微博社區(qū)成員參與的心理機制: 實證研究與管理啟示

胡磊 孫茂華

?

微博社區(qū)成員參與的心理機制: 實證研究與管理啟示

胡磊?孫茂華

首都經(jīng)濟貿(mào)易大學信息學院, 北京100070; ? E-mail: leihu0705@163.com

利用多元回歸和路徑分析法, 探討成員參與微博社區(qū)的心理機制。研究發(fā)現(xiàn), 成員對微博信息的可信性感知和自我呈現(xiàn)是微博社區(qū)參與的兩個重要心理過程。并且, 可信性感知和自我呈現(xiàn)對自我表達、信息價值、娛樂價值和社會強化動機影響參與行為都存在中介效應。研究結論對微博服務商以及政府部門管理微博和引導微博輿論具有重要的實踐價值。

微博社區(qū); 社區(qū)成員; 社區(qū)參與; 心理機制

微博是世界范圍內(nèi)流行的網(wǎng)絡應用軟件。在國外, 推特(Twitter)活躍在新聞獲取、社交娛樂、政治選舉和市場營銷等領域。經(jīng)過近幾年的快速發(fā)展, 我國的微博進入平穩(wěn)發(fā)展期[1], 微博已經(jīng)成為個人、機構以及其他媒體發(fā)布和交流信息的常態(tài)化平臺, 在輿情管理、行為預測和網(wǎng)絡營銷中的價值[2]越來越受到政府和營銷者的重視。從社區(qū)運營者角度看, 社區(qū)的生存依賴于成員的積極參與[3], 微博社區(qū)也不例外。微博社區(qū)是一種虛擬社區(qū), 虛擬社區(qū)實質(zhì)上是一種與地域和社會群體相關的心理群體[4], 因此, 成員個體的心理要素及相互關系在微博社區(qū)的形成和維持中起著根本性作用。相應地, 對成員參與社區(qū)的心理機制的把握對于微博社區(qū)的建設和管理十分關鍵。國內(nèi)外關于微博社區(qū)成員參與的心理方面的研究多圍繞參與動機展開[5]。有些學者從心理認知的角度對微博信息的可信性評價[6–7]和信任問題[8]進行探討, 畢宏音[9]分析了微博信息傳播背后的社會心理因素。

然而, 綜合來看, 參與動機通過怎樣的心理路徑影響成員在微博社區(qū)中的行為, 以及成員自發(fā)參與微博社區(qū)的心理機制是一個怎樣的過程, 目前鮮有相關研究。本文的目的就是探明成員個體參與微博社區(qū)的內(nèi)在心理變量, 分析這些心理變量對成員參與行為的影響, 從而揭示成員參與微博社區(qū)的心理機制。本文研究結論對于系統(tǒng)地把握成員參與微博社區(qū)的心理路徑和深化對參與行為規(guī)律的認識具有重要的理論意義, 同時對政府部門管理微博輿情以及微博服務商建設和管理微博具有重要的實踐價值。

1 理論框架與研究假設

如圖1所示, 本研究的理論框架以前期微博社區(qū)成員參與動機研究的成果[5]為邏輯起點, 致力于描述參與動機對參與行為影響的心理路徑。微博社區(qū)參與行為指成員在微博虛擬社區(qū)中關注其他用戶以及發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)信息等行為, 以及由這些行為引發(fā)的相關線下活動[10], 包括參與時間、參與頻率和參與層次3個方面。信息價值是影響成員參與微博社區(qū)時間長短的最重要因素, 其他因素還有娛樂價值和關注名人。自我表達是影響成員參與微博社區(qū)頻率的最重要因素, 其他因素還有信息價值和娛樂價值。自我表達是影響成員參與微博社區(qū)層次的最重要因素, 其他因素還有信息價值。下面對相關概念進行說明。

參與時間: 成員在微博社區(qū)中使用各種服務和應用所花費的總時間。

參與頻率: 參與微博社區(qū)的次數(shù)。

參與層次: 1)單純?yōu)g覽, 被動地獲取相關信息; 2)積極參與, 發(fā)表微博、轉(zhuǎn)發(fā)和評論微博, 或熱心參與由其他人發(fā)起的討論議題或活動; 3)組織倡導, 發(fā)起討論議題或規(guī)劃活動, 吸引其他成員參與。

信息價值: 獲得或共享微博社區(qū)中的信息, 了解其他人在想什么。

娛樂價值: 通過瀏覽內(nèi)容、參與微博社區(qū)的交流互動來獲得愉悅和樂趣。

關注名人: 在微博社區(qū)中通過轉(zhuǎn)發(fā)和評論等對影視明星、媒體工作者以及不同領域的知名人士進行關注。

自我表達: 在微博社區(qū)中通過發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)等, 展示與自身有關的事情, 或向其他人表明自己的觀點和態(tài)度等。

