■ 薛 可 李 柔

一、引言

《中華人民共和國(guó)非物質(zhì)文化遺產(chǎn)法》對(duì)非物質(zhì)文化遺產(chǎn)(簡(jiǎn)稱“非遺”)的定義為:各族人民世世代代相傳承并視為其文化遺產(chǎn)組成部分的各種傳統(tǒng)文化表現(xiàn)形式,以及與傳統(tǒng)文化表現(xiàn)形式相關(guān)的實(shí)物和場(chǎng)所。非遺依托獨(dú)特的文化和歷史背景誕生,是對(duì)文化多樣性、活態(tài)性和創(chuàng)造力的呈現(xiàn),是一種獨(dú)特且珍貴的文化資源,對(duì)文化與自然環(huán)境的共同發(fā)展有著重要的促進(jìn)作用。截止2018年底,中國(guó)入選聯(lián)合國(guó)教科文組織的非物質(zhì)文化遺產(chǎn)已達(dá)到40余項(xiàng),居世界首位。那么,是否可憑借非遺的文化感染力來提升國(guó)家形象及城市認(rèn)同？

根據(jù)地方認(rèn)同概念①,城市認(rèn)同是人與城市互動(dòng)過程中形成的主觀對(duì)城市的肯定態(tài)度及身份歸屬感②,而人對(duì)城市的識(shí)別和認(rèn)知主要依賴城市符號(hào)這一物化載體③,城市認(rèn)同的形成與城市符號(hào)密切相關(guān)。 城市符號(hào)形式多樣,可以是某個(gè)代表性建筑,可以是某種特色文化,也可以是某種令人印象深刻的特質(zhì)等。非遺為一方土地所獨(dú)有,地域文化特質(zhì)鮮明,是城市文化和社會(huì)歷史的縮影與載體,在城市形象宣傳中常作為有代表性的城市符號(hào)呈現(xiàn)。數(shù)字時(shí)代的到來,改變了城市形象的傳播生態(tài)。新媒體平臺(tái)成為重要的信息傳播集散地,潛移默化地影響受眾對(duì)城市的感知及態(tài)度,微博平臺(tái)上的非遺數(shù)字傳播便是其中代表之一。根據(jù)新浪《2018年微博用戶發(fā)展報(bào)告》,新浪微博月活躍用戶4.62億,連續(xù)三年增長(zhǎng)7000萬(wàn)以上,網(wǎng)民普及率高。該報(bào)告還顯示,在微博平臺(tái)上非遺類話題討論度也不斷攀升,其中包含非遺的人文類微博發(fā)布量和閱讀量以超高速的態(tài)勢(shì)增長(zhǎng),在微博信息話題度增長(zhǎng)速度最快的垂直領(lǐng)域中排第5位。因此,本研究以微博信息為樣本,研究非遺數(shù)字信息對(duì)受眾城市認(rèn)同的影響。

蘇州是江南文化的代表性城市④,蘇繡作為江南文化的代表性非遺之一,以柔美、雅致、素潔為主要特點(diǎn),既具備藝術(shù)的形態(tài),又是民眾社會(huì)生活藝術(shù)呈現(xiàn)⑤,是蘇州屬地文化組成部分。蘇繡作為蘇州城市符號(hào)的價(jià)值⑥和對(duì)于蘇繡進(jìn)行數(shù)字化探索的必要性⑦均已經(jīng)被論證。因此本研究以蘇繡為研究對(duì)象,研究微博語(yǔ)境下蘇繡傳播對(duì)蘇州城市認(rèn)同產(chǎn)生的影響。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)卷入度與詳盡可能性模型

根據(jù)卷入度的高低不同,受眾對(duì)于接受信息的學(xué)習(xí)模式也不盡相同。綜合高卷入度和低卷入度兩種情況,社會(huì)心理學(xué)家佩蒂(Petty)和卡喬波(Cacioppo)提出了詳盡可能性模型(Elaboration Likelihood Model,ELM)⑧,詳盡可能性模型假設(shè)信息的說服存在兩條路徑:核心路徑和邊緣路徑。卷入度越高,受眾積極參與,精細(xì)加工的可能性越高,核心路徑較為有效；卷入度越低,受眾消極參與,精細(xì)加工可能性越低,邊緣路徑更為有效。

1.信息豐富度的影響

本研究將蘇繡信息核心線索細(xì)化為蘇繡信息豐富度,引入信息豐富度變量?；谶_(dá)夫特(Daft)的信息豐富度理論,信息內(nèi)容的豐富程度及形式多樣性會(huì)對(duì)信息傳播產(chǎn)生影響⑨。施文克(Schwenk)提出社交網(wǎng)絡(luò)基本內(nèi)容的接受度和信息量是成正比的⑩,受眾對(duì)于過短的信息認(rèn)識(shí)不清,這些信息內(nèi)容本身的價(jià)值被剝除或壓縮,受眾的二次傳播也會(huì)因此而受到影響。徐炳萬(wàn)(Suh Bongwon)等指出社交網(wǎng)絡(luò)傳播信息過程中整合了圖片、視頻、鏈接等多樣的表現(xiàn)形式,進(jìn)一步豐富了信息的內(nèi)容?；谄剿够?Pinsky)的研究,這些不同形式也激發(fā)著不同的視覺信息線索,有助于閱讀者對(duì)信息進(jìn)行感知和記憶,進(jìn)而促進(jìn)受眾的轉(zhuǎn)發(fā)行為、評(píng)論行為。文字信息是微博的重要表現(xiàn)形式,除此之外,不同信息形式對(duì)于傳播效果的影響不可忽視,當(dāng)文字越豐富、信息傳播形式越豐富,信息內(nèi)容豐富度越高,人們對(duì)信息就越認(rèn)可。據(jù)此,提出假設(shè):

