1 问题提出
随着互联网的发展，在线新闻分享已成为人们体验新闻的一个重要过程。分享不仅是新闻消费的结果，也是重塑在线信息环境的一种基本参与形式(Su et al., 2019)。然而，在新闻传播过程中，人们不仅倾向于分享负性新闻，还常在分享中放大情绪，这给网络舆情治理带来极大挑战(张梅 等, 2021)，也对维护清朗网络环境造成极大威胁(García-Perdomo et al., 2017)。因此，探索新闻分享意愿的心理机制既有助于新闻媒体优化内容创作，又能从心理层面对社会舆情治理工作起到一定指导作用(Robertson et al., 2023)。
1.1 新闻的自我相关性和分享意愿的关系
个体在接收到新闻信息后，愿意将其分享给他人的倾向被称作新闻分享意愿(Wang et al., 2023)。一般来说，在线新闻参与有阅读、点赞和分享三种模式(Hille & Bakker, 2013)。其中，阅读是一种较为孤立的行为，“点赞”是以推荐的形式轻度参与，而分享则意味着以转发的形式更深入地参与(Hille & Bakker, 2013)。根据价值分享理论(value sharing theory)，分享是一种基于价值的决策(Scholz et al., 2023)。当人们认为信息与自己更相关时，分享的价值就会增加(Mezulis et al., 2004)，从而产生更强烈的分享意愿(Scholz et al., 2017)。如Cosme等人(2023)发现，新闻的自我和社会相关性能促进分享意愿。个体在接收新闻信息时所感知到其与自身生活、经历或情感状态的关联程度被称为新闻的自我相关性(Boehmer & Tandoc, 2015)。自我相关性理论(self-relevance theory)指出，个体在面对纷繁复杂的新闻时，自我相关性高的新闻更容易被加工、引发共鸣(陈爽 等, 2017; Klein & Kihlstrom, 1986)，从而更可能激发个体的分享意愿。例如：对Twitter用户的新闻分享研究发现，高自我相关性的体育新闻会被个体更多地分享(Boehmer & Tandoc, 2015)；Ihm和Kim(2024)发现个体在社交媒体上分享新闻时会考虑新闻与自我的相关性；Scholz等人(2023)通过功能性磁共振研究发现自我相关性的唤起能够促进在线信息分享。基于此，研究提出假设1：新闻的自我相关性显著正向预测分享意愿。
1.2 情绪效价强度和情绪唤醒度的中介作用
研究证实，在“信息−情绪−分享”这一过程中，情绪发挥着重要作用(李宏, 刘菲菲, 2018; 石密 等, 2018)，其既是个体在信息分享过程中的心理体验，又是促使个体做出分享行为的因素(丁松云 等, 2019)。Fields和Kuperberg(2012)发现，在自我相关的语境中，中性词会诱发更大的积极情绪，但在非自我相关的语境中则不会。Landman和van Steenbergen(2020)通过实验研究发现阅读与自我相关的信息时，个体会产生更高的情绪唤醒。同时，个体在阅读新闻时产生的强烈情绪反应会促进分享意愿(刘伟 等, 2020)。根据情绪社会分享理论(social sharing of emotion theory)，情绪事件发生后，人们会渴望将自己的情绪体验与别人分享，并且这种分享行为会受到情绪体验强度的影响(Rimé et al., 1991)。例如，Hasell(2021)对Twitter上发布的新闻进行分析发现，能够诱发个体更强烈情绪的新闻更可能被分享；Berger(2011)研究发现，能够诱发个体高唤醒的新闻更容易传播。但是Prowten等人(2024)在复制Berger的研究后并未得出相似的结果。因此，对于高唤醒信息能否促进分享意愿仍存在不一致的结论。
