新媒体语境对受众价值取向影响的研究

一、引言

随着网络技术和电子技术的不断发展，媒体传播发生深刻的革命，以互联网和数字化为物质基础的新媒体，为受众提供了丰富的文化信息及互动交流方式，使得媒体与受众之间以及受众与受众之间都可以建立一种横向与纵向交织的多元化交流关系，从而彻底改变了受众所处的信息传播环境。由于新媒体具有互动性和匿名性等特点，它给受众个人和社会整体的发展提供了广大的自由空间，在对整个社会以及受众个人产生积极影响的同时，但也给受众的思维方式和意识形态产生了一些不可忽视的负面影响，主要表现在道德判断力削弱、价值取向紊乱，自我中心化、功利化，以及人格扭曲、诚信危机、责任感缺失等。这些负面现象的出现和凸显，给社会稳定及管理带来了极大的冲击和挑战，成为新媒体时代人们高度关注的社会问题，而针对这些问题的存在形式和特征，政府部门该如何进行有效的网络治理以及正确的受众心理引导已成为了当下迫切需要解决的一个社会课题。

为了深入认识媒体语境对受众价值取向的影响，国内外学者一直来都在从不同视角进行着探索研究，如Entman(1989)[1]研究表明媒体显著地影响了人们的思维方式，比如他们的政治偏好及评价;Sama和Shoaf(2002)[2]认为在新媒体语境中人们的道德基本原则在很大程度上不复存在，然而在道德原则存在的地方，也主要是反应性的，以及受到功利主义或相对理性的驱动所产生;Lou等(2012)[3]通过对亚洲未婚青年和成年人的调查研究显示，大众媒体的接触和使用会对他们的性知识、态度和行为产生显著影响;蒋晓丽等(2010)[4]认为新媒体技术的发展与普及对当代大学生的思维方式、行为模式和价值观念产生着广泛而深刻的影响，同时也为加强和完善高校思想政治教育工作拓展了新的渠道和手段;姚冰等(2014)[5]认为新媒体呈现出开放性与多元性、娱乐性和商业性以及去中心化与再组织化等新特点，这些特点在对农村青年群体产生积极影响的同时，也因其受到生活区域、受教育程度以及认知领域等方面的限制而对其形成诸多负面影响，主要表现为弱势与盲从、简单与沉迷以及肤浅与冲动等特征;张晓静(2008)[6]研究表明新媒介发展的迅速及其复杂性为社会生活带来的冲击是多方面的，对受众的观念、思维以及行为方式均产生显著影响，可以归纳为宏观和微观两个层面。宏观上，新媒介的发展促使受众所处的媒介生态系统发生变化;微观上，新媒介在受众对政治民主的参与、提高受众应对危机传播的能力以及建构新的日常生活方式等方面产生影响，因此，研究新媒体语境对受众价值取向的影响具有重要的理论价值和现实意义。

然而在过去这些研究文献中，虽然学者就新媒体语境对受众价值观产生的影响进行过不同方面的研究，但这些研究多集中于政治参与、态度认知及使用习惯等方面，且多为对各个变量的影响进行单独分析，而较少存在就媒体语境对受众的价值导向各维度的影响进行综合性研究，然而如此把互相影响的各维度分割开来单独研究，由于其缺乏整体性而可能会影响其研究结论的正确性和普遍性。另一方面，在过去这些研究中学者们多采用定性研究方法，且多把其中的作用机制视为“黑箱”，较少探索它们之间影响的具体路径，这可能会使得人们对研究结论的来龙去脉难于清晰理解。同时这些结论也主要是建立在对总体样本研究的基础上而得到，而较少关注到这可能会因为受众群体类型的不同(如性别、年龄阶段等)而产生的作用效果也不同，从而会使得过去这些研究结论在具体应用中可能会出现可操作性差或应用效果差等情况。因此，在此背景下本文将以实证研究方法探索如下问题:①新媒体语境如何对受众的价值取向产生影响？以及影响的具体路径如何？②媒介接触频率和媒介接触多样化在新媒体语境对受众价值取向的影响过程中是否存在显著影响？③不同性别和年龄阶段的受众所受到的影响有何差异？

