“亂象”中腦補“真相”：媒介接觸中陰謀論信念的形成機制

Constructing ‘Truth'Amidst‘Chaos’： Formation Mechanisms of Conspiracy Beliefs in Media Exposure

DU Zhi-tao，XIAO Yu-qi

Abstract：Based on media construct theory，therelationship between exposure to differenttypes of media and individualbelief inconspiracytheories was exploredthroughthePLS-SEMmethod.Itwas foundthatmainstreammedia exposure had asignificant negativerelationship withconspiracy beliefs，while social media exposure hadasignificant positive relationship with conspiracy beliefs;individual Anomia played a significant mediating role in the relationshipbetweenmediaexposureandconspiracybeliefs;inaddition，individualsneedforcognitiveclosureplayeda moderatingrole，andthehighertheneedforcognitiveclosure，the morepronouncedtheconspiracybeliefstriggeredbythe anomia，and thelower theroleofcommercialnewssiteexposure insuppresinganomiaandthehigher theroleofocial mediaexposure inincreasing it.This study providesanew perspectiveonhow media exposureaffectsindividualbeliefin conspiracy theories based onpsychologicalandcognitive dimensions，andalso provides alocalized explanationof thefactorsafecting individual belief inconspiracy theories inthe Chinese context，providinganew theoretical and practical basis for subsequent conspiracy theory regulation research.

Keywords：media exposure;belief inconspiracy theories;anomia;need for cognitive closure

一、引言

陰謀論與人類歷史相伴相生。隨著技術發展革新和信息渠道的暢達多樣，陰謀論并未遠去，相反，在當下我們身處的“后真相”（post-truth）時代，事實、真相逐漸讓位于個人情緒①，海量而良莠不齊的信息真假難辨，各種假新聞、流言、謠言、陰謀論“亂象”叢生。2020年隨著新冠疫情的暴發，有關病毒本身、病毒起源以及與疫苗相關的陰謀論更是不絕如縷，它們引發了對已確立的科學建議的懷疑，②③阻礙了應對大流行的努力，④甚至導致5G手機發射塔被燒毀，③這嚴重影響了人們日常生活以及社會的正常運行。

近年來學界也對陰謀論及其可能造成的影響愈發重視，研究者發現人們之所以相信陰謀論，可能是出于一種個體的心理傾向—一陰謀論信念（beliefinconspiracytheories）。這種信念會對個體的態度與行為產生負面影響，進而影響整個社會的穩定性。？③且一旦陰謀信念形成，任何糾正和揭穿它們的嘗試似乎都是徒勞的。基于此，對于陰謀論信念的影響因素以及規制研究顯得至關重要。

在陰謀論的相關研究中，媒介是一個經常被討論但較少被研究的因素。擬態環境理論指出，人們生活在一個由媒介構建的虛擬環境中，人們借助媒介信息來感知世界，因此媒介接觸與陰謀論信念形成有著不可忽視的關系。特別是隨著社交媒體的興起，媒介接觸與陰謀論信念之間的關系也被逐漸應證。 然而，媒介接觸對陰謀論信念的形成的作用機理仍有許多未知因素。考慮到媒介接觸作為外部刺激會引發個體認知心理的變化，且這種效果有可能是因人而異的，基于此，本文引入失范感作為中介變量，認知閉合需要作為調節變量，從認知心理的角度探討媒介接觸與陰謀論信念有何種作用關系？媒介接觸對陰謀論信念的作用機理是什么？不同認知習慣的人的陰謀論信念形成有何差異？

二、文獻綜述與研究假設

（一）陰謀論與陰謀論信念

學術界對謠言的興趣并不新鮮，③早期的研究劃分了謠言的各種類型，而陰謀論算是謠言的一個特殊子集@③。陰謀論（conspiracy theory）被視為對重大社會和政治事件的一種解釋，即事件被歸因于一小群人出于自身利益，違背公共利益而秘密采取的行動。“艾滋病”的起源、戴安娜王妃之死、肯尼迪總統遇刺案、轉基因食品爭論等。在全世界范圍內，陰謀論經久不衰，影響著人們的日常生活。隨著社交媒體的興起，陰謀論更是發展成為“一種主流范式”，許多人試圖通過它來理解世界@。

陰謀論不僅與政治極端主義、對主流權威機構的不信任有關；也可能會對相關的健康和安全問題產生影響，如持陰謀論的人對疫苗接種、疫病防治中的負面態度將會對其健康和安全產生威脅。考慮到陰謀論帶來的一系列后果，人們為什么會相信陰謀論？什么樣的人更容易相信陰謀論成為重要的研究議題。