与此同时，当前关于情绪和新闻分享的研究中，研究者往往仅单一考察效价或唤醒度对新闻分享的影响。在心理学领域，情绪通常被描述为具有效价和唤醒度两个维度，效价强度体现了情绪的积极或消极程度；而唤醒度则描述了情绪激活个体的程度(Norman, 2004)。正如Bliss-Moreau等人(2020)指出，效价和唤醒度对于情绪研究至关重要，在心理上不可简化。因此，在新闻的自我相关性与分享意愿的关系中有必要同时考察情绪效价和唤醒度的共同作用。基于此，研究提出假设2：情绪效价强度和情绪唤醒度在新闻自我相关性和新闻分享意愿的关系中起并行中介作用。
1.3 中介模型中的性别差异
值得关注的是，在面对与自我相关的新闻，无论是分享意愿还是情绪体验都存在性别差异。研究发现，当信息涉及自身时，男性更不愿意与别人分享，尤其是消极信息(Carbone et al., 2024)。同样地，在情绪相关研究中，性别差异也得到了证实(刘晓婷, 张宁, 2024)。比如，女性在情绪识别和情绪记忆上更有优势，在面对情绪信息时女性的情绪感受性显著强于男性(袁加锦 等, 2010)。功能性磁共振研究也支持这一结论，即无论面对的是正性还是负性情绪刺激，女性都比男性表现出更强的神经反应(Hofer et al., 2006)。基于此，研究提出假设3：相较于男性，女性对具有自我相关性的新闻所引起的情绪唤醒度更高，新闻的自我相关性对分享意愿的预测作用也更强。
综上所述，本研究基于价值分享理论、自我相关性理论和情绪社会分享理论，探讨情绪唤醒度和情绪效价强度在新闻的自我相关性与分享意愿关系中的并行中介作用，及其性别差异。假设模型如图1 所示。
2 研究方法
2.1 被试
通过Credamo平台收集问卷，共收取问卷1381份，保留有效问卷1026份，回收率为74.29%。被试年龄区间为18～55周岁，平均年龄为24.47±4.74岁，其中男性481人(46.88%)，女性545人(53.12%)。
2.2 研究工具
2.2.1 新闻自我相关性量表
该量表共两题，一题改编自Balzarotti和Ciceri(2014)编制的新闻个人相关性题目：“这条新闻对我或我所处环境中的人产生了重要影响。”另一题为自编题：“这条新闻与我的生活有关联。”两个题目均为9点计分，1代表“非常不同意”，9代表“非常同意”，得分越高表明新闻的自我相关性越强。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.93。
2.2.2 中文简版PAD情绪量表
情绪效价强度的测量采用Mehrabian(1995)编制的简版PAD情绪量表(Pleasure-Arousal-Dominance Emotion Scales)，研究者对其进行翻译，转换为中文版。本研究选取该量表中愉悦度维度的4个题目来测量阅读新闻材料后读者的情绪效价强度，并将情绪总分进行绝对值化处理。因此，积极情绪和消极情绪均为1～4点计分，得分越高，代表情绪效价强度越强。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.73。问卷验证性因素分析拟合指标良好，χ2/df=6.489，CFI=0.992，TLI=0.977，RMSEA=0.073，SRMR=0.010。
2.2.3 情绪唤醒度测量
采用一道自编题目来测量被试阅读每条新闻后的情绪唤醒度水平，即“看完这条新闻，您的情绪体验有多强烈？”采用9点计分，1代表“非常平静”，9代表“非常强烈”，得分越高表明被试的情绪唤醒度越高。
2.2.4 新闻分享意愿量表
该量表为自编量表，共三个题目，分为分享、点赞、评论意愿三个维度。即：(1)“我会把这条新闻分享给我身边的人或朋友圈、微博等社交媒体”；(2)“我会对这条新闻点赞”；(3)“我会在这条新闻下进行评论”。采用5点计分，得分越高表明新闻分享意愿越强。本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.94。问卷验证性因素分析拟合指标良好，χ2/df=3.394，CFI=0.914，TLI=0.902，RMSEA=0.048，SRMR=0.056。
2.3 研究程序
2.3.1 新闻材料的筛选
