網絡新聞與在線評論對農民工群體態度改變的影響

摘 要 網絡媒體在群體知覺中發揮著重要作用。以農民工這一中國當代典型社會群體為評價對象，通過對172名非農民工被試開展新聞報道與在線評論的效價操縱與檢驗，探討了網絡媒體對農民工群體態度改變的影響。結果發現：積極新聞背景下，積極評論提升了群體印象且抑制了負面行為傾向；而消極評論抑制了積極新聞對群體印象的提升作用，并阻礙了積極新聞降低負面群體行為的效果。消極新聞背景下，閱讀積極評論抑制了被試對群體的負面評價；而在積極新聞背景下，閱讀積極評論的被試高估了農民工群體被社會接納的程度。研究結果表明，在線評論與網絡新聞共同影響群體態度的改變，與新聞效價一致的評論強化了群體態度；與新聞效價不一致的評論引發群體態度的轉變。研究結果拓展了群體知覺和網絡輿論領域的研究，對于改善群際關系具有重要的啟發。

關鍵詞 網絡新聞；在線評論；效價；農民工；群體態度

分類號 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.04.002

1 引言

《中華人民共和國2024年國民經濟和社會發展統計公報》顯示，2024年全國農民工總量為29973萬人，比上年增長0.7%（國家統計局， 2025）。該群體作為城鎮化進程中的關鍵力量，其社會融入程度直接影響國家形象塑造與社會治理進程。因此，越來越多的研究者聚焦農民工群體相關的社會心理現象。科研人員發現，公眾對農民工的消極態度和負面評價阻礙農民工融入城市，是農民工心理健康的風險因素（柴民權， 管健， 2013; 李瓊， 2015）。網絡媒體在群體態度的塑造中扮演了重要角色，其中，新聞報道傳播了關于群體的積極或消極信息，圍繞新聞的評論傳遞出公眾對群體的正面或負面評價，二者共同影響群體態度的改變。本研究擬采用實驗研究聚焦新聞報道與在線評論對農民工群體態度改變的影響，這有助于動態了解網絡媒體背景下群體態度的改變過程，拓展新聞傳播領域的研究，豐富社會認知的相關理論。

新聞報道對人際、群際關系等社會認知過程具有重要影響。新聞效價是新聞報道的重要維度，反映了新聞事件及新聞人物行為的積極或消極傾向。現有研究表明，新聞效價顯著影響社會認知。負面新聞通過誘發負性情緒損害人際信任（熊夢輝等， 2016），其影響受新聞內容、被信任者及信任者因素調節（馬華維， 2015; 辛自強， 辛素飛， 2014）。而積極新聞在塑造群體形象、增強信任方面具有積極作用（柴民權等， 2020; 宋小青等， 2023）。上述研究從方法和理論層面，為探討網絡媒體對農民工群體態度改變的影響提供了啟發。

網絡媒體的在線評論功能提供了表達個人觀點的機會，影響著群體態度的形成與改變。在線評論是受眾圍繞社會現象及涉事人群所發表的評論性意見（楊樹， 2014）。與新聞報道相似，在線評論也可分為積極與消極兩類，積極評論反映了評價者對新聞內容的贊賞和肯定態度，消極評論則更多反映了評價者對新聞內容的批評和否定態度。評論效價影響態度的方向，相較于閱讀積極評論的被試，閱讀消極評論的被試產生了更消極的群體態度（Bilewicz amp; Soral， 2020）；評論效價還會影響態度強度，與個體態度一致的評論能強化原態度（Obermaier et al.， 2023），不一致的評論則可能引發態度的轉變（Pinelli et al.， 2022）。

評論內容也會影響態度的改變。根據評論內容的主、客觀屬性，可以將評論分為事實性評論和情緒性評論，事實性評論指的是評論者對評價對象的客觀描述，包含較多的事實成分；情緒性評論更多的表達了評價者對評價對象的情感態度。根據信息傳播的雙路徑模型（Petty amp; Cacioppo， 1996），信息主要通過中心路徑和邊緣路徑對受眾產生影響，基于事實或邏輯論據的信息通過中心路徑影響受眾，基于情緒喚醒或傳染的信息主要通過邊緣路徑影響受眾。相較于情緒性的邊緣路徑，事實性的中心路徑所引發的態度改變更持久。溝通影響態度領域的研究證實了該假設，相較于不了解目標群體的建議者，人們傾向于接受知識豐富的建議者所提供的信息，從而調整群體態度（Pinelli et al.， 2022）。

