健康類辟謠信息采納意愿影響因素研究

關(guān)鍵詞：健康信息采納意愿；辟謠信息；亞里士多德修辭學(xué)理論；信息有用性

2016年中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)了《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》，將“健康中國(guó)”上升為國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略。同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展極大地推動(dòng)了健康信息傳播，Web2.0環(huán)境下，用戶從被動(dòng)的信息接收者逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榭梢栽谏缃幻襟w上主動(dòng)生成、傳播信息，造成謠言的廣泛傳播，健康信息是最受關(guān)注、謠言最多的信息之一。提高網(wǎng)絡(luò)辟謠信息的傳播效率成為急需解決的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。信息采納作為個(gè)體獲取信息的最后一步，極大地影響了辟謠的效率和結(jié)果。健康類辟謠信息相比于一般健康信息更難被接受、更易受到用戶認(rèn)知沖突程度的影響，需要對(duì)采納意愿的影響因素進(jìn)行針對(duì)性的探究。然而，已有研究較少綜合考慮與個(gè)體相關(guān)的影響因素和與信息特點(diǎn)相關(guān)的影響因素對(duì)個(gè)體辟謠類信息采納意愿的影響。明確何種因素會(huì)影響個(gè)體對(duì)健康類辟謠信息的采納、各影響因素之間如何相互作用等問(wèn)題，對(duì)于提高辟謠效率，阻止健康類謠言的廣泛傳播、優(yōu)化謠言監(jiān)管治理工作效果具有重要意義。

拓展的信息采納模型（Extended Information A—doption Model，EIAM）基于信息采納模型（Informa-tion Adoption Model，IAM）發(fā)展而來(lái)，能夠詳細(xì)解釋個(gè)體信息采納意愿的發(fā)生機(jī)制，揭示了影響個(gè)體采納意愿的因素及各因素間作用機(jī)制，但存在缺少考慮用戶與信源之間的情感聯(lián)結(jié)的不足。亞里士多德修辭學(xué)理論（Aristotle's Rhetorical Theory）是用于闡釋說(shuō)服過(guò)程及策略的經(jīng)典理論，其認(rèn)為觀點(diǎn)輸出方和觀點(diǎn)接收方之間的3種不同類型的說(shuō)服策略：在任何說(shuō)服情境中，觀點(diǎn)輸出方都試圖通過(guò)提供有邏輯的證明（理性訴諸）、強(qiáng)調(diào)自身的可靠程度（人格訴諸）以及與觀點(diǎn)接收方之間形成情感聯(lián)結(jié)（情感訴諸）來(lái)使陳述具有說(shuō)服力，通過(guò)將亞里士多德的修辭學(xué)理論中的3種說(shuō)服策略引入EIAM模型，恰好能彌補(bǔ)其缺乏考慮情感因素的不足。因此，本研究綜合上述兩個(gè)理論，探究個(gè)體健康類辟謠信息采納意愿的影響因素及具體影響路徑。

1文獻(xiàn)綜述

1.1EIAM模型

EIAM模型是基于IAM模型（Information Adop-tion Model）的拓展。IAM模型由Sussman S W等提出，用于解釋個(gè)體是如何通過(guò)中心路徑和外圍路徑兩種不同的路徑來(lái)評(píng)估信息有用性。其中，中心路徑強(qiáng)調(diào)個(gè)體對(duì)信息內(nèi)容的深入、細(xì)致的思考，外圍路徑強(qiáng)調(diào)簡(jiǎn)單地憑借信息的外圍特征進(jìn)行判斷。個(gè)體在決策的過(guò)程中依賴于中心還是外圍路徑，具體路徑的選擇取決于個(gè)體對(duì)于該信息的處理能力和處理動(dòng)機(jī)或意愿?？紤]個(gè)體在采納信息過(guò)程中可能根據(jù)他人態(tài)度來(lái)決定是否采納，即羊群因素，ShenXL等在IAM模型基礎(chǔ)上驗(yàn)證了“羊群因素”對(duì)用戶信息采納信息造成的影響，更好地解釋了個(gè)體如何通過(guò)有意識(shí)過(guò)程（中心和外圍路徑）和無(wú)意識(shí)過(guò)程進(jìn)行信息采納意愿。考慮偏倚效應(yīng)、協(xié)同效應(yīng)和信息權(quán)變效應(yīng)，Sun Y等提出并驗(yàn)證EIAM模型，偏倚效應(yīng)指信源可信度會(huì)影響個(gè)體對(duì)信息質(zhì)量的判斷，羊群因素會(huì)影響個(gè)體對(duì)信息有用性的判斷；協(xié)同效應(yīng)指信源可信度和信息質(zhì)量對(duì)信息有用性存在交互作用，信息有用性和羊群因素對(duì)信息采納存在交互作用；信息權(quán)變效應(yīng)指信息質(zhì)量、信源可信度對(duì)感知信息有用性的影響強(qiáng)弱、偏倚效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)的強(qiáng)弱取決于信息特征。

1.2亞里士多德修辭學(xué)理論在健康信息領(lǐng)域應(yīng)用

說(shuō)服是在信息交流中一種常見的行為，SimonH W將其定義為“一種旨在影響他人的信念、態(tài)度或行為的人類交流活動(dòng)”，個(gè)體的信息采納意愿可以視為是信息通過(guò)其自身特點(diǎn)說(shuō)服個(gè)體作出采納決策的過(guò)程。用于闡釋說(shuō)服過(guò)程及策略的經(jīng)典理論有很多，其中亞里士多德的修辭學(xué)理論是說(shuō)服策略中最經(jīng)典、最基本的理論之一。