H1:信息內(nèi)容豐富度正向影響感知蘇繡吸引力。

2.信源公信力和信息傳播熱度的影響

本研究將邊緣線索細(xì)化為蘇繡信息信源公信力和蘇繡信息傳播熱度。根據(jù)詳盡可能性模型,除信息本身之外的線索被稱為邊緣線索,在霍夫蘭(Hovland)說服模型中,信源作為有力的外部刺激,顯著影響著信息的說服效果,其中信源的公信力和受喜愛性均為重要指標(biāo),公信力包括專業(yè)性和可靠性等,受喜愛性包括吸引力和相似性等。埃德爾斯坦(Edelstein)等人的研究表明,信源公信力可以相對(duì)獨(dú)立地被測(cè)量,因?yàn)槭鼙妼?duì)于信源的信任程度和信任理由與信息和渠道并不相同。莫里斯(Morris)等的研究表明,信源公信力顯著正向影響著受眾的信息加工方式以及受眾對(duì)信息的認(rèn)同。

在微博這類社交媒體中除信源之外的邊緣線索還包括信息傳播熱度,以點(diǎn)贊、轉(zhuǎn)發(fā)、評(píng)論的形式呈現(xiàn)。查米陽(yáng)(Cha Meeyoung)通過微博信息的轉(zhuǎn)發(fā)、評(píng)論以及相關(guān)詞匯提及頻率測(cè)量信息傳播熱度,闡明當(dāng)信息傳播熱度越高,受眾參與度與討論度也就越高,態(tài)度上改變也就越明顯?；谑鼙姀谋姾挖呁睦?休頓(Hutto)等研究證實(shí),當(dāng)微博信息帶有話題標(biāo)簽,預(yù)示著該信息的共同討論度和熱度更高,受眾對(duì)于信息響應(yīng)更為積極。劉嘉琪等人的研究也發(fā)現(xiàn)評(píng)論數(shù)和點(diǎn)贊數(shù)能夠使受眾觀察到其他受眾反饋,影響受眾行為。綜上,本研究提出以下假設(shè):

H2:信源公信力正向影響感知蘇繡吸引力。

H3:信息傳播熱度正向影響感知蘇繡吸引力。

3.蘇繡卷入度的影響

基于詳盡可能性模型通過蘇繡數(shù)字信息對(duì)蘇繡吸引力進(jìn)行說服。受眾對(duì)蘇繡卷入度越高,受眾參與蘇繡數(shù)字信息傳播越積極,蘇繡數(shù)字信息本身的影響越大；相對(duì)的受眾對(duì)蘇繡卷入度越低,蘇繡數(shù)字信息信源和傳播熱度的影響越大。當(dāng)對(duì)蘇繡卷入度較高時(shí),信息本身發(fā)揮主要影響；當(dāng)對(duì)蘇繡卷入度較低時(shí),邊緣路徑發(fā)揮主要影響。因此,本研究提出以下假設(shè):

H4:蘇繡卷入度正向調(diào)節(jié)信息內(nèi)容豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力的影響。

H4a:蘇繡卷入度高時(shí),信息內(nèi)容豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力有顯著正向影響。

H4b:蘇繡卷入度低時(shí),信息內(nèi)容豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力無顯著影響。

H5:蘇繡卷入度正向調(diào)節(jié)信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力的影響。

H5a:蘇繡卷入度高時(shí),信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力無顯著影響。

H5b:蘇繡卷入度低時(shí),信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力有顯著正向影響。

H6:蘇繡卷入度正向調(diào)節(jié)信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力的影響。

H6a:蘇繡卷入度高時(shí),信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力無顯著影響

H6b:蘇繡卷入度低時(shí),信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力有顯著正向影響。

(二)情感遷移模型

為探索受眾對(duì)品牌延伸的評(píng)價(jià)和態(tài)度,費(fèi)斯克(Fiske)等提出情感遷移模型(affect-transfer model)。在此模型中受眾對(duì)原有對(duì)象的態(tài)度和感情通過兩種可能的途徑向延伸品遷移。直接遷移時(shí),品牌態(tài)度是受眾對(duì)品牌的一種條件反射,當(dāng)條件刺激出現(xiàn),會(huì)一定程度上喚醒受眾情感,這是一種不自覺被動(dòng)反應(yīng),很少有主動(dòng)的參與和信息加工；第二條路徑是間接遷移,延伸品與原品牌契合度越高,態(tài)度和情感的遷移越順暢。這一遷移路徑需要受眾主動(dòng)進(jìn)行認(rèn)知加工,因此,它反映受眾卷入度較高,對(duì)原品牌和延伸品了解詳細(xì)的情況。阿克爾(Aaker)和凱勒(Keller)用認(rèn)知一致性闡釋了這種遷移過程:如果感覺到延伸品與原品牌之間契合度較高,則會(huì)遵循認(rèn)知節(jié)省原則,把對(duì)原品牌的情感遷移到延伸品上,以保持了認(rèn)知的穩(wěn)定和一致性。但若兩者間的主觀契合度較低,則會(huì)引起認(rèn)知失調(diào),因而可能對(duì)延伸品產(chǎn)生負(fù)面情感。

該理論的研究除了集中在品牌延伸中,還拓展到地理標(biāo)志的品牌延伸、城市體育賽事與城市形象的情感遷移等領(lǐng)域,也證實(shí)地方符號(hào)(地理標(biāo)志、城市體育賽事)與城市的契合度能影響情感遷移的效果,該理論的適用性在城市符號(hào)與城市間關(guān)系中得到了證實(shí)。