研究选取2024年新近发生的政治经济、娱乐、社会、科技文化四种类型的积极和消极新闻共21条，请被试阅读新闻材料后回答两个问题：(1)您认为该新闻是积极的还是消极的？从低到高为“非常消极”到“非常积极”，采用9点计分。(2)您认为该新闻带给您的情绪有多强烈？从低到高为“非常平静”到“非常强烈”，采用9点计分。通过问卷星平台共收集到了100份有效答卷，其中男性28人，女性72人，18～25岁占比88%，26～30岁占比10%，31～40岁占比2%。
通过赋值计分统计出每条新闻的平均效价和唤醒度水平，以平均数作为划分标准，效价得分5以上的划分为积极新闻，5以下的划分为消极新闻，唤醒度得分5.5分以上的划分为高唤醒度新闻，5.5分以下的划分为低唤醒度新闻。最终选取2条积极低唤醒新闻、4条积极高唤醒新闻、4条消极低唤醒新闻和2条消极高唤醒新闻。各类型新闻的效价和唤醒度值如表1 所示。对唤醒度和效价进行配对样本t检验，结果表明高唤醒度新闻的得分(M=6.27, SD=0.32)显著高于低唤醒度新闻(M=4.73, SD=0.49)，t=7.92，p<0.01，Cohen’s d=0.48，积极新闻效价得分(M=6.82, SD=0.84)显著高于消极新闻效价得分(M=3.76, SD=0.75)，t=5.80，p<0.01，Cohen’s d=1.29。
表1 不同新闻材料效价和唤醒度值 |
| 新闻材料类型 | 数量 | 效价(M±SD) | 唤醒度(M±SD) |
| 积极低唤醒 | 2 | 5.76±0.01 | 4.69±0.49 |
| 积极高唤醒 | 4 | 7.34±0.25 | 6.15±0.31 |
| 消极低唤醒 | 4 | 4.19±0.29 | 4.75±0.56 |
| 消极高唤醒 | 2 | 2.92±0.66 | 6.51±0.23 |
2.3.2 施测过程
采用被试内设计，所有被试完成相同的123道题目。被试填写完性别、年龄和学历信息后，随机阅读筛选出的12条新闻材料，在阅读完每条新闻后均须填写中文简版PAD情绪量表、情绪唤醒度测量、新闻自我相关性量表以及新闻分享意愿量表。
2.4 统计方法
采用SPSS22.0对数据进行共同方法偏差检验、描述性统计、相关分析，采用Amos28.0建立结构方程模型进行中介模型检验和多群组比较分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验进行共同方法偏差检验，对所有量表的所有条目进行未旋转的探索性因素分析。结果显示，特征根大于1的公因子共27个，抽取的第一个公因子解释总变异量的28.71%(低于40%的临界值)，说明本研究不存在严重的共同方法偏差(周浩, 龙立荣, 2004)。
3.2 描述统计与相关分析
将性别编码为虚拟变量(0=男, 1=女)纳入相关分析，各变量的平均分、标准差及相关分析结果见表2 。结果表明，性别与新闻自我相关性、情绪唤醒度、情绪效价强度、新闻分享意愿的得分两两显著负相关；新闻的自我相关性得分与情绪唤醒度、情绪效价强度、新闻分享意愿的得分两两显著正相关。
表2 各个变量的平均数、标准差和相关系数 |
| M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | |
| 1.性别 | ||||||
| 2.新闻自我相关性 | 164.28 | 28.80 | −0.13*** | |||
| 3.情绪唤醒度 | 83.30 | 13.38 | −0.16*** | 0.86*** | ||
| 4.情绪效价强度 | 101.03 | 28.35 | −0.07** | 0.65*** | 0.69*** | |
| 5.新闻分享意愿 | 136.97 | 21.11 | −0.14*** | 0.76*** | 0.73*** | 0.63*** |
注：性别为虚拟变量，0=男，1=女；**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 情绪效价强度和唤醒度的并行中介作用