二、理论基础与研究假设

(一)新媒体语境与社会认同

自从Goldmark(1967)[7]首次提出新媒体概念以后，随着科学技术的不断发展，互联网和无线移动的出现，新媒体的内涵和外延不断扩大。就其特征而言，从传播形态上看，新媒体能够在新的平台把传统大众媒体的各种类型综合起来，实现复合型的传播;从传播范围上看，进行的是无边界传播;从在传播形式上看，强调传播的互动性，突出高度综合性特点;从传播内容上看，内容丰富且呈现多样化(陈刚，2007)[8]。

社会认同(social identity)是指个体认识到他属于特定的社会群体，同时也认识到作为群体成员带给他的情感和价值意义。Tajfel(1974)[9]认为，社会认同是社会成员共同拥有的信仰、价值和行动取向的集中体现，本质上是一种集体观念，是情感体验经历和价值感获得的心理历程。在其中，个体间的交往、共同活动、目标一致是构成群体的基本条件(Sherif，1967)[10]。当内外群体的差异标志出现或社会情境中对比线索凸显时，可以激活人们归属内群体的心理需要，诱导个体进行社会认同。在社会认同的形成过程中，首先，个体需要进行社会类别化与自我类别化，个体将自己与某一类别建立起心理联系，与其他相同类属的成员便形成了心理群体的关系;其次，个体把自己的信息与这一划分相联系，形成自己社会类别的所属定位，将自我与社会类别建立归属联系;最后，将各种群体或类别信息进行社会比较，即进行“我们”与“他们”之间的比较，群体成员形成了本群体或本类别的心理独特性(Tajfel，2010)[11]。

在新媒体语境下，虚拟群体多种多样、千差万别，同时由于新媒体环境开放性、匿名性和包容性等特点，这使得社会各方面信息从各不同视角得以全面性和全方位传播，包括社会各种负面信息也得到更全面、深入和及时的互动性传播，而这些群体的多样化以及负面信息的详尽性和深入性影响了受众社会认同形成的各个心理环节，降低了受众对社会的归属和认同程度。基于此，可以提出如下假设:

H1:新媒体语境对受众的社会认同产生负向影响。

(二)社会认同与价值取向

价值观是指人们在认识各种具体事物的价值的基础上形成的对事物价值的总体看法和根本观点，它一旦形成，便具有相对稳定性。一方面，它表现为价值取向、价值追求，凝结为一定的价值目标;另一方面，表现为价值尺度和准则，成为人们判断事物有无价值及价值大小的评价标准。而价值取向是介于价值观念和行为之间的中间环节，人们对价值的认识、判断均需通过价值取向才能在实践中实现。由于人员更替和环境的变化，社会或群体的价值观念并非一成不变，它会受到环境的影响而发生变化。在价值观的研究中，比较为人们所接受的维度划分主要包括理论性(重视经验、理性)、政治性(重视权力和影响)、经济性(重视实用、功利)、审美性(重视形式、和谐)、社会性(重视利他和情爱)及宗教性(重视宇宙奥秘)六个方面，人们的生活方式便是朝着该六种价值方向发展(Allport等，1970;Vernon等，1931)[12][13]。