有關陰謀論的研究大體沿著兩條路徑展開：一條路徑偏向心理學方法，側重于將陰謀論者與其個體的心理特征建立聯系，認為陰謀論為一種心理障礙的癥狀。 Hofstadter指出，陰謀論與偏執與妄想等人格特質有所聯系。這一研究路徑延續至今，并轉向對于低控制感、不確定感、焦慮情緒等個體特征研究。另一條路徑則從文化社會學出發，著重考察社會政治因素的作用，探討陰謀論的普遍性與合理性，具體而言多從對陰謀論信徒的邊緣社會地位、政治信仰與意識形態等視角進行考察③。

隨著研究的深入，學者們發現，相信一種具體陰謀論說法的個體往往也會相信其他的陰謀論，甚至是邏輯上相互矛盾的陰謀論故事。這種經驗證據使學者將陰謀論的信念定義為一種獨特的心理特征，即陰謀論信念，它是指人們將重大的政治或社會事件歸因于有權力的群體或個人暗中預謀以達成其目的的解釋傾向。@③③

陰謀論信念與面向具體事件的陰謀論故事不同，它是人們解釋復雜事件的心理傾向、認知模式和思維方式。VanProoijen和Douglas提出了陰謀論信念的四大基本原則：普遍性（universal）、情緒性（emotional）、社會性（social）和后果性（consequential）。普遍性是指陰謀論并非只是西方社會特有的社會現象，@④在不同的地域文化中依然存在。比如中國傳統文化中早已蘊藏著陰謀論的元素，稗官野史認為雍正皇帝是通過篡改遺詔而謀奪皇位的，此類陰謀論在中國歷代層出不窮。情緒性是指陰謀論信念往往與個體的消極情緒有關，比如失范感、缺乏控制感等都會影響個體陰謀論信念。社會性是指陰謀論信念往往在一個群體之間流動，因此，群體認同與外部威脅在一定程度上也會激發陰謀論信念。后果性則更多談論陰謀論信念將會產生的影響。盡管有研究認為陰謀論信念可能會對群體共同、組織認同有一定的積極作用，但總體而言，其消極影響更為明顯。尤其是一旦陰謀論信念固化，任何減少陰謀論信念的規制措施都可能無法產生預期的效果 。基于此，要規避陰謀論信念引發的一系列問題，就必須對陰謀論信念的產生機制進行更為深入的研究。

（二）媒介與陰謀論信念形成的關系

媒介建構理論認為人們對社會現實的感知主要通過媒介所營造的“擬態環境”來實現。塔奇曼在其著作中均探討了媒介對人們所認知的現實社會的建構作用。Jameson@認為陰謀論是“后現代時代窮人的認知地圖”，滿足人們的認知需求。在這一認知建構過程中，媒介同樣發揮著重要作用。

此外，從知識社會學視角來看，新聞是知識的一種。帕克@將知識分為“理解性知識”（knowledgeabout）和“熟識性知識”（acquaintance with），前者是系統化的知識，后者是人們在日常實踐中個人經驗的總結以及自身所處的文化社會規范的累積。而新聞則是位于兩者之間的“知識”，它架設了常識與科學知識之間的橋梁。“知信行”模型（Knowledge、Attitude、Practice，簡稱KAP）也已證實知識對個人信念的影響。因此我們有理由相信，作為知識的新聞在個體的陰謀論信念建構過程中發揮著重要作用。

通過對既有文獻梳理，我們發現盡管有關陰謀論的研究經常提到媒體的作用，尤其是新聞媒體，但與之相關的研究并不多。WarnerandNeville-Shepard從媒介內容角度出發，發現接觸特定的陰謀論（“911事件”）新聞會強化受眾的陰謀論信念。既有研究證明了不同媒介接觸與陰謀論信念的顯著關聯，但對于渠道的接觸劃分存在差異。由于社交媒體的蓬勃發展，許多學者發現社交媒體接觸與陰謀論信念呈正向關系。除此之外，部分學者從媒介黨派性質、主流/獨立媒體的視角切入，指出從非官方、非主流渠道獲取資訊的受眾與陰謀論信念呈正相關。以上研究視角對于媒介接觸的考察并不完備，且考慮到中國特有的媒介與互聯網環境，不同的媒介接觸在中國大環境下是否會影響個體的陰謀論信念值得探討。

在中國媒介環境下，通常把由官方主導并傳遞主流意識形態、價值觀的媒體定義為主流媒體（MainstreamMedia）。具體而言主要是指中央、各省市區黨委機關報以及與之對應的廣播電視、報紙等，包括其新媒體應用（App以及新媒體平臺中的賬號）。主流媒體通常被視為與現有權力結構有所勾連，無論是有形的還是無形的。@既有研究表明，陰謀論信念強的個體更不愿相信自官方、主流媒體的新聞，他們可能認為這些新聞與陰謀背后的組織有關。@根據這些研究，我們提出假設：