亞里士多德的修辭學(xué)理論被運(yùn)用到健康信息領(lǐng)域的研究中，對(duì)醫(yī)療保健類視頻的說(shuō)服策略研究發(fā)現(xiàn)，使用人格訴諸策略的醫(yī)療保健視頻的可信度評(píng)分最高，其次是使用理性訴諸的視頻，而使用情感訴諸的視頻的可信度評(píng)分最低：有關(guān)健康類謠言使用理性訴諸策略的頻率相比其他類型的謠言更高。

1.3健康類辟謠信息采納意愿影響因素相關(guān)研究

廣義上謠言是指未經(jīng)證實(shí)、可能是真實(shí)或虛假的信息，本研究將健康類謠言定義為虛假不實(shí)的或未經(jīng)科學(xué)證實(shí)的與健康相關(guān)的虛假信息，健康類辟謠信息則是對(duì)上述健康謠言的駁斥。健康類辟謠信息采用的說(shuō)服策略以邏輯為主且具有多樣性。

目前對(duì)于謠言或辟謠信息的采納研究可以分為以下兩類：

第一類為以信息自身特點(diǎn)作為切人點(diǎn)的研究，關(guān)注信息自身或與信息相關(guān)的外部線索等因素對(duì)用戶信任或采納謠言或辟謠信息的影響。個(gè)體對(duì)在線健康謠言顯示的圖片的感知質(zhì)量、在線健康謠言中的信息量會(huì)影響個(gè)體對(duì)該謠言的信任程度；謠言中的圖片數(shù)量、文字?jǐn)?shù)量與用戶對(duì)該謠言的信任程度具有顯著相關(guān)關(guān)系。如果謠言中包含更多文字，并且有圖片穿插其中，那么個(gè)人很可能會(huì)相信該謠言；當(dāng)謠言中包含超鏈接、來(lái)源說(shuō)明和數(shù)字等元素時(shí)更有可能被認(rèn)為是真實(shí)的，但實(shí)際上用圖片和更長(zhǎng)的陳述（包括長(zhǎng)標(biāo)題）呈現(xiàn)的信息更有可能是虛假的。

第二類為以個(gè)體特點(diǎn)作為切入點(diǎn)的研究。缺乏專業(yè)認(rèn)知、懼怕風(fēng)險(xiǎn)、受文化社會(huì)認(rèn)知影響和從眾行為共同導(dǎo)致了人們對(duì)謠言的信任：自評(píng)健康狀況較差的人、自評(píng)社會(huì)關(guān)系滿意度較高的人、女性和老年人更相信健康謠言；同伴交流和個(gè)人健康狀況會(huì)誘發(fā)對(duì)新冠感染的恐懼心理，而對(duì)新冠感染的恐懼心理會(huì)進(jìn)而導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)健康謠言的傳播。健康類辟謠信息的采納是需要個(gè)體忽略或不再相信其先前的認(rèn)知，意味著個(gè)體若采納辟謠則必須改變其原有的信念，因此個(gè)體的認(rèn)知沖突是影響其采納辟謠的重要影響因素，在高水平認(rèn)知沖突的影響下，個(gè)體需要更具說(shuō)服力的辟謠信息。此外，由于公眾對(duì)健康信息的認(rèn)知處理比其他類型的信息更困難，因此個(gè)體的知識(shí)自信也是影響其采納辟謠的重要影響因素，在采納健康類辟謠信息時(shí)個(gè)體需要更高的專業(yè)知識(shí)。

綜上所述，已有研究雖從信息自身特點(diǎn)或個(gè)體特點(diǎn)較全面地探究了影響個(gè)體信任或采納健康類謠言的影響因素，但綜合考慮信息特點(diǎn)及個(gè)體特點(diǎn)對(duì)采納意愿的影響，并探究各影響因素之間具體影響路徑的研究相對(duì)欠缺，同時(shí)，只有少數(shù)研究將認(rèn)知沖突和個(gè)體知識(shí)自信考慮到個(gè)體的健康信息行為中。因此，本研究將在EIAM模型和亞里士多德修辭學(xué)理論的基礎(chǔ)上進(jìn)一步納入個(gè)體的認(rèn)知沖突和知識(shí)自信，從而綜合考慮信息特點(diǎn)及個(gè)體特點(diǎn)對(duì)個(gè)體辟謠信息采納意愿的影響。

2研究模型與假設(shè)

在EIAM模型中，信息有用性被定義為個(gè)體對(duì)所接收到的信息的有用性的感知，個(gè)體會(huì)通過(guò)中心路徑和外圍路徑對(duì)信息有用性進(jìn)行判斷：在中心路徑中，個(gè)體主要依據(jù)信息的質(zhì)量對(duì)信息有用性進(jìn)行判斷；在外圍路徑中，個(gè)體主要依據(jù)信息的信源可信度對(duì)信息有用性進(jìn)行判斷。由于個(gè)體的信息采納意愿可以視為是信息通過(guò)其自身特點(diǎn)說(shuō)服個(gè)體作出采納決策的過(guò)程，因此本研究認(rèn)為亞里士多德修辭學(xué)理論中提及的3種說(shuō)服策略能夠用于EIAM模型對(duì)中心和外圍路徑進(jìn)行拓展?；谝延醒芯?，本研究將健康類辟謠信息背景下亞里士多德修辭理論中的3種說(shuō)服策略作如下定義：①理性訴諸，指用戶對(duì)健康類辟謠信息客觀質(zhì)量的感知，認(rèn)為信息本身有所證明或似有所證的程度；②人格訴諸，指用戶感知的健康類辟謠信息的信息源的可靠程度；③情感訴諸，指用戶與信息源的情感聯(lián)結(jié)的程度，表現(xiàn)為對(duì)信息源的喜愛或依賴。