目前關于新聞報道與在線評論影響群體態度改變的研究較少，且大多聚焦文化背景或者新聞內容相關的群際沖突場景。一項以亞裔歧視為背景的研究中，被試閱讀亞裔留學生政策的新聞以及支持或反對亞裔學生的評論，隨后測量群際態度。結果發現，相較于反對亞裔留學生的評論，支持性的評論改善了被試對亞裔留學生的態度（Hsueh et al.， 2015）。然而，該研究并未對新聞效價進行操縱，難以明晰評論與新聞對群體態度的共同影響。柴民權及其同事（2020）為考察醫患糾紛的新聞報道和在線評論對受眾對醫信任的影響，向被試呈現描繪醫方正面、中性和負面形象的新聞報道，以及與新聞報道一致或不一致的評論，通過對醫生建議的采納來測量對醫生群體的信任傾向。結果表示，積極新聞背景下，消極的事實性評論影響對醫生群體的信任；消極新聞背景下，積極的情緒性評論影響對醫生群體的信任。可見，研究結論能否推廣到更普遍的群際互動情境中，仍是值得研究檢驗的問題。

另外，以往研究主要從單一維度考察新聞報道與在線評論對態度改變的影響。而群體態度是包括認知、情感與行為的多維結構（Tropp amp; Pettigrew， 2005）。其中，群體評價作為態度的認知成分，反映了知覺者對外群體的信念與看法。根據社會認知的大二模型（Fiske et al.， 2002），農民工群體被認為是具有高熱情（熱情維度反映了群體及其成員的行為意圖）、低能力（能力維度則體現了群體實現意圖的可能性）的混合刻板印象（管健， 程婕婷， 2011; 鄭健， 劉力， 2012; 佐斌等， 2015）。從認知與行為的關系來看，知覺者的群體評價是其行為（傾向）的重要前因變量（Cuddy et al.， 2007），因此，未來研究有必要結合群體評價這一認知成分，考察新聞報道與在線評論對農民工群體態度改變的影響。

此外，先前研究多采用態度改變的靜態測量方法來揭示群際態度的變化。研究過程中，通過比較不同實驗條件下態度指標的差異來衡量態度的改變，并未體現態度的動態演變過程（Hsueh et al.， 2015）。更重要的是，盡管以往研究試圖揭示新聞內容與在線評論在態度改變過程的權重，然而研究者大多測量被試對新聞和評論的總體態度，并不清楚受眾對新聞本身的態度，也就難以區分在線評論與新聞報道對群際態度改變的交互作用。態度測量的動態方法能彌補這一不足，該方法通過測量知覺者在閱讀群體信息和他人評價的不同時間點的群體態度，有望揭示在新聞報道和在線評論的共同影響下個體群際態度的動態變化規律。

值得注意的是，網絡媒體具有塑造社會規范的功能，因此，新聞報道與在線評論還可能影響個體對社會規范的知覺。社會規范知覺反映了個體對社會規范的感知，比如內群體對外群體成員被接納的感知（Manago amp; Krendl， 2023）。根據感知社會共識模型（perceived social consensus model），一方面，社會普遍流傳的群體刻板印象影響個體的群際態度（Smith amp; Postmes， 2011; Bracegirdle et al.， 2023）；另一方面，促進性的社會規范有助于改善群際態度，當被試相信多數人對某群體持有積極觀念時，能降低對該群體的消極刻板印象（Cassone et al.， 2020），增加社會接納（Standen et al.， 2024）。因此，當個體對群體的積極看法得到評論者的支持，有望形成群體接納的社會規范知覺，從而提升積極的群體態度。