為探索受眾對(duì)蘇繡態(tài)度與蘇州認(rèn)同的關(guān)系,需要明確如何衡量受眾對(duì)蘇繡的態(tài)度。本研究采用了較為公認(rèn)的態(tài)度模型:霍夫蘭和羅森博格(Rosenberg)提出的三元態(tài)度模型,該模型將態(tài)度分為認(rèn)知、情感和行為三個(gè)維度,并解釋了三個(gè)維度之間的相互關(guān)系。本研究探索受眾認(rèn)知和情感導(dǎo)致的情感遷移,不涉及行為層面。張希月和陳田的研究提出了感知蘇繡吸引力概念,包含了對(duì)蘇繡的情感和認(rèn)知成分,適用于情感遷移模型,可用來衡量受眾對(duì)蘇繡的情感和態(tài)度,因而本研究采用這一概念來衡量受眾對(duì)蘇繡的態(tài)度。

本研究由于主要關(guān)注受眾態(tài)度的轉(zhuǎn)變,將城市認(rèn)同作為因變量,只關(guān)注情感、歸屬感等因素,摒棄認(rèn)知、心理結(jié)構(gòu)等非主要研究因素。

蘇繡是蘇州的文化符號(hào),當(dāng)蘇繡出現(xiàn)在受眾視野,且以符號(hào)的形式強(qiáng)調(diào)了蘇州的某種特質(zhì),會(huì)一定程度上喚起受眾的情感。根據(jù)情感遷移理論,為保持認(rèn)知一致,受眾對(duì)于蘇繡的態(tài)度會(huì)通過情感遷移影響其對(duì)蘇州的態(tài)度,當(dāng)蘇繡和蘇州契合度較高,情感遷移過程會(huì)比較順暢,因此,感知契合度對(duì)這一過程存在調(diào)節(jié)作用。據(jù)此,本研究提出以下假設(shè):

H7:感知蘇繡吸引力正向影響蘇州認(rèn)同。

H8:感知契合度正向調(diào)節(jié)感知蘇繡吸引力與蘇州認(rèn)同的關(guān)系。

三、研究方法

(一) 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

根據(jù)詳盡可能性模型和情感遷移理論及假設(shè),本研究設(shè)計(jì)了2(高/低信息內(nèi)容豐富度)*2(高/低信源公信力)*2(高/低信息傳播熱度)的實(shí)驗(yàn),分別驗(yàn)證不同蘇繡卷入度下信息內(nèi)容豐富度、信源公信力、信息傳播熱度的影響。

1.材料選取

實(shí)驗(yàn)中采用模擬微博界面作為刺激材料。選用較為中性化語(yǔ)氣的文字和視頻,以摒除表述情感上的不一致帶來的差異。信息豐富度通過內(nèi)容及形式的豐富與否進(jìn)行區(qū)分,高豐富材料內(nèi)容包括對(duì)蘇繡的審美、技藝、傳承以及收藏價(jià)值等方面進(jìn)行描述,低豐富材料內(nèi)容僅對(duì)蘇繡審美價(jià)值進(jìn)行描述；因視頻是圖片形式和聲音形式的結(jié)合,因而高豐富材料形式采用文字加視頻的形式,低豐富材料形式采用文字加圖片的形式呈現(xiàn)。根據(jù)薛可等研究,受眾對(duì)官方媒體的信任遠(yuǎn)超過一般受眾,因此實(shí)驗(yàn)材料選用受眾熟悉且公信力較高的人民日?qǐng)?bào)和一名虛擬普通微博用戶作為微博發(fā)布主體,展示其粉絲數(shù)、發(fā)布的微博數(shù)、微博認(rèn)證等信息,以凸顯兩者公信力差異。

結(jié)合微博本身的特質(zhì),通過對(duì)微博轉(zhuǎn)發(fā)、評(píng)論、點(diǎn)贊人數(shù)以及是否出現(xiàn)在微博熱榜上區(qū)分傳播熱度。

根據(jù)實(shí)驗(yàn)材料設(shè)計(jì),實(shí)驗(yàn)共分為八個(gè)實(shí)驗(yàn)小組,被試分組如下:

表1 實(shí)驗(yàn)分組

2.量表與問卷設(shè)計(jì)

自變量:信息豐富度(核心線索),在本研究中指信息內(nèi)容量、呈現(xiàn)角度和形式,主要借用陳(Chen)的測(cè)量方式,共4個(gè)題項(xiàng)；信源公信力(邊緣線索),在本研究指微博信源關(guān)注人數(shù)多或少以及是否是權(quán)威媒體,主要結(jié)合參考麥爾(Meyer)和詹騫的測(cè)量方式,因本研究主要測(cè)量微博平臺(tái)信源公信力,刪除與本研究不匹配指標(biāo),共2個(gè)題項(xiàng)；信息傳播熱度(邊緣線索),在本研究中指微博信息點(diǎn)贊、評(píng)論、轉(zhuǎn)發(fā)數(shù)量多少以及是否在熱門榜單,主要參考察(Cha)的研究,共2個(gè)題項(xiàng)。

調(diào)節(jié)變量:蘇繡卷入度,在本研究中指對(duì)蘇繡的熟悉程度和接觸程度:主要參考扎伊科夫斯基(Zaichkowsky)的測(cè)量方式,結(jié)合測(cè)量語(yǔ)境以及蘇繡特質(zhì),刪除不恰當(dāng)項(xiàng),共5個(gè)題項(xiàng)；感知契合度,在本研究中指感知到的蘇繡與蘇州的形象和文化契合度,主要分為形象契合度和文化契合度兩個(gè)維度,前者參考沃爾克納(V?lckner)和扎特勒(Sattler)的研究,后者參考周露陽(yáng)的研究,共7個(gè)題項(xiàng)。