H1（a）：主流媒體接觸與受眾的陰謀論信念有顯著的負向關系。

與主流媒體相對應的是非主流媒體。這類媒體根據其性質可以分為兩類：一類是信息屬性較強的商業性新聞網站（CommercialNewsWebsite，CNW），包括商業性新聞門戶網站（如搜狐、騰訊網等）和新聞類客戶端（如澎湃新聞等）等。另一類是具有較強社交屬性的社交媒體（SocialMedia，SM），如微信、QQ、微博、網絡論壇社區、網絡視頻平臺等。

在我國，根據相關條文規定，只有主流媒體具有新聞采訪權，商業性新聞網站只能轉發；在《互聯網新聞信息服務管理規定》的監管下，商業性新聞網站在重要公共議題上的報道立場和價值導向與傾向與主流媒體保持一致，特別是在新冠疫情的信息傳播過程中，商業性新聞網站對主流媒體起到了較好的補充作用。基于此，本研究提出假設：

H1（b）：商業性新聞網站接觸與陰謀論信念有顯著的負向關系。

當前，社交媒體作為新聞來源的使用持續增長， 大量文獻探討了社交媒體在新聞消費中的作用及其對個人決策和行為的潛在影響@。一些學者研究了社交媒體的積極影響，認為社交媒體中信息生產、獲取和傳播中的平等有助于協商民主的形成。@也有學者研究了社交媒體的消極影響，指出由于把關人、事實核查的缺失和法律制度的不完善，社交媒體已逐漸成為陰謀論、謠言的溫床。@在新冠疫情大流行的背景下，大量研究已經證實，絕大多數“出名”的陰謀論是在社交媒體上產生和傳播的。Allington@認為，使用社交媒體作為新聞或信息來源的個人對新冠疫情相關的陰謀論有更強的信念。結合這些文獻的觀點，本研究提出假設：

H1（c）：社交媒體接觸與陰謀論信念有顯著的正向關系。

（三）失范感的中介效應

媒介接觸對陰謀論信念的作用機制、作用路徑尚待發掘。既有研究證實，個人層面的心理傾向一一比如黨派依戀、意識形態原則、個性特征和群體身份一一比新信息本身更直接地影響特定的信念②。因此，本研究認為媒介接觸與陰謀論信念之間的關系可能取決于個人層面的心理傾向。基于此，我們引入一個重要的代表心理傾向的變量一-失范感（anomia）作為探討媒介接觸與陰謀論信念的中介變量。

“失范”（anomie）這一概念指的是個體感知到社會正處于衰落或崩潰的狀態之中。 具體來講，“失范”主要體現在兩個方面：一是社會結構的崩潰，表現為社會道德和信任的下降等，二是權威集團領導力的失敗，表現為缺乏合法性和有效性。而失范感是個體對這些感知的心理反應一一即面對快速或加速的社會變化時的不確定感以及困惑、憤怒和無助感。Douglas 從動機視角切入，探索人們信奉陰謀論的原因，指出陰謀論信念滿足了個體的認知動機（陰謀論能在人們面臨不確定性和困惑時提供一致的解釋，從而緩解了認知焦慮）與存在動機（當個體的存在受到威脅時，陰謀論能為感到無力感的個人提供了一種控制感和安全感）。可以發現，失范感這一概念所描述的一系列心理反應概括了人們信奉陰謀信念的認知動機背后的困惑感和不確定性，以及存在動機背后的無力感。因此，我們認為失范感是預測個體陰謀論信念的關鍵變量。而既有研究也已證實，失范感對陰謀論信念產生影響，如Goertzel在其研究中發現，失范感與陰謀論信念呈顯著正相關。Fahey在研究日本的社會政治認同與陰謀論信念關系時也指出，失范感的個體會將陰謀論作為感知到社會衰落、反常、快速變化后的安慰性解釋。基于此，本文提出假設：

H2：失范感對陰謀論信念有顯著的正向關系。

此外，已有不少研究證實了媒介接觸對“失范感”產生的影響。JosephC.Phllport的研究探究了多渠道大眾媒體接觸與個體心理特征之間的關系，發現傳統媒體渠道接觸（書籍、雜志）與個體失范感呈負相關。根據上述文獻，將視角轉移到國內的媒體環境。中國主流媒體是黨和政府言論的代言者，這些媒體致力于對官方正式信息的傳播、對主流價值觀的引導、對樹立國家形象的宣傳、對社會穩定的維護③。基于此，提出假設：

H3（a）：主流媒體接觸與失范感有顯著的負向關系。

正如前文所述，由于我國網絡綜合治理的突出成效，在重大公共議題上，商業性新聞網保持與主流媒體一致的口徑，是主流媒體的重要補充。因此，提出假設：

H3（b）：商業性新聞網站接觸與失范感有顯著的負向關系。

關于社交媒體對個體失范感的影響，AmiriFard和Parisa對伊朗的社交媒體研究發現，社交媒體由于存在大量的錯誤信息與虛假信息，導致人們的認知鴻溝不斷加劇，最終導致社會政治動蕩和失范。基于此，提出假設：