过去的研究表明，社会认同会对组织凝聚力、国际关系、族群或族裔冲突、职业流动、社会影响(如从众)、社会运动、宗教行为和社会变迁等诸多方面产生显著影响(章志光，1996)[14]。当人们寻求积极的身份认同时，社会认同的心理过程就会带来一些特有的后果或效应，当人们进行自我类别化、认同定位和社会比较时其结果是获得“内群体”和“外群体”的概念。由内群体概念，个体形成群体自尊、归属感和内群体偏私，即为自己所属的群体特征感到自豪，在行为和态度上偏向自己所属的内群体;由外群体概念，个体形成对外群体成员的排斥和负面的刻板印象。而对内群体的认同，除了会增强内聚力之外，也会产生内群体成员典型性效应(Chiu等，1998)[15]和外群体同质性效应(Jones等，1981)[16]，以及一些内外区隔与内群体偏私效应(Cialdini等.，1976)[17]，这些认知和情感性的倾向，在一定的经济、社会和文化条件下，可能会在污名化(stigmatizaion)的作用下引发歧视与偏见行为，从而导致“自我实现的预言”效应的出现，造成不同群体或类别成员的消极对立，从而影响社会群体间和谐的关系。因此，当个体对社会的认同程度高时，他们感知的内群体规模要大于感知的外群体，社会的分歧程度低，个体便有着较强的社会归属感和凝聚力，在心理上表现出较高的理性思维、和谐意识和亲社会意愿，而非情绪冲动、个人主义和功利导向。基于此，可以提出如下假设:

H2a:社会认同对受众价值观的理论性导向存在正向影响;

H2b:社会认同对受众价值观的政治性导向存在负向影响;

H2c:社会认同对受众价值观的经济性导向存在负向影响;

H2d:社会认同对受众价值观的审美性导向存在正向影响;

H2e:社会认同对受众价值观的社会性导向存在正向影响;

H2f:社会认同对受众价值观的宗教性导向存在负向影响。

(三)媒介接触频率及多样性调节作用

接触(encounter)是指两个或多个互动(interaction)者所进行的相会，它可以促使受众进行深度参与、与其他受众互动沟通以及积极对话。关于触点理论，电通公司提出了含有网络特质的AISAS模式，这一模式不仅指出了互联网时代搜索(search)和分享(share)的重要性，而且也强调在AISAS流程上的每一步都有相应的媒介接触点进行支持，从而使得在整个接触过程中呈碎片化的媒介接触点在AISAS策略下得到整合(Fumito，2009)[18]。媒体碎片化的存在，使得媒体数量和信息供应量激增以及媒体形态呈现多样化，受众选择与使用媒体的自由度和个性化空前提升，加剧了分众状况，注意力持续时间缩短，从而受众对某一个媒体的忠诚度不断下降。信息触点量是信息接触量多少的量度，人们对于信息的记忆程度，是信息内容储备过程和信息资料使用过程的集合，是自我在内心通过回忆来重温过去的感觉，或是将某一信息内容装载到感觉信号中，经由自己的身体器官表达出来的可能性程度(Dretske，1981)[19]。

当受众对媒介接触的频率越大时，对大脑的刺激次数也越多，就越能增加信息的认知深度和有效记忆程度;当媒介接触多样性越大时，受众所接触到的信息内容的多样性也就越大，同时也可能会属于更多不同的虚拟群体，这使得他们有了更多群体来选择参与和依赖。由于新媒体具有开放性、包容性和匿名性等语境特征，这使得社会各种的信息从不同视角得以全面性和全方位传播，包括社会各种负面信息，因此媒介接触频率和多样化使得受众对社会这些负面信息在受众中得以更深入和更全面地互动和认知，从而降低了受众对社会的认同感。

H3a:媒介接触频率在新媒体语境与社会认同间存在负向调节作用;

H3b:媒介接触多样性在新媒体语境与社会认同间存在负向调节作用。

(四)研究理论框架

本文以新媒体语境特征为自变量，受众价值取向的六个维度为因变量，社会认同为中介变量，媒介接触频率及媒介多样性为调节变量，以此形成本研究的理论框架。结构如图1所示。

图1 研究的理论框架

三、研究方法与设计

(一)研究方法

因为新媒体语境特征、社会认同、理论性维度、政治性维度、经济性维度、审美性维度、社会性维度、宗教性维度、媒介接触频率和接触多样性均不能直接和准确测量，只能通过一些具体指标从不同维度去反映它们，然而这些变量往往存在大量的测量误差，而传统的多元回归方法只能处理观测变量而且还需假设其观测值不存在测量误差。而结构方程模型(SEM)可同时考虑多个内生变量，可以同时估计模型中的测量指标、潜在变量以及测量误差，也可以评估测量变量的信度和效度，因此选用SEM模型进行数据处理更具有优势。

