1 引言
健康错误信息指与当代医学研究共识相异的误导性健康主张(Southwell et al., 2023)。谣言分类学将构建有积极健康预期但事实上虚假的信息，称为希望类健康错误信息(Chao et al., 2024; Jiang et al., 2023)。希望类健康错误信息在现实中经常被置于恐惧诉求背景下，即在呈现错误信息前渲染疾病风险及易感性。研究发现，恐惧诉求背景下的希望类健康错误信息更容易使人产生错误信念及错误行为决策(Tao et al., 2023)。而且，错误信息存在持续影响效应(continued influence effect, CIE)，它被简单否定后仍能继续影响推理决策过程(金花 等, 2022; Ecker et al., 2010; Johnson & Seifert, 1994)。探索恐惧诉求下希望类健康错误信息的有效更正方式，降低其对人们认知、行为上的持续影响，契合《“健康中国2030”规划纲要》的健康传播理念(刘欣, 吕小康, 2025)。
Tao等人(2023)的研究首次考虑了恐惧诉求背景对希望类健康错误信息的作用。恐惧诉求组的被试在接受错误信息和更正信息前先被暴露于疾病传播的高风险和症状严重程度的信息。该研究发现，恐惧诉求下错误信息的信任度显著高于无恐惧诉求下的。这提示恐惧诉求下的希望类健康错误信息可能存在CIE，因为过往研究已发现错误信息信任度对CIE存在正向影响(Buczel et al., 2022; Susmann & Wegener, 2022)。并且，根据心理模型更新失败假设及记忆提取失败假设(Lewandowsky et al., 2012)，CIE的发生与更正信息无法建立新的心理模型，以及记忆提取阶段策略监控过程对错误信息的抑制失败有关。营造感知威胁的情境与看似有效但实际虚假的解决方案相结合，可能形成“高感知威胁与高感知效能”的心理模型，显著增强错误信息的情绪唤醒度和记忆编码。然而，Tao等人对更正策略的设计仅适用于传染病流行的特殊时期，结果是否能外推到日常的健康错误信息有待验证。而且，该研究没有设置无错误信息控制条件，无法考察更正策略是否完全消除了CIE。
此外，也有少量研究在未考虑恐惧诉求背景的情况下，探讨了希望类健康错误信息的更正策略。MacFarlane及其合作者以支付意愿为指标考察了不同更正策略对希望类健康错误信息的干预效果。MacFarlane等人(2018)设计了无错误信息控制组、弱否定(无效、没有证据支持有效)组、强否定(无益)及强否定+详细解释等组。结果发现强否定+详细解释组的支付意愿显著低于无错误信息控制组，其他组与无错误信息控制组无显著差异。提示希望类健康错误信息不存在CIE。MacFarlane，Hurlstone和Ecker(2021)在拍卖场景下考察了效能贬损(复合维生素的风险)与非贬损策略的更正效果，发现效能贬损更正可以显著降低被试的支付意愿。但该研究无控制组，难以确定贬损策略的更正程度。MacFarlane，Tay等人(2021)以“维生素E可以预防新冠病毒感染”为错误信息材料，设计了控制组、无更正组以及另外两个更正组(试探性驳斥组：虚构的专家说缺乏证据、不建议；增强型驳斥组：缺乏证据、错误信息来源可疑、高剂量的潜在风险)。结果发现，更正组的支付意愿显著低于无更正组，更正组和控制组的支付意愿无显著差异。上述研究表明，希望类健康错误信息无CIE，可被恰当的更正策略(效能贬损、详细解释及不同更正策略的组合)完全更正，为日常希望类健康错误信息的干预提供了启发。但该研究所用错误信息的主题较为局限，且没有关注恐惧诉求的影响，影响了结果的外推性。
虽已有研究尝试利用眼动特征探索错误信息更正过程的认知机制(Kim et al., 2021; Lee et al., 2024; Rose et al., 2024)，但已有针对希望类健康错误信息的研究尚未采用这种客观指标。因此，恐惧诉求下希望类健康错误信息的更正及其视觉注意机制有待继续探索。