信息價值是成員參與微博社區(qū)時間長短的最重要動因, 反映成員參與微博社區(qū)的工具導向。從經(jīng)濟學的個人理性假定來看, 成員愿意花費時間在微博社區(qū)中獲取和共享信息的前提是他們能從中獲得效益, 這就要求微博社區(qū)中的信息對成員具有較高的有用性和質(zhì)量。衡量有用性和質(zhì)量的一個重要標準是可信性。可信性(credibility)是指人們對對象可相信程度的認識[11]。成員認為微博社區(qū)中信息的可相信程度較高是他們愿意在微博中花費時間的前提。作為Web2.0應用的典型代表, 微博是一個“人人都可以發(fā)聲”的自媒體平臺, 由于缺少像傳統(tǒng)媒體那樣嚴格的審核制度, 微博中的信息質(zhì)量良莠不齊, 虛假信息和謠言等也時常泛濫。因此, 微博使用者在很大程度上需要擔負起對信息進行甄別的任務。實證研究表明, 用戶對微博內(nèi)容的信任是基于自己能感知到的真實性[8], 而對微博信息可信性的感知在很大程度上影響成員在微博社區(qū)中的行為。文獻[7]證實了這一點。Schmierbach等[7]調(diào)查發(fā)現(xiàn), 大學生在瀏覽Twitter時非常注重信息的可信性。并且, 也有研究對微博信息可信性評價展開探討, 證實成員的感知可信性對其在微博社區(qū)中行為的重要性[6,12]。實踐中, 微博服務商也意識到這一點, 他們采用實名認證和“加V”等機制來證明博主身份的真實性, 以增加他人對微博信息的信任。本文認為, 正是成員對微博社區(qū)中認證和“大V”微博信息的可信性感知, 他們才愿意花費時間在微博社區(qū)中獲取和分享信息。換言之, 成員對認證和“大V”微博信息的感知可信性是影響參與時間的內(nèi)在心理變量, 由此得出假設1。

假設1: 成員感知微博信息可信性是信息價值動機影響參與時間的中介變量。

同樣地, 成員愿意花費時間在微博社區(qū)中瀏覽信息或互動交流來獲得愉悅和樂趣, 以及對名人進行關注, 也是以他們感知到認證和“大V”微博信息的可信性為前提, 由此得出假設2和假設3。

假設2: 成員感知微博信息可信性是娛樂價值動機影響參與時間的中介變量。

假設3: 成員感知微博信息可信性是關注名人動機影響參與時間的中介變量。

自我表達是影響成員參與微博社區(qū)頻率的最重要因素。換言之, 成員多次登錄微博、在社區(qū)中發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)微博信息的目的, 是為了更充分地展示自己或周圍的事情, 或者表達涉己涉人的觀點和態(tài)度。在微博社區(qū)中, 成員利用自由擴展的文本和圖像等符號工具構建和表達自己[13], 建立一個甚至多個在線的“虛擬身份”來展示多方面的自我, 以滿足認同(identity)的需要[14]。根據(jù)Goffman[15]的自我呈現(xiàn)(self-presentation)理論, 自我呈現(xiàn)是認同的一個有意圖的(intentional)和確實的(tangible)組成部分。自我呈現(xiàn)指我們想要向外在的觀眾(別人)和內(nèi)在的觀眾(自己)展現(xiàn)一種受贊許的形象, 我們致力于管理自己營造的形象[16], Goffman[15]將這個過程稱為印象管理(impression management), 認為需要通過持續(xù)不斷地執(zhí)行一些連貫和互補的行為來維持印象。那么, 成員連續(xù)多次參與微博社區(qū), 頻繁地發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)微博信息來進行自我表達, 實質(zhì)上是內(nèi)在的自我呈現(xiàn)過程, 除認同自我外, 也期望在微博社區(qū)中通過虛擬身份的構建來形成其他成員關于自己的好印象。由此, 本文認為, 成員的自我呈現(xiàn)是影響參與頻率的內(nèi)在心理變量, 由此得出假設4。

假設4: 成員的自我呈現(xiàn)是自我表達動機影響參與頻率的中介變量。

不管是成員要滿足信息價值動機, 還是滿足娛樂價值動機, 都需要持續(xù)不斷地在微博社區(qū)中經(jīng)由發(fā)帖、轉(zhuǎn)發(fā)和評論等互動交流形式來實現(xiàn), 這個過程實質(zhì)上是成員在微博社區(qū)中的自我呈現(xiàn), 表現(xiàn)在行為上就是連續(xù)多次地參與微博社區(qū), 由此得出假設5和假設6。

假設5: 成員的自我呈現(xiàn)是信息價值動機影響參與頻率的中介變量。

假設6: 成員的自我呈現(xiàn)是娛樂價值動機影響參與頻率的中介變量。

本文認為, 社會強化(social enhancement)也是影響成員參與微博社區(qū)的頻率的一個重要因素, 具體地, 成員多次參與微博社區(qū)進行互動的一個重要目的是通過自己的貢獻提高在社區(qū)中的地位和聲譽[17–19], 這也可能是為了滿足內(nèi)在的自我呈現(xiàn)需求, 由此得出假設7。