H3（c）：社交媒體接觸與受眾的失范感有顯著的正向關系。

通過對以上假設的驗證，我們進一步探討個體的失范感是否在媒介接觸與陰謀論信念的關系中起到顯著的中介作用。

（四）作為調節的認知閉合需要

認知閉合需要（NeedForCognitiveClosure，NFCC）是指個體為某一特定問題找到確定答案、結束模糊和混沌狀況的需要。③Kruglanski認為，認知閉合是一個連續體，每個人都處于這個連續體的不同位置。既有研究證明，在帶有模糊性的情境中，高認知閉合者和低認知閉合者在信息處理和認知方式上存在差別。具體來講，認知閉合需要高的個體對于混亂和不確定性是無法容忍的，更傾向于快速做出決策且不愿意改變自身已有的觀點，因此認知閉合需要高的個體很容易陷入首因效應。而認知閉合需要低的個體在進行決策時，更能夠分析決策環境，從而能系統地做出較復雜決策。綜合上述文獻，失范感會引發個體的模糊與混亂，陰謀論通過對不確定情況的解釋，為復雜問題提供了簡單的答案。因此，我們認為個體不同層次的認知閉合需要是二者關系的重要調節變量。既有研究已證實，認知閉合需要會對陰謀論信念產生影響。Leman檢驗了認知閉合需要和陰謀論信念之間的相關性。MartaMarchlewska研究發現，當不確定事件出現陰謀論解釋時，認知閉合需要高的個體會強化這種認知解釋。基于此，提出假設：

H4（a）：認知閉合需要在受眾失范感與陰謀論信念的關系中有顯著的正向調節作用，即認知閉合需要越高的個體，其失范感與陰謀論信念之間的正向關系越突出。

此外，考慮到認知閉合需要高的個體容易陷入先入為主的首因效應，不愿改變自身已有的觀點。我們認為，高認知閉合需要的個體會強化不同媒介接觸所帶來的既有影響，鑒于目前尚未有研究驗證認知閉合需要在媒介接觸與失范感之間的作用，我們基于以上分析，提出假設：

H4（b）：認知閉合需要在主流媒體接觸與失范感之間起到顯著的抑制調節作用，認知閉合需要越高的個體，其主流媒體接觸與失范感的負向關系減少。

H4（c）：認知閉合需要在商業性新聞網站接觸與失范感之間起到顯著的抑制調節作用，認知閉合需要越高的個體，其商業性新聞網站接觸與失范感的負向關系減少。

H4（d）：認知閉合需要在社交媒體接觸與失范感之間起到顯著的促進調節作用，認知閉合需要越高的個體，其社交媒體接觸與失范感的正向關系增加。

綜上所述，媒介接觸、認知閉合需要、失范感是陰謀論信念的重要變量，將這些變量整合為本研究的分析框架與概念模型，見圖1。

三、研究方法

（一）變量測量

1.媒介接觸

參考楚亞杰和杜智濤等人研究，本文將媒介接觸分為主流媒體接觸、商業性新聞網站接觸、社交媒體接觸三個變量。其中主流媒體接觸包括2個題目，即從以下渠道獲得相關信息的程度：（1）中央主流媒體及其網站、App，包括中央廣播電視總臺、《人民日報》、新華社等媒體及其新媒體平臺上的賬號；（2）地方主流媒體及其網站、 App ，包括北京衛視、《湖北日報》等地方級的媒體及其新媒體平臺上的賬號。

由于目前商業性新聞網站和社交媒體的平臺化運營和媒介融合趨勢，上述主流媒體也會在新媒體平臺中開設賬號，為了將主流媒體在新媒體平臺中的賬號所發布的信息剔除出來，針對商業性新聞網站的接觸，詢問被調查者通過以下渠道獲取非官方信息的程度：商業、市場化新聞網站及其App，包括今日頭條、騰訊等。針對社交媒體接觸，詢問被調查者通過以下渠道獲取非官方信息的程度：（1）微信；（2）微博；（3）網絡視頻/短視頻平臺；（4）網絡論壇社區。各問題采用Likert五級量表（ 1= 從不， 5= 總是）收集數據。

2.陰謀論信念

陰謀論信念量表采用Imhoff和Bruder@設計的通用陰謀論心態量表。問卷采用Likert七級量表（ 1= 完全不同意， 7= 完全同意）。該量表共有12個問題，其中三道問題因子載荷低于0.7，在模型中刪除，保留9個問題，包含“那些在上層的人可以做他們想做的任何事情”“幾個擁有權力的群體就可以決定數百萬人的命運”“有一些秘密組織，它們對于政治決定起到了很大的作用”“政客和其他領導人只是幕后權力操縱的木偶”“大部分人并沒有意識到在多大程度上我們的生活在被秘密策劃的陰謀所決定”“國際情報機構在我們日常生活中起到的作用比我們想象的要大”“秘密組織可以操控人們的心理，所以人們并沒有意識到自己的生活正在被他人控制”“存在一些特定的政治圈，內部有一些非常有影響力的秘密議程”“大部分人不明白我們的生活有多少是被秘密策劃的陰謀所決定的”等。在模型中，將七級量表轉化為五級量表，轉化公式為 4× （m-1） 16+1 ，式中 m 為七級量表中的原始值。

