微博社区参与时间对感知可信性的影响

样本总体情况与第5.2.3小节中的内容相同，在此不再赘述。相关量表的效度和信度都通过了检验，效果较好。分析工具采用SPSS19.0，分析方法为多元线性回归。以下分别以参与时间、参与频率、参与层次为因变量对假设进行检验。

通常地，中介变量MV是自变量IV对因变量DV的中介作用，需要同时满足以下四个充分条件^[152]：①DV对IV回归，IV的作用显著；②MV对IV回归，IV的作用显著；③DV对MV回归（无其他自变量），MV的作用显著；④DV对IV和MV一并回归，在MV作用显著的情况下，与第一次回归相比，IV的作用由显著变为不显著或IV的作用显著的同时系数变小，前者表明MV对IV与DV的关系有完全中介作用，后者则表明有部分中介作用。另外，上述四个回归方程的协变量必须相同。若有任何一个条件不满足，则中介变量的关系不成立。下面将按照上述四个条件来检验变量的中介作用。

1.动机对参与时间影响的中介变量检验

首先，以参与时间为因变量，信息价值、娱乐价值和关注名人为自变量，性别、年龄、受教育程度、收入和微博使用时间为控制变量（以下模型的控制变量均与此相同，不再赘述）进行回归。如表6-1所示，信息价值和娱乐价值对参与时间有显著影响，而关注名人对参与时间的作用不显著，P=0.058＞0.05，由此，假设3不成立。

表6-1 参与时间对信息价值、娱乐价值、关注名人的回归分析结果

说明：因变量为参与时间。多元回归模型的F值为12.869（P＜0.001），多元相关系数为0.425，调整后的R²值为0.166。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

接着，检验假设1和假设2。

第一，以参与时间为因变量，信息价值和娱乐价值为自变量进行回归分析，结果如表6-2所示，信息价值和娱乐价值对参与时间均有正向的显著作用，标准化回归系数和显著性水平分别为0.296（P＜0.001）和0.145（P=0.002＜0.01），第一个条件成立。

表6-2 参与时间对信息价值、娱乐价值的回归分析结果

说明：因变量为参与时间。多元回归模型的F值为13.958（P＜0.001），多元相关系数R为0.418，调整后的R²值为0.162。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第二，以感知可信性为因变量，信息价值和娱乐价值为自变量进行回归分析，结果如表6-3所示，信息价值和娱乐价值对感知可信性均有正向的显著作用，标准化回归系数和显著性水平分别为0.349（P＜0.001）和0.134（P=0.003＜0.01），第二个条件成立。

表6-3 感知可信性对信息价值、娱乐价值的回归分析结果

说明：因变量为感知可信性。多元回归模型的F值为18.091（P＜0.001），多元相关系数R为0.464，调整后的R²值为0.204。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第三，以参与时间为因变量，感知可信性为单自变量进行回归分析，结果如表6-4所示，感知可信性对参与时间有正向的显著作用（P＜0.001），标准化回归系数为0.243，第三个条件成立。

表6-4 参与时间对感知可信性单自变量的回归分析结果

说明：因变量为参与时间。多元回归模型的F值为7.139（P＜0.001），多元相关系数R为0.294，调整后的R²值为0.074。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第四，将感知可信性作为自变量加入到第一个条件的回归模型（见表6-2），结果如表6-5所示，感知可信性对参与时间有正向的显著作用（P=0.037＜0.05），标准化回归系数为0.093。信息价值和娱乐价值对参与时间仍然有正向的显著作用，显著性水平分别为P＜0.001和P=0.004＜0.01。并且，与第一个条件的回归模型相比，标准化回归系数分别从0.296降低为0.263和从0.145降低为0.133，第四个条件成立。

表6-5 参与时间对信息价值、娱乐价值、感知可信性的回归分析结果

说明：因变量为参与时间。多元回归模型的F值为12.937（P＜0.001），多元相关系数R为0.426，调整后的R²值为0.128。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

综合以上分析，感知可信性是信息价值和娱乐价值对参与时间作用的部分中介变量，假设1和假设2成立。

2.动机对参与频率影响的中介变量检验

首先，以参与频率为因变量，自我表达、信息价值、娱乐价值和社会强化为自变量进行回归分析，结果如表6-6所示，自我表达、信息价值和娱乐价值对参与频率有正向的显著作用，标准化回归系数和显著性水平分别为0.161（P=0.003＜0.01）、0.193（P＜0.01）和0.189（P＜0.01），社会强化对参与频率有负向的显著作用（P=0.024＜0.05），标准化回归系数为-0.111，第一个条件成立。