假設7: 成員的自我呈現(xiàn)是社會強化動機影響參與頻率的中介變量。

自我表達是影響成員參與微博社區(qū)的層次的最重要因素。當成員在微博社區(qū)中投入更多精力, 從最初僅是隨意瀏覽微博信息, 到積極地發(fā)表微博、轉(zhuǎn)發(fā)和評論微博或參與相關討論議題或活動, 甚至最后自己發(fā)起討論議題或規(guī)劃某些活動, 其主要目的是為了更充分地展示自己或周圍的事情, 或者表達涉己涉人的觀點和態(tài)度, 這也是成員期望在微博社區(qū)中形成其他成員關于自己的好印象。由此, 本文認為, 成員的自我呈現(xiàn)是影響參與層次的內(nèi)在心理變量, 得出假設8。

假設8: 成員的自我呈現(xiàn)是自我表達動機影響參與層次的中介變量。

成員在微博社區(qū)中參與活動的層次逐步提高時, 為了滿足內(nèi)在的自我呈現(xiàn)需求, 他們會更加積極地獲取和分享信息, 由此得出假設9。

假設9: 成員的自我呈現(xiàn)是信息價值動機影響參與層次的中介變量。

本文認為, 社會強化同時也是影響成員參與微博社區(qū)層次的一個重要因素。為滿足內(nèi)在的自我呈現(xiàn)需求, 成員通過在微博社區(qū)中參與高層次的活動來獲得地位和榮譽, 由此得出假設10。

假設10: 成員的自我呈現(xiàn)是社會強化動機影響參與層次的中介變量。

2 實證設計

2.1 變量選擇與量表設計

2.1.1 參與動機變量與量表

信息價值、娛樂價值、自我表達、關注名人和社會強化這些動機變量的量表設計和測量沿用文獻[5]的方法。具體地, 信息價值包括3個測量項目“我經(jīng)常在微博上瀏覽或者搜索來獲取所需要的信息”、“我為了學習如何做某件事情而經(jīng)常在微博中瀏覽信息或發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)信息”和“我在微博中經(jīng)常發(fā)表原創(chuàng)信息、評論和轉(zhuǎn)發(fā)信息等來與其他人交流互動”。娛樂價值包括4個測量項目: “我經(jīng)常在微博中瀏覽或查找有趣和搞笑的信息”、“我覺得在微博中的活動(熱門話題、微博投票等)和一些應用(微博秀、微盤等)很好玩”、“使用微博時我感覺到心情放松”和“我無聊打發(fā)時間時會經(jīng)常使用微博”。自我表達包括3個測量項目: “我經(jīng)常在微博中發(fā)表原創(chuàng)帖子來展示最近自己和周遭發(fā)生的事情”、“我經(jīng)常在微博中發(fā)表原創(chuàng)帖子來展示當時自己的想法或觀點”和“我經(jīng)常在微博中評論和轉(zhuǎn)發(fā)信息等來表明對事情或他人的觀點和看法”。關注名人和社會強化采用單項目測量, 分別為“我對名人(包括影視明星、專家或其他領域的公眾人物)的微博很關注, 經(jīng)常瀏覽、評論和轉(zhuǎn)發(fā)名人微博”和“我在微博中進行發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)等活動使我感覺到自己對其他人很重要”。均采用5刻度量表, 從“非常不同意”到“非常同意”的分值分別賦值1~5。

2.1.2 中介變量與量表

感知可信性采用單項目測量, 具體為“微博中有很多認證用戶、‘大V’微博、微博達人等, 我覺得他們發(fā)表的微博的可信性怎么樣?”。自我呈現(xiàn)量表設計參考Schau等[13]的研究, 編輯項目內(nèi)容以適用微博社區(qū)情景, 包括3個題項: “我在微博中的發(fā)帖、評論和轉(zhuǎn)發(fā)等活動能加深其他人對我的微博ID號(微博賬號的名字)的印象”、“我的微博ID號和賬號圖像(ID賬號旁邊的圖片)展示了自己給他人留下的一種印象”和“我在微博中表達的言論(觀點、看法、態(tài)度等)顯示了自己給他人留下的一種印象”。均采用5刻度量表, 從“非常不同意”到“非常同意”的分值分別賦值1~5。

2.1.3 參與行為變量與量表

參與時間、參與頻率和參與層次變量的量表設計和測量參見文獻[5]。參與時間采用單項目測量, 內(nèi)容為“您使用微博平均要花費多少時間?”, 采用5刻度量表, “每周少于5小時”、“每周5~9小時”、“每周10~14小時”、“每周15~19小時”和“每周20小時或以上”的分值依次賦值1~5。參與頻率采用單項目測量, 內(nèi)容為“您使用微博的頻率是?”, 采用5刻度量表, “非常少”、“每周1次”、“兩三天1次”、“每天1~2次”和“每天很多次”的分值依次賦值1~5。參與層次包括3個測量項目“主要是隨意瀏覽微博上的信息”、“主要是發(fā)表原創(chuàng)微博、轉(zhuǎn)發(fā)和評論他人微博, 或者參與由其他人發(fā)起的討論議題或活動”和“自己主動發(fā)起討論議題或規(guī)劃活動, 吸引其他成員參與”, 分值依次賦值1, 3和5。

