唐雪梅 賴勝強(qiáng)

(1.西南政法大學(xué)新聞傳播學(xué)院 重慶 401120;2.重慶理工大學(xué)管理學(xué)院 重慶 401320)

0 引 言

信息守門人缺失導(dǎo)致社會化媒體健康信息傳播容易出現(xiàn)虛假信息,新冠肺炎疫情期間網(wǎng)上流傳曬太陽殺滅新冠病毒等諸多謠言。網(wǎng)絡(luò)健康謠言不僅影響公眾健康行為甚至危及個體生命。網(wǎng)絡(luò)健康謠言治理已刻不容緩,但當(dāng)前治理更注重打擊造謠者,而忽視傳謠環(huán)節(jié)。謠言傳播離不開傳謠者的推波助瀾,社會化媒體一鍵轉(zhuǎn)發(fā)機(jī)制不僅能快速再傳播謠言,并且借助于傳、受雙方的人際關(guān)系,謠言更容易獲得信任[1]。因此,從受眾視角探討網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā),斬?cái)嘀{言再傳播路徑是網(wǎng)絡(luò)健康謠言治理的重要途徑。這需要明晰受眾轉(zhuǎn)發(fā)網(wǎng)絡(luò)健康謠言的行為機(jī)制。行為理論中經(jīng)典的S(刺激)-O(有機(jī)體)-R(反應(yīng))模式是揭示行為心理“黑箱”的重要理論,并被證明適用于社會化媒體用戶傳播行為[2]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多從信任視角探討個體謠言轉(zhuǎn)發(fā)心理,卻較少探討情感活動。事實(shí)上,社會媒體傳播具有情緒化特征,信息情緒性影響社會化媒體信息轉(zhuǎn)發(fā),具有更多情感詞匯的微博被更多、更快轉(zhuǎn)發(fā)[3]。情緒認(rèn)知理論認(rèn)為情緒是個體受到內(nèi)外部刺激后產(chǎn)生的一種身心激動狀態(tài),情緒激發(fā)不是對刺激物的直接生理反應(yīng),個體對情緒刺激物的感知、評估、理解才是情緒產(chǎn)生的根源。鑒于現(xiàn)有研究缺陷,本文在S-O-R模式下整合情緒認(rèn)知理論,將焦慮情緒視為對健康謠言的認(rèn)知評估結(jié)果,在謠言轉(zhuǎn)發(fā)中起中介作用,從而構(gòu)建一個健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)的有調(diào)節(jié)中介模型。理論上不僅闡釋社會化媒體用戶轉(zhuǎn)發(fā)健康謠言意愿的機(jī)制,實(shí)踐上也為謠言治理提供借鑒。

1 理論背景

1.1 謠言傳播

通常人們認(rèn)為謠言就是虛假信息,但學(xué)術(shù)上對謠言概念一般持中立立場,認(rèn)為謠言是未經(jīng)官方證實(shí)、澄清而廣為流傳的信息[4]。虛假并非謠言特性,謠言特性是內(nèi)容模糊不清,缺乏堅(jiān)實(shí)證據(jù)基礎(chǔ),未來既可能被證偽也可能被證實(shí)。謠言傳播一般歷經(jīng)生成、評估和散播三個時期:生成期主要是包含自然生成和蓄意制造兩種方式的造謠階段;評估和散播是傳謠階段,若受眾通過評估相信謠言,將其視為一則“新聞”或“資訊”而轉(zhuǎn)發(fā)時,謠言就大范圍傳播開。對于影響謠言傳播的因素,現(xiàn)有研究主要從傳播者特性、傳播內(nèi)容特性、受眾特性三個方面進(jìn)行探討。在謠言內(nèi)容上,奧爾波特[5]的謠言公式認(rèn)為事件重要性和信息不確定性正向影響謠言傳播,謠言內(nèi)容所涉及的事件、人物、地點(diǎn)等能透露出謠言的重要性和事件確定性,當(dāng)事件越重要、越模糊時謠言傳播越多;謠言傳播者的權(quán)威、知識、身份等影響謠言傳播,社會化媒體上謠言傳播具有名人效應(yīng),名人不但表征了信息的重要性還能夠影響受眾對信息的信任,即人們基于信任傳播源而信任謠言。此外,受眾知識經(jīng)驗(yàn)、信息素養(yǎng)等也影響謠言傳播,受眾信息處理能力越強(qiáng)越不容易受謠言影響。陳雅賽[6]綜合上述因素提出新謠言傳播公式=信息重要性*信息不確定性*信息權(quán)威性*關(guān)系強(qiáng)度/受眾批判能力。