本研究擬通過操縱新聞報道的效價和在線評論的效價，在呈現新聞報道和在線評論的兩個時間點，測量被試的群體印象（認知）與行為傾向（行為），以期揭示網絡媒體對農民工群體態度的建構機制，為提升社會治理效能提供實證依據，同時拓展社會認知理論與新聞傳播研究的交叉邊界。本研究提出以下假設：

研究假設1：積極新聞背景下，積極（消極）評論提升（降低）積極的群體評價與行為傾向，增加（降低）群體接納知覺。

研究假設2：消極新聞背景下，消極（積極）評論增加（降低）消極的群體評價與行為傾向，降低（提升）群體接納知覺。

2 方法

2.1 被試

使用G*Power 3.1軟件開展樣本量估計（Faul et al.， 2007），設定統計檢驗力1-β=0.80，中等效應量0.50，計算本研究所需的最小樣本量為128人。本研究的被試是農民工以外的群體，因此在招募被試過程中，設置兩道題目“你是否屬于農民工群體”和“你的父母及兄弟姐妹是否屬于農民工”，兩題答案為“否”的作答者即可成為本研究被試。實際招募成人被試172人，其中男性68人，平均年齡為27.74±6.89歲。

采用2（新聞效價：積極，消極）×2（評論效價：積極，消極，控制組）×2（測量時間：前測，后測）三因素混合實驗設計，新聞效價與評論效價為被試間變量，因變量為群際態度，包括個體對農民工的群體評價、行為傾向與社會規范知覺。

2.2 實驗材料與測量工具

2.2.1 實驗材料

實驗所用的農民工新聞報道選自中國青年報微信賬號和新浪微博官方網站，采用專家評價法選取4篇以農民工為主人公的正面新聞和負面新聞，由12名心理學研究生運用7點計分量表對4篇材料進行事件頻率、效價和喚醒度的評定。其中，1分表示頻率和喚醒度最低，事件最消極；7分表示頻率和喚醒度最高，事件最積極。最終選擇積極新聞和消極新聞各一篇，字數300字左右，積極新聞（M效價=6.00）講述了農民工鄒彬如何提升業務能力獲得技能大賽優勝獎，最終成為人大代表的故事，消極新聞（M效價=1.40）講述了農民工徐某狀告公司未果捅傷法院工作人員被刑拘的案例。同時，對兩篇報道的字數作出刪減，確保字數相近。

在線評論包括稱贊農民工的積極評論和批評農民工的消極評論，包括對新聞主人公以及農民工群體的積極或消極評價，例如“這位農民工兄弟在自己的崗位上發光發熱，值得我們尊敬”（積極評論）、“這位兄弟的工作確實出彩，不過像他這樣盡責的農民工畢竟是少數”（消極評論）。為了提高材料的真實性和可信性，使用演示文稿軟件（Powerpoint）制作了包括評論者頭像、昵稱、時間和地點的信息。

2.2.2 測量工具

（1）群體評價問卷

該問卷包括群體印象和行為傾向的測題。參考社會認知的基本維度（Brambilla， et al.， 2012），選用熱情和能力維度來測量被試對農民工的群體印象。群體行為傾向包括積極行為傾向和消極行為傾向，積極行為傾向為幫助與合作，消極行為傾向為攻擊與排斥。該問卷采用11點評分。

（2）社會規范知覺

參考Manago與Krendl（2023）關于社會規范降低污名的研究，采用排斥占比推斷和接納占比推斷兩個指標，檢驗人際共識對社會規范知覺的影響，其中排斥占比推斷的題目為“你認為社會上有多少百分比的人會排斥農民工”，接納占比推斷的題目為“你認為社會上有多少百分比的人會接納農民工”。

2.3 實驗程序

本研究采用Credamo平臺開展數據收集工作，發放四個版本（積極新聞-積極評論、積極新聞-消極評論、消極新聞-消極評論、消極新聞-積極評論）的研究問卷。被試首先閱讀農民工群體的積極新聞，填寫群體評價問卷作為群體態度的前測，隨后閱讀在線評論。接著，被試完成操縱有效性檢驗，評價新聞材料的積極程度與評論的積極程度，采用7點計分。最后，被試填寫群體評價問卷作為群體態度的后測后，完成社會規范知覺的測量。