2.1.4 成員特征變量

與前期研究[5]相同, 本文選取的成員特征變量包括性別、年齡、教育程度、收入以及微博使用時間。

2.2 問卷發(fā)放與數(shù)據(jù)收集

正式問卷發(fā)放之前, 發(fā)放紙質(zhì)問卷開展小規(guī)模的試調(diào)查, 目的是更正問卷內(nèi)容中的字詞、語法和歧義問題。正式問卷采用網(wǎng)絡調(diào)查方式, 委托專業(yè)的問卷調(diào)查公司(有償)發(fā)放問卷和收集數(shù)據(jù)。問卷發(fā)放時間為2014年4月2—16日, 共收回問卷543 份, 其中有效問卷有536份, 問卷有效率為98.7%。此次調(diào)查的微博使用者包括企業(yè)/公司一般職員和管理者、黨政機關事業(yè)單位一般職員和領導干部、個體戶/自由職業(yè)者、學生以及農(nóng)村外出務工人員, 符合研究設計和統(tǒng)計分析要求。

3 結果分析

3.1 量表效度和信度檢驗

因子分析顯示, 當信息價值、娛樂價值、自我表達、社會強化和自我呈現(xiàn)各量表中只提取1個因子時, 與上文的構思吻合較好, 且每個因子的KMO值(Kaiser-Meyer-Olkin的取樣適當性參考數(shù))都大于0.5, 顯著性均小于0.001, 表明量表具有較高的效度。KMO值越大, 表示變量間的共同因素越多, 越適合做因子分析(一般認為, KMO值大于0.5時才適宜進行因子分析[20])。采用Cronbach系數(shù)進行信度分析發(fā)現(xiàn), 各量表的值均大于0.65, 表明量表的信度較好(一般認為,值必須大于0.6[20])。

3.2 樣本描述

在536名被調(diào)查對象中, 男女樣本數(shù)分別為237和299人, 占總數(shù)的44.2%和55.8%。年齡最小19歲, 最大63歲, 平均約31.0歲。教育水平方面, ?？萍耙韵?4人, 占11.9%; 大學本科438人, 占81.7%, 碩士及以上34人, 占6.4%。收入最低為0元人民幣; 最高為每月120000元, 平均約每月6581.6元。使用微博的時間最少為1個月, 最多97個月, 平均約38.0個月。

3.3 模型分析與假設檢驗

分析工具采用SPSS 19.0, 分析方法為多元線性回歸。以下分別以參與時間、參與頻率、參與層次為因變量對假設進行檢驗。

3.3.1 動機對參與時間影響的中介變量檢驗

首先, 以參與時間為因變量, 信息價值、娛樂價值和關注名人為自變量, 性別、年齡、教育程度、收入和微博使用時間為控制變量(以下模型的控制變量均與此相同)進行回歸分析, 發(fā)現(xiàn)信息價值和娛樂價值對參與時間有顯著影響, 關注名人對參與時間的作用不顯著(p=0.058>0.05), 由此, 假設3不成立。

下面檢驗假設1和假設2。

1) 以參與時間為因變量, 信息價值和娛樂價值為自變量進行回歸分析。結果如表1所示。信息價值和娛樂價值對參與時間均有正向的顯著作用, 系數(shù)和顯著性水平分別為0.296 (p<0.001)和 0.145 (p=0.002<0.01), 中介變量的第1個條件[21]成立。

表1 參與時間對信息價值、娛樂價值回歸分析結果

說明: 因變量為參與時間。多元回歸模型的值為13.958 (<0.001), 多元相關系數(shù)為0.418, 調(diào)整后的2值為0.162。各變量的VIF值遠小于10, 表明變量之間的共線性比較弱?？刂谱兞康娘@著性水平均大于0.05, 沒有列出。

2) 以可信性為因變量, 信息價值和娛樂價值為自變量進行回歸分析。結果顯示, 信息價值和娛樂價值對可信性均有正向的顯著作用, 系數(shù)和顯著性水平分別為0.349 (p<0.001)和0.134 (p =0.003<0.01),第2個條件[21]成立。

3) 以參與時間為因變量, 可信性為單自變量進行回歸分析。結果顯示, 可信性對參與時間有正向的顯著作用(p<0.001), 系數(shù)為0.243, 第3 個條件成立。

4) 將可信性作為自變量加入到第一個條件的回歸模型, 結果如表 2 所示。結果顯示, 可信性對參與時間有正向的顯著作用(p=0.037<0.05), 系數(shù)為0.093。信息價值和娛樂價值對參與時間仍然有正向的顯著作用, 顯著性水平分別為p<0.001和p=0.004<0.01。與第1個條件的回歸模型相比, 系數(shù)分別從 0.296 降低到 0.263 和從 0.145 降低到0.133, 第4個條件成立。