在中心路徑上，信息質(zhì)量被理性訴諸所替代；在外圍路徑上，信源可信度被區(qū)分為人格訴諸和情感訴諸，其中人格訴諸是對(duì)信源可信度的替代，情感訴諸是在外圍路徑中額外考慮的增量。信息數(shù)量來(lái)源和質(zhì)量來(lái)源會(huì)顯著正向影響在線健康信息辟謠效果。同時(shí)，南于相比于判斷信息質(zhì)量，判斷情感訴諸的不需要個(gè)體具有很高的專業(yè)知識(shí)或參與程度，因此本研究將其歸人外圍路徑。基于此，本研究提出以下假設(shè)：

H1a：理性訴諸正向影響個(gè)體對(duì)健康類辟謠信息信息有用性的感知

H1b：人格訴諸正向影響個(gè)體對(duì)健康類辟謠信息信息有用性的感知

H1c：情感訴諸正向影響個(gè)體對(duì)健康類辟謠信息信息有用性的感知

參考啟發(fā)式一系統(tǒng)式模型對(duì)于偏差效應(yīng)的觀點(diǎn)，由于啟發(fā)式加工（如信源可信度）會(huì)影響個(gè)體對(duì)信息質(zhì)量的預(yù)期或判斷，因此對(duì)于相同內(nèi)容的信息，如果個(gè)體認(rèn)為信源可信度較高，其感知到的信息質(zhì)量可能更高，即用戶對(duì)信源可信度的感知會(huì)對(duì)其對(duì)信息質(zhì)量的感知產(chǎn)生正向影響。對(duì)于健康類辟謠信息而言，辟謠發(fā)布者的相關(guān)信息往往也會(huì)被展示出來(lái)，因此個(gè)體對(duì)辟謠信息質(zhì)量的感知也會(huì)受到其對(duì)辟謠發(fā)布信息源可信度感知的影響。對(duì)于本研究的模型而言，理性訴諸屬于中心路徑，人格訴諸和情感訴諸屬于外圍路徑，參照上述觀點(diǎn)，用戶對(duì)外圍路徑的判斷會(huì)影響其對(duì)中心路徑的判斷，即個(gè)體對(duì)健康類辟謠信息的人格訴諸、情感訴諸會(huì)影響其理性訴諸，同時(shí)三者又會(huì)共同影響個(gè)體對(duì)辟謠信息的信息有用性的感知，因此本研究提出以下假設(shè)：

H2a：理性訴諸在人格訴諸對(duì)信息有用性的影響中起中介作用

H2b：理性訴諸在情感訴諸對(duì)信息有用性的影響中起中介作用

EIAM模型中的信息質(zhì)量和信源可信度存在協(xié)同效應(yīng)，且協(xié)同效應(yīng)的正負(fù)取決于信息類型特點(diǎn)。信息可以分為搜索型信息和經(jīng)驗(yàn)型信息，前者客觀地描述了普遍同意的規(guī)則或知識(shí)（例如，ELM模型是什么），后者描述的則是與個(gè)人主觀經(jīng)驗(yàn)密切相關(guān)的知識(shí)（例如，廈門為什么是一個(gè)宜居城市）。與搜索型信息相比，經(jīng)驗(yàn)型信息具有主觀性，更依賴于個(gè)人判斷，導(dǎo)致了答案的異質(zhì)性和片面性，因此個(gè)體可能會(huì)感知到更大的不確定性、模糊性和風(fēng)險(xiǎn)，增加了其根據(jù)信息內(nèi)容進(jìn)行決策的難度，使得個(gè)體對(duì)自身動(dòng)機(jī)和能力的評(píng)估更低，此時(shí)中心路徑和外圍路徑同時(shí)觸發(fā)，因此信息源可信度和論證質(zhì)量對(duì)經(jīng)驗(yàn)型信息的信息有用性存在正向協(xié)同效應(yīng)；相對(duì)地，對(duì)于搜索型信息而言，信息源可信度和論證質(zhì)量對(duì)經(jīng)驗(yàn)型信息的信息有用性存在負(fù)向協(xié)同效應(yīng)。

健康類辟謠信息描述的是普遍同意的健康知識(shí)，其傳達(dá)的知識(shí)往往也是同質(zhì)的，并不因辟謠發(fā)布者的不同而具有很強(qiáng)的主觀性，屬于搜索型信息，因此外圍路徑和中心路徑應(yīng)存在負(fù)向協(xié)同效應(yīng)?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H3a：理性訴諸和人格訴諸對(duì)信息有用性的影響存在負(fù)向交互作用