本研究以多主题、常见的希望类健康错误信息为材料，探讨恐惧诉求下希望类健康错误信息的更正策略。实验1通过对比无错误信息控制条件及各类更正策略在推理评分和购买意愿上的差异，探索错误信息CIE及简单否定、效能贬损、详细解释、组合更正(包含效能贬损、详细解释及简单否定)四种策略的干预效果。实验2通过对比被试在效能贬损与简单否定条件下在关键句上眼动指标的差异，探索降低这类信息CIE关键策略(效能贬损)的眼动特征，旨在从视觉注意的角度揭示其认知机制。
2 实验1：恐惧诉求下希望类健康错误信息的更正：行为实验
2.1 研究方法
2.1.1 被试
在CIE错误信息更正研究中，使用与本研究相似研究范式的研究通常招募120至160名被试(Susmann & Wegener, 2022)。因此，实验1使用Credamo线上平台数据库，招募160名被试(男性68人，年龄30.23±8.55岁)。同时，该样本量也满足基于G*Power3.1.9.2软件计算所需的数量：21人的样本量可以在显著性水平α≤0.05和统计检验力1−β=0.8时检测出中等大小的主效应f=0.25。所有被试签署线上知情同意书，本研究经天津师范大学伦理委员会批准。
2.1.2 实验设计
实验为单因素5水平(故事类型：恐惧诉求错误简单否定、恐惧诉求错误效能贬损、恐惧诉求错误详细解释、恐惧诉求错误组合更正、控制条件)被试内实验设计，因变量为推理评分、购买意愿评分。
2.1.3 实验材料
10个故事(5个包含希望类健康错误信息的刺激故事和5个非健康科学知识填充故事)，故事均来自中国互联网联合辟谣平台、科普中国等官方辟谣网站。刺激故事主题包括复合维生素能够提升健康水平、护眼操能治疗近视等。
条件操纵。以“复合维生素能够提升健康水平”主题为例，简单否定条件通过句4～6引入恐惧诉求(如维生素缺乏可能导致夜盲症、免疫力下降)，句8呈现希望类错误信息(“复合维生素补充剂能提升身体健康水平”)，随后句12直接否定该信息(“补充复合维生素与更好的身体健康状况无关”)。效能贬损条件在简单否定前增加对错误信息相关产品副作用的提示(如“盲目补充复合维生素可能引发代谢紊乱并加重肝肾负担”)以弱化其感知效能。详细解释条件则在简单否定前补充科学解释(如“日常饮食已满足多数人群需求，仅特殊人群需补充”)进行知识性修正。组合更正条件综合上述更正策略(简单否定+效能贬损+详细解释)，评估联合干预效果。控制条件仅提供维生素基础知识，其否定陈述与其他条件一致但未涉及恐惧诉求背景或错误信息。所有条件在非关键句上保持内容一致。10个故事组成5个材料组：每个材料组均包含5个刺激故事和5个填充故事，刺激故事的主题和实验条件在材料间平衡，材料组随机分配给被试。材料固定顺序呈现以避免刺激故事间的相互影响：控制−简单否定−填充−解释−填充−填充−贬损−填充−填充−组合。
预实验招募26名被试(男性10人，年龄19.46±1.55岁)，证明恐惧诉求背景的操纵能够成功诱发被试更高水平的恐惧情绪：对于恐惧情绪评分，恐惧诉求背景材料(M=3.73, SD=1.04)显著高于控制条件的无恐惧诉求背景材料(M=3.14, SD=0.89)，t=2.61，p=0.015。
2.1.4 实验程序
正式实验时，电脑屏幕上先呈现一个红色的注视点(500 ms)提示阅读阶段的开始。随后，被试自控速度逐句阅读故事。故事阅读结束后进入分心任务(单项选择阅读理解题)。之后，屏幕上按顺序呈现与该故事相关的2个推理句(如“复合维生素产品在电商平台受欢迎是因其功效值得信任”)，4个购买意愿句(如“我会持续购买复合维生素产品”)和1个再认句(如“人体每日需要大量维生素才可满足代谢需要”)。被试被要求评估对基于错误信息的推理句及购买意愿句的同意程度(1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”)，并判断再认句是否与故事原文中呈现的一致(1代表“是”，2代表“否”)。最后，被试使用7点量表评估了每个刺激故事引发的六种基本情绪，并被告知刺激故事为错误信息。整个实验持续约40分钟。