表2 參與時間對信息價值、娛樂價值、可信性回歸分析結果

說明: 因變量為參與時間。多元回歸模型的值為12.937 (<0.001), 多元相關系數(shù)為0.426, 調(diào)整后的2值為0.128。各變量的VIF值遠小于10, 表明變量之間的共線性比較弱?？刂谱兞康娘@著性水平均大于0.05, 沒有列出。

綜上述所述, 可信性是信息價值和娛樂價值對參與時間作用的部分中介變量, 假設 1 和假設 2成立, 即成員越希望在微博社區(qū)中獲取有用的信息或通過娛樂放松自己, 就越相信認證和“大 V”微博信息, 進而促使他們在微博社區(qū)中逗留更長的時間。

3.3.2 動機對參與頻率影響的中介變量檢驗

以參與頻率為因變量, 自我表達、信息價值、娛樂價值和社會強化為自變量進行回歸分析, 結果如表3所示?？梢钥闯? 自我表達、信息價值和娛樂價值對參與頻率有正向的顯著作用, 系數(shù)和顯著性水平分別為0.161 (p=0.003<0.01), 0.193 (p<0.01)和0.189 (p<0.01), 社會強化對參與頻率有負向的顯著作用(p=0.024<0.05), 系數(shù)為–0.111, 第1個條件成立。

表3 參與頻率對自我表達、信息價值、娛樂價值、社會強化回歸分析結果

說明: 因變量為參與頻率。多元回歸模型的值為12.977 (<0.001), 多元相關系數(shù)為0.445, 調(diào)整后的2值為0.183。各變量的VIF值遠小于10, 表明變量之間的共線性比較弱。除收入外, 其他控制變量的顯著性水平均大于0.05, 沒有列出。

以自我呈現(xiàn)為因變量, 自我表達、信息價值、娛樂價值和社會強化為自變量進行回歸分析, 結果顯示, 自我表達、信息價值、娛樂價值和社會強化對自我呈現(xiàn)均有正向的顯著作用, 系數(shù)和顯著性水平分別為 0.278 (<0.001), 0.136 (=0.001<0.01), 0.153 (p<0.001)和0.320 (p<0.001), 第 2 個條件成立。

以參與頻率為因變量, 自我呈現(xiàn)為單自變量進行回歸分析, 結果顯示, 自我呈現(xiàn)對參與頻率有正向的顯著作用(p<0.001), 系數(shù)為0.303, 第3個條件成立。

將自我呈現(xiàn)作為自變量加入到第一個條件的回歸模型, 結果如表4所示。自我呈現(xiàn)對參與頻率有正向的顯著作用(p=0.009<0.01), 系數(shù)為0.150。自我表達、信息價值和娛樂價值對參與頻率仍然有正向的顯著作用, 顯著性水平分別為p=0.036<0.05, p=0.002<0.01和p=0.001<0.01。并且, 與第一個條件的回歸模型相比, 系數(shù)分別從0.161降低到0.119, 從0.193降低到0.173和從0.189降低到0.165, 滿足條件4, 由此, 自我呈現(xiàn)分別是自我表達、信息價值和娛樂價值對參與頻率作用的部分中介變量, 假設4, 5和6成立, 即成員的這些動機越強, 就越希望在微博社區(qū)中給他人留下好的印象, 從而促使他們更加頻繁地與其他成員交流互動。

表4 參與頻率對自我表達、信息價值、娛樂價值、社會強化、自我呈現(xiàn)回歸分析結果

說明: 因變量為參與頻率。多元回歸模型的值為12.561 (<0.001), 多元相關系數(shù)為0.457, 調(diào)整后的2值為0.192。各變量的VIF值遠小于10, 表明變量之間的共線性比較弱。除收入外, 其他控制變量的顯著性水平均大于0.05, 沒有列出。

同時, 社會強化對參與頻率有負向的顯著作用(p=0.002<0.01), 系數(shù)從–0.111降低到–0.159, 滿足條件 4。由此, 自我呈現(xiàn)是社會強化對參與頻率作用的部分中介變量, 假設 7 成立, 即成員的社會強化動機越強, 就越希望在微博社區(qū)中給他人留下好印象, 從而促使他們更加頻繁地與其他成員交流互動。與自我表達、信息價值和娛樂價值動機對參與頻率有正向的直接影響不同, 社會強化動機對參與頻率的直接影響是負向的, 也就是說, 成員的社會強化動機越強, 越會減少參與微博社區(qū)的次數(shù)。

另外, 表 3 顯示, 成員的收入能正向預測他們參與微博社區(qū)的頻率(p=0.021<0.05), 系數(shù)為0.092。即, 成員的收入越高, 越更加頻繁地參與微博社區(qū)。