采用结构方程模型探讨情绪效价强度和情绪唤醒度的并行中介作用，模型适配度拟合良好(χ2/df=1.522, CFI=0.999, TLI=0.998, RMSEA=0.023, SRMR=0.006)。如图2 所示，新闻自我相关性显著正向预测情绪唤醒度(β=0.85, p<0.001)和情绪效价强度(β=0.65, p<0.001)以及新闻分享意愿(β=0.43, p<0.001)；情绪唤醒度显著正向预测新闻分享意愿(β=0.26, p<0.001)，情绪效价强度也显著正向预测新闻分享意愿(β=0.21, p<0.001)。
进一步采用Bootstrap法进行中介效应检验(取样次数为5000次)，结果如表3 所示，情绪唤醒度和情绪效价强度的中介效应Bootstrap95%的置信区间均不含0，说明并行中介模型成立，总的效应值为0.67。具体来看，情绪唤醒度在新闻自我相关性和分享意愿间的间接效应为0.19，且置信区间[0.11, 0.26]不包含0，表明情绪唤醒度的中介效应显著；情绪效价强度在新闻自我相关性和分享意愿间的间接效应为0.12，且置信区间[0.08, 0.16]不包含0，表明情绪效价强度的中介效应也显著。
表3 并行中介效应检验 |
| 路径 | 男生组 | 女生组 | 全样本 | ||||||||
| 95%CI | p | 效应值 | 95%CI | p | 效应值 | 95%CI | p | 效应值 | |||
| 自我相关性→情绪唤醒度→分享意愿 | [0.14, 0.36] | <0.001 | 0.24 | [0.05, 0.23] | 0.002 | 0.14 | [0.11, 0.26] | <0.001 | 0.19 | ||
| 自我相关性→情绪效价强度→分享意愿 | [0.08, 0.20] | <0.001 | 0.14 | [0.04, 0.15] | <0.001 | 0.09 | [0.08, 0.16] | <0.001 | 0.12 | ||
| 自我相关性→分享意愿 | [0.14, 0.38] | <0.001 | 0.26 | [0.37, 0.56] | <0.001 | 0.46 | [0.29, 0.44] | <0.001 | 0.37 | ||
| 总效应 | [0.56, 0.74] | <0.001 | 0.65 | [0.63, 0.76] | <0.001 | 0.69 | [0.62, 0.73] | <0.001 | 0.67 | ||
3.4 中介模型的性别差异检验
采用多群组结构方程模型，来检验新闻自我相关性对分享意愿的中介模型是否具有跨性别的结构一致性。结果如表4 所示，4个不变性检验模型适配度均为良好(NFI≥0.99, CFI≥0.99, RMSEA≤0.05)，因此可以进行跨组比较。进一步进行模型不变性检验，结果显示(见表5 )，假定未限制模型正确时，其余4个模型NFI、IFI的增量均小于0.05；通过逐步约束两两比较后发现，每一个模型相对于前一个模型的增量均小于0.05，表明四个模型之间没有显著差异(吴明隆, 2009)。多群组分析结果表明，假设模型具有跨性别不变性，即假设模型在男性和女性群体中具有普适性。
表4 多群组分析适配表 |
| 模型 | CMIN/df | p | RMSEA | NFI | CFI | GFI |
| 基线模型 | 1.665 | 0.007 | 0.025 | 0.996 | 0.998 | 0.994 |
| 测量加权模型 | 2.106 | 0.009 | 0.033 | 0.994 | 0.997 | 0.991 |
| 结构加权模型 | 2.561 | <0.001 | 0.039 | 0.990 | 0.994 | 0.984 |
| 结构协方差模型 | 2.557 | <0.001 | 0.040 | 0.990 | 0.994 | 0.984 |
| 测量误差模型 | 2.825 | <0.001 | 0.042 | 0.985 | 0.990 | 0.977 |
注：CMIN/df，卡方值与自由度的比值。 |
表5 模型不变性检验 |