3 結果

3.1 操縱有效性檢驗

相較于消極信息，閱讀積極群體信息的被試認為新聞內容更積極，t（168）=8.64， plt;0.001，說明本研究對信息效價的操縱是有效的。閱讀消極評論的被試認為評論內容更消極（plt;0.01），說明本研究對在線評論的操縱是有效的。

3.2 群體評價

3.2.1 群體熱情評價

不同效價新聞與評論條件下被試在群體熱情、能力維度評價的前、后測描述性統計結果見表1。以新聞效價、評論效價為被試間變量，群體熱情、能力的前后測評價為被試內變量，開展重復測量方差分析。結果發現，評論效價主效應邊緣顯著，F（2， 164）=2.97， p=0.054， 偏η2=0.04；新聞效價主效應顯著，F（1， 164）=16.58， plt;0.001，偏η2=0.09；測量時間主效應顯著，F（1， 164）=12.39， plt;0.01，偏η2=0.07；評論效價與新聞效價交互效應顯著，F（2， 164）=4.03， plt;0.05，偏η2=0.05；測量時間與新聞效價交互效應顯著，F（1， 164）=35.45， plt;0.001，偏η2=0.18；測量時間、評論效價與新聞效價的三項交互效應顯著，F（2， 164）=7.42， plt;0.01，偏η2=0.08（如圖1所示）。

分別在積極、新聞背景下，分析評論效價與測量時間的交互效應：積極新聞背景下，測量時間與評論效價交互效應顯著，F（2， 81）=5.07， plt;0.01；簡單效應分析發現，控制組在后測階段對群體的熱情評價顯著高于前測，F（1， 81）=10.65， plt;0.01。

而在消極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應邊緣顯著，F（2， 83）=3.07， p=0.052；簡單效應分析發現，消極評論組后測的群體熱情評價顯著低于前測，F（1， 83）=21.66， plt;0.001；控制組后測的群體熱情評價顯著低于前測，F（1， 83）=21.73， plt;0.001；積極評論組的前后測差異邊緣顯著，F（1， 83）=3.45， p=0.07。

3.2.2 群體能力評價

群體能力評價的重復測量方差分析發現，新聞效價主效應顯著，F（1， 164）=23.86， plt;0.001，偏η2=0.13；測量時間與新聞效價的交互效應顯著，F（1， 164）=45.70， plt;0.001，偏η2=0.22；測量時間、評論效價與新聞效價的三項交互效應顯著，F（2， 164）=7.39， plt;0.05，偏η2=0.83。

進一步分析不同新聞背景下兩組的前后測差異發現：積極新聞背景下，測量時間與在線評論的交互效應顯著，F（2， 81）=2.29， plt;0.05；簡單效應分析發現，積極評論組后測中的群體能力評價顯著高于前測，F（1， 81）=8.09， plt;0.01；控制組在后測階段的群體能力評價顯著高于前測，F（1， 81）=11.35， plt;0.01；消極評論組在群體能力評價的前后測差異不顯著（pgt;1.00）。而在消極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 83）=4.03， plt;0.05；簡單效應分析發現，消極評論組在后測中的群體能力評價顯著低于前測，F（1， 83）=20.56， plt;0.001；控制組在后測階段對群體能力的評價顯著低于前測，F（1， 83）=19.02， plt;0.001；積極評價組的前后測差異不顯著。

3.3 群體行為傾向

3.3.1 積極行為傾向

群體幫助意愿與合作意愿具有較高的一致性信度（Cronbach’s α=0.77），因此將幫助行為與合作行為的均值作為積極行為指標。重復測量方差分析發現，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 164）=3.30， plt;0.05，偏η2=0.04；測量時間與新聞效價的交互效應顯著，F（1， 164）=30.28， plt;0.001，偏η2=0.16；測量時間、評論效價與新聞效價的三項交互效應顯著，F（2， 164）=8.33， plt;0.001，偏η2=0.09（如圖2和圖3所示）。

進一步分析發現：積極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應不顯著。而在消極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 83）=7.95， plt;0.01；簡單效應分析發現，控制組在后測階段的群體積極行為顯著低于前測，F（1， 83）=20.49， plt;0.001。