(二)量表与问卷设计

因变量:受众价值取向的六个维度，即理论性取向、政治性取向、经济性取向、审美性取向、社会性取向、宗教性取向，主要采用Allport等(1960)[20]开发的量表。各变量各设3个测项，共18个测项。

自变量:新媒体语境，主要采用Flew(2005)[21]开发的量表，共设4个测项。

中介变量:社会认同，主要根据Stets和Burk(2000)[22]的研究成果，共设4个测项。

调节变量:媒介接触频率，主要采用Freedman和Goldstein(1999)[23]开发的量表，共设3个测项;媒介接触多样性，共设3个测项。

以上变量的测量除性别外均采用李克特五点度量法，“1”表示非常不同意，“5”表示非常同意。

(三)数据收集

本研究使用的数据来自该课题组于2014年5月开展的“新媒体语境对受众价值取向影响”的问卷调查。为了进行问卷效度和信度分析，在问卷正式发放之前进行了预测试，选择在上海交通大学发放了共100份问卷，回收了84份。对回收的问卷进行处理分析，其中纠正条款相关系数(CITC)在题项Q12上小于0.30，其余的题项均大于0.30;各潜变量的Cronbach'sα和量表总α值均大于0.70;在因子检验中，每个变量均不存在单维度。因此删除测量项Q12，其余测项均保留。正式的问卷调查涵盖了上海市高校、企业、培训机构等不同行业和领域。调查采用分层抽样法，先把抽样总体分为学校、服务业、制造业、培训机构、事业单位、党群机关6大类，然后采用简单随机抽样，分别从各类中抽取一个子样本，最后将这些子样本合并构成本次抽样的总样本，在整个调查过程中，除了严格遵循随机抽样和社会调查的原则外，为了作为回报，调查组还为能完整填写问卷的每位调查对象提供价值12元的小礼物，以提高调查的准确性和有效性。该调查共历时3个月，共发放问卷1500份，回收问卷为1426份，有效问卷1345份，样本具体的人口统计学特征如下:男性799人占59.41%，女性546人占40.59%;20～30岁319人占23.72%，31～40岁422人占31.38%，41～50岁286人占21.26%，51～60岁318人占23.64%;大专及以上768人占57.10%，高中255人占18.96%，初中139人占10.33%，小学及以下123人占9.14%;学生453人占33.68%，工人631人占46.91%，其他261人占19.41%。该样本资料涵盖了上海市不同性别、年龄、文化程度和职业的抽样个体，从人口学统计特征来看，它与上海市整体人口统计学特征(即男性约占51.5%，女性约占48.5%;20～34岁约占47%，35～65岁约占38%;小学及以下约占14%，初中约占36%，高中约占21%，大专及以上约占29%等)相差不大，可以代表整个上海市的抽样总体体征。

四、数据分析与假设检验

(一)效度与信度分析

量表结构效度。在对各变量进行探索性因子分析(EFA)前，先进行KMO测定和Bartlett球形检验，其中KMO值为0.863，大于0.70，Bartlett检验的p值均为0.000，小于0.001，拒绝原假设，说明该测量问卷存在显著的内部相关性，适合进行EFA分析。在EFA分析中，结果显示可以提取10个因子，该10个因子累积所能解释的方差为79.86%，同时除了测项Q3的因子负荷为0.19外，其他各项在对应变量上的因子负荷均大于0.50，说明量表具有良好的结构效度，同时删除题项Q3，其余项均保留。

量表信度。使用SPSS21.0进行问卷各题项内部一致性检验，经数据处理，新媒体语境特征、社会认同、理论性取向、政治性取向、经济性取向、审美性取向、社会性取向、宗教性取向、媒介接触频率和接触多样性各分量表的Cronbach'sα分别为0.79、0.86、0.74、0.75、0.78、0.81、0.85、0.83、0.76、0.86，整个问卷的总Cronbach'sα为0.84，所有α值均大于0.70的标准，说明该问卷的信度较佳。