3.3.3 動機對參與層次影響的中介變量檢驗

以參與層次為因變量, 自我表達、信息價值和社會強化為自變量進行回歸分析, 發(fā)現(xiàn)自我表達和社會強化對參與層次有顯著影響, 信息價值對參與層次的作用不顯著(=0.252>0.05)。由此, 假設 9不成立。

下面檢驗假設8和假設10。

1) 以參與層次為因變量, 自我表達和社會強化為自變量進行回歸分析, 結果如表5所示。自我表達和社會強化對參與層次均有正向的顯著作用, 系數(shù)和顯著性水平分別為0.315 (<0.001)和0.116 (=0.015<0.05), 第1個條件成立。

表5 參與層次對自我表達、社會強化回歸分析結果

說明: 因變量為參與層次。多元回歸模型的值為12.103 (<0.001), 多元相關系數(shù)為0.394, 調(diào)整后的2值為0.142。各變量的VIF值遠小于10, 表明變量之間的共線性比較弱。控制變量的顯著性水平均大于0.05, 沒有列出。

2) 以自我呈現(xiàn)為因變量, 自我表達和社會強化為自變量進行回歸分析, 結果顯示, 自我表達和社會強化對自我呈現(xiàn)均有正向的顯著作用, 系數(shù)和顯著性水平分別為0.397 (<0.001)和0.390 (<0.001), 第2個條件成立。

3) 以參與層次為因變量, 自我呈現(xiàn)為單自變量進行回歸分析, 結果顯示, 自我呈現(xiàn)對參與層次有正向的顯著作用 (<0.001), 系數(shù)為 0.320, 第 3 個條件成立。

4) 將自我呈現(xiàn)作為自變量加入到第一個條件的回歸模型, 結果如表 6 所示, 自我呈現(xiàn)對參與層次作用的顯著性水平為 0.054, 比 0.05 略大, 考慮到樣本數(shù)量相對較小, 可以認為自我呈現(xiàn)在0.05的水平上顯著。自我表達對參與層次有正向的顯著作用 (<0.001), 并且與第一個條件的回歸模型相比, 系數(shù)從 0.315 降低到 0.272, 滿足條件 4。由此, 自我呈現(xiàn)是自我表達對參與層次作用的部分中介變量, 假設 8 成立, 即成員的自我表達動機越強, 就越希望在微博社區(qū)中給他人留下好印象, 從而促使他們在微博社區(qū)中投入更大的精力, 承擔更重要的角色。

表6 參與層次對自我表達、社會強化、自我呈現(xiàn)回歸分析結果

說明: 因變量為參與層次。多元回歸模型的值為 11.228 (<0.001), 多元相關系數(shù)為0.401, 調(diào)整后的2值為0.147。各變量的 VIF值遠小于10, 表明變量之間的共線性比較弱。控制變量的顯著性水平均大于0.05, 沒有列出。

同時, 社會強化對參與層次的作用由原來的顯著水平變?yōu)椴伙@著(=0.162>0.05), 滿足條件 4。由此, 自我呈現(xiàn)是社會強化對參與層次作用的完全中介變量, 假設10成立, 即成員的自我強化動機越強, 就越希望在微博社區(qū)中給他人留下好的印象, 從而越努力提高自身的參與層次。

綜合以上分析結果, 對圖 1 的研究模型進行修正, 得到圖 2 的模型, 即成員的參與動機對參與行為影響的心理路徑。

4 討論與結論

對微博信息的可信性感知是成員參與微博社區(qū)過程中重要的心理活動。本研究調(diào)查數(shù)據(jù)顯示, 有54.7%的被調(diào)查者認為認證和“大 V”微博信息的可信度比較高, 11.0%的被調(diào)查者認為可信性非常高, 這印證了“我國網(wǎng)民尤其在意新聞的來源出處, 希望新聞能夠提供較為權威可靠的‘身份證明’”[22]。正是微博社區(qū)成員對特定來源信息的可信性的認同, 促使他們花費較多時間參與微博社區(qū)。成員在微博社區(qū)中獲取的信息既包括熱點新聞、知識類信息和他人的觀點與想法, 也包括輕松有趣和讓人覺得好玩的信息。既往研究表明, 人們在評價網(wǎng)絡信息可信性的過程中不僅要調(diào)用認知資源對信息內(nèi)容進行思考, 而且還存在一些情感活動[23]。成員參與微博社區(qū)的心理活動正好印證了這一點: 成員對熱點新聞、相關知識以及他人的觀點與想法等信息主要進行認知思考來滿足自身的信息需求, 對輕松有趣和搞笑類信息主要進行娛樂消費, 使自己的心情放松和快樂。

