 |
70.1 |
与子女/孙辈同住 |
57 |
28.4 |
独居 |
3 |
1.5 |
是否异地居住 |
否(本地/常住老人) |
136 |
67.7 |
是(异地居住) |
65 |
32.3 |
社区活动参与 |
经常参加 |
67 |
33.3 |
偶尔参加 |
103 |
51.2 |
几乎不参加 |
31 |
15.4 |
2.2. 短视频使用情况
被试的短视频使用情况见表2。结果显示，绝大多数老年人(87.1%)几乎每天使用短视频，且近半数(48.3%)每日使用时长超过2小时。
Table 2. Short video usage status (N = 201)
表2. 短视频使用情况(N = 201)
变量 |
类别 |
人数(n) |
百分比(%) |
使用频率 |
经常使用(几乎每天) |
175 |
87.1 |
有时使用(每周1~3次) |
22 |
10.9 |
很少使用(少于每周1次) |
4 |
2.0 |
每日使用时长 |
半小时以内 |
7 |
3.5 |
半小时到1小时 |
32 |
15.9 |
1~2小时 |
65 |
32.3 |
2~3小时 |
58 |
28.9 |
3小时以上 |
39 |
19.4 |
2.3. 研究工具
2.3.1. 老年人短视频成瘾量表(表3)
基于Griffiths (2005)的成瘾成分模型(显著性、心境改变、耐受性、戒断症状、冲突、复发)，参考张亚利等(2020)编制的问题性短视频使用量表，结合老年人认知特点(如记忆力减退、注意力持续时间较短)、生理特点(如视力下降)和生活情境(如日常活动以家务、社区活动为主)进行适老化改编。
Table 3. Comparison between original scale items and adapted items with modification reasons
表3. 老年人短视频成瘾量表题目内容
题号 |
题目内容 |
对应维度 |
1 |
感觉生活里最重要的事就是看短视频 |
显著性 |
2 |
不看短视频时总想着上面的内容 |
显著性 |
3 |
看短视频是为了忘掉烦心事 |
心境改变 |
4 |
看短视频是让自己开心的主要方式 |
心境改变 |
5 |
需要看更长时间才能觉得过瘾 |
耐受性 |
6 |
实际观看时间总超出计划 |
耐受性 |
7 |
几天不看会浑身不自在 |
戒断症状 |
8 |
家人劝阻时感到烦躁 |
戒断症状 |
9 |
因看短视频与家人产生不愉快 |
冲突 |
10 |
耽误家务/购物/锻炼等事务 |
冲突 |
11 |
难以控制减少观看时间 |
复发 |
12 |
明知有害仍忍不住观看 |
复发 |
2.3.2. 效标工具
邀请3名老年心理学领域专家和2名老年社会工作实务工作者组成专家评审团队，采用内容效度指数(Content Validity Index, CVI)对改编后的12个条目进行检验。具体流程如下：向专家提供量表改编依据、原量表与改编后量表条目对比表、老年人短视频使用相关背景资料；请专家从条目与量表核心概念的相关性、表述清晰度、适老化程度三个维度对每个条目进行1~4级评分(1 = 完全不相关/不清晰/不适宜，4 = 完全相关/非常清晰/非常适宜)；计算条目水平内容效度指数(I-CVI)和量表水平内容效度指数(S-CVI)。结果显示，12个条目的I-CVI均在0.83~1.00之间，量表水平内容效度指数(S-CVI/Ave)为0.95，表明量表具有良好的内容效度。
2.3.3. 最终量表形式
改编后的老年人短视频成瘾量表共12个题目，采用5点Likert计分(1 = 完全不同意，5 = 完全同意)，总分范围12~60分，得分越高表示短视频成瘾倾向越强。
2.4. 数据分析
使用SPSS 26.0进行数据分析，包括项目分析(题目–总分相关，CITC)、信度分析(Cronbach’s α系数)、效度分析(KMO检验、Bartlett球形检验、效标关联效度)以及差异分析(独立样本t检验) (吴明隆，2010)。
3. 研究结果
3.1. 项目分析
各题目的描述统计及题目–总分相关(CITC)结果见表4。所有题目的CITC值均大于0.50，表明各题目与量表总分具有良好的相关性，题目区分度良好(方杰等，2012)。量表总分的描述统计为M = 32.41，SD = 11.47，范围为14~55分。
Table 4. Analysis results of short video addiction scale items (N = 201)
表4. 短视频成瘾量表项目分析结果(N = 201)
题目 |
M |
SD |
CITC |
删除该题后α |
1. 生活里最重要的事就是看短视频 |
2.51 |
1.10 |
0.683 |
0.936 |
2. 不看时总想着上面的内容 |
2.78 |
1.35 |
0.815 |
0.931 |
3. 看短视频是为了忘掉烦心事 |
3.07 |
1.19 |
0.545 |
0.941 |