2.2 结果
7名被试因重复同一数字答题、未通过系统自动筛查或再认问题回答正确率低于50%而被删除，分析数据来自153名有效被试。
操作检验：为了检验材料的恐惧诉求信息是否真正在实验中引发了被试的恐惧情绪，本实验比较了不同的实验条件与控制条件在恐惧情绪评分上的差异。重复测量方差分析显示，条件主效应显著：F(4, 608)=18.76，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.11；控制条件恐惧情绪评分(M=2.57, SD=1.25)显著低于简单否定(M=3.41, SD=1.84)，效能贬损(M=3.59, SD=1.86)，详细解释(M=3.80, SD=1.85)，组合更正(M=3.52, SD=1.86)，p<0.001；简单否定、效能贬损、详细解释、组合更正之间恐惧情绪评分差异不显著。实验材料对错误信息恐惧诉求背景信息的操纵有效。
推理评分、购买意愿评分：描述统计结果如表1 所示。重复测量方差分析结果显示，条件主效应显著(见图1 )：推理评分，F(4, 608)=8.09，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.05；购买意愿评分，F(4, 608)=14.10，p<0.001，η${_{\rm p}^2} $ =0.09。
多重比较(Bonferroni)结果显示(见表2 )，控制条件推理评分及购买意愿评分显著低于简单否定条件；在更正方式的比较中，效能贬损、详细解释及组合更正的推理评分及购买意愿评分均显著低于简单否定条件；但是，与效能贬损和详细解释相比，组合更正仅在购买意愿评分上显著低于详细解释条件。
表2 实验1多重比较结果 |
| 对比条件 | 推理评分 | 购买意愿评分 | |||||
| t | pBonf | Cohen’s d | t | pBonf | Cohen’s d | ||
| 控制条件 vs. 简单否定 | −3.10 | 0.023 | −0.29 | −3.64 | 0.004 | −0.32 | |
| 控制条件 vs. 详细解释 | 1.23 | >0.05 | 0.12 | 0.68 | >0.05 | 0.06 | |
| 控制条件 vs. 效能贬损 | 1.03 | >0.05 | 0.10 | 1.91 | >0.05 | 0.17 | |
| 控制条件 vs. 组合更正 | 1.88 | >0.05 | 0.18 | 4.10 | <0.001 | 0.28 | |
| 简单否定 vs. 详细解释 | 4.21 | <0.001 | 0.42 | 3.95 | 0.001 | 0.38 | |
| 简单否定 vs. 效能贬损 | 3.99 | 0.001 | 0.39 | 5.12 | <0.001 | 0.49 | |
| 简单否定 vs. 组合更正 | 5.00 | <0.001 | 0.47 | 6.30 | <0.001 | 0.60 | |
| 详细解释 vs. 效能贬损 | −0.32 | >0.05 | −0.03 | 1.19 | >0.05 | 0.11 | |
| 详细解释 vs. 组合更正 | 0.65 | >0.05 | 0.06 | 3.24 | 0.015 | 0.22 | |
| 效能贬损 vs. 组合更正 | 1.07 | >0.05 | 0.08 | 1.52 | >0.05 | 0.12 | |
3 实验2：效能贬损降低恐惧诉求下希望类健康错误信息的眼动研究
3.1 研究方法
3.1.1 被试
采用G*Power3.1.9.7，34人的样本量可以在显著性水平α≤0.05和统计检验力1−β=0.8时检测出更正方法中等大小的主效应(f=0.25)。共招募40名被试(男性17人)，年龄20.50±2.67岁。所有被试的视力或矫正视力正常。被试完成实验后获得实验报酬。本研究经天津师范大学伦理委员会批准，且所有被试签署研究知情同意书。