本研究證實, 自我呈現(xiàn)是成員參與微博社區(qū)過程中另一個重要的心理活動, 這與論壇、BBS、博客和SNS 社區(qū)等虛擬社區(qū)的成員希望給其他成員留下積極的印象[14]相一致。成員不論是出于在微博社區(qū)中充分表達涉己涉人的事情、觀點和態(tài)度的初衷, 還是為了達到獲得他人認可, 從而提高自己在微博社區(qū)中的地位和聲譽的目的, 擬或是希望在微博社區(qū)中獲取有價值的信息, 或通過消費有趣與搞笑的信息來娛樂放松, 他們都致力于給其他成員留下好的印象。這種好印象的形成需要成員付出努力, 他們或頻繁地在微博社區(qū)中利用文本和圖像等符號工具與他人交流互動, 或承擔網(wǎng)絡熱點話題的發(fā)起者和事件組織者的角色。當成員感受到他人對自己的微博賬號和賬號圖像給予認可和贊許時, 他們會將這種認可和贊許內(nèi)化為對自身的認可和贊許, 達到自我呈現(xiàn)的心理目的。成員的這種自我呈現(xiàn)的心理活動直接影響他們參與微博社區(qū)的頻率和層次。具體而言, 成員越希望在微博社區(qū)中給他人留下好的印象, 就越頻繁地參與微博社區(qū)的活動, 投入更多的精力和承擔更重要的角色。

綜上所述, 本研究得出以下兩點結論。

1) 成員對微博信息的可信性感知和自我呈現(xiàn)是微博社區(qū)參與的兩個重要的心理過程?？尚判愿兄浅蓡T對認證和“大 V”微博信息的可相信程度的心理認知, 自我呈現(xiàn)是成員希望在微博社區(qū)中給他人留下好的印象, 兩者對成員的微博社區(qū)參與行為都有正向的直接影響。

2) 成員對微博信息的可信性感知和自我呈現(xiàn)對參與動機作用于參與行為具有中介效應。自我表達和娛樂價值動機通過對微博信息的可信性感知的部分中介作用影響參與微博社區(qū)的時間。自我表達、信息價值、娛樂價值和社會強化動機通過自我呈現(xiàn)的部分中介作用影響參與微博社區(qū)的頻率。自我表達和社會強化動機分別通過自我呈現(xiàn)的部分中介作用和完全中介作用影響參與微博社區(qū)的層次。

5 管理啟示

由于具備大規(guī)模實時在線互動傳播的特征, 再加上微博在手機等移動客戶端上的廣泛普及, 微博已成為新媒體時代重要的信息傳播平臺和輿論生發(fā)空間, 微博的重大傳播影響力和社會動員能力在近年來的社會熱點事件中均已得到證實。準確把握成員參與微博社區(qū)的心理機制對于微博輿情管理以及微博建設和經(jīng)營具有重要意義, 本文得到如下幾點管理啟示。

5.1 建立和完善“大 V”微博的社會誠信評價機制

鑒于微博用戶對“大 V”微博的高信任度, 為了打擊、遏制和清除網(wǎng)絡誹謗、謠言傳播和非法營銷等擾亂網(wǎng)絡傳播秩序的行為, 結合微博信息的舉報機制, 建立和完善“大 V”微博的社會誠信評價機制。除普通微博用戶能隨時對微博信息的真實性能夠評價打分外, 微博經(jīng)營者和相關政府管理部門也定期對“大 V”微博的社會誠信等級進行評估, 并且采取以微博社會誠信等級為依據(jù)的差別化平臺服務措施。

5.2 引導微博內(nèi)容, 打造清朗積極文明的微博空間

事實表明, 部分“大 V”微博參與謠言、誹謗和低俗信息的傳播, 造成廣泛惡劣的社會影響。建立和完善“大 V”微博博主的常態(tài)溝通制度不可或缺, 可以包括定期的常規(guī)意見交換和探討、公共事件中的非常規(guī)對話和交流等, 倡導自覺共同遵守“七條底線”。此外, 微博經(jīng)營商自身也是“大 V”微博, 要增強履行社會責任的執(zhí)行力, 加強對自身的新媒體人員和編輯記者的管理, 堅守道德風尚和信息真實性底線。

5.3 完善公眾參與的渠道和制度, 推進社會綜合治理工程

自我呈現(xiàn)是用戶參與微博社區(qū)的重要心理過程, 這表明用戶參與微博社區(qū)的一個重要心理期待是希望給其他成員留下好的印象。然而, 部分網(wǎng)民將“好”的標準扭曲化, 一些微博博主迎合這種扭曲的他人期待, 發(fā)表和轉(zhuǎn)發(fā)有害社會公序良俗, 甚至是危害社會安全和穩(wěn)定的言論, 反而獲得部分贊許。追根溯源, 部分社會公眾的這種態(tài)度和心理是現(xiàn)實社會中利益訴求表達渠道不暢的極端和逆反反映。鑒于此, 政府要完善包括政務微博在內(nèi)的公眾社會參與和表達的渠道和制度。同時, 要有效處理社會利益糾紛和化解社會矛盾, 深入推進社會綜合治理工程。

致謝 感謝首都經(jīng)濟貿(mào)易大學信息學院姚翠友教授對本文提出的寶貴意見。

參考文獻

[1]劉瑞生, 王井. 微傳播格局中的強媒體: 2013年中國微博發(fā)展報告 // 唐緒軍, 吳信訓, 黃楚新, 等. 中國新媒體發(fā)展報告(2014). 北京: 社會科學文獻出版社, 2014: 64