1.2 網(wǎng)絡(luò)健康謠言及健康焦慮

當(dāng)前人們越來越多通過網(wǎng)絡(luò)搜尋健康信息,但由于網(wǎng)絡(luò)缺乏信息守門人機(jī)制,網(wǎng)絡(luò)健康信息質(zhì)量參差不齊,其中不乏虛假信息。依據(jù)內(nèi)容特性健康謠言可分為:期望型謠言和恐懼型謠言[7]。期望型謠言是傳播能為人們帶來的利益或好處,如曬太陽防新冠病毒?？謶中椭{言則是闡述給健康帶來的不利或危害,如寨卡病毒疫苗會導(dǎo)致嬰兒小頭癥?，F(xiàn)有研究主要關(guān)注信息可信度,從信息內(nèi)容、個體特性等維度探討謠言信息可信度評估機(jī)制。在信息內(nèi)容的影響上,Chua[8]發(fā)現(xiàn)健康謠言長度、情感、圖片增強(qiáng)信息可信度。鄧勝利[9]研究發(fā)現(xiàn)微博用戶認(rèn)證與網(wǎng)頁鏈接會增強(qiáng)用戶信任,但圖片對信息可信度不產(chǎn)生影響,此外圖片與鏈接都不能對轉(zhuǎn)發(fā)意愿產(chǎn)生影響,認(rèn)證具有較小影響。在個體特性的影響上,張星[10]發(fā)現(xiàn)認(rèn)知強(qiáng)健用戶更愿意傳播高質(zhì)量來源的健康謠言,認(rèn)知天真用戶更愿意傳播高數(shù)量來源的健康謠言。Lewandowsky[11]整合內(nèi)容特性和個體特性影響構(gòu)建了健康謠言可信度模型,認(rèn)為謠言可信度評估是基于信息是否與用戶原有信念一致、信息是否內(nèi)部一致、是否來自可靠來源三個方面。

總體而言,現(xiàn)有研究更多從受眾信任視角來探討網(wǎng)絡(luò)健康謠言傳播,缺乏受眾焦慮視角的研究。焦慮是一種對未來困難處境或威脅的普遍憂慮狀態(tài)[12]。當(dāng)個體處于焦慮時主觀心理會感到煩惱和憂慮,行為容易表現(xiàn)出緊張。焦慮生成與難以應(yīng)付或后果難以預(yù)測的信息有關(guān),當(dāng)人們不了解情況或找不到解決問題的方法時就會產(chǎn)生焦躁、不安的情緒。羅曉蘭[13]研究證實(shí)信息來源差異、信息沖突、誤導(dǎo)信息等不確定信息會引起受眾的焦慮。網(wǎng)絡(luò)健康謠言本身內(nèi)容模糊,個體會感到后果具有較高的不確定性,由此產(chǎn)生健康焦慮,表現(xiàn)出謠言內(nèi)容對受眾心理的影響,因此本文將從個體情感的焦慮視角對謠言傳播展開探討。

2 理論假設(shè)

2.1 網(wǎng)絡(luò)健康謠言內(nèi)容對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響

依據(jù)S-O-R模式網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)是受眾對網(wǎng)絡(luò)健康謠言的刺激反應(yīng),不同內(nèi)容會有不同的行為反應(yīng)。期望型謠言是通過表達(dá)正向內(nèi)容給人們帶來希望或利益,恐懼型謠言是表達(dá)負(fù)向內(nèi)容帶給人們較高的危機(jī)感和不確定感。人們有趨利避害的行為動機(jī),在社會化媒體上分享健康信息,一方面表達(dá)了自己對這些問題的關(guān)注,另一方面也希望能夠幫助他人遠(yuǎn)離疾病。但不同信息在轉(zhuǎn)發(fā)中存在差異,研究發(fā)現(xiàn)人們具有負(fù)向偏誤,負(fù)向信息具有更多被傳播的框架效應(yīng),究其原因在于同等程度的收益和損失下人們更在乎損失。當(dāng)健康謠言內(nèi)容是陳述危害而非利益時,增強(qiáng)了受眾對環(huán)境的感知風(fēng)險(xiǎn),出于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的需求人們會更重視恐懼型謠言。Chua[14]研究發(fā)現(xiàn)由于負(fù)向信息感知更嚴(yán)重,恐懼型謠言比期望型謠言具有更高的傳播意愿。從轉(zhuǎn)發(fā)健康信息的利他性動機(jī)來看,恐懼型謠言讓人更為謹(jǐn)慎(如某產(chǎn)品有害不要食用),即使信息失真受眾沒有經(jīng)濟(jì)損失至多喪失獲利機(jī)會,但期望型健康謠言是使人采取樂觀性的進(jìn)攻策略(如某產(chǎn)品有益要多食用),一旦信息失真可能給購買者帶來較大損失。因此從后果來看,轉(zhuǎn)發(fā)恐懼型謠言比期望型謠言的風(fēng)險(xiǎn)更低,對受眾更有助益,轉(zhuǎn)發(fā)者更有動機(jī)轉(zhuǎn)發(fā)信息。于是假設(shè):