利用验证性因子分析(CFA)对收集的数据进行内敛效度和判别效度检验，如表1所示，各测量题项与所度量的潜在变量间的标准负荷系数均大于0.60，其对应的t值均大于3.31(p=0.001)的临界值。同时各变量AVE值均大于0.50，复合信度(CR)均大于0.70，表明测量变量能有效反映其潜变量的特质，各组测量指标间均具有较好一致性，说明该调查问卷收敛性较佳。对所有变量进行描述性分析，其结果如表2所示，所有潜变量AVE值的平方根(对角线上的值)均大于对应潜变量所在列所有相关数的绝对值，表明各潜变量间具有较好的判别效度。

表1 验证性因子分析结果

表2 判别效度检验

注:对角线上的数值为 ，其余的数值均为相关系数。

(二)路径分析及假设检验

1.初始模型路径

对初始假设模型进行估计，其输出结果为:χ2值为86.74，p值为0.000，小于0.05的显著水平，拒绝原假设，表明初始假设模型与观察数据无法适配，需要对初始模型进行修正，根据修正指标(MI)，需在Q19与Q28误差变量间建立共变关系，从而至少可以减少卡方值28.25。

2.修正模型路径

对修正模型进行估计，此时估计结果为:χ2值为751.84，df为346(χ2/df=2.12)，NFI值为0.94，GFI值为0.97，AGFI值为0.93，CN为847，RMSE值为0.015，均达到模型可适配标准。同时MI中没有提供需修正的参数，表明修正模型是可接受的路径模型。路径系数如图2所示。

图2 模型的路径系数

注:**数值表示p＜0.05，未标识“*”号的表示不显著。

由图2可知，所有路径系数均达到0.05的显著水平，各路径系数的正负符号表明，在假设H1以及H2a至H2f的7个假设中，除了H2d和H2f未获得支持外其他四个假设均得到支持。新媒体语境通过社会认同中介变量对理论性取向、政治性取向、经济性取向以及社会性取向产生的总效用分别为:-0.21、0.18、0.26、-0.24。

表3 性别和年龄群组分析结果

在表3中所显示的性别和年龄群组模型的估计中，分别除了AGFI值(=0.871)和CFI值(=0.845)未符合模型适配标准外，各自的其他各适配度指标均达到适配度标准，整体而言，性别和年龄的群组分析中修正理论模型均能较好地与样本数据适配，同时模型中的路径系数均处于0～1之间，且各系数的|t|值均大于1.96，即均达到0.05的显著水平，模型参数估计值合理，修正后的理论模型具有跨性别和年龄的效度。表3中的五个路径系数的绝对值大小显示，性别群组的男性大于女性，年龄群组则随着年龄阶段的增大而呈逐渐减小趋势。

3.调节作用

在对模型主效应估计后，将受众的媒介接触频率和多样化作为调节变量添加到相关的主效应路径中，用于开发出互动效应检验。在检验各相关调节作用前，先对互动效应模型中的各变量进行标准化处理，然后再进行多元逐步回归分析，并分别以样本总体以及性别和年龄群组对模型进行估计，其检验结果如表4和表5所示。

表4 媒介接触频率调节作用检验

表5 媒介接触多样性调节作用检验

在表4和表5中，各系数的|t|值均大于1.96，即均达到0.05的显著水平，由模型1和模型2中交互项的总体系数的正负性及两者绝对值大小可知，受众的媒介接触频率和多样化在新媒体语境和社会认同间的调节作用均显著，即假设H3a和H3b成立，且前者产生的影响小于后者。此外，各调节模型内部的交互项系数绝对值大小显示，性别群组的男性大于女性，年龄群组则随着年龄阶段的增大而呈逐渐减小趋势。此外，模型1内部的交互项系数绝对值大小显示，性别群组的男性大于女性，年龄群组则随着年龄阶段的增大而呈逐渐减小趋势。