H3b：理性訴諸和情感訴諸對(duì)信息有用性的影響存在負(fù)向交互作用

認(rèn)知沖突是指?jìng)€(gè)體新接收的信息與原有認(rèn)知不一致的程度。與原有認(rèn)知更相符、更容易被理解的信息通常更容易被個(gè)體所接受，且更容易改變個(gè)體的觀點(diǎn)、態(tài)度；與之相反，與原有認(rèn)知相沖突的信息更容易引起個(gè)體產(chǎn)生抗拒等負(fù)面情緒，并會(huì)促使其更加謹(jǐn)慎地求證信息。接收新信息時(shí)，個(gè)體會(huì)立刻評(píng)估它是否與其已有認(rèn)知相一致，若不一致則更有可能忽略該信息并拒絕改變?cè)械恼J(rèn)知。當(dāng)接收到的信息與他們最初的認(rèn)知不一致時(shí)，消費(fèi)者對(duì)電商賣家的情感信任對(duì)其購(gòu)買意愿的影響顯著增強(qiáng)；在面對(duì)辟謠信息時(shí)，個(gè)體的認(rèn)知沖突會(huì)削弱信息質(zhì)量對(duì)信息可信度的影響，并增強(qiáng)信源可信度對(duì)信息可信度的影響。基于此，本研究提出以下假設(shè)：

H4a：認(rèn)知沖突調(diào)節(jié)理性訴諸與信息有用性之間的關(guān)系

H4b：認(rèn)知沖突調(diào)節(jié)人格訴諸與信息有用性之間的關(guān)系

H4c：認(rèn)知沖突調(diào)節(jié)情感訴諸與信息有用性之間的關(guān)系

知識(shí)自信是個(gè)體對(duì)信息涉及的相關(guān)科學(xué)知識(shí)了解程度的自我評(píng)估。對(duì)于外圍路徑而言，其是個(gè)體通過(guò)信息發(fā)布者的聲譽(yù)、權(quán)威性、流行性等信息外圍線索判斷信息是否有用的低成本路徑，受個(gè)體知識(shí)自信影響較?。坏珜?duì)于中心路徑卻不同，感知信息質(zhì)量是對(duì)信息內(nèi)容的一種主觀評(píng)價(jià)，質(zhì)量的高低判斷往往取決于個(gè)體以往的經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識(shí)，在特定情況下受個(gè)人能力的影響。對(duì)于高知識(shí)自信個(gè)體，當(dāng)遇到與原有知識(shí)沖突或用原有知識(shí)無(wú)法做出合理解釋的觀點(diǎn)時(shí)，其更難以被該觀點(diǎn)說(shuō)服。但如果觀點(diǎn)與原有知識(shí)一致或可以被原有知識(shí)所解釋，其對(duì)該觀點(diǎn)的支持程度則會(huì)比低知識(shí)自信的個(gè)體更強(qiáng)烈。綜上，個(gè)體的知識(shí)自信可能影響個(gè)體通過(guò)中心路徑進(jìn)行決策的過(guò)程。已有研究也表明個(gè)體的知識(shí)自信對(duì)信源可信度與感知辟謠可信度之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，但會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)感知信息質(zhì)量對(duì)感知辟謠可信度的影響?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H5a：知識(shí)自信調(diào)節(jié)理性訴諸與信息有用性之間的關(guān)系

同時(shí)，與認(rèn)知沖突不同，知識(shí)自信還可能影響個(gè)體的無(wú)意識(shí)路徑。高知識(shí)自信的個(gè)體對(duì)相關(guān)領(lǐng)域的知識(shí)儲(chǔ)備更有信心，對(duì)科學(xué)解釋和信息質(zhì)量有更高的要求，因此其采納意愿可能會(huì)更依賴自身對(duì)辟謠信息的評(píng)估而不受羊群效應(yīng)的影響。綜上所述，知識(shí)自信可能會(huì)同時(shí)對(duì)個(gè)體的有意識(shí)路徑中的中心路徑和無(wú)意識(shí)路徑同時(shí)造成影響?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

H5b：知識(shí)自信調(diào)節(jié)信息有用性與信息采納意愿之間的關(guān)系

H5c：知識(shí)自信調(diào)節(jié)羊群因素與信息有用性之間的關(guān)系

H5d：知識(shí)自信調(diào)節(jié)羊群因素與信息采納意愿之間的關(guān)系

綜上，本研究總體研究模型及假設(shè)如圖1所示。

3研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

本研究設(shè)計(jì)分為3個(gè)階段：

第一階段，收集被試個(gè)人信息、判斷被試是否存在錯(cuò)誤認(rèn)知并分組。填寫個(gè)人信息后，被試判斷以下說(shuō)法是否正確：①“長(zhǎng)期吃味精不會(huì)危害身體健康”；②“味精是加工制成的，吃了對(duì)身體不好”；③“味精（谷氨酸鈉）加熱到120度以上時(shí)，可能會(huì)產(chǎn)生焦谷氨酸鈉。而這種物質(zhì)不僅有毒，還是致癌的罪魁禍?zhǔn)住?。?duì)這3個(gè)問(wèn)題存在判斷錯(cuò)誤的被試被納入辟謠組，判斷全部正確的被試被納入非辟謠組。

第二階段，被試閱讀健康類辟謠推送來(lái)模擬真實(shí)接收健康類辟謠信息的情景。本研究改編某在線問(wèn)診平臺(tái)公眾號(hào)發(fā)布的推送《長(zhǎng)期吃味精，到底對(duì)身體有沒有害？》作為健康類辟謠的材料。