H1:恐懼型健康謠言比期望型健康謠言具有更高的轉(zhuǎn)發(fā)意愿。

2.2 健康焦慮的中介作用

基于情緒認(rèn)知理論,個體焦慮情緒源于閱讀健康謠言后對感知威脅、風(fēng)險(xiǎn)的刺激反應(yīng)過程,由于受眾對不同類型健康謠言的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知評估存在偏誤,因而焦慮程度也存在差異。期望型健康謠言是給人們帶來健康收益,盡管健康話題會激發(fā)受眾的安全擔(dān)憂導(dǎo)致焦慮,但帶有美好預(yù)期結(jié)果的內(nèi)容讓人感知到遠(yuǎn)離健康危害的可能,有信心去克服困難,焦慮相應(yīng)降低。恐懼型健康謠言則讓受眾感到較高健康風(fēng)險(xiǎn),后果損失會較為嚴(yán)重,未來生命安全也難以預(yù)測。恐懼型健康謠言造成的高度不確定性增強(qiáng)了受眾焦慮,據(jù)此提出假設(shè):

H2:恐懼型健康謠言比期望型健康謠言使受眾產(chǎn)生更高焦慮。

S-O-R模式指出外在行為是內(nèi)心活動的反映,個體焦慮產(chǎn)生后必然對后續(xù)行為有影響。在信息傳播領(lǐng)域,研究發(fā)現(xiàn)焦慮是影響個體信息行為的重要因素。Fam[15]發(fā)現(xiàn)個體健康焦慮會促進(jìn)健康信息搜尋行為,He[16]提出個體傳播謠言的動因之一就是希望能與他人分擔(dān)自身焦慮,即便知道信息可能不可靠也希望通過傳播讓受眾來證實(shí)其真?zhèn)?以消弭緊張不安的情緒。焦慮影響個體信息行為的原因在于焦慮使個體心理處于失衡狀態(tài),依據(jù)認(rèn)知失調(diào)理論,當(dāng)個體處于心理失衡狀態(tài)時有動力采取各種行為措施恢復(fù)原有的平衡狀態(tài)。因此,當(dāng)個體接收網(wǎng)絡(luò)健康謠言后,受謠言影響會產(chǎn)生較高焦慮,為了降低或釋放不安的情緒恢復(fù)原有心態(tài),會具有更高的信息轉(zhuǎn)發(fā)意愿,希望通過信息分享讓其他人分擔(dān)感知風(fēng)險(xiǎn),或通過他人的證實(shí)或證偽來消除不確定性,從而減少焦慮。于是提出:

H3:焦慮正向影響網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿;

H4:焦慮在網(wǎng)絡(luò)健康謠言內(nèi)容對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響中起中介作用。