3.1.2 实验设计
单因素2水平(更正方式：效能贬损、简单否定)被试内实验设计，因变量为推理评分、购买意愿评分以及眼动目标区的总注视时间、平均注视时间、注视次数和瞳孔直径变化比。
3.1.3 实验材料
16个不同主题的刺激故事，改编自根据中国互联网联合辟谣平台等的16条希望类健康错误信息及对应辟谣内容。每个故事有贬损和否定两个版本，区别在于更正背景句—贬损版本提及希望类健康错误信息提供方案的副作用，否定版本仅呈现疾病一般背景知识(见图2 )。16个故事组成2套材料随机分配给被试，同一故事的不同版本不出现在同套材料中。两个材料组中不同条件下更正背景句字数相同，其平均词频和句子总笔画数差异不显著(见表3 )。
表3 实验2两个材料组中各条件下更正背景句的词频及笔画数统计结果 |
| 条件及 统计指标 | 材料组1 | 材料组2 | |||
| 词频(次/百万) | 笔画数 | 词频(次/百万) | 笔画数 | ||
| 效能贬损 | 305.50(167.56) | 326.63(20.79) | 266.24(156.05) | 307.50(26.21) | |
| 简单否定 | 344.43(132.59) | 319.25(22.84) | 298.75(231.83) | 304.75(30.51) | |
| t | 0.58 | 1.12 | 0.28 | 0.25 | |
| p | 0.581 | 0.298 | 0.786 | 0.808 | |
3.1.4 实验仪器
实验采用EyeLink 1000Plus桌面式眼动仪记录被试的眼动轨迹，采样率为1000 Hz。刺激呈现屏的刷新率为60 Hz，分辨率为1920×1080像素。以黑色宋体字将材料呈现在白色背景上，视角为0.80°，行间距为1.5倍。被试的眼睛距显示器76 cm，使用随机9点视线追踪校正，记录右眼眼动轨迹。
3.1.5 实验程序
正式实验时先进行9点校准，校准成功后，被试依次进行：自控速度的故事阅读−分心任务−2推理句、购买意愿评分任务−再认任务；随后是下一个试次。眼动实验结束后被试完成控制变量问卷(错误信息的先验信念、个体相关性及熟悉度)。整个实验大约持续40分钟。
3.1.6 数据分析
使用R软件进行描述性统计分析，同时以lme4包进行线性混合模型分析，更正条件为固定效应，被试和项目为随机效应，个体相关性、先验信念、信息熟悉度、年龄和性别作为控制变量也纳入固定效应。眼动目标句：更正背景句、简单否定句、推理句及购买意愿句。
3.2 结果
根据以往研究(Warren & McConnell, 2007)，删除注视时间短于80 ms或大于1200 ms的注视点，删除注视时间指标中三个标准差之外的数据，删除数据占总数据的2%。再认准确率在条件间无显著差异(b=−0.06, SE=0.05, t=−1.25, p=0.209, 95%CI=[−0.18, 0.04])，说明条件间刺激故事的阅读理解无显著差异。
推理评分：否定组(M=2.99, SD=0.97)显著高于贬损组(M=2.65, SD=0.89; b=0.35, SE=0.10, t=3.64, p<0.001, 95% CI=[0.17, 0.54])。购买意愿评分：否定组(M=3.03, SD=1.36)显著高于贬损组(M=2.59, SD=1.06; b=0.44, SE=0.13, t=3.43, p<0.001, 95%CI=[0.19, 0.70])。
眼动指标结果见表4 、表5 。效能贬损更正背景句的总注视时间、注视次数显著低于简单否定的一般医疗知识背景句；效能贬损条件在简单否定句上的总注视时间、平均注视时间、瞳孔直径变化比显著低于简单否定条件；效能贬损条件下，推理句及购买意愿句上的瞳孔直径变化比均显著低于简单否定条件。