第三階段，被試閱讀推送后對(duì)量表進(jìn)行打分。本次研究使用在線問(wèn)卷（問(wèn)卷星平臺(tái)）采集數(shù)據(jù)，問(wèn)卷通過(guò)在線健康社區(qū)邀請(qǐng)用戶填寫，發(fā)放時(shí)間為2022年10月-2023年4月，累計(jì)回收問(wèn)卷共605份，通過(guò)設(shè)置反向題進(jìn)行無(wú)效問(wèn)卷的篩選，將反向題與同維度其余題均值相差絕對(duì)值大于2的問(wèn)卷進(jìn)行剔除，最終得到有效樣本541份，有效回收率為89.42%，樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示，其中辟謠組樣本487份，非辟謠組樣本54份。

結(jié)果顯示本次調(diào)查中98%以上的樣本關(guān)注過(guò)健康信息及健康辟謠，適合用于后續(xù)分析。本研究要求被試在閱讀辟謠材料前后對(duì)自身對(duì)“味精是否有害身體健康的相關(guān)知識(shí)了解程度”進(jìn)行打分（5分），用于測(cè)量其在閱讀辟謠前后知識(shí)變化的程度。經(jīng)檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)不滿足正態(tài)分布，因此采用Mann-Whitney U檢驗(yàn)對(duì)辟謠組與非辟謠組前后知識(shí)變化是否存在差異進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)直方圖判斷辟謠組與非辟謠組前后知識(shí)變化分布的形狀不一致，非辟謠組前后知識(shí)變化的平均秩次及均值分別為322.68和1.074+0.987，辟謠組前后知識(shí)變化的平均秩次及均值分別為265.27和0.716+0.830，結(jié)果顯示非辟謠組與辟謠組前后知識(shí)變化存在顯著差異（U=10358.000，Plt;0.01），說(shuō)明被試在閱讀健康類辟謠信息（辟謠組）和一般健康信息（非辟謠組）時(shí)存在不同的學(xué)習(xí)效果，說(shuō)明用戶在采納健康類辟謠信息和一般健康信息時(shí)行為存在差異。

4數(shù)據(jù)分析結(jié)果

下述分析中除信效度分析針對(duì)全樣本進(jìn)行檢驗(yàn)外，其余分析均針對(duì)辟謠組樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。

4.1信效度分析

經(jīng)檢驗(yàn)各潛變量Cronbach儀系數(shù)均大于0.8，量表信度較高。由表2可知，各潛變量的組成信度值均在0.8以上，均擁有良好的內(nèi)部一致性；各個(gè)潛變量對(duì)應(yīng)各個(gè)題目的因子載荷均大于0.6，均具有較好的代表性：各個(gè)潛變量的平均方差變異AVE均大于0.5，聚斂效度理想。

區(qū)分效度分析結(jié)果如表3所示，潛變量間的相關(guān)系數(shù)均小于各潛變量的AVE平方根，說(shuō)明各潛變量間具有良好的區(qū)分效度。

4.2說(shuō)服策略對(duì)信息有用性的影響

運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦m配度結(jié)果顯示，本模型適配良好，X2/df的值為2.618，小于3，適配理想；RMSEA為0.058，小于0.08，識(shí)別理想；GFI為0.92，大于0.9，適配良好：AGFI為0.89，可以接受。

對(duì)各假設(shè)路徑進(jìn)行分析，結(jié)果如表4所示，理性訴諸（B=0.377，C．R．=3.636，plt;0.001）、人格訴諸（B=0.519，C．R．=2.481，plt;0.05）對(duì)用戶健康辟謠感知信息有用性的正向關(guān)系得到支持，而情感訴諸（B=-0.101，C．R．=-0.401，pgt;0.05）與感知信息有用性之間沒有顯著相關(guān)關(guān)系，因此本研究中的H1a、H1b成立，而H1c不成立。

4.3偏差效應(yīng)

為檢驗(yàn)假設(shè)H2，本研究參考Preacher K J等的建議使用百分位Bootstrap和偏差校正的百分位Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，重復(fù)抽樣次數(shù)設(shè)置為5000次。

中介效應(yīng)結(jié)果如表5所示，理性訴諸在人格訴諸和感知信息有用性之間存在顯著的正向中介作用，兩種抽樣方式中介效應(yīng)95%的置信區(qū)間均不包括0，非標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為0.295，中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)在總效應(yīng)占比39.17%，本研究的假設(shè)H2a成立：理性訴諸在情感訴諸和感知信息有用性之間存在顯著的正向中介作用，兩種抽樣方式中介效應(yīng)95%的置信區(qū)間均不包括0，非標(biāo)準(zhǔn)化中介效應(yīng)值為0.295．中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)在總效應(yīng)占比38.11%，本研究的假設(shè)H2b成立。

4.4協(xié)同效應(yīng)

采用兩因素方差分析檢驗(yàn)理性訴諸與人格訴諸、情感訴諸對(duì)辟謠感知信息有用性的影響。結(jié)果顯示，對(duì)于理性訴諸與人格訴諸的交互作用，理性訴諸對(duì)信息有用性的影響顯著（F（I，483）=36. 773，p=lt;0.001，人格訴諸對(duì)信息有用性的影響顯著（F（1，483）=107. 863，p=lt;0.001，n2=0.183），理性訴諸與人格訴諸對(duì)信息有用性的影響存在顯著交互作用（F（1，483）=4.453，p=lt;0.05，n2=0.009），結(jié)合簡(jiǎn)單斜率圖2（a）判斷為負(fù)向交互作用，因此本研究假設(shè)H3a成立：對(duì)于理性訴諸與情感訴諸的交互作用，理性訴諸對(duì)信息有用性的影響顯著（F（1，483）= 54.931，

p=lt;0. 001，n2=0.102），情感訴諸對(duì)信息有用性的影響顯著（F（1，483）=140.39，p=lt;0.001，n2=0.225），理性訴諸與情感訴諸對(duì)信息有用性的影響存在顯著交互作用（F（1，483）=4.601，p=lt;0.05，n2=0.009），結(jié)合簡(jiǎn)單斜率圖2（b）判斷為負(fù)向交互作用，因此本研究假設(shè)H3b成立。