2.3 信息涉入度的調(diào)節(jié)作用

信息涉入度(Message Involvement)是指個體基于需要、價值觀或興趣差異而感知接收信息與自身關(guān)聯(lián)的程度。信息涉入度高表明受眾對該信息感興趣,重視程度高,會花費(fèi)較多的時間、精力來處理信息。信息涉入度是影響受眾信息行為的重要因素,丁璇[17]研究發(fā)現(xiàn)信息涉入度促進(jìn)受眾參與網(wǎng)絡(luò)口碑轉(zhuǎn)發(fā)。謠言傳播公式強(qiáng)調(diào)信息重要性的影響,信息重要性反映了內(nèi)容與傳播者切身利益的關(guān)聯(lián)程度。對于健康謠言而言,信息是否重要與受眾對該信息的涉入度密切相關(guān),例如老人對于保健品的涉入度高,健身謠言對老人來說更重要也更容易影響老人。受眾對謠言信息涉入度的高低直接影響謠言重要性感知進(jìn)而影響謠言傳播,Chua[14]發(fā)現(xiàn)信息涉入度提高了受眾對網(wǎng)絡(luò)謠言的信任和分享意愿。因此,可以推斷網(wǎng)絡(luò)健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)會受到個體信息涉入度的調(diào)節(jié)影響。并且不同類型網(wǎng)絡(luò)健康謠言,由于內(nèi)容的差異也會對不同涉入度受眾產(chǎn)生不同影響?；谠敱M可能性模型(ELM),在高涉入狀況下受眾會采用中央路徑來處理信息,對信息內(nèi)容更為重視,會花費(fèi)更多時間和精力去處理信息,此時信息內(nèi)容及信息質(zhì)量影響受眾決策;而當(dāng)處于低涉入狀況,受眾會采用周邊路徑來處理信息,處理信息動機(jī)和能力不足,信息處理速度快,受內(nèi)容影響相對較小,更容易受到信息源等周邊信息線索的影響[18]。唐雪梅[19]證實(shí)信息涉入度會調(diào)節(jié)辟謠效果,高涉入個體主要受辟謠信息內(nèi)容質(zhì)量的影響,而低涉入個體主要受辟謠信息源可信度影響。當(dāng)健康謠言信息與個體切身利益更為關(guān)聯(lián)時,受眾處于高涉入狀況,此時更關(guān)心和重視信息內(nèi)容本身,恐懼型健康謠言本身后果更為嚴(yán)重、不確定性更高,不確定性高會隨之帶來更高的焦慮。金立印[20]就發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者信息涉入度高時,負(fù)面網(wǎng)絡(luò)口碑對消費(fèi)者行為的影響高于正向口碑?？梢?網(wǎng)絡(luò)健康謠言會提升受眾焦慮,當(dāng)受眾處于高涉入狀態(tài)時恐懼型健康謠言帶來的框架效應(yīng)更大,受眾焦慮感更高,于是有假設(shè):

H5:信息涉入度在網(wǎng)絡(luò)健康謠言對受眾焦慮的影響中具有調(diào)節(jié)作用;

H5-1:在高涉入狀態(tài)下,受眾對恐懼型健康謠言的焦慮高于期望型健康謠言;

H5-2:在低涉入狀態(tài)下,受眾對恐懼型健康謠言和期望型健康謠言的焦慮差異不大。

當(dāng)健康謠言激發(fā)了受眾焦慮后,為了緩解焦慮并引起其他人重視,個體會轉(zhuǎn)發(fā)健康謠言。而高信息涉入者更容易受信息內(nèi)容的影響,代祺[21]發(fā)現(xiàn)在低涉入下單面和雙面信息的廣告效果差異不大,只有在高涉入度下雙面信息才具有更佳效果。高涉入狀態(tài)下受眾會仔細(xì)評估信息內(nèi)容,恐懼型網(wǎng)絡(luò)健康謠言的信息框架效應(yīng)容易顯現(xiàn)出來,更容易被轉(zhuǎn)發(fā);相反,當(dāng)受眾對網(wǎng)絡(luò)健康謠言處于低涉入狀態(tài)時,信息處理速度快,更受信息源影響,對信息內(nèi)容關(guān)注和重視度不高,信息內(nèi)容對其轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響相對較低,對恐懼型和期望型健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)意愿差異不大。因而假設(shè):

H6:信息涉入度在網(wǎng)絡(luò)健康謠言對受眾謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響中具有調(diào)節(jié)作用;

H6-1:在低涉入狀態(tài)下,恐懼型健康謠言和期望型健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)意愿差異不大。

H6-2:在高涉入狀態(tài)下,恐懼型健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)意愿高于期望型健康謠言。

2.4 網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)的調(diào)節(jié)作用

俗語說謠言止于智者就是強(qiáng)調(diào)受眾能力差異影響謠言傳播。在健康謠言傳播中,健康素養(yǎng)決定了個體對健康信息的加工處理能力,健康素養(yǎng)是個體獲得和理解使用信息方式做出適當(dāng)?shù)慕】禌Q定,促進(jìn)和維持良好健康狀態(tài)所需的認(rèn)知和社交技巧能力。在網(wǎng)絡(luò)時代,對網(wǎng)絡(luò)健康信息的處理能力還發(fā)展出網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng),Norman[22]將其定義為個體具有通過網(wǎng)絡(luò)去搜尋、理解并應(yīng)用所得到的知識,進(jìn)而應(yīng)對、解決健康問題的能力。Gray[23]將網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)分為功能性素養(yǎng)、批判性素養(yǎng)和互動性素養(yǎng)。網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)對個體健康信息行為的影響表現(xiàn)在:首先是獲取信息,能夠搜尋、發(fā)現(xiàn)和獲取健康信息;其次是理解信息,能理解搜尋到的健康信息;第三是評價信息,能夠篩選、辨別、評估、詮釋健康信息;第四應(yīng)用信息,能使用健康信息進(jìn)行健康決策或溝通。盡管健康謠言涉及話題的嚴(yán)重性激發(fā)了用戶焦慮,但當(dāng)個體具備較高的網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)時,會更為細(xì)致地去辨別健康信息,同時具有更高的信息搜尋能力,通過信息搜尋作出更為全面的評價。段薈[24]發(fā)現(xiàn)健康素養(yǎng)等對失真信息可信度判斷具有顯著影響。因此,網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)會調(diào)節(jié)焦慮對健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)影響,高健康素養(yǎng)個體具備更高的信息處理能力,不會受焦慮影響而急于轉(zhuǎn)發(fā)信息,傾向于進(jìn)一步進(jìn)行信息搜尋、理解、評價,辨別信息真?zhèn)魏笤贈Q定信息轉(zhuǎn)發(fā)。而低健康素養(yǎng)個體容易輕信謠言,直接受到情緒影響而盲目轉(zhuǎn)發(fā)健康信息。于是假設(shè):