3.失范感

失范感的測量由7個題目構成@，包括“給政府官員寫信沒什么用，因為他們通常對普通人的問題并不真正感興趣”“不管有些人怎么說，大多數普通人的命運是越來越糟，而不是越來越好”“大多數人其實并不關心他周遭的人會發生什么”“過上更好的生活往往是靠運氣”等題目。量表采用5級計分（ 1= 完全不同意， 5= 完全同意）。

4.認知閉合需要

認知閉合需要的測量參考劉雪峰結合中國背景對英文認知閉合量表的改編。將認知閉合量表分為對結構的需要（needforstructure）和決斷性（decisiveness）兩個維度，共14題，其中第1-7題指向對結構的需要，第8-14題指向決斷性。問卷采用5級量表計分（ 1= 完全不同意， 5= 完全同意）。其中“購物的時候，我很難決定什么是我真的想要的東西”“我認為自己是一個優柔寡斷的人”“我總是對大多數決策都舉棋不定”“在試圖解決問題的時候，我經常會因看到太多的可選方案而不知所措”等題目為反向計分。

（二）數據收集

本文所有研究變量的問題都是基于相關研究文獻的梳理和歸納，并結合中國國情進行了補充和修訂。對所有援引國外量表的條目，我們進行了回譯，并與英文原版進行了比較，確保問卷中的問題措辭恰當。問卷于2022年2月13日至3月25日委托問卷星數據平臺發放數據。參與調查者被告知所有信息將被保密，他們可以在任何時候退出本次研究。同時，通過IP地址來避免一人多次填答。完成調查問卷大約需要7分鐘。共隨機發出689份問卷，收到有效問卷519份，有效回復率為 75.3% 。為了確認量表的可靠性和問卷措辭的正確性，本研究在北方一所大學的25名學生（14名本科生和11名碩士研究生）中進行了預調查，并根據預調查結果對問卷略微進行了修訂。表1為樣本的人口統計學變量描述，性別方面，男女比例為 44.7：55.3 ；年齡方面，25歲至35歲占 68.6% ；受教育程度方面，多數為本科學歷，占 77.8% ；職業方面，企業管理者和員工占多數，占 78.6% 。CNNIC第50次調查報告顯示，我國網民男女比例為 51.7：48.3 ；20-29歲、30-39歲、40-49歲網民占比分別為 17.2% 、 20.3% 和 19.1% ·初中、高中/中專/技校學歷、大學專科、大學本科及以上教育的網民占比分別為 38.7% 和 24.5% 、 8.7% 和 9.9% 。CNNIC第42次調查報告顯示，我國網民中個體戶／自由職業者占比為 20.3% ，企業/公司的管理人員和一般職員占比共計 12.2% 。可見，樣本在性別、年齡等屬性上與中國網民總體的分布相近，受教育程度、職業與中國網民的總體分布有一定差異。這是因為本研究委托的調查公司樣本庫主要以年輕的城市白領用戶居多。因此，本研究的結論在推廣上應限定于年輕的城市白領這一類群體。

四、模型檢驗

（一）測量模型分析

本研究既包括失范感、認知閉合需要、陰謀論信念三個反映型指標，也包括媒介接觸這樣的形成型指標，因此，采用偏最小二乘結構方程（PLS-SEM）方法進行模型驗證。PLS作為一種基于方差的SEM，比傳統的基于協方差的SEM更適合當前的分析。本研究采用SPSS26和SmartPLS2.0軟件對數據進行處理。

對反映型指標構成的量表進行信度和效度檢驗，如表1所示，Cronbach’sa系數和組成信度（CR）均大于0.8，說明量表具有較好的信度。基于驗證性因子分析（CFA）的指標因子載荷在0.7以上且在0.95以下，P值均小于0.05；平均方差提取量（AVE）均大于0.6，說明量表具有收斂效度。此外，如表2顯示，每個測量變量與其潛變量間的相關系數（即載荷）均大于該測量變量與其他潛變量的相關系數（即交叉載荷），說明測量模型具有良好區分效度。同時，表3中對角線上的值為AVE的平方根，非對角線上的值為構面的相關系數，前者均大于后者，說明具有較好的區分效度。運用HTMT.85標準進行檢驗，得到的矩陣單元格中的值均小于0.75，這也表明各構面具有較佳的區分效度。