中介變量:感知蘇繡吸引力,在本研究中指感知到的蘇繡對(duì)自身的吸引力程度,主要參考張希月,陳田的測(cè)量方式,共5個(gè)題項(xiàng)。

因變量:蘇州認(rèn)同,在本研究中指對(duì)于蘇州的認(rèn)同和依戀程度,主要參考威廉(William)和瓦斯克(Vaske)的測(cè)量方式,共9個(gè)題項(xiàng)。

(二)實(shí)驗(yàn)過程

本研究中蘇繡數(shù)字信息對(duì)于城市認(rèn)同的影響調(diào)查,主要通過滾雪球方式在互聯(lián)網(wǎng)上發(fā)放問卷進(jìn)行。為確保實(shí)驗(yàn)的有效性,在問卷發(fā)放過程中進(jìn)行了嚴(yán)格的質(zhì)量把控。如設(shè)置“不允許IP地址重復(fù)”防止重復(fù)填寫問卷,問卷第一題設(shè)為是否使用微博等,防止非微博用戶誤填。

包含實(shí)驗(yàn)材料的調(diào)查問卷共有八份,被試隨機(jī)回答其中一份問卷。本次調(diào)查共計(jì)回收問卷540份,問卷回收后根據(jù)選項(xiàng)重復(fù)率以及是否有未答題項(xiàng)進(jìn)行了有效性篩選,篩選后,微博用戶答卷525份,有效問卷總計(jì)479份,問卷有效率為91.2%,符合統(tǒng)計(jì)分析要求,組1到組8樣本量分別為:59,58,61,58,61,60,61,61。

(三)操縱檢驗(yàn)

被試對(duì)信息豐富度、信源公信力、信息傳播熱度的問項(xiàng)進(jìn)行回答之后,通過獨(dú)立樣本T檢驗(yàn),驗(yàn)證被試是否明顯感知到不同材料的信息豐富度、信源公信力和信息傳播熱度不同。

檢驗(yàn)結(jié)果表明,高信息豐富度組對(duì)于信息豐富度的感知顯著大于低信息豐富度組(M高信息豐富度=3.62,M低信息豐富度=2.59,n=479,p<0.01)；高信源公信力組對(duì)于信源公信力的感知顯著大于低信源公信力組(M高信源公信力=3.47,M低信源公信力=2.64,n=479,p=<0.01)；高信息傳播熱度組對(duì)于信息傳播熱度的感知顯著大于低信息傳播熱度組(M高信息傳播熱度=3.51,M低信息傳播熱度=2.36,n=479,p<0.05)。故對(duì)信息豐富度、信源公信力和信息傳播熱度的操縱均有效。

四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

(一)信效度檢驗(yàn)

本研究中,蘇繡數(shù)字信息屬性、蘇繡卷入度、感知蘇繡吸引力、感知契合度、蘇州認(rèn)同五個(gè)部分測(cè)量項(xiàng)的Cronbach′s α系數(shù)值分別為0.744,0.946,0.946,0.952,0.957,各部分Cronbach′s α系數(shù)均大于0.7,信度理想。

結(jié)構(gòu)效度指測(cè)量結(jié)果展示結(jié)構(gòu)與測(cè)量方式之間的匹配程度。本研究采用KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值判斷相應(yīng)變量對(duì)因子分析是否適用。一般而言,當(dāng)KMO值大于0.7,可以認(rèn)為問卷結(jié)構(gòu)效度良好。本研究中,蘇繡數(shù)字信息屬性、蘇繡卷入度、感知蘇繡吸引力、感知契合度、蘇州認(rèn)同五個(gè)部分測(cè)量項(xiàng)的KMO值分別為0.786,0.934,0.916,0.948,0.957,各部分KMO值均大于0.7,結(jié)構(gòu)效度理想。

(二)假設(shè)檢驗(yàn)

1.微博信息對(duì)感知蘇繡吸引力的影響

本研究采用2(信息豐富度)*2(信源公信力)*2(信息傳播熱度)ANOVA分析方法確定信息豐富度、信源公信力和信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力的影響,并驗(yàn)證交互作用是否存在。

表2 蘇繡數(shù)字信息屬性對(duì)感知蘇繡吸引力影響

a.R2=0.323(調(diào)整后R2=0.313)

檢驗(yàn)結(jié)果顯示,信息豐富度,信源公信力,信息傳播熱度三個(gè)變量無論兩兩之間還是三者之間的交互項(xiàng)對(duì)感知蘇繡吸引力均無顯著影響,說明自變量之間不存在對(duì)感知蘇繡吸引力的交互作用。

單獨(dú)研究三個(gè)蘇繡數(shù)字信息屬性的影響,信息豐富度的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(F=140.013,p<0.01)。從估算邊際均值來看,低信息豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=2.57)小于高信息豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=3.43)。因此,信息豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著的正向影響,假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

信源公信力的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(F=78.513,p<0.01)。從估算邊際均值來看,低信源豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=2.68)小于高信源公信力時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=3.32)。因此,信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著的正向影響,假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

信息傳播熱度的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力同樣存在顯著影響(F=3.940,p<0.01)。從估算邊際均值來看,低信息傳播熱度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=2.92)小于高信息傳播熱度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=3.07)。因此,信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著的正向影響,假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