3.3.2 消極行為傾向

（1）排斥傾向

重復測量方差分析發現，新聞效價主效應顯著，F（1， 164）=11.75， plt;0.01，偏η2=0.07；測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 164）=4.57， plt;0.05，偏η2=0.05；測量時間與新聞效價的交互效應顯著，F（1， 164）=5.36， plt;0.05，偏η2=0.03；測量時間、評論效價與新聞效價的三項交互效應顯著，F（2， 164）=5.49， plt;0.01，偏η2=0.06。

進一步分析發現：積極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 81）=5.00， plt;0.01；進一步的簡單效應分析發現，積極評論組在后測中的排斥傾向顯著低于前測，F（1， 81）=8.23， plt;0.01。消極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 83）=5.15， plt;0.01；進一步的簡單效應分析發現，控制組后測階段的排斥傾向顯著高于前測，F（1， 83）=12.72， plt;0.001。

（2）攻擊傾向

重復測量方差分析發現，新聞效價的主效應顯著，F（1，164）=10.41， plt;0.01，偏η2=0.06；測量時間與新聞效價的交互效應顯著，F（1， 164）=5.85， plt;0.05，偏η2=0.03；測量時間、評論效價與新聞效價的三項交互效應顯著，F（2， 164）=5.11， plt;0.01，偏η2=0.06。

進一步分析發現：積極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應不顯著（pgt;0.20）。消極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 83）=4.06， plt;0.05；簡單效應分析發現，控制組在后測中的群體攻擊傾向顯著高于前測，F（1， 83）=12.48， plt;0.01；消極評論組與積極評論組在攻擊行為傾向的前后測差異均不顯著。

3.4 群體規范知覺

（1）排斥占比的推斷

重復測量方差分析發現，評論效價的主效應顯著，F（1， 164）=3.59， plt;0.05，偏η2=0.04；新聞效價的主效應顯著，F（1， 164）=7.28， plt;0.01，偏η2=0.04；測量時間的主效應顯著，F（1， 164）=3.91， p=0.05，偏η2=0.02；測量時間與新聞效價的交互效應顯著，F（1， 164）=26.67， plt;0.001，偏η2=0.14；測量時間、人際共識與信息效價的三項交互效應不顯著。

（2）接納占比的推斷

重復測量方差分析發現，新聞效價主效應顯著，F（1， 164）=3.88， p=0.051，偏η2=0.02；測量時間與新聞效價的交互效應顯著，F（1， 164）=30.06， plt;0.001，偏η2=0.16；測量時間、評論效價與新聞效價的三項交互效應顯著，F（2， 164）=3.71， plt;0.05，偏η2=0.03。

進一步分析發現：積極新聞背景下，測量時間與評論效價的交互效應顯著，F（2， 81）=3.22， plt;0.05；簡單效應分析發現，積極評論組在后測中的接納占比推斷顯著高于前測，F（1， 56）=9.62， plt;0.01。消極新聞條件下，測量時間與評論效價的交互效應不顯著。

4 討論

4.1 在線評論與網絡新聞的一致性影響群體態度的改變

網絡新聞與在線評論共同影響群體態度的改變。新聞效價影響受眾對群體的總體態度，相較于消極信息，受眾閱讀積極新聞所形成的群體評價和行為傾向更積極，該結果支持了新聞報道效價對群體態度的影響（Carlson， et al.， 2022; Hartman et al.， 2022）。更重要的是，在線評論與網絡新聞的效價一致性影響群體態度變化的強度。一方面，與新聞效價一致的評論傳遞了支持新聞內容的觀點或證據，增強了新聞的傳播效果，表現為受眾態度的維持或強化。在呈現農民工積極形象的新聞背景下，積極評論表達了對農民工的支持態度，新聞提升農民工形象的效果得以增強，提升了受眾對農民工群體的積極印象與行為傾向，增強了積極新聞對消極群際行為的抑制作用。