[2]中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心(CNNIC). 中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告(2014.7)[R]. 北京: 中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心, 2014: 1–47

[3]Ren Y Q, Kraut R, Kiesler S. Applying common identity and bond theory to design of online commu-nities. Organization Studies, 2007, 28(3): 377–408

[4]楊宜音, 陳午晴, 徐冰. 中國網(wǎng)民社會心理分析: 第一份來自社會心理學家的專業(yè)研究報告. 信息世界, 2000(4): 4–11

[5]胡磊, 高迎. 微博社區(qū)成員參與動機實證研究. 北京大學學報: 自然科學版, 2014, 50(5): 797–804

[6]Morris M R, Counts S, Roseway A, et al. Tweeting is believing?: understanding microblog credibility per-ceptions // 2012 ACM Conference on Computer Supported Cooperative Work. Seattle, 2012: 1–10

[7]Schmierbach M, Oeldorf-Hirsch A. A little bird told me, so I didn’t believe it: twitter, credibility, and issue perceptions. Communication Quarterly, 2012, 60(3): 317–337

[8]陳強, 陳冰淳. 微博內(nèi)容信任問題的實證分析. 現(xiàn)代傳播, 2014(2): 124–129

[9]畢宏音. 影響微博信息傳播的網(wǎng)民心理因素分析. 天津大學學報: 社會科學版, 2013, 15(4): 311–314

[10]胡磊, 高迎. 微博行為研究述評. 情報雜志, 2013, 32(8): 45–49

[11]Fogg B J, Tseng S. The elements of computer credibility // Proceeding of the CHI 99 Conference on Human Factors. Pittsburgh PA, 1999: 80–87

[12]楊學成, 葛婷婷, 蘭冰. 品牌微博可信度影響因素研究. 山西財經(jīng)大學學報, 2013, 35(10): 68–80

[13]Schau H J, Gilly M C. We are what we post? self-presentation in personal web space. Journal of Con-sumer Research, 2003, 30(3): 385–404

[14]樓天陽, 陸雄文. 虛擬社區(qū)與成員心理聯(lián)結機制的實證研究: 基于認同與紐帶視角. 南開管理評論, 2011, 14(2): 14–25

[15]Goffman E. The presentation of self in everyday life. New York: Doubleday, 1959

[16]Myers D G. 社會心理學. 8版. 張智勇, 樂安國, 侯玉波, 等, 譯. 北京: 人民郵電出版社, 2006: 57

[17]Hars A, Qu S. Working for free? — motivations for participating in open source projects. International Journal of Electronic Commerce, 2002, 6(3): 23–37

[18]Dholakia U M, Bagozzi R P, Pearo L K. A social influence model of consumer participation in network- and small-group-based virtual communities. International Journal of Research in Marketing, 2004, 21(3): 241–263

[19]范曉屏. 非交易類虛擬社區(qū)成員參與動機: 實證研究與管理啟示. 管理工程學報, 2009, 23(1): 1–6

[20]吳明隆. SPSS 統(tǒng)計應用實務. 北京: 中國鐵道出版社, 2000: 35–36, 47

[21]Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6): 1173–1182

[22]鐘瑛. 網(wǎng)絡傳播管理研究. 北京: 中國社會科學出版社, 2014: 55

[23]胡磊. 互聯(lián)網(wǎng)學術信息可信性評價影響因素實證研究. 情報理論與實踐, 2013, 36(9): 72–77

Members’ Psychological Mechanism for Participating in Microblogs Community: Empirical Study and Management Suggestions

HU Lei?, SUN Maohua

School of Information, Capital University of Economics and Business, Beijing 100070; ? E-mail: leihu0705@163.com

This article explores members’ psychological mechanism for participating in microblogs community, with the application of methods of multiple regression and path analysis. It shows that members’ perception of the credibility of microblogs content and self-presentation are two important psychological processes. Furthermore, the impacts of members’ motivations of self-representation, informational value, entertainment value and social enhancement on their behaviors for participating in microblogs community are both mediated by the variables of the perception of the credibility of microblogs content and self-presentation. The conclusions have some practical significances in managing microblogs community and guiding public opinion for microblogs service providers and government departments.

microblogs community; community members; community participation; psychological mechanism

10.13209/j.0479-8023.2015.134

C912; G206

2015-03-17;

2015-07-26; 網(wǎng)絡出版日期: 2016-04-07

北京市教育委員會人文社會科學研究計劃項目“基于 LPP 理論視角的微博用戶參與行為研究”(SM201310038014)、國家社會科學基金項目“移動社交網(wǎng)絡輿情線上線下相互作用機理及引導機制研究”(15AGL001)和北京市自然科學基金項目“特大城市突發(fā)公共事件微博輿情演化的動力學模型及計算機仿真”(9142003)資助