表4 目标区眼动指标的平均数和标准差 |
| 目标区 | 总注视时间(ms) | 平均注视时间(ms) | 注视次数 | 瞳孔直径变化比 | |||||||
| 效能贬损 | 简单否定 | 效能贬损 | 简单否定 | 效能贬损 | 简单否定 | 效能贬损 | 简单否定 | ||||
| 简单否定句 | 1681(695) | 1895(770) | 203(26) | 216(48) | 8.37(3.33) | 8.97(3.53) | 0.88(0.08) | 0.90(0.08) | |||
| 更正背景句 | 4542(1514) | 4889(1781) | 216(25) | 216(27) | 20.85(6.17) | 22.43(7.80) | 0.90(0.08) | 0.91(0.08) | |||
| 推理句 | 2715(1045) | 2645(1010) | 204(23) | 204(24) | 13.14(4.11) | 12.78(3.94) | 0.98(0.05) | 1.00(0.05) | |||
| 购买意愿句 | 1125(468) | 1127(382) | 202(27) | 202(35) | 5.54(1.92) | 5.66(1.71) | 0.97(0.06) | 0.99(0.04) | |||
表5 目标区眼动指标线性混合模型分析结果 |
| 目标区 | 统计指标 | 总注视时间 | 注视次数 | 平均注视时间 | 瞳孔直径变化比 |
| 简单否定 | b | 227.69 | 0.60 | 15.61 | 0.02 |
| SE | 85.09 | 0.40 | 4.49 | 0.01 | |
| t | 2.68 | 1.50 | 3.48 | 2.17 | |
| p | 0.008 | 0.135 | <0.001 | 0.030 | |
| 95%CI | [46.01, 398.68] | [−0.25, 1.36] | [6.86, 23.85] | [0.004, 0.03] | |
| 更正背景 | b | 344.20 | 1.56 | −0.54 | 0.01 |
| SE | 158.90 | 0.70 | 1.86 | 0.01 | |
| t | 2.17 | 2.24 | −0.29 | 1.37 | |
| p | 0.031 | 0.026 | 0.770 | 0.173 | |
| 95%CI | [20.27, 645.71] | [0.25, 2.91] | [−4.36, 3.00] | [−0.01, 0.03] | |
| 推理句 | b | −68.25 | −0.35 | −0.79 | 0.02 |
| SE | 71.51 | 0.30 | 1.60 | 0.01 | |
| t | −0.95 | −1.17 | −0.50 | 2.84 | |
| p | 0.340 | 0.242 | 0.621 | 0.005 | |
| 95%CI | [−212.75, 82.34] | [−0.93, 0.21] | [−3.92, 2.24] | [0.01, 0.03] | |
| 购买意愿句 | b | −2.88 | 0.07 | 0.56 | 0.02 |
| SE | 43.26 | 0.18 | 3.61 | 0.01 | |
| t | −0.07 | 0.35 | 0.16 | 2.01 | |
| p | 0.947 | 0.724 | 0.877 | 0.045 | |
| 95%CI | [−95.21, 81.35] | [−0.28, 0.38] | [−6.61, 7.98] | [0.001, 0.03] |
4 总讨论