4. 看短视频是让自己开心的主要方式 |
3.49 |
1.27 |
0.680 |
0.936 |
5. 需要看更长时间才能觉得过瘾 |
2.80 |
1.23 |
0.799 |
0.932 |
6. 实际观看时间总超出计划 |
3.12 |
1.24 |
0.694 |
0.936 |
7. 几天不看会浑身不自在 |
2.85 |
1.24 |
0.777 |
0.933 |
8. 家人劝阻时感到烦躁 |
2.33 |
1.27 |
0.732 |
0.934 |
9. 因看短视频与家人产生不愉快 |
1.93 |
1.11 |
0.691 |
0.936 |
10. 耽误家务/购物/锻炼等事务 |
2.38 |
1.27 |
0.744 |
0.934 |
11. 难以控制减少观看时间 |
2.55 |
1.20 |
0.779 |
0.933 |
12. 明知有害仍忍不住观看 |
2.59 |
1.30 |
0.778 |
0.933 |
量表总分 |
32.41 |
11.47 |
— |
0.940 |
3.2. 信度分析
量表的Cronbach’s α系数为0.940，表明量表具有优秀的内部一致性信度(α > 0.90) (DeVellis, 2016)。
3.3. 效度分析
结构效度检验结果显示，KMO值为0.935 (>0.90，非常适合进行因素分析)，Bartlett球形检验χ2 = 1747.56 (p < 0.001)，拒绝相关矩阵为单位矩阵的原假设，表明数据适合进行探索性因素分析(侯杰泰等，2004)。效标关联效度检验结果见表5，短视频成瘾量表总分与每日使用时长呈显著正相关(r = 0.227, p < 0.001)，表明量表具有一定的效标关联效度。
Table 5. Results of criterion related validity test
表5. 效标关联效度检验结果
效标变量 |
r |
p |
孤独感总分 |
0.045 |
>0.05 |
每日使用时长 |
0.227 |
<0.001 |
3.4. 不同群体差异分析
不同群体在短视频成瘾量表上的得分差异见表6。结果显示，男性老年人的短视频成瘾得分(M = 33.80, SD = 12.29)略高于女性(M = 30.98, SD = 10.42)，但差异未达到统计显著水平(t = 1.754, p = 0.081)。异地居住老人的短视频成瘾得分(M = 36.00, SD = 13.21)高于本地老人(M = 30.22, SD = 10.05)，差异接近显著水平(t = −1.808, p = 0.071)，提示异地居住老人可能存在短视频成瘾风险更高的趋势，但该趋势尚未达到统计学意义上的显著差异(吴明证，郭永玉，2012)。
Table 6. Comparison of differences in short video addiction scores among different groups
表6. 不同群体短视频成瘾得分差异比较
分组变量 |
类别 |
n |
M |
SD |
t |
p |
性别 |
男 |
102 |
33.80 |
12.29 |
1.754 |
0.081 |
女 |
99 |
30.98 |
10.42 |
|
|
是否异地居住 |
本地老人 |
136 |
30.22 |
10.05 |
−1.808 |
0.071 |
异地老人 |
65 |
36.00 |
13.21 |
|
|
4. 讨论
4.1. 量表的信效度
本研究改编的老年人短视频成瘾量表表现出良好的心理测量学特性。在信度方面，Cronbach’s α系数达到0.940，远超过0.70的可接受标准，表明量表具有优秀的内部一致性。在效度方面，KMO值为0.935，Bartlett球形检验显著，表明量表具有良好的结构效度基础；量表总分与每日使用时长显著正相关，支持效标关联效度。在项目质量方面，所有题目的CITC值均大于0.50，表明各题目具有良好的区分度(蒋俏蕾，陈宗海，2021)。
4.2. 老年人短视频使用特点
本研究发现87.1%的老年人几乎每天使用短视频，48.3%的老年人每日使用时长超过2小时，这与蒋俏蕾等人的研究结果一致(Kardefelt-Winther, 2014)，进一步验证了短视频在老年群体中的广泛普及和高效使用频率，表明短视频已深度融入老年人的日常生活，成为他们日常娱乐、信息获取和社交互动的主要方式之一。量表平均得分为32.41分(满分60分)，处于中等偏低水平，说明本样本老年人整体短视频成瘾倾向不高，但通过数据分析发现，部分老年人得分接近或超过临界值，存在过度使用的风险(王玉琼，等，2020)，这可能与个体使用习惯、心理依赖因素相关，需在后续研究中进一步探讨干预措施。
5. 结论
本研究成功改编了一套适用于中国老年人群体的短视频成瘾量表，该量表具有良好的信度(α = 0.940)和效度，可用于后续研究中老年人短视频成瘾的测量。研究同时发现异地居住老人可能是短视频成瘾的高风险群体，值得后续研究进一步关注。