H7:網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)在焦慮對謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響中具有調(diào)節(jié)作用;

H7-1:對于高網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)個體,高、低焦慮對網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)的差異不大;

H7-2:對于低網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)個體,高焦慮比低度焦慮有更高的網(wǎng)絡(luò)謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿。

本文將用2個實(shí)驗(yàn)來予以實(shí)證。實(shí)驗(yàn)1通過對比恐懼型謠言和期望型謠言影響差異探討網(wǎng)絡(luò)健康謠言影響受眾焦慮進(jìn)而對轉(zhuǎn)發(fā)意愿產(chǎn)生影響,以及信息涉入度在其中的調(diào)節(jié)作用;實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步探討健康素養(yǎng)在焦慮對轉(zhuǎn)發(fā)意愿影響中的調(diào)節(jié)作用。

3 研究1:網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)的中介路徑

3.1 研究方法

為了驗(yàn)證H1-H6,研究1采用2(網(wǎng)絡(luò)健康謠言:期望型、恐懼型)×2(信息涉入度:高、低)的組間設(shè)計(jì)。期望型謠言選擇食品防治病癥的謠言,恐懼型謠言選擇食品致病的謠言。信息涉入度通過健康信息的重要性和致命性來操控,高涉入情境選擇癌癥信息,而低涉入情境則選擇人體骨骼鈣質(zhì)健康信息。實(shí)驗(yàn)分4組,所有健康謠言均來自網(wǎng)絡(luò)并依據(jù)實(shí)驗(yàn)要求適當(dāng)修改。在量表上,信息涉入度依照Difonzo[7]研究測量信息“對我很重要、對我有意義、信息與我有關(guān)”,信息源可信度參考Haase[25]研究測量“值得信賴、值得信任”,信息轉(zhuǎn)發(fā)意愿依Song[26]測量“將信息分享給他人、愿意轉(zhuǎn)發(fā)該信息”。謠言類型參考Chua[27]從“信息灌輸擔(dān)心”還是“帶來希望”進(jìn)行鑒別,焦慮參考Raghunathan[28]測量感到“緊張、擔(dān)心、著急”的程度,所有測量均采用五點(diǎn)制量表。

3.2 研究過程

通過前測選定癌癥和補(bǔ)鈣作為高、低涉入信息,為了排除信息質(zhì)量、信息可信度的干擾,各實(shí)驗(yàn)材料的文字?jǐn)?shù)量、語言風(fēng)格、情緒性、信息源可信度等大體相當(dāng),前測合格以后進(jìn)行正式調(diào)查。正式調(diào)查通過網(wǎng)絡(luò)向被試者發(fā)送問卷,被試者被告知自己在微信中收到了一條好朋友推送的健康信息(謠言)。為了防止被試者猜測實(shí)驗(yàn)?zāi)康亩咸钸x,實(shí)驗(yàn)被告知是進(jìn)行一項(xiàng)微信使用行為調(diào)查,要求被試者依據(jù)平時真實(shí)習(xí)慣和感受進(jìn)行回答。問卷結(jié)束后有機(jī)會獲取微信紅包,并告知實(shí)驗(yàn)信息為虛假謠言信息。共有200名被試者參與,其中男性112人占56%,女性88人占44%。年齡階段20～30歲占28.5%,30～40歲占22%,40～50歲占25.5%,50歲以上占24%。

3.3 數(shù)據(jù)分析

3.3.1量表檢驗(yàn)和操控性檢驗(yàn)

信息涉入度、焦慮、信息轉(zhuǎn)發(fā)意愿等量表的Cronbach'sα系數(shù)均高于0.7,表明具有較高內(nèi)部一致性。變量操控性檢測顯示,期望型謠言被試者對信息利益性評估明顯高于恐懼型謠言(t(198)=7.16,p<0.05),恐懼型謠言被試者對信息的負(fù)面性評估明顯高于期望型謠言(t(198)=6.40,p<0.05),表明網(wǎng)絡(luò)健康謠言類型操控成功。癌癥信息被試者對信息的涉入度感知明顯高于鈣信息被試者(t(198)=2.64,p<0.05),被試者信息涉入度操控成功。