本研究通过行为实验和眼动追踪技术，探讨恐惧诉求下希望类健康错误信息的更正及其眼动特征。实验1结果表明，恐惧诉求下希望类健康错误信息存在CIE。效能贬损、详细解释及组合更正可以在认知和行为层面上消除恐惧诉求下希望类健康错误信息的负面影响。实验2发现，与简单否定相比，效能贬损在更正背景句上表现出了更少的总注视时间及注视次数，在简单否定句上表现出更少的总注视时间、平均注视时间及瞳孔直径变化比，在推理句及购买意愿句上表现出更少的瞳孔直径变化比。本结果明确了恐惧诉求下常见希望类健康错误信息的CIE现象，揭示了有效更正方法及其视觉注意特征。结果有较好的普适性，为现实情境下健康错误信息的干预提供了启示。
4.1 恐惧诉求下希望类健康错误信息的更正
本研究发现，详细解释、效能贬损和组合更正三种策略均可消除CIE；组合更正产生了溢出效应，其购买意愿评分显著低于无错误信息控制条件。MacFarlane等人(2018)也发现了类似的溢出效应，强否定+解释的组合更正条件组对维生素的支付意愿显著低于控制条件。本研究仅发现组合更正推理评分显著低于详细解释条件，它的推理评分和购买意愿评分均与效能贬损条件无显著差异。结合策略操纵的可行性和更正效果，效能贬损可能是应对恐惧诉求下希望类健康错误信息的最优策略。这是对MacFarlane，Hurlstone和Ecker(2021)研究的延伸：该研究发现，在简单否定的基础上披露错误信息所提供解决方案的消极结果，可降低个体对复合维生素的支付意愿。本研究提示，即使对于包含恐惧诉求背景的希望类健康错误信息，效能贬损策略仍然有效。其干预效果可能源于对希望类健康错误信息所构建的因果链的破坏—心理模型更新失败假设认为，错误信息可能因其在事件情节因果链中存在解释力被保留，导致更正失败(Johnson & Seifert, 1994; Rich et al., 2023)。恐惧诉求下希望类健康错误信息CIE可能源于此类信息在健康问题因果表征中的枢纽地位。而Witte(1992)提出，恐惧诉求信息需要通过高感知威胁和高感知效能的协同显著影响个体的认知及行为倾向。因此，效能贬损可能通过降低个体对希望类健康错误信息的感知效能，打破感知威胁与感知效能的协同作用。错误信息失去在因果链中的核心作用，以效能贬损信息为中心的新心理模型得以建立。
详细解释相对于简单否定的更正优越性与过往研究一致：MacFarlane等人(2018)在详细解释中阐述了复合维生素与安慰剂在随机对照试验中的相似效果，并指出现代饮食通常足以提供维生素以维持健康。结果表明，接触详细解释的参与者在复合维生素上的平均出价显著低于简单否定组。Swire等人(2017)对科学错误信息(例：说谎者会向右看)的更正研究发现，与简单否定相比，详细解释后人们对错误信息的同意程度更低、推理评分更低。这种详细解释条件下更低水平的错误信息同意程度也与MacFarlane等人的观点相呼应：详细解释可能通过提升个体的科学知识并填补错误信息受到挑战时的心理空白，帮助个体克服对错误信息的依赖。
组合更正购买意愿评分显著低于控制条件，提示组合更正不仅抵消了恐惧诉求下希望类健康错误信息的负面影响，可能还干预了个体原有的先验信念等方面：控制条件下的购买意愿评分反映个体在未接触错误信息及其恐惧诉求背景的情况下，基于自身因素和一般科学知识做出的消费决策；而组合更正条件下，个体虽然接触了错误信息及其恐惧诉求背景，但随后接受了多重干预。个体对健康问题的态度除了受到信息背景及错误信息的影响，还会受到自身先验信念(Moravec et al., 2018)、个体相关性(金花 等, 2021)、健康素养(Borges Do Nascimento et al., 2022)等方面的影响。本研究结果提示，组合更正可能不仅成功打破了错误信息建立的错误因果链，还通过填补知识空白提升健康素养以及对健康问题的批判性思考。
4.2 效能贬损更正恐惧诉求下希望类健康错误信息的视觉注意机制
在行为实验的基础上，本研究利用眼动数据，以效能贬损为例考察了有效更正消除恐惧诉求下希望类健康错误信息CIE的内部机制，发现其可能是通过增强个体对更正信息的整合并优化了认知资源的分配实现的。