表6-6 参与频率对自我表达、信息价值、娱乐价值、社会强化的回归分析结果

说明：因变量为参与频率。多元回归模型的F值为12.977（P＜0.001），多元相关系数R为0.445，调整后的R²值为0.183。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第二，以自我呈现为因变量，自我表达、信息价值、娱乐价值和社会强化为自变量进行回归分析，结果如表6-7所示，自我表达、信息价值、娱乐价值和社会强化对自我呈现均有正向的显著作用，标准化回归系数和显著性水平分别为0.278（P＜0.001）、0.136（P=0.001＜0.01）、0.153（P＜0.001）和0.320（P＜0.001），第二个条件成立。

表6-7 自我呈现对自我表达、信息价值、娱乐价值、社会强化的回归分析结果

说明：因变量为自我呈现。多元回归模型的F值为60.952（P＜0.001），多元相关系数R为0.733，调整后的R²值为0.528。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第三，以参与频率为因变量，自我呈现为单自变量进行回归分析，结果如表6-8所示，自我呈现对参与频率有正向的显著作用（P＜0.001），标准化回归系数为0.303，第三个条件成立。

表6-8 参与频率对自我呈现单自变量的回归分析结果

说明：因变量为参与频率。多元回归模型的F值为11.775（P＜0.001），多元相关系数R为0.367，调整后的R²值为0.124。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。(www.xing528.com)

第四，将自我呈现作为自变量加入到第一个条件的回归模型（见表6-6），结果如表6-9所示，自我呈现对参与频率有正向的显著作用（P=0.009＜0.01），标准化回归系数为0.150。自我表达、信息价值和娱乐价值对参与频率仍然有正向的显著作用，显著性水平分别为P=0.036＜0.05、P=0.002＜0.01和P=0.001＜0.01，并且，与第一个条件的回归模型相比，标准化回归系数分别从0.161降低到0.119、从0.193降低到0.173和从0.189降低到0.165，第四个条件成立。

表6-9 参与频率对自我表达、信息价值、娱乐价值、社会强化、自我呈现回归分析结果

说明：因变量为参与频率。多元回归模型的F值为12.561（P＜0.001），多元相关系数R为0.457，调整后的R²值为0.192。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

综上可知，自我呈现分别是自我表达、信息价值和娱乐价值对参与频率作用的部分中介变量，假设4、假设5和假设6成立。同时，社会强化对参与频率有负向的显著作用（P=0.002＜0.01），标准化回归系数从-0.111降低为-0.159，满足第四个条件，由此，自我呈现是社会强化对参与频率作用的部分中介变量，假设7成立。

3.动机对参与层次影响的中介变量检验

首先，以参与层次为因变量，自我表达、信息价值和社会强化为自变量进行回归分析发现（见表6-10），自我表达和社会强化对参与层次有显著影响，信息价值对参与层次的作用不显著（P=0.252＞0.05），由此，假设9不成立。

表6-10 参与层次对自我表达、信息价值、社会强化的回归分析结果

说明：因变量为参与层次。多元回归模型的F值为10.911（P＜0.001），多元相关系数R为0.397，调整后的R²值为0.143。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

接着，检验假设8和假设10。

第一，以参与层次为因变量，自我表达和社会强化为自变量进行回归分析，结果如表6-11所示，自我表达和社会强化对参与层次均有正向的显著作用，标准化回归系数和显著性水平分别为0.315（P＜0.001）和0.116（P=0.015＜0.05），第一个条件成立。

表6-11 参与层次对自我表达、社会强化的回归分析结果

说明：因变量为参与层次。多元回归模型的F值为12.103（P＜0.001），多元相关系数R为0.394，调整后的R²值为0.142。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第二，以自我呈现为因变量，自我表达和社会强化为自变量进行回归分析，结果如表6-12所示，自我表达和社会强化对自我呈现均有正向的显著作用，标准化回归系数和显著性水平分别为0.397（P＜0.001）和0.390（P＜0.001），第二个条件成立。

表6-12 自我呈现对自我表达、社会强化的回归分析结果

说明：因变量为自我呈现。多元回归模型的F值为66.947（P＜0.001），多元相关系数R为0.710，调整后的R²值为0.497。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第三，以参与层次为因变量，自我呈现为单自变量进行回归分析，结果如表6-13所示，自我呈现对参与层次有正向的显著作用（P＜0.001），标准化回归系数为0.320，第三个条件成立。

表6-13 参与层次对自我呈现单自变量的回归分析结果

说明：因变量为参与层次。多元回归模型的F值为8.990（P＜0.001），多元相关系数R为0.326，调整后的R²值为0.095。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。出于篇幅考虑，省略了控制变量的信息。

第四，将自我呈现作为自变量加入到第一个条件的回归模型（见表6-11），结果如表6-14所示，自我呈现对参与层次作用的显著性水平为0.054，比0.05略大，考虑到样本数量相对较小，此处认为自我呈现在0.05的水平上显著。自我表达对参与层次有正向的显著作用（P＜0.001），并且，与第一个条件的回归模型相比，标准化回归系数从0.315降低为0.272，第四个条件成立。