3.3.2信息涉入度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

以信息可信度、社會化媒體使用頻率、性別、年齡為協(xié)變量進(jìn)行方差分析,結(jié)果顯示在對信息轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響上,健康謠言對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的主效應(yīng)顯著(F(1,196)=7.14,P<0.05),期望型謠言具有更高的轉(zhuǎn)發(fā)意愿(M期=3.06 vs M恐=3.3),H1得證。信息涉入度對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的主效應(yīng)顯著(F(1,196)=91.07,P<0.01),高涉入個體具有更高的轉(zhuǎn)發(fā)意愿(M高介=3.84 vs M低介=2.56)。網(wǎng)絡(luò)健康謠言和信息涉入度之間的交互效應(yīng)顯著(F(1,196)=4.17,P<0.05),H6得到支持。進(jìn)一步簡單效應(yīng)檢驗(yàn)也顯示(見圖1),在高涉入情境下恐懼型健康謠言較之期望型謠言具有更高的轉(zhuǎn)發(fā)意愿(M恐=3.92vs M期=3.28;F(1,196)=7.98,P<0.05),H6-1得到支持;但在低涉入情境下兩類健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)意愿差異不顯著(M期=2.56vs M恐=2.64;F(1,196)=0.27,P>0.05),H6-2得到支持。因此,信息涉入度調(diào)節(jié)了謠言類型對謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響。

圖1 涉入度和謠言對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的交互作用

在對焦慮情緒的影響中,健康謠言類型和信息涉入度對焦慮情緒的主效應(yīng)顯著,受眾對恐懼型謠言較之期望型謠言具有更高的焦慮(M恐=3.24,M期=2.96,F(1,196)=6.08,P<0.05),假設(shè)H2得證。高信息涉入度受眾的焦慮(M恐懼=3.71)較之低信息涉入度受眾的焦慮(M恐=2.49)要顯著高(F(1,196)=75.58,P<0.01)。并且,信息涉入度與謠言類型之間的交互效應(yīng)顯著(F(1,196)=4.17,P<0.05)。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)(見圖2),在高涉入狀態(tài)下,期望型謠言的焦慮感低于恐懼型健康謠言(F(1,196)=12.58,P<0.01);在低涉入條件下,期望型和恐懼型健康謠言的焦慮差異不大(F(1,196)=0.144,P>0.05),H5-1、H5-2得證。

圖2 涉入度和謠言對焦慮的交互作用

3.3.3焦慮的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

應(yīng)用Process在95%的置信水平以Bootstrapping 法檢驗(yàn)有中介的調(diào)節(jié)模型,選擇Model 8,樣本取5000次[29]。健康謠言與信息涉入度的交互項(xiàng)對焦慮的影響顯著(B= 0.52, S.E= 0.227),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =0.723, ULCI= 0.967);焦慮對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響顯著(B= 0.38, S.E= 0.043),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =0.768, ULCI= 0.938),H3獲得支持。在控制焦慮后,健康謠言與涉入度的交互對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響顯著(B= 0.12, S.E= 0.139),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =0.903, ULCI= 1.063)?？梢?焦慮在健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)中起著部分中介作用,H4得證。高涉入狀況下,焦慮對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的中介效應(yīng)顯著(B=- 0.46, S.E= 0.137),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =-0.741, ULCI=-0.210),但在低涉入狀況下焦慮對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的中介效應(yīng)不顯著置信區(qū)間包括 0(LLCI =-0.3003, ULCI=2.443)。可見,信息涉入度對焦慮的中介路徑調(diào)節(jié)作用顯著,H5獲得支持。

4 網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.1 研究設(shè)計(jì)

研究2將證實(shí)H7,由于研究1證實(shí)信息涉入度影響焦慮感,而病毒流行地人感受流行病毒威脅更大,信息涉入度高導(dǎo)致焦慮也更高,故研究2采用(網(wǎng)絡(luò)健康謠言:涉入高、涉入低)×2(網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng):高、低)的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì),不僅以涉入高低來影響焦慮感,同時證實(shí)研究1的穩(wěn)健性。與研究1以疾病謠言不同,研究2以流行病毒潛在威脅為健康謠言內(nèi)容,模擬一則112萬微博粉絲的大V@海英博士發(fā)布的健康謠言,測試不同地域被試者的謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿。邀請200名網(wǎng)友參與,其中100名為某市當(dāng)?shù)厝?100人為距離較遠(yuǎn)的外省人,要求被試者有新浪微博賬戶并具備微博使用經(jīng)驗(yàn)。為了防止被試者猜測實(shí)驗(yàn)真實(shí)目的,實(shí)驗(yàn)告知被試者在進(jìn)行一項(xiàng)微博使用行為測試。研究2對焦慮、信息源可信度、信息轉(zhuǎn)發(fā)意愿變量的測量與研究1相同,網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)參考Norman[22]從搜尋、使用、評價與信心等維度測量(α=0.85),各量表均采用5點(diǎn)制量表。