| 模型 | ΔCMIN | Δdf | p | ΔNFI | ΔIFI | RhoRFI | RhoTLI |
| 测量加权模型 | 9.512 | 2 | <0.001 | −0.002 | −0.001 | −0.003 | −0.003 |
| 结构加权模型 | 19.187 | 5 | <0.001 | −0.004 | −0.003 | −0.002 | −0.002 |
| 结构协方差模型 | 2.473 | 1 | <0.001 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
| 测量误差模型 | 27.134 | 7 | <0.001 | −0.005 | −0.004 | −0.002 | −0.002 |
注：ΔCMIN，卡方的变化量；Δdf，自由度的变化量；ΔNFI，规范拟合指数的变化量；ΔIFI，增量拟合指数的变化量；RhoRFI，相对拟合指数的变化量；RhoTLI，塔克−刘易斯指数的变化量。 |
但上述结果仅能说明模型整体性的无差异卡方检定，可能会蒙蔽特定路径因子载荷量的组间效应，因此还需要进一步检验男女两组模型非标准化路径系数的临界比率差异(荣泰生, 2010)。通过参数之间差异的临界比(CR, 其绝对值大于1.96时表示两个参数之间差异显著)检验发现，女性组新闻自我相关性对情绪唤醒度的非标准化路径系数显著高于男性组(β男性=0.37, β女性=0.41, CR=2.07)，女性组情绪唤醒度对分享意愿的非标准化路径系数显著低于男性(β男性=0.14, β女性=0.05, CR=−2.32)，女性组新闻自我相关性对分享意愿的非标准化路径系数显著高于男性(β男性=0.08, β女性=0.13, CR=3.29)。
进一步采用Bootstrap法进行分性别的未限制模型中介效应检验，如表3 所示，在男性模型中，自我相关性通过情绪唤醒度的中介作用显著预测分享意愿(95%CI=[0.14, 0.36])；同时，自我相关性也能通过情绪效价强度的中介作用显著预测分享意愿(95%CI=[0.08, 0.20])；且自我相关性能直接显著预测新闻分享意愿(95%CI=[0.14, 0.38])，三条路径的Bootstrap95%CI均不包含0，表明情绪唤醒度和情绪效价强度在新闻自我相关性和新闻分享意愿中起并行中介作用。在女性模型中，情绪唤醒度在自我相关性到分享意愿的中介效应显著(95%CI=[0.05, 0.23])；情绪效价强度在自我相关性到分享意愿的中介路径(95%CI=[0.04, 0.15])，自我相关性到分享意愿的直接路径(95%CI=[0.37, 0.56])也均成立。具体的标准化路径系数值及模型结构如图3 所示。
4 讨论
本研究考察了新闻的自我相关性与分享意愿的关系，以及情绪效价强度和唤醒度的并行中介作用，同时考察了以往新闻分享研究中常被忽视的性别差异，从新闻分享角度对于价值分享理论、自我相关性理论和情绪社会分享理论提供了新的证据。
本研究发现新闻的自我相关性与分享意愿之间具有正向关系，这与以往研究结论一致(Boehmer & Tandoc, 2015; Cosme et al., 2023; Scholz et al., 2023)。这一结果也验证了价值分享理论，分享决策基于对信息价值的判断，自我相关的新闻具有更高的价值进而更容易被分享。这在神经生理层面也得到证实：阅读自我相关的新闻会导致与分享相关的脑区活动增加(Scholz et al., 2023)。社会交换理论也支持这一结果，个体在社会互动中会权衡收益与成本(Blau, 1964)，自我相关的新闻由于其能够满足个人自我展示和社交连接的需求，具有更高的分享价值和潜在回报(Baek et al., 2017)。在该领域中，以往关于自我相关性的研究更集中于认知加工领域(谭群 等，2018)，而本研究聚焦于新闻的自我相关性和分享意愿，完善了自我相关理论在新闻分享领域的应用，揭示了什么样的新闻更容易被分享。