形成型變量的檢驗見表4所示。主流媒體的兩個指標的權重均大于0.2且顯著。商業化新聞網站及其 App 的權重不顯著。社交媒體的幾個指標中，微信、微博、網絡視頻/短視頻平臺三個指標的權重大于0.2且顯著。本研究將權重大于0.2且顯著的指標納入模型。此外，各指標的VIF值均小于5，說明共線性問題并不明顯。

為了檢驗共同方法偏差（CMB）的影響，按照Liang等人的方法，在PLS模型中創建了一個共同方法變量，該變量的指標包括各構面的所有指標。各構面指標的平均實質解釋變異量為0.638，而平均方法變異量為0.005，兩者比率約為 121：1 。由此可見，CMB問題并不嚴重。

（二）結構模型分析

在PLS分析中，各個構面形成的路徑關系構成了結構模型。PLS采用bootstrap方法進行路徑關系的顯著性檢驗，根據Chin和Newsted的建議，本研究將子樣本數量設置為5000，以實現參數的穩定估計，雙側P值小于0.1被認為具有統計學意義。

本研究建構了三個模型，模型1探討自變量媒介接觸與因變量陰謀論信念的直接效應（見表5）；模型2在模型1中加人中介變量失范感，探討失范感在媒介接觸與陰謀論信念之間關系中所起到的間接效應，也即失范感是否是媒介接觸對陰謀論信念的作用渠道；模型3在模型2的基礎上加入調節變量認知閉合需要，探討個體的認知閉合需要差異在媒介接觸、失范感與陰謀論信念的關系中所起到的調節作用，圖2為模型3各構面的路徑系數。此外，從解釋變異系數 R² 看，三個模型均有較好的解釋力度；同時，三個模型 Q² 的值均大于0，EF（ （f²） ）在可接受的范圍。

1.直接效應分析

由表5中的模型1可見，主流媒體接觸與陰謀論信念呈現顯著的負向關系（ β=-0.425 ， plt;0.001 ），驗證了假設H1（a）；商業性網站及其 App 接觸與與陰謀論信念的關系不顯著，假設H1（b）沒有得到驗證；社交媒體接觸與陰謀論信念呈現顯著的正向關系（ β=0.316 ， plt;0.001 ），驗證了假設H1（c）。

2.中介效應分析

通過中介變量可以進一步分析媒介接觸對于陰謀論信念的作用渠道。如表5中的模型2所示，失范感與陰謀論信念之間有顯著的正向關系（ β=0.263 ，plt;0.001 ），驗證了假設H2。此外，主流媒體接觸與失范感有顯著的負向關系（ β=-0.336 ， plt;0.001 ），驗證了假設H3（a）；商業性新聞網站接觸與失范感有顯著的負向關系（ β=-0.375 ， plt;0.001 ），驗證了假設H3（b）；社交媒體接觸與失范感有顯著的正向關系（ β=0.400 ， plt;0.001 ），驗證了假設H3（c）。

本研究使用Bootstrap方法檢驗中介效應。如表6所示，失范感在主流媒體接觸與陰謀論信念的關系上起到顯著的中介作用，間接效應為-0.088，占總效應的 20.6% ·

失范感在商業性新聞網站接觸與陰謀論信念的關系上起到顯著的中介作用，間接效應為 -0.099 但總效應不顯著，討論商業新聞網站接觸與陰謀論信念的關系是無意義的；失范感在社交媒體接觸與陰謀論信念的關系上起到顯著的中介作用，間接效應為0.105，占總效應的 34.7% 。可見，失范感在主流媒體接觸、社交媒體接觸與陰謀論信念的關系中起到一定的中介作用，失范感是解釋媒介接觸對陰謀論信念作用渠道的一個有效變量，這回答了本研究提出的問題RQ1。

3.調節效應分析

如表5的模型3和圖2所示，通過在模型中加入調節變量，探討在不同認知閉合需要下，個體的信息接觸、失范感對其陰謀論信念所形成的不同影響。

認知閉合需要在失范感與陰謀論信念之間具有顯著的正向調節作用（ β=0.135 ， plt;0.05 ），由于失范感與陰謀論信念之間具有顯著的正向關系（ β=0.226 ， plt;0.001 ），說明認知閉合需要越高的個體，失范感對其陰謀論信念的形成會產生更大的影響，見圖3所示，驗證了假設H4（a）。

認知閉合需要對主流媒體接觸與失范感之間關系的調節不顯著，假設H4（b）沒有得到驗證。認知閉合需要對商業性新聞網站接觸與失范感之間起到顯著的負向調節作用（ β=-0.114 ， plt;0.01 ），同時，由于商業性新聞網站接觸與失范感之間具有顯著的負向關系（ β=-0.361 ， plt;0.001 ），說明認知閉合需要這個調節變量抑制了商業性新聞網站接觸對失范感的負向影響。也就是說，相對于認知閉合需要低的人，那些認知閉合需要高的人，其商業性新聞網站接觸程度高，則使他的失范感變得沒有那么高了（見圖4），這驗證了假設H4（c）。