4.5知識(shí)自信和認(rèn)知沖突的調(diào)節(jié)作用

本研究分別根據(jù)用戶的認(rèn)知沖突和知識(shí)自信得分高低，以中位數(shù)為界將其分為高低兩類群體，然后根據(jù)溫忠麟等提出的分析方法做調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，對(duì)于高／低認(rèn)知沖突的群體而言，兩類群體在99.9%的置信水平下具有顯著差異，高認(rèn)知沖突與低認(rèn)知沖突兩類人群的路徑系數(shù)和顯著性具體如表6所示。結(jié)果表明，認(rèn)知沖突對(duì)有意識(shí)路徑存在顯著的調(diào)節(jié)作用，具體而言，認(rèn)知沖突正向調(diào)節(jié)情感訴諸對(duì)感知信息有用性的影響（t=2.159，plt;0.05），對(duì)于高認(rèn)知沖突人群，情感訴諸對(duì)感知信息有用性的影響強(qiáng)于低認(rèn)知沖突人群0.047）；認(rèn)知沖突正向調(diào)節(jié)人格訴諸對(duì)感知信息有用性的影響（t=-1.937，plt;0.1），低認(rèn)知沖突的人群人格訴諸對(duì)感知信息有用性影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-1.16.高認(rèn)知沖突人群的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.54;認(rèn)知沖突對(duì)理性訴諸與感知信息有用性之間的關(guān)系無(wú)顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此研究假設(shè)H4b、H4c成立，H4a不成立。

對(duì)于高／低知識(shí)自信的群體而言，兩類群體在95%的置信水平下具有顯著差異，高知識(shí)自信與低知識(shí)自信兩類人群的路徑系數(shù)和顯著性具體如表7所示。結(jié)果表明，知識(shí)自信對(duì)無(wú)意識(shí)路徑具有顯著的調(diào)節(jié)作用，具體而言，知識(shí)自信正向調(diào)節(jié)羊群因素對(duì)謠言感知信息有用性的影響（t=-4.713，plt;0.01）和感知信息有用性對(duì)信息采納意愿的影響（t=-2.197，plt;0.05）。對(duì)于高知識(shí)自信的人群，羊群因素對(duì)信息有用性的影響、信息有用性對(duì)信息采納意愿的影響，均強(qiáng)于低知識(shí)自信人群；負(fù)向調(diào)節(jié)羊群因素對(duì)信息采納意愿的影響（t=2.534，plt;0.05），羊群效應(yīng)對(duì)信息采納意愿的影響弱于低知識(shí)自信人群。同時(shí)，在有意識(shí)路徑的中心路徑上，知識(shí)自信負(fù)向調(diào)節(jié)理性訴諸對(duì)信息有用性的影響（t=3.231，plt;0.01），高知識(shí)自信的人群理性訴諸對(duì)信息有用性的影響弱于低知識(shí)自信人群。因此，研究假設(shè)H5a、H5b、H5c、H5d成立。

5研究結(jié)果討論

1）對(duì)于健康類辟謠信息，個(gè)體的理性訴諸、人格訴諸會(huì)直接正向影響其對(duì)信息有用性的感知。已有研究指出信息質(zhì)量和信源可信度與信息有用性之間的關(guān)系，本研究進(jìn)一步驗(yàn)證了對(duì)于健康類辟謠信息而言也存在類似的影響，即個(gè)體對(duì)健康類辟謠信息客觀質(zhì)量的感知（理性訴諸）、感知的健康類辟謠信息的信息源的可靠程度（人格訴諸）對(duì)信息有用性存在顯著的正向影響。因此，若辟謠信息中含有強(qiáng)有力的理論或事實(shí)依據(jù)、用戶對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)越信任，可以使得辟謠信息具有更強(qiáng)的說(shuō)服力，增加個(gè)體對(duì)其有用性的感知并促進(jìn)對(duì)其采納意愿。

2）在健康類辟謠信息的采納意愿過(guò)程中，個(gè)體的情感訴諸、人格訴諸與理性訴諸之間存在偏差效應(yīng)，即理性訴諸在情感訴諸、人格訴諸對(duì)信息有用性的影響中起到中介作用。已有研究指出啟發(fā)式加工（依賴信源可信度）會(huì)影響個(gè)體的系統(tǒng)式加工過(guò)程（依賴信息質(zhì)量），即個(gè)體通過(guò)外圍路徑的判斷會(huì)影響其通過(guò)中心路徑的判斷，對(duì)于健康類辟謠而言這種偏差效應(yīng)仍然存在。情感訴諸已經(jīng)成為微粒化信息中最有效的傳播手段，即使信息量有限、信息質(zhì)量一般，但并不妨礙受眾對(duì)這些信息產(chǎn)生認(rèn)同，究其原因正是情感聯(lián)結(jié)在其中發(fā)揮了重要作用。本研究不僅考慮了情感訴諸、人格訴諸對(duì)理性訴諸的直接影響，還驗(yàn)證了理性訴諸作為中介變量時(shí)，在情感訴諸、人格訴諸與信息有用性的關(guān)系之間發(fā)揮的中介作用。情感訴諸和人格訴諸會(huì)正向影響理性訴諸，進(jìn)而正向影響信息有用性的感知，即個(gè)體對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)的依賴或聯(lián)系程度越高、認(rèn)為辟謠發(fā)布平臺(tái)的可靠性越高，其會(huì)對(duì)該平臺(tái)發(fā)布的健康類辟謠信息的質(zhì)量有著更高的評(píng)價(jià)，進(jìn)而正向影響對(duì)該辟謠有用性的評(píng)價(jià)。因此，對(duì)于健康類辟謠信息而言，辟謠平臺(tái)是否有著良好的口碑和公眾形象、能否與用戶之間產(chǎn)生更加緊密的聯(lián)系，是影響其辟謠效率的更加關(guān)鍵的因素。