五、结论与讨论

通过结构方程模型及逐步回归模型研究了新媒体语境对受众价值取向的影响过程，得出如下结论:①新媒体语境通过受众社会认同中介变量对受众价值取向的理论维度和社会维度产生显著负向影响，对政治维度和经济维度产生显著正向作用，对审美维度和宗教维度的影响不显著。其中产生的作用大小顺序依次为:经济维度、社会维度、理论维度、政治维度;②新媒体语境对社会认同产生负向作用，社会认同对受众价值取向的理论维度和社会维度产生显著的正向作用，对政治维度和经济维度产生显著的负向作用，对审美维度和宗教维度的影响不显著;③媒体接触频率和媒体接触的多样性在新媒体语境与社会认同关系中均具有显著负向调节作用;④在主效应和调节作用中，均表现出对男性的影响大于女性，其影响大小并随着年龄的增加而呈减弱趋势。

在过去的相关研究中虽然尚未存在与该研究框架类似的文献，但根据过去相关文献的研究结论，如Malamuth和Check(1981)[24]的研究结果表明暴露在那些描述性暴力行为影视中的受众会增加男性对女性暴力行为的接受程度;Ostrov等(2006)[25]通过对两年的纵向调查数据研究的结果显示媒体暴露对不同形式的挑衅和亲社会行为具有预测力;Slater和Rasinski(2005)[26]研究表明媒体暴露对人口统计特征变量和关于风险判断的个人经历的变量有着部分影响作用;Raboy等(1992)[27]认为大众媒体对社会政治中的民主产生影响，会对社会秩序产生混乱和危机作用。根据上述学者相关的研究结论，可以推出新媒体语境对受众价值取向的经济性、社会性、理论性以及政治性四个维度均存在显著影响，以及媒体接触频率和媒体接触多样性在新媒体语境与社会认同间调节作用的显著性，因而本文的研究结论与过去学者的相关研究结论相吻合。

关于社会认同对价值倾向的审美维度和宗教维度影响的显著性，Hoove等(1997)[28]和Mitchell等(2003)[29]的研究结论得出媒体与宗教和文化均存在紧密关联和相互影响，但本研究结论未能对此进行验证，这可能是由于新媒体具有匿名性及包容性等特点，受众更容易产生自我中心化，表现出功利性导向，而价值观的审美维度和宗教维度并非新媒体语境下受众所关注的重点，因此在检验它们之间的关系时表现出不显著。然而，产生该现象的具体原因以及它们之间的关系如何有待进一步的研究探索，这可以作为未来的研究方向。

本研究结论具有如下的管理启示:以网络技术和数字化技术为主的新媒体时代以无以阻挡的趋势向前发展，它积极地影响了受众在虚拟及现实环境中呈现的价值导向，虽然任何一个社会组织和机构都无力去改变新媒体时代向前发展的潮流，但人们却可以根据新媒体对受众影响的客观规律制定相关法规政策去正确引导新媒体时代的发展方向，积极影响受众在新媒体语境下产生的意识和态度，预防和避免社会不期望的行为结果。针新媒体语境对受众价值导向的具体影响，媒体传播机构应加强信息传播各个环节的监控和管理，特别是使用权限及规范制度的正确制定，从而使新媒体语境成为一个有益于社会稳定、和谐发展以及受众心理健康的传播环境。

本研究虽已尽力完善研究中的各个环节，但由于客观条件原因，还存在如下局限性:由于本研究仅在上海市范围内进行随机抽样调查，虽然研究的样本涵盖了不同的人口特征群体，也遵循了随机抽样的原则，但样本特征仍然难以充分代表中国的总体人口特征，希望未来能扩大研究调查范围，提高研究发现的普适性。

作者:薛 可、阳长征、余明阳

原载《西南民族大学学报》(人文社科版)，2015年第3期

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