另一方面，與新聞效價不一致的評論削弱了新聞報道的影響，體現為群體態度偏離新聞方向的轉變。在積極新聞背景下，消極在線評論會降低被試對群體的積極評價，且抑制了積極新聞減少群體排斥的效果；消極新聞背景下，積極評論抑制了被試對農民工群體熱情、能力的負面評價。該結果表明，與新聞效價不一致的評論為受眾作出群體判斷提供了新的線索，人們會參照他人的群體評價調整群體態度。本研究的評論是評論者基于一定的事實和論據所作出的事實性評論。根據信息傳播的雙路徑模型，基于事實的中心路徑要比基于情緒的外周路徑引起的態度改變更持久（Noar et al.， 2018）。因此，受眾會綜合評論傳遞的信息和新聞內容作出群體判斷，獲得較為全面的群體認識（Higgins et al.， 2021）。

本研究在實驗操縱和變量測量方面拓展了前人研究。首先，以往研究以多條評論作為評論材料，本研究采用一條評論所發現的結果與前人研究結論吻合（柴民權等， 2020; Hsueh et al.， 2015），這表明單一評論足以支持受眾做出群體判斷，拓展了在線評論領域的研究。其次，研究采用群體印象和行為傾向作為群體態度的測量指標，有助于多方面呈現網絡媒體背景下群體態度的變化模式，豐富了群體心理領域的研究。此外，本研究采用群體態度的動態測量法，有助于厘清在線評論與網絡新聞在群體態度改變中的交互作用，深化了對于網絡媒體影響群際態度改變具體模式的認識。

4.2 積極在線評論對群體接納規范的促進作用

本研究發現，在積極新聞背景下，積極在線評論能夠提升群體接納知覺。群體的積極評論反映了發布者對群體的認可與肯定，這其中包含了兩層信息：第一，群體具有一些積極的特質；第二，群體的積極特質是為社會所接受的。先前研究表明，在線評論具有傳遞社會規范的功能，多數人的一致觀點與態度影響個體的群體態度，一致的消極態度容易形成消極的群體規范，引發群體偏見與歧視（Sechrist amp; Young， 2011）；一致的積極態度有助于形成促進性的社會規范，起到改善群際關系的作用（Broady et al.， 2023; Visintin et al.， 2020）。

另外，研究結果表明，個體與他人一致的觀點足以影響規范知覺。以往研究通過調整個體與社會公眾的觀點一致性，來考察社會規范對群際關系的影響。本研究則發現，個體與他人一致的認識使得個體高估支持某一觀點的人數，研究結果拓展了社會規范和群際關系領域的研究。實際上，個體對支持自身觀點人數的過高估計，反映了一種虛假的社會共識（a 1 consensus bias）。雖然這種共識性認識是一種認知偏差，但對于改善群際態度具有重要的啟發（Perryman et al.， 2018）。根據本研究結果，通過實現積極的共識來形成促進性的規范知覺從而改善群際關系（Baldner et al.， 2024; Knausenberger et al.， 2019）。

4.3 研究局限與展望

本研究存在一定的局限性。首先，研究探討了在線評論與網絡新聞的效價對群體態度改變的影響，通常情況下，在線評論的內容混合了積極和消極的評價，評價的一致性可能影響群體態度的改變。比如，消費領域的研究表明，他人評論的一致性影響個體的品牌至愛與購買行為（王洪偉等， 2024; 楊德峰等， 2014）。因此，未來研究可關注新聞評論的一致性對群際關系的影響。除效價之外，在線評論的內容還包括內容、語氣等其他維度，比如，柴民權等（2020）發現在線評論的內容影響對醫信任，今后研究可探討不同評論內容對群際關系的影響。另外，本研究以農民工為評價對象考察了網絡新聞與在線評價對群體態度改變的影響，未來研究需要以其他社會群體為評價對象，驗證本研究的結論，進一步探索在網絡媒體背景下改善群體態度的有效方法。

5 結論

網絡新聞影響受眾對農民工群體態度改變的方向：相較于消極新聞，積極新聞能提升受眾對農民工群體的積極評價、行為傾向。

在線評論與網絡新聞的效價一致性影響群體態度改變的強度：與新聞效價一致的評論增強了新聞的影響，表現出群體態度的維持與強化；與新聞效價不一致的評論削弱了新聞的影響，表現出群體態度的轉變。

參考文獻

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