3）對(duì)于健康類辟謠信息，情感訴諸和人格訴諸與理性訴諸共同對(duì)個(gè)體信息有用性感知的影響存在負(fù)向協(xié)同效應(yīng)，該結(jié)論與EIAM模型中的觀點(diǎn)一致。由于健康類辟謠信息描述的健康知識(shí)一般具有同質(zhì)性，相比于經(jīng)驗(yàn)型信息，根據(jù)信息內(nèi)容進(jìn)行決策的難度更低，使得個(gè)體對(duì)自身動(dòng)機(jī)和能力的評(píng)估會(huì)更高，此時(shí)中心路徑和外圍路徑相互抑制，情感訴諸和人格訴諸越高，越會(huì)抑制理性訴諸對(duì)信息有用性的影響。這說(shuō)明當(dāng)個(gè)體對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)的依賴或聯(lián)系程度足夠高、對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)的可靠性認(rèn)可程度足夠高時(shí)，無(wú)論健康辟謠信息的內(nèi)容質(zhì)量如何，個(gè)體都更偏向于采納該辟謠信息：但當(dāng)個(gè)體對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)的依賴或聯(lián)系程度低、對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)的可靠性認(rèn)可程度低時(shí)，辟謠信息內(nèi)容質(zhì)量的好壞將對(duì)個(gè)體對(duì)辟謠信息有用性的判斷起到更加重要的參考作用。

4）對(duì)于健康類辟謠信息，個(gè)體的認(rèn)知沖突和知識(shí)自信對(duì)其信息采納過(guò)程中的有意識(shí)路徑中部分路徑存在調(diào)節(jié)作用，除此之外知識(shí)自信還對(duì)無(wú)意識(shí)路徑中部分路徑存在調(diào)節(jié)作用。

對(duì)于認(rèn)知沖突，個(gè)體的認(rèn)知沖突正向調(diào)節(jié)人格訴諸、情感訴諸對(duì)信息有用性的影響，即對(duì)個(gè)體通過(guò)外圍路徑?jīng)Q策日寸起到積極的調(diào)節(jié)作用。已有研究表明，個(gè)體會(huì)更加謹(jǐn)慎地求證與原有認(rèn)知相沖突的信息，因此處理高認(rèn)知沖突的信息具有一定的認(rèn)知成本，使得個(gè)體對(duì)自身動(dòng)機(jī)和能力的評(píng)估會(huì)更低。當(dāng)個(gè)體認(rèn)為自身的動(dòng)機(jī)和能力越低，其判斷路徑將逐漸從中心路徑向外圍路徑偏移，高認(rèn)知沖突狀態(tài)時(shí)，處于外圍路徑上的人格訴諸、情感訴諸對(duì)信息有用性的影響將會(huì)得到增強(qiáng)。這表明相比于與自身認(rèn)知沖突較小的健康類辟謠信息，當(dāng)個(gè)體接觸到與自身認(rèn)知高度沖突的辟謠信息時(shí)，個(gè)體對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)的依賴或聯(lián)系程度、對(duì)辟謠發(fā)布平臺(tái)可靠性的認(rèn)可程度會(huì)對(duì)其最終的采納意愿造成更加明顯的影響。

對(duì)于知識(shí)自信，在有意識(shí)路徑中，個(gè)體的知識(shí)自信負(fù)向調(diào)節(jié)理性訴諸對(duì)信息有用性的影響。由于健康信息具有一定的專業(yè)性，因此具有高知識(shí)自信的個(gè)體相比于低知識(shí)自信的個(gè)體需要具有更高質(zhì)量、更有說(shuō)服力的信息來(lái)說(shuō)服他們改變最初的認(rèn)知。這表明對(duì)于健康類辟謠，當(dāng)個(gè)體對(duì)自己的知識(shí)充滿信心日寸，即使其認(rèn)為辟謠信息的信息質(zhì)量高，但由于與自己原有知識(shí)存在一定差異，也難以被辟謠說(shuō)服，因此對(duì)高知識(shí)自信的個(gè)體進(jìn)行健康辟謠時(shí)需要對(duì)辟謠信息的質(zhì)量和依據(jù)有更高的要求：在無(wú)意識(shí)路徑中，知識(shí)自信正向調(diào)節(jié)信息有用性對(duì)信息采納意愿的影響并負(fù)向調(diào)節(jié)羊群因素對(duì)信息采納的影響。這表明在面對(duì)健康類辟謠信息時(shí)，高知識(shí)自信的個(gè)體更不容易受到羊群因素的影響，而更傾向于根據(jù)自身對(duì)信息有用性的判斷決定是否采納信息。