圖1 感知蘇繡吸引力估算邊際均值圖

2.蘇繡卷入度的調(diào)節(jié)作用

(1)蘇繡卷入度調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

本研究通過PROCESS3.3中模型對(duì)蘇繡卷入度的調(diào)節(jié)效果進(jìn)行檢測(cè)。因本研究對(duì)信息內(nèi)容豐富度、信源公信力、信息傳播熱度均進(jìn)行了操縱,且三者均為自變量,故驗(yàn)證信息內(nèi)容豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力影響時(shí)不能忽略信源公信力和信息傳播熱度的影響。本研究將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行中心化處理后,采用Hayes調(diào)節(jié)分析模型PROCESS模型1,把信源公信力、信息傳播熱度、信源公信力*蘇繡卷入度和信息傳播熱度*蘇繡卷入度均視作控制變量分析,經(jīng)過5000次重采樣自主法,對(duì)蘇繡卷入度的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行驗(yàn)證。擬合結(jié)果R2=0.443,p<0.01。結(jié)果顯示,信息豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著的正向影響(p<0.01),且信息豐富度和蘇繡卷入度的交叉項(xiàng)對(duì)感知蘇繡吸引力的回歸是顯著的正向回歸(coeff=0.251,t=7.388,p<0.01),說明蘇繡卷入度在信息內(nèi)容豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力影響中存在正向調(diào)節(jié)作用,假設(shè)H4得到初步驗(yàn)證。

本研究為驗(yàn)證蘇繡卷入度在信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力影響中的調(diào)節(jié),把信息豐富度、信息傳播熱度、信息豐富度*蘇繡卷入度和信息傳播熱度*蘇繡卷入度均視作控制變量分析,擬合結(jié)果為R2=0.443,p=0.000<0.05。結(jié)果顯示,信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著的正向影響(p=0.000<0.05),信源公信力和蘇繡卷入度的交叉項(xiàng)對(duì)感知蘇繡吸引力回歸是顯著的負(fù)向回歸(coeff=-0.120,t=-3.562,p<0.01),說明蘇繡卷入度在信源公信力對(duì)感知蘇繡吸引力影響中存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用,假設(shè)H5得到初步驗(yàn)證。

為驗(yàn)證蘇繡卷入度在信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力影響中的調(diào)節(jié),把信息豐富度、信源公信力、信息豐富度*蘇繡卷入度和信源公信力*蘇繡卷入度均視作控制變量,經(jīng)過5000次重采樣自主法,對(duì)蘇繡卷入度的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行驗(yàn)證。擬合結(jié)果R2=0.443,p<0.01。結(jié)果顯示,信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著的正向影響(p=p<0.01),信息傳播熱度和蘇繡卷入度的交叉項(xiàng)對(duì)感知蘇繡吸引力的回歸呈顯著的負(fù)向回歸(coeff=-0.094,t=-2.696,p<0.01),說明蘇繡卷入度在信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡吸引力影響中存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用,假設(shè)H6得到初步驗(yàn)證。

(2)高蘇繡卷入度下數(shù)字信息對(duì)感知蘇繡吸引力的影響

為驗(yàn)證高低蘇繡卷入度下信息豐富度對(duì)感知蘇繡吸引力的不同影響,需將蘇繡卷入度進(jìn)行高低區(qū)分。由描述性統(tǒng)計(jì)分析得出,卷入度的中位數(shù)是3.0,將蘇繡卷入度按照其中位數(shù)分為高低兩組。此時(shí),根據(jù)刺激材料的分組,仍將信息豐富度、信源公信力與信息傳播熱度視作二值變量,探索其對(duì)感知蘇繡吸引力的影響。其中,高蘇繡卷入度被試者259位,低蘇繡卷入度被試者 220位,分別對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行2(信息豐富度)*2(信源公信力)*2(信息傳播熱度)ANOVA分析。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示,高信息卷入度時(shí),三個(gè)自變量無論兩兩之間還是三者之間,其交叉項(xiàng)對(duì)感知蘇繡吸引力影響均不顯著,因而不存在對(duì)感知蘇繡吸引力的交互作用。

圖2 高卷入度下感知蘇繡吸引力估算邊際均值圖

圖3 低卷入度下感知蘇繡吸引力估算邊際均值圖

而高蘇繡卷入度下,信息豐富度的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(p<0.01),對(duì)其估算邊際平均值進(jìn)行比較,低信息豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=2.50)顯著小于高信息豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=3.43),假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。

信源公信力的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(p<0.01),對(duì)其估算邊際平均值進(jìn)行比較,低信源豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=2.66)顯著小于高信源公信力時(shí)感知蘇繡吸引力(M邊際=3.28),與假設(shè)H5a相悖,假設(shè)H5a不成立。

信息傳播熱度的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力不存在顯著影響(p=0.752>0.05),假設(shè)H6a得到驗(yàn)證。

(3)低蘇繡卷入度下數(shù)字信息對(duì)感知蘇繡吸引力的影響

同樣對(duì)低卷入度組樣本進(jìn)行2(信息豐富度)*2(信源公信力)*2(信息傳播熱度)ANOVA分析。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示,低信息卷入度時(shí),三個(gè)自變量無論兩兩之間還是三者之間,其交叉項(xiàng)對(duì)感知蘇繡吸引力影響均不顯著,因而不存在對(duì)感知蘇繡吸引力的交互作用。

而低蘇繡卷入度下,信息豐富度的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(p<0.01),對(duì)其估算邊際均值進(jìn)行比較,低信息豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力小于高信息豐富度時(shí)感知蘇繡吸引力,與假設(shè)H4b相悖,假設(shè)H4b不成立。