認知閉合需要對社交媒體接觸與失范感之間起到顯著的正向調節作用（ β=0.100 ， plt;0.05 ），由于社交媒體接觸與失范感之間具有顯著的正向關系（ β=0.367 ， plt;0.001 ），說明認知閉合需要這個調節變量促進了社交媒體接觸對失范感的正向影響。也注：圖中僅標注了具有顯著性的路徑； ^*plt;0.05 ， ^**plt;0.01 ， ^***plt;0.001o 即，相對于認知閉合需要低的人，那些認知閉合需要高的人，其社交媒體接觸程度高，則使其失范感變得更高了（見圖5），這驗證了假設H4（d）。

五、討論與啟示

（一）“亂象”與“真相”交織的媒介環境是陰謀論信念形成的土壤

研究顯示，不同的媒介接觸對個體陰謀論信念起到不同的作用。主流媒體接觸程度高的個體，其陰謀論信念較低。相較于商業性新聞網站、社交媒體，主流媒體發揮著更為主導的作用。這印證了以往的研究結論，即受眾接觸權威媒體更多，則更不容易相信陰謀論@。在中國，作為主流媒體的廣播、電視、報刊等媒體機構是黨和政府話語的代言人，承擔著宣傳政策、引導思想、樹立國家形象和維護社會穩定的責任，具有權威性與公信力。而具有較高權威性與可靠性的信源在影響公眾方面發揮著積極重要的角色。主流媒體的信息具有明確的態度立場和價值導向，信息內容的統一性、自洽性較強，從而給受眾更多的確定性，最大程度上改善了導致陰謀論產生的信息環境。

社交媒體接觸促進陰謀論信念的形成，這符合前人的研究結論，即當信息來自社交媒體而非主流信息來源時，個體會更相信陰謀論。由于社交媒體的內容運營法則是“流量為王”，社會責任、價值導向與新聞專業主義精神均讓位于流量法則，嚴重失實的“標題黨”、叢人聽聞的“陰謀論”、煽情偏頗的言論等在社交媒體中比比皆是。特別是一些自媒體為了賺流量，夸大、編造未經證實的信息，不斷蹭熱點，甚至圍繞熱點事件炮制出一些新的話題，引發人們的關注，煽動人們的非理性情緒，從而賺取流量收益。同時，“把關人”機制、事實核查機制以及法律制度的不完善，使社交媒體已不可避免地成為了一個內容混雜、謠言散播、亂象頻出、真相難覓的信息“鬼市”。人們在這樣一種真假難辨的信息場中難以找到事實和真相，加劇了人們的認知偏見，使人們的心理不確定性增加。于是，尋找真相的心理期待、龐雜片面的信息、偏激極端的觀點，都成為助長人們陰謀論信念的沃土。

（二）失范感：不確定信息環境下陰謀論信念形成的心理癥結

研究發現，失范感在媒介接觸對陰謀論信念的影響中起到重要的中介作用，主流媒體和商業性新聞網站接觸能夠減少個體的失范感，而社交媒體接觸卻能夠增加個體的失范感，這種失范感又進一步使其陰謀論信念增強。這也印證了其他學者的觀點，失范感強的個體往往具有較強的不確定感，低控制感以及無力感，面對社會的快速變化、反常等突發情況無所適從，在這樣一種認知失調的狀態下，個體會對社會系統感到疏遠和不滿。Volkan指出，在不安全和不滿的時期，人們往往會覺得需要一個有形的敵人來將他們的憤怒情緒具體化。陰謀論可能有助于這一過程，因為它為那些看起來過于抽象的問題提供了一個有形的可以發泄情緒的“敵人”。陰謀論也為復雜的問題提供了一個簡單、直接的答案和看似自洽的解釋體系，并有助于解決已知“事實”與個人信念體系之間的矛盾，在紛雜的現實“亂象”與有限的信息、認知之間畫上等號。

媒介接觸對失范感的影響是刺激-反應（S-R，stimulus-response）模型的典型場景。根據Woodworth和Schlossberg提出的S-O-R（stimulus-organism-response），①個體態度變化是受外在的刺激源所引發的，這種刺激會直接或間接地通過影響受眾的生理和心理狀態來實現。因此，作為外部刺激的媒介接觸會通過影響個體失范感從而影響個體陰謀論信念。而JosephC.Phllport的研究探究了多渠道大眾媒體接觸與個體心理特征之間的關系，發現傳統媒體渠道接觸（書籍、雜志）與個體失范感呈負相關，本研究呼應了這些研究結論。在中國，主流媒體的權威性、公信力以及積極的價值導向功能，使公眾感受到環境的確定性和安定感，從而降低了人們的失范感。商業新聞網站作為具有較強媒體屬性的傳播渠道，在近年來的網絡綜合治理中也呈現出清朗的網絡環境，在價值導向的作用上也日益成為官方主流媒體的補充，因此，與商業性新聞網站接觸也會降低人們的失范感。與之相反，社交媒體中信息良莠不齊，偽裝成權威新聞信息的“偽真相”在社交媒何中難辨真假，各種虛假信息、錯誤言論普遍存在。這些亂象會加劇個體的失范感。失范感又會使個體產生強烈的相對剝奪感，進而形成社會心理失衡。極端的社會情緒在移動泛在的社交網絡中傳染擴散，形成級聯效應，將會給社會增添巨大的不穩定因素。因此，充分發揮主流媒體的價值導向作用，完善社交媒體中的信息監管機制，降低個體的失范感，無論是對于個體降低陰謀論信念，還是對于維系社會穩定都具有重要意義。