表6-14 参与层次对自我表达、社会强化、自我呈现的回归分析结果

说明：因变量为参与层次。多元回归模型的F值为11.228（P＜0.001），多元相关系数R为0.401，调整后的R²值为0.147。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。控制变量的显著性水平均大于0.05，没有列出。

综上可知，自我呈现是自我表达对参与层次作用的部分中介变量，假设8成立。同时，社会强化对参与层次的作用由原来的显著水平变为不显著（P=0.162＞0.05），第四个条件成立。自我呈现是社会强化对参与层次作用的完全中介变量，假设10成立。

由此，依照上文的分析结果，对图6-1中的研究模型进行修正，得到图6-2中的模型，即成员的参与动机对参与行为影响的心理路径。

根据上文所述，对微博信息的感知可信性是成员参与微博社区过程中一个重要的心理活动，感知可信性直接影响他们在微博平台上浏览和搜寻

图6-2 微博社区成员参与的心理机制修正模型

说明：箭头方向代表作用方向，+和–分别代表正向和负向作用。∗代表显著性水平小于0.05，∗∗代表显著性水平小于0.01，∗∗∗代表显著性水平小于0.001。

各类信息的时间。本研究调查数据显示，有54.7%的被调查者认为认证和“大V”微博信息的可信度比较高，11.0%的被调查者认为可信性非常高，这印证了“我国网民尤其在意新闻的来源出处，希望新闻能够提供较为权威可靠的‘身份证明’”^[153]，正是微博社区成员对特定来源信息的可信性的认同，促使他们花费较多时间参与微博社区。成员在微博社区中获取的信息既包括热点新闻、知识类信息和他人的观点与想法，也包括轻松有趣和让人觉得好玩的信息。既往的研究表明，人们在评价网络信息可信性的过程中，不仅要调用认知资源对信息内容进行思考，而且还存在一些情感活动^[154]，成员参与微博社区的心理活动正好印证了这一点：成员对热点新闻、相关知识以及他人的观点与想法等信息主要进行认知思考来满足自身的信息需求，对轻松有趣和搞笑类信息主要进行娱乐消费，使自己的心情放松和快乐。

同时，成员对微博信息的感知可信性还是信息价值和娱乐价值动机影响参与时间的部分中介变量。成员越希望在微博社区中获取有用的信息或娱乐放松自己，就越相信认证和“大V”微博信息，进而促使他们在微博社区中逗留更长的时间。

本研究证实，自我呈现是成员参与微博社区过程中另一个重要的心理活动，这与论坛/BBS、博客和SNS社区等虚拟社区的成员希望给其他成员留下积极的印象^[46]相一致。成员不论是出于在微博社区中充分表达涉己涉人的事情、观点和态度的初衷，还是达到获得他人认可从而提高自己在微博社区中的地位和声誉的目的，抑或是希望在微博社区中获取有价值的信息或通过消费有趣与搞笑的信息来娱乐放松，他们都致力于给其他成员留下好的印象。这种好的印象的形成需要成员付出努力，他们或频繁地在微博社区中利用文本和图像等符号工具与他人交流互动，或承担网络热点话题的发起者和事件组织者的角色。当成员感受到他人对自己的微博账号和账号图像给予认可和赞许时，他们会将这种认可和赞许内化为对自身的认可和赞许，达到自我呈现的心理目的。成员的这种自我呈现的心理活动直接影响他们参与微博社区的频率和层次，具体而言，成员越希望在微博社区中给他人留下好的印象，就越频繁地参与微博社区的活动以及越投入更多的精力和承担更重要的角色。

此外，自我呈现是自我表达、信息价值、娱乐价值和社会强化动机影响参与频率的部分中介变量。成员的这些动机越强，就越希望在微博社区中给他人留下好的印象，从而促使他们更加频繁地与其他成员交流互动。同时，自我呈现还分别是自我表达、社会强化动机影响参与层次的部分中介变量和完全中介变量。成员的这些动机越强，就越希望给他人留下好的印象，从而促使他们在微博社区中投入更多的精力和承担更重要的角色。不过，需要指出的是，社会强化动机对参与频率的直接影响是负向的，这与自我表达、信息价值和娱乐价值动机对参与频率有正向的直接影响不同。也就是说，当成员的社会强化动机越强，他们会越减少参与微博社区的次数。并且，与自我表达动机通过自我呈现的部分中介作用影响参与层次不同，社会强化动机通过自我呈现的完全中介作用对参与层次产生影响。这说明当成员希望提高自己在微博社区中的地位和声誉时，他们并不采用增加参与的次数这条途径，而是努力提高自身的参与层次，例如，从原先的浏览信息变为发布原创微博、转发与评论他人信息，或者参与他人发起的讨论议题甚至自己作为组织者发起讨论议题或规划相关活动。