信源公信力的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(p<0.01),對(duì)其估算邊際平均值進(jìn)行比較,低信源豐富度時(shí)知蘇繡吸引力小于高信源公信力時(shí)感知蘇繡吸引力,假設(shè)H5b得到驗(yàn)證。

信息傳播熱度的高或低對(duì)感知蘇繡吸引力存在顯著影響(p<0.01),對(duì)其估算邊際平均值進(jìn)行比較,低信息傳播熱度時(shí)知蘇繡吸引力小于高信息傳播熱度時(shí)感知蘇繡吸引力,假設(shè)H6b得到驗(yàn)證。

3.感知契合度的調(diào)節(jié)作用

為驗(yàn)證感知契合度在感知蘇繡新引力對(duì)蘇州認(rèn)同影響中的調(diào)節(jié)作用,本研究采用Hayes的調(diào)節(jié)分析模型PROCESS模型1,把感知蘇繡吸引力作為自變量,蘇州認(rèn)同作為因變量,感知契合度作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分析,經(jīng)過5000次重采樣自主法,對(duì)感知契合度的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行驗(yàn)證。擬合結(jié)果R2=0.185,p<0.01。

結(jié)果顯示,感知蘇繡吸引力對(duì)蘇州認(rèn)同有顯著的正向影響(coeff=0.372,t=9.521,p<0.01),即當(dāng)受眾感知蘇繡越具有吸引力,對(duì)蘇州也就越認(rèn)同,假設(shè)H7得到驗(yàn)證。

感知蘇繡與蘇州的契合度對(duì)蘇州認(rèn)同無明顯影響(p=0.222>0.05),但感知蘇繡吸引力與感知契合度的交互項(xiàng)對(duì)蘇州認(rèn)同具有顯著的正向影響(coeff=0.121,t=3.412,p<0.01),即當(dāng)受眾感知蘇繡與蘇州越契合,其感知蘇繡吸引力對(duì)蘇州認(rèn)同的影響越大,感知契合度正向調(diào)節(jié)感知蘇繡吸引力與蘇州認(rèn)同的關(guān)系,假設(shè)H8得到檢驗(yàn)。

表3 感知蘇繡吸引力對(duì)蘇州認(rèn)同影響的影響

4.感知蘇繡吸引力的中介作用

為整體驗(yàn)證研究模型,需要驗(yàn)證感知蘇繡吸引力的中介作用的存在,需要驗(yàn)證三個(gè)自變量三條因果路徑的中介作用。為在研究中規(guī)避多個(gè)因變量帶來的影響,需要建一個(gè)有多自變量、并包含調(diào)節(jié)變量的PROCESS模型以驗(yàn)證中介效應(yīng)。

將實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)中心化處理后,分別將信息豐富度、信源公信力、信息傳播熱度作為自變量對(duì)該模型檢測(cè)三次,驗(yàn)證了感知蘇繡吸引力在數(shù)字信息對(duì)蘇州認(rèn)同影響中的中介作用。

將信息豐富度作為自變量,感知蘇繡吸引力作為中介變量,蘇州認(rèn)同作為因變量,蘇繡卷入度作為第一個(gè)調(diào)節(jié)變量,感知契合度作為第二個(gè)調(diào)節(jié)變量,信源公信力、信息傳播熱度、信源公信力*蘇繡卷入度、信息傳播熱度*蘇繡卷入度作為控制變量,對(duì)感知蘇繡吸引力在信息豐富度對(duì)蘇州認(rèn)同的影響中的中介作用進(jìn)行驗(yàn)證,擬合結(jié)果R2=0.443,p=0.000<0.05,得到模型路徑系數(shù)圖。

檢驗(yàn)結(jié)果中,存在6個(gè)中介效應(yīng)顯著(不包含0)的中介效應(yīng)區(qū)間,說明感知蘇繡吸引力在信息豐富度對(duì)蘇州認(rèn)同的影響中起中介作用。將信源公信力作為自變量進(jìn)行驗(yàn)證,模型擬合結(jié)果相同,結(jié)果顯示存在9個(gè)中介效應(yīng)顯著(不包含0)的區(qū)間,說明感知蘇繡吸引力在信源公信力對(duì)蘇州認(rèn)同的影響中起中介作用。同樣地將信息傳播熱度作為自變量進(jìn)行驗(yàn)證,模型擬合結(jié)果相同,檢驗(yàn)結(jié)果顯示,存在9個(gè)中介效應(yīng)顯著(不包含0)的區(qū)間,說明感知蘇繡吸引力在信息傳播熱度對(duì)蘇州認(rèn)同的影響中起中介作用。

*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001

圖4 模型路徑系數(shù)圖

五、研究發(fā)現(xiàn)

第一,非遺數(shù)字信息的豐富度、信源公信力、信息傳播熱度三個(gè)因素對(duì)城市認(rèn)同的影響機(jī)制具有差異性,形成了交替動(dòng)態(tài)影響機(jī)制。