本研究发现新闻的自我相关性通过情绪效价强度的中介作用显著正向预测分享意愿。这一结果是对情绪社会分享理论的补充，个体的情绪反应无论是积极还是消极的，都需要通过情绪调节实现心理平衡(Gross, 2015)，社交分享就是情绪调节的方式之一(Rimé, 2009)。因此，具有自我相关性的新闻能通过更深入的认知加工来引起读者更强的情绪反应，且强烈的情绪会促进分享意愿(刘伟 等, 2020)。以往的研究更多关注读者的情绪效价对新闻分享的作用(刘伟 等, 2020; Rimé et al., 1991)，而忽视了情绪效价和唤醒度两者共同的作用。本研究中也证实了情绪唤醒度在新闻自我相关性与分享意愿间的中介作用，发现新闻的自我相关性越高，个体被诱发的情绪唤醒度也越高，这与Berger(2011)的研究结论一致。该研究通过操纵被试的唤醒水平发现，高唤醒的被试更可能通过发邮件来分享新闻，即唤醒度能够促进信息分享。然而，Prowten等人(2024)复制了Berger的实验，结果未能发现唤醒度对被试在社交媒体上分享新闻有显著影响，对“唤醒度能够促进信息分享”这一观点提出质疑。本研究结果有助于提供新证据以回应这一质疑，并供未来研究参考。
本研究揭示了新闻自我相关性、情绪唤醒度和分享意愿的性别差异。具体来说，女性的新闻自我相关性对情绪唤醒度和分享意愿的预测作用比男性更为显著，而男性在情绪唤醒度对分享意愿的路径系数上更高。一方面，根据性别角色理论(gender role theory)，社会文化对不同性别的行为模式常有不同的角色期望(Löffler & Greitemeyer, 2023)。当面对与自我相关的信息以及情绪唤醒状态时，不同性别会表现出不同的特点。另一方面，这种性别差异也有生理因素的影响：如雌激素可以通过影响情绪的唤醒从而改变个体情绪体验的强度(陈春萍 等, 2011)，使得女性对情绪刺激的唤醒度更高。在同领域研究中，信息分享是否有性别差异是存在不一致结论的，Carbone等人(2024)的结论与本研究一致，即信息分享存在性别差异；而Soroka等人(2016)通过实时生理反应探究不同性别对负面新闻的反应差异，结果表明在引起的唤醒度方面不存在显著性别差异。不一致的原因可能在于性别角色信念存在跨文化差异(Naz et al., 2022)以及研究方法的差异。
本研究发现女性对自我相关的新闻产生的分享意愿比男性更高，这与以往关于社交媒体自我披露的性别差异的结论一致(Sheldon, 2013)，即女性比男性更频繁地在社交媒体上进行自我披露。然而，本研究发现男性的情绪唤醒度对分享意愿的作用更强，可能是因为相较于女性，男性在情绪唤醒状态下所引起的行为意向更强：如男性的前额叶皮层(与冲动控制相关)比女性的更薄，进而导致男性对情绪唤醒所引起的行为倾向更强(Goldstein et al., 2001)，因此男性的唤醒度对分享意愿的促进作用更强。
本研究在探索新闻的自我相关性对分享意愿的影响方面做出了初步尝试，但仍存在一些局限。首先，样本平均年龄为24.47岁，这限制了研究结果的可推广性。未来研究可以考虑涵盖更广泛的文化背景和年龄层次，以验证该模型在不同群体的适用性。其次，在选取新闻材料时，出于生态效度的考虑没有对新闻材料的字数、熟悉度等进行严格控制，尽管跳读在阅读中是普遍存在的(Slattery & Yates, 2018)，在扫描时读者通常会快速扫描文本寻找关键信息而不是逐字阅读(Aritonang et al., 2018)，因此没有对字数加以控制(陈爽 等, 2017; 廖圣清, 舒瑾涵, 2023; de Hoog & Verboon, 2020)，但未来研究可以考虑在更严密的控制条件下开展。最后，在测量分享意愿时采用的是自我报告的方法，未来可以采用更为客观的数据收集方法。
5 结论
(1)新闻的自我相关性显著正向预测个体的分享意愿；(2)新闻的自我相关性通过情绪效价强度和情绪唤醒度的并行中介作用显著正向预测个体的分享意愿；(3)女性对自我相关性新闻所引起的情绪唤醒度显著高于男性，且新闻自我相关性对其分享意愿的预测作用也更强；但男性的情绪唤醒度对新闻分享意愿的预测作用更强。