4.2 數(shù)據(jù)分析

4.2.1操控性檢驗(yàn)

對比分析本地被試者和外地被試者的焦慮,結(jié)果本地被試者的焦慮顯著高于外地被試者(t(198)=4.23,p<0.05),表明通過涉入度對焦慮感的操控成功。以網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)均值進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)分組,高于均值為高素養(yǎng)組(n=88),低于均值者為低素養(yǎng)組(n=112)。經(jīng)檢驗(yàn),各受測組在人口統(tǒng)計(jì)特征上并無顯著差異,對信息可信度和信息質(zhì)量的判斷也不存在差異,排除其對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響。

4.2.2網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

2(焦慮:高、低)*2(網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng):高、低)的雙因素方差分析,結(jié)果顯示焦慮(F(1,196)=23.12,P<0.05)和網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)(F(1,196)=35.84,P<0.05)對謠言轉(zhuǎn)發(fā)的主效應(yīng)明顯,焦慮和網(wǎng)絡(luò)健康之間的交互效應(yīng)顯著(F(1,196)=7.42,P<0.05)。進(jìn)一步簡單效應(yīng)檢驗(yàn)顯示(見圖3),對于高健康素養(yǎng)者,高焦慮狀態(tài)下的謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿(M=2.86)與低焦慮(M=2.70)差異不大(F(1,196)=0.76,P<0.05),即無論焦慮狀態(tài)高低高健康素養(yǎng)者均具有較低的轉(zhuǎn)發(fā)意愿,H7-1得證。對于低健康素養(yǎng)者,高焦慮狀態(tài)下的謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿(M=4.02)顯著高于低焦慮狀態(tài)(M=3.18)的轉(zhuǎn)發(fā)意愿(F(1,196)=40.9,P<0.05),網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)調(diào)節(jié)了焦慮對謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響,H7-2得證。

圖3 焦慮與網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)的交互作用

4.2.3有調(diào)節(jié)的中介模型檢驗(yàn)

應(yīng)用Process在95%的置信水平以Bootstrapping 法判斷有調(diào)節(jié)中介效應(yīng),選擇Model 14,樣本取5000次。網(wǎng)絡(luò)健康謠言對焦慮的影響顯著(B= 0.79, S.E= 0.104),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =0.784, ULCI= 1.196);焦慮對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響顯著(B= 0.52, S.E= 0.08 ),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =0.362, ULCI= 0.679),焦慮的中介效應(yīng)顯著,再次證明假設(shè)H4。就網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)而言,焦慮與網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)的交互對轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響顯著(B=-0.33, S.E= 0.105),置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =-0.539, ULCI= -0.123)。判斷有調(diào)節(jié)中介模型的Index指標(biāo)為-0.32,置信區(qū)間沒有包括 0(LLCI =-0.579, ULCI= -0.078),說明高、低健康素養(yǎng)群體的焦慮中介效應(yīng)存在顯著差異,有調(diào)節(jié)的中介模型成立,研究假設(shè)H7得證。

5 結(jié)果討論

5.1 理論貢獻(xiàn)

5.1.1網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)存在雙路徑的認(rèn)知反應(yīng)

過往研究認(rèn)為受眾出于信任而轉(zhuǎn)發(fā)網(wǎng)絡(luò)謠言[10],但僅從信任視角并不能很好解釋為什么健康類謠言被更多傳播。本文基于S-O-R模式從焦慮視角提供了又一解釋,發(fā)現(xiàn)在高可信信息源前提下不同類型網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿仍存在較大差異,恐懼型健康謠言較期望型健康謠言有更高轉(zhuǎn)發(fā)意愿,高涉入網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿更高,受眾焦慮情緒是導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)的又一根源。從網(wǎng)絡(luò)健康謠言的轉(zhuǎn)發(fā)機(jī)制來看,受眾轉(zhuǎn)發(fā)行為遵循S-O-R模式且存在兩條路徑:一條是通過信任為主的理性評估途徑,另一條是以焦慮為主的情感評估路徑。網(wǎng)絡(luò)健康謠言更容易激發(fā)受眾焦慮進(jìn)而提升了謠言轉(zhuǎn)發(fā)率,研究揭開了網(wǎng)絡(luò)健康謠言傳播行為中有機(jī)活動(O)這個“黑箱”。