根據(jù)前文綜述,信息豐富度、信源公信力以及信息傳播熱度影響是共同存在,且同時(shí)作用于受眾認(rèn)知的。本研究發(fā)現(xiàn),在卷入度高或低的特定情況下,非遺數(shù)字信息某些屬性(信息豐富度、信源公信力、信息傳播熱度)對(duì)于城市認(rèn)同的影響較小,甚至可以忽略不計(jì)(如高卷入度時(shí)信息傳播熱度對(duì)感知蘇繡新引力不存在顯著影響,p=0.752>0.05),三者并非總是共同作用。根據(jù)受眾對(duì)非遺數(shù)字信息卷入度的不同,非遺數(shù)字信息對(duì)于城市認(rèn)同影響的三條路徑具有一定的差異。究其原因,對(duì)于特定主題的數(shù)字信息,如健康、安全話題等,因與自身關(guān)聯(lián)較高,絕大部分受眾都處于高卷入狀態(tài),因而核心路徑影響明顯,數(shù)字信息對(duì)認(rèn)知和態(tài)度的影響機(jī)制較為固定。而非遺信息與這些話題不同,非遺本身具有民俗性、變遷性和情境性,不同文化背景、不同興趣的受眾對(duì)非遺的卷入度的從高到低差別較大,本研究中,對(duì)蘇繡卷入度的測(cè)度項(xiàng)平均得分從1(最低分,n=20)到5(最高分,n=19)分布零散,導(dǎo)致說服路徑具有明顯差異性。

詳盡可能性模型是一個(gè)切片式的靜態(tài)模型,適用于消費(fèi)者品牌選擇過程中的信息說服,該模型假設(shè)特定信息影響受眾認(rèn)知的路徑是確定的:核心或邊緣路徑。而本研究根據(jù)研究數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)說服路徑的差異,可以擬定非遺數(shù)字信息對(duì)城市認(rèn)同的說服過程具有主要影響因素交替變動(dòng)的特性:當(dāng)受眾不了解或不常接觸非遺時(shí),非遺信源和信息熱度的影響較大,信息本身的影響發(fā)揮的作用處于較低值；而隨著受眾對(duì)于非遺接觸的深入,數(shù)字信息的影響逐漸側(cè)重?cái)?shù)字信息本身內(nèi)容與形式的影響,信源和信息傳播熱度的影響逐漸淡化,甚至更為邊緣的信息傳播熱度信息可能失去影響,這與詳盡可能性的基本假設(shè)3吻合?？梢?非遺數(shù)字信息對(duì)受眾的城市認(rèn)同影響路徑包含一個(gè)三因素交替變動(dòng)的動(dòng)態(tài)的影響機(jī)制,這一動(dòng)態(tài)機(jī)制因把時(shí)間因素納入考慮,可以適配數(shù)字信息說服受眾的全過程,而非僅僅針對(duì)某一次品牌露出的品牌說服效果,比之前研究更具普適性。

第二,非熱點(diǎn)議題中,數(shù)字信息豐富度、信源公信力和信息傳播熱度顯著影響受眾感知。

已有研究證實(shí)了對(duì)諸如社會(huì)事件、娛樂新聞、新鮮話題等熱點(diǎn)論題,微博信息豐富度、信源公信力和傳播熱度會(huì)顯著影響受眾認(rèn)知和行為。本研究發(fā)現(xiàn)非物質(zhì)文化遺產(chǎn)這類非熱點(diǎn)議題中,數(shù)字信息豐富度、信源公信力和信息傳播熱度具有同樣的影響。

在新媒體平臺(tái)上,以媒體發(fā)布為導(dǎo)向的熱點(diǎn)或非熱點(diǎn)議題的區(qū)分方式不完全適用,受眾的信息接收模式較為復(fù)雜,圖片、文字、視頻等多樣信息形式同時(shí)存在,主動(dòng)與被動(dòng)的信息接收也同時(shí)存在。且即使是被動(dòng)接收的信息,受眾也有可能通過評(píng)論、點(diǎn)贊、轉(zhuǎn)發(fā)等主動(dòng)參與行為與議題進(jìn)行關(guān)聯(lián),所以非熱點(diǎn)議題與受眾的關(guān)聯(lián)性得到增強(qiáng),信息對(duì)受眾的影響模式與受眾心理的關(guān)聯(lián)更為顯著。

阿尤哈德(Aljukhadar)在研究受眾購(gòu)買行為時(shí)提出“代理信任”概念,恰好解釋熱點(diǎn)和非熱點(diǎn)議題中同時(shí)存在的兩條路徑,其理論通過“代理信任”區(qū)分微博信息對(duì)受眾感知和行為的影響路徑,僅與受眾心理和認(rèn)知相關(guān)而與信息本身的內(nèi)容不相關(guān),因而在熱點(diǎn)與非熱點(diǎn)議題中同樣適用。信息豐富度高時(shí),信息豐富度可以通過影響代理信任的途徑間接影響受眾感知和行為；媒介豐富度低時(shí),代理信任則不復(fù)存在,信息對(duì)受眾感知和行為的影響則較小,信源對(duì)受眾影響路徑更為明顯。而高公信力信源通常比低公信力的信源說服效果好,以微博為研究情境,信源公信力顯著影響著受眾的行為改變,高公信力博主更受受眾信任?；谖⒉┨匦?微博信息傳播熱度也是一個(gè)重要因素,高熱度微博具有更高的可到達(dá)性,受眾的從眾心理也意味著高熱度信息擁有更好的說服效果。這意味著影響非遺這類文化議題信息傳播效果的因素具有三種可能的方向,并強(qiáng)調(diào)了對(duì)非物質(zhì)文化遺產(chǎn)信息本身內(nèi)容和形式加以豐富的重要性。

第三,微博用戶非遺卷入度高低界限相對(duì)模糊,以卷入度為調(diào)節(jié)變量構(gòu)建數(shù)字信息說服模型。

詳盡可能性模型研究依據(jù)信息傳播主體和媒介的不同,對(duì)卷入度進(jìn)行了高與低的區(qū)分。本研究以非遺為研究對(duì)象嘗試區(qū)分高低卷入度,發(fā)現(xiàn)不能清楚說明信息說服的核心路徑和邊緣路徑的存在。但將感知蘇繡吸引力作為連續(xù)變量,用調(diào)節(jié)效應(yīng)來解釋微博信息對(duì)受眾感知的影響,此時(shí)模型擬合通過檢驗(yàn),且可通過卷入度調(diào)節(jié)方向不同,區(qū)分不同的說服路徑,建立基于詳盡可能性模型的非遺數(shù)字信息對(duì)城市認(rèn)同的說服模型。