6結(jié)語(yǔ)

本研究基于EIAM模型和亞里士多德修辭學(xué)理論構(gòu)建研究模型，深入探究理性訴諸、情感訴諸、人格訴諸對(duì)個(gè)體信息采納意愿的影響及具體影響路徑，檢驗(yàn)個(gè)體的認(rèn)知沖突和知識(shí)自信對(duì)各個(gè)路徑的調(diào)節(jié)作用。理論價(jià)值體現(xiàn)在：

1）將亞里士多德修辭學(xué)理論與EIAM模型結(jié)合，彌補(bǔ)了EIAM模型忽略用戶與信源之間情感聯(lián)系的不足，并驗(yàn)證了3種說(shuō)服策略對(duì)用戶采納意愿的影響。

2）驗(yàn)證了情感訴諸、人格訴諸與理性訴諸之間存在的偏差效應(yīng)，即理性訴諸在情感訴諸、人格訴諸對(duì)信息有用性的影響中發(fā)揮了正向中介作用：驗(yàn)證了情感訴諸、人格訴諸和理性訴諸之間對(duì)信息有用性的影響存在負(fù)向協(xié)同效應(yīng)，明確了個(gè)體健康類辟謠信息采納意愿影響因素間的影響路徑及相互作用機(jī)制。

3）驗(yàn)證了知識(shí)自信和認(rèn)知沖突將造成不同群體間健康類辟謠信息采納意愿的差異。認(rèn)知沖突會(huì)對(duì)有意識(shí)路徑中的外圍路徑起到正向的調(diào)節(jié)作用：知識(shí)自信會(huì)對(duì)有意識(shí)路徑中的中心路徑產(chǎn)生負(fù)向的調(diào)節(jié)作用，并在無(wú)意識(shí)路徑中抑制羊群因素、增強(qiáng)感知信息有用性對(duì)個(gè)體信息采納意愿的影響。

基于研究結(jié)果，本研究可以對(duì)健康類信息的辟謠工作提供如下啟示：

1）辟謠平臺(tái)應(yīng)提高辟謠信息的質(zhì)量及自身可信度，以高質(zhì)量、高可信度提高平臺(tái)在用戶中的口碑和聲譽(yù)，以此促進(jìn)用戶對(duì)其發(fā)布的健康類辟謠信息的采納意愿。

2）相對(duì)于一般科普信息而言，用戶在接觸健康類辟謠信息時(shí)面臨著更高的認(rèn)知沖突，將更依賴于外圍路徑來(lái)判斷自身是否應(yīng)該采納該信息，健康辟謠平臺(tái)的口碑以及平臺(tái)與用戶之間的聯(lián)系尤為重要。相比于在提升信息質(zhì)量上花費(fèi)更多成本，辟謠平臺(tái)可以嘗試將重心轉(zhuǎn)移至塑造平臺(tái)口碑、增加用戶黏性等運(yùn)營(yíng)工作上，提高辟謠效率和效果。

3）健康辟謠平臺(tái)在發(fā)布相關(guān)辟謠前可以對(duì)用戶對(duì)該辟謠主題的認(rèn)知進(jìn)行調(diào)研，對(duì)于與用戶認(rèn)知沖突較高的主題，需要著重通過(guò)外圍路徑如邀請(qǐng)更加權(quán)威的專家進(jìn)行撰稿等方式提高辟謠成功率。

4）知識(shí)自信程度高的個(gè)體態(tài)度最難以被改變，社交媒體平臺(tái)需要對(duì)謠言進(jìn)行更加嚴(yán)格的監(jiān)控，盡量避免用戶在接觸到正確信息之前受到謠言影響，健康辟謠平臺(tái)可以通過(guò)建立用戶畫像的形式，盡可能區(qū)分知識(shí)自信高、難以被說(shuō)服的用戶群，向其更頻繁地推送高質(zhì)量的辟謠信息以提高辟謠效果。

本研究的不足在于：①本次研究的研究對(duì)象主要為35歲以下的年輕人．但中老年群體往往更容易受到健康謠言的影響，其采納意愿可能存在一定差異，因此可能對(duì)研究結(jié)果的泛化能力造成一定限制：②本研究驗(yàn)證了認(rèn)知沖突和知識(shí)自信對(duì)個(gè)體采納意愿的調(diào)節(jié)作用，但對(duì)于健康信息而言，仍存在其他影響個(gè)體的認(rèn)知加工模式選擇的因素（如個(gè)體的健康信息素養(yǎng)），需要進(jìn)一步納入其他關(guān)鍵影響因素，探究不同因素的調(diào)節(jié)作用；③本研究選擇了養(yǎng)生類的辟謠信息作為刺激材料，但不同種類的健康類辟謠信息具有不同的特點(diǎn)，需要進(jìn)一步明確個(gè)體對(duì)于不同類型的健康類辟謠信息的采納意愿是否會(huì)存在差異。后續(xù)的研究可以針對(duì)更高年齡段的樣本開展研究、考慮其他與健康信息獲取相關(guān)的個(gè)體的動(dòng)機(jī)變量和能力變量對(duì)認(rèn)知加工路徑的調(diào)節(jié)作用，以及明確對(duì)于不同類型的健康類辟謠信息造成的個(gè)體信息采納意愿的差異，從而更加系統(tǒng)地對(duì)用戶的健康類辟謠信息采納意愿進(jìn)行建模。