效能贬损条件下，个体在简单否定句和更正背景目标区的总注视时间显著缩短，在简单否定句上的平均注视时间更短。总注视时间反映个体在特定兴趣区域的加工持续时间(闫国利 等, 2013)。该结果提示，被试能更快编码效能贬损背景信息及随后的简单否定句。这支持了先前关于效能贬损作用机制的推测：效能贬损破坏了恐惧诉求下希望类健康错误信息在健康事件因果链中的核心作用，更正信息更容易被整合进个体的心理表征系统。这一发现也与Bigsby和Albarracín(2022)的元分析结果相呼应：只有当恐惧诉求信息中包含积极的效能信息时，才能显著影响个体的行为与态度。本研究中的效能贬损针对虚假但积极的效能信息，当个体意识到其潜在风险时，更正信息被更快整合至心理表征系统。因此，在恐惧诉求背景下，缺乏积极效能的错误信息对个体的误导作用被减弱。
同时，个体对效能贬损句的注视次数显著更少。注视次数表明个体在信息整合过程中重新检索或确认信息的努力程度(Rayner, 1998)。该结果提示，与一般健康知识相比，效能贬损信息促进了更高效的语义加工，减少了冗余认知资源的投入。效能贬损可能诱发个体对错误信息所提供方案的风险感知，导致恐惧情绪(MacFarlane, Hurlstone, & Ecker, 2021)。这种信息可能作为一种负性文本线索，促进个体在使用较少认知资源的前提下对效能贬损信息的有效性进行更加高效的推断。这与说服的详尽可能性模型(Petty & Cacioppo, 1986)的观点一致：态度的形成由说服情境中的正面或负面线索决定，这些线索直接与信息立场关联，允许人们对信息的有效性做出简单推断。
另外，效能贬损条件下个体对简单否定句的瞳孔直径变化比显著更低，且推理句及购买意愿句上的瞳孔直径变化比均显著低于简单否定条件。瞳孔直径被认为是反映认知努力程度(Yahyaie et al., 2024)及记忆编码提取(Sirois & Brisson, 2014)的有效指标。本研究结果提示，效能贬损的有效干预可能在更正信息编码和提取阶段都降低了个体需要付出的认知努力程度。这与Baum等人(2024)的研究结果有一致性：该研究向被试展示来自可信或不可信新闻网站的新闻标题(内容涉及被试不熟悉的人物)，随后进行社交判断。其结果发现相比中性标题，参与者对情绪性标题做出判断的速度更快。无论是来自可信还是不可信来源，情绪性标题引发的瞳孔反应都比中性标题更小。这表明，情绪内容使得社交判断过程变得更流畅，即人们在做出判断时投入的心理努力较少。本研究中，效能贬损条件下，简单否定句上有更小的瞳孔直径变化。这可能是由于效能贬损诱发的负性情绪促进了个体对简单否定句的编码，个体在加工简单否定句时需要付出的认知努力程度降低。并且，前期效能贬损更正背景句的出现已经使个体意识到错误信息的存在。推理及购买意愿句上更小的瞳孔直径变化则提示效能贬损的益处也体现在信息提取阶段：错误信息的核心作用在更正信息编码阶段已被预先削弱，减少了后期推理决策阶段个体在错误信息与更正信息的竞争激活上需要付出的认知努力。
4.3 研究局限及展望
首先，本研究采用了文本范式进行材料呈现，这难以完全反映以视听媒介为主导的现实健康传播情境。未来研究可以开发基于效能贬损的多模态更正方法，以贴近实际传播环境。其次，眼动数据仅捕捉到表层认知负荷的变化，对深层认知机制的揭示仍显不足。后续研究可采用功能性磁共振成像(fMRI)等工具，进一步解析效能贬损过程中具体的认知加工细节。最后，本实验使用了同步更正范式(将错误信息与更正信息同时呈现)，这无法模拟现实中更正信息滞后出现的场景。未来研究应纳入延迟干预的设计，例如在错误信息暴露一天或一周后再呈现更正信息内容，探索干预错误信息的最佳时机。
5 结论
恐惧诉求下希望类健康错误信息存在CIE；效能贬损、详细解释、组合更正特别是效能贬损是恐惧诉求下希望类健康错误信息的有效干预策略；效能贬损策略的有效性可能与其促进了个体对更正信息编码及提取效率的同时降低了认知负荷有关。