區(qū)別于使用價(jià)值很強(qiáng)的商品,非遺的價(jià)值更多表現(xiàn)在其文化價(jià)值和歷史價(jià)值層面,無法通過價(jià)格或使用價(jià)值對(duì)其進(jìn)行明確區(qū)分。同時(shí)基于文化背景和個(gè)人興趣等因素,受眾對(duì)非遺的信息獲取和了解程度各有不同,因而不能簡(jiǎn)單地將對(duì)非遺的卷入度分割為“高”或“低”。所以,在非遺數(shù)字信息傳播中對(duì)于同一信息對(duì)象的卷入相較于二值變量,可視作連續(xù)的變量,該變量調(diào)節(jié)非遺信息的說服過程。這種調(diào)節(jié)模型更適應(yīng)新媒體平臺(tái)的文化信息傳播議題,是對(duì)詳盡可能性模型的延伸性探索。

第四,只有當(dāng)非遺信息與城市形象和文化契合度高時(shí),非遺信息對(duì)城市形象認(rèn)同才具有適配性。

前人對(duì)于非遺傳播的研究角度多集中在傳承和保護(hù),或?qū)⒅胖糜诔鞘新糜涡麄髑榫持?。本研究發(fā)現(xiàn),在特定條件下,通過非遺數(shù)字信息傳播城市形象同樣適用。非遺對(duì)城市認(rèn)同的影響大小是受感知契合度調(diào)節(jié)的,也就是說,感知契合度可以一定程度上衡量非遺作為城市符號(hào)來宣傳城市形象的配適性。

索緒爾(Saussure)的符號(hào)理論認(rèn)為,符號(hào)是由能指和所指構(gòu)成的統(tǒng)一體,能指是人們通過自身感受察覺并把握的符號(hào)的物質(zhì)形式,而所指是使用該符號(hào)的人對(duì)符號(hào)所指向?qū)ο笮纬傻男睦砀拍?也就是說,能指是“形”,所指是“義”。結(jié)合符號(hào)學(xué)的基本假設(shè),城市形象的符號(hào)是指能代表城市形象的象征物,城市形象的“形”與“義”是相互依存、密不可分的。城市形象的底層基礎(chǔ)元素是通過組合構(gòu)成符號(hào)的基本形式而形成的具有特殊信息內(nèi)涵的符號(hào)語(yǔ)義。相對(duì)應(yīng)的,只有當(dāng)某一元素與城市形象兩者足夠相關(guān),即契合度高的時(shí)候,才能認(rèn)為其對(duì)城市形象具有符號(hào)價(jià)值。城市認(rèn)同的影響因素涵蓋廣泛,不同非遺符號(hào)對(duì)城市認(rèn)同的影響也具有不同的可能性。也有些非遺因?yàn)槠浔旧硖刭|(zhì)或?qū)俚夭幻鞔_等原因,與城市關(guān)聯(lián)不大,其對(duì)城市形象的指向性就不強(qiáng),兩者契合度低,不具有城市符號(hào)的價(jià)值,因而不適合作為城市符號(hào)進(jìn)行城市形象宣傳。只有當(dāng)非遺信息與城市形象高契合度時(shí),人們才認(rèn)可非遺作為城市符號(hào)而存在。因此將非遺作為城市符號(hào)傳播時(shí),契合度越高,即與城市主題越吻合、形象氣質(zhì)越相關(guān)的非遺越能帶來較好的傳播效果,反之則不然。

注釋:

① Korpela K M.Place-identityasaproductofenvironmentalself-regulation.Journal of Environmental Psychology,vol.9,no.3,1989,p.241.

② 錢莉莉、張捷、鄭春暉等:《災(zāi)難地居民集體記憶、地方認(rèn)同、地方保護(hù)意愿關(guān)系研究——以汶川地震北川老縣城為例》,《地理研究》,2019年第4期,第250頁(yè)。

③ 劉璞、彭正洪:《城市符號(hào)——基于符號(hào)學(xué)的城市形象設(shè)計(jì)新方法》,《城市規(guī)劃》,2019年第8期,第89頁(yè)。

④ 董琇:《美國(guó)媒體筆下的江南城市形象研究——以上海、蘇州為例》,《同濟(jì)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)》,2019年第4期,第103頁(yè)。

⑤ 李錦云:《淺析蘇繡與吳地文化關(guān)系》,《藝術(shù)科技》,2016年第4期,第153頁(yè)。

⑥ 李明:《蘇繡》,江蘇人民出版社2014年版,第68頁(yè)。

⑦ 錢元龍:《作為文化表達(dá)的蘇繡》,《學(xué)?！?2010年第3期,第213頁(yè)。

⑧ Cacioppo J T& Petty R E.TheElaborationLikelihoodModelofPersuasion.Advances in Consumer Research,vol.19,no.4,1984.p.123.

⑨ Daft R L & Lengel R H.InformationRichness:ANewApproachtoManagerialBehaviorandOrganizationalDesign.Research in organizational behavior,vol.6,1984.p.191.

⑩ Schwenk C R.Information,CognitiveBiases,andCommitmenttoaCourseofAction》.The Academy of Management Review,vol.11,no.2,1986.p.298.