5.1.2焦慮對網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)的中介效應(yīng)

本文基于情緒認(rèn)知理論研究發(fā)現(xiàn),偏負(fù)向的恐懼型健康謠言比偏正向的期望型健康謠言有更高焦慮,受眾對本地傳染病謠言的焦慮高于外地,焦慮情緒對謠言轉(zhuǎn)發(fā)具有中介效應(yīng),焦慮是受眾信息認(rèn)知的結(jié)果。研究不僅與現(xiàn)有正、負(fù)健康謠言傳播差異的結(jié)論相符[14],并進(jìn)一步從焦慮視角解釋了轉(zhuǎn)發(fā)差異的機(jī)制。從謠言治理來看,辟謠需要降低受眾焦慮,在受眾沒有獲得確定結(jié)果仍有較高焦慮感時,僅僅告知該信息非真難以阻止受眾繼續(xù)探求“真”相,該話題謠言傳播仍可能出現(xiàn),甚至呈現(xiàn)“逆火效應(yīng)”(Backfire Effect),辟謠反而強(qiáng)化了謠言可信度和傳播,國外就出現(xiàn)盡管對疫苗謠言進(jìn)行多次辟謠,但許多父母仍拒絕給孩子注射疫苗[11]。

5.1.3信息涉入度對網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)的影響

信息涉入度過往多在廣告?zhèn)鞑パ芯恐?本文將其引入謠言轉(zhuǎn)發(fā)模型,發(fā)現(xiàn)信息涉入對焦慮的中介效應(yīng)有調(diào)節(jié)作用。從情緒認(rèn)知視角來看,盡管具有較高風(fēng)險(xiǎn)感知(恐懼型健康謠言),但涉入度低時焦慮依然不高,只有當(dāng)信息涉入高時焦慮才被激發(fā),為了釋放焦慮情緒受眾有更多轉(zhuǎn)發(fā)意愿,新冠肺炎疫情期間,微信朋友圈就更多轉(zhuǎn)發(fā)著涉入度更高的本地疫情謠言。人們常說“謠言止于智者”,但將傳謠視為受眾“不智”有失偏頗,因?yàn)閭髦{不僅受信息真?zhèn)斡绊?還受信息涉入度影響。

5.1.4網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)對焦慮影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)

網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)過往被用于探討健康信息搜尋行為,本文研究發(fā)網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)會調(diào)節(jié)焦慮對謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿的影響,焦慮對謠言轉(zhuǎn)發(fā)的影響主要發(fā)生在低健康素養(yǎng)者;對于高健康素養(yǎng)者而言,不僅具備較高的健康知識判別信息真?zhèn)?并且即使不能辨別也具有較高的信息搜尋和互動溝通能力去查證,信息轉(zhuǎn)發(fā)更理性、慎重,受焦慮影響較小。因此,低網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)者是轉(zhuǎn)發(fā)網(wǎng)絡(luò)健康謠言的主要群體,提高大眾網(wǎng)絡(luò)健康素養(yǎng)是健康謠言治理的必然途徑,應(yīng)建立更為豐富健康資訊網(wǎng)站,加強(qiáng)對大眾的健康信息宣傳和教育,為大眾與醫(yī)務(wù)人員的溝通提供便利渠道。

5.2 研究不足與未來研究方向

首先,本研究僅探討受眾謠言轉(zhuǎn)發(fā)意愿,未來可以采集真實(shí)網(wǎng)絡(luò)健康謠言轉(zhuǎn)發(fā)數(shù)據(jù)來探討焦慮作用;其次,受眾謠言轉(zhuǎn)發(fā)行為的S-O-R模式存在情感認(rèn)知和理性認(rèn)知兩條途徑,但兩者間關(guān)系本文并未探討,未來應(yīng)對謠言轉(zhuǎn)發(fā)中信任認(rèn)知和情緒認(rèn)知間的相互影響進(jìn)行探索;第三,本文在S-O-R模式下將轉(zhuǎn)發(fā)行為視為對健康謠言刺激的心理反應(yīng)過程,沒有考慮外部社會因素影響,但社會化媒體傳播是個體間的社會交往過程,從傳、受者間的社會關(guān)系視角以及轉(zhuǎn)發(fā)者的利他、形象整飾等社會性動機(jī)視角研究謠言轉(zhuǎn)發(fā)行為也值得關(guān)注。