（三）認知閉合需要：促使陰謀論信念形成的思維習慣

認知閉合需要作為個體的一種內在的心理特征、認知傾向和思維習慣，在失范感和陰謀論信念形成過程中起到重要的作用，或者說，具有不同認知閉合需要的個體，在一定的信息接觸環境影響下，其失范感與陰謀論信念具有明顯差異。

認知閉合需要與個體對確定結果的渴望、對模糊和混亂的不容忍、對復雜事物的簡單化、對自身認知能力不足的忽視相關。而陰謀論信念通過提供結構化的意義地圖和對不確定情況的簡單解釋來滿足這些期望，因此，認知閉合需要高的個體，其陰謀論信念越強。

同時，具有不同的認知閉合需要特點的人，媒介接觸、失范感對其陰謀論信念所形成的影響也是不同的，特別是在社交媒體接觸中表現得更為顯著。那些認知閉合需要高的人，他們的社交媒體接觸越多，失范感越高，進而由失范感所形成的陰謀論信念也越高。也就是說，認知閉合需要越高的個體，其在失范狀態下越容易相信陰謀論，進而強化其自身陰謀論信念。這反映了外在因素與內在因素同時對陰謀論信念產生作用的機制，不協調的外在環境、較低的事實審查水平和較弱的分析思維能力等因素在認知閉合需要高的人中得到強化，人們為抵消這種外在的不確定性和內在的“真相”需求，便通過陰謀論來強化對問題的解釋力。因此，在真實信息供給不足的環境中，對于那些認知閉合需要高但自身分析能力欠缺的人來講，其所得到的“真相”極大可能是根據有限的信息和簡單的推斷而“腦補”出來的，而這正是虛假信息、負面情緒生產與傳播的主要因素。

（四）從個體到群體：陰謀論信念形成與社會影響的啟示

陰謀論信念不僅僅是一種個體的心理傾向，它也具有群體特征和社會性，如它與個體所在群體的文化信仰、知識水平、意識形態、組織方式、發展模式、群體認同與外部威脅等有著密切關聯。盡管陰謀論信念在塑造群體文化和共同體意識上具有一定的意義，但陰謀論信念所引發的群體間的文化沖突、群體敵對意識、群體非理性、極端化情緒等潛在問題，都會成為影響社會穩定的不確定因素。

本研究從外在因素與內在因素兩個方面探討了陰謀論信念的形成機制。作為外在因素的媒介接觸為個體建構了一定的信息環境，這種信息環境內化于個體，從而對個體的心理狀態與態度行為產生影響。媒介不僅會對個體產生作用，媒介平臺在促進個體與個體之間的連接與交互的過程中，會產生網絡級聯行為，形成一種群體心理與群體情緒。媒介接觸所形成的個體失范感與陰謀論信念會形成群體非理性、群體極端情緒，從而對社會穩定產生負面影響。因此，構建良好的媒介環境不僅對個體的心理健康重要，還對社會生態的健康發展具有重要的作用。由于主流媒體對失范感與陰謀論信念具有抑制作用，應充分發揮主流媒體的導向作用，加強重要信息披露，加大信息供給力度。特別是多角度、深層化的內容供給，而非大量同質化、淺層次、單向度的內容供給，使人們能夠多方位了解問題的來龍去脈，不給陰謀論發酵留下空間。同時，加強社交媒體治理力度，完善社交媒體的監管體系和規制體系，創造清朗、理性、有序且多元、活躍的信息環境。應當認識到，清朗的信息環境不等于缺乏活力的“板結化”狀態。因為陰謀論產生于個體既有認知存量與對結果的期待之間的差，這個差越大，陰謀論信念的生長空間就越大。因此，通過有效的信息供給與認知水平的提升，使個體的認知存量與其對結果的期待相匹配，去除陰謀論信念生成的土壤。

作為內在因素的認知閉合需要是一種個體的思維習慣，但高認知閉合需要總是會反映出某種群體特質，如它可能會來自對群體規范的固守、對外部認同的壓力、對權威的服從、對他者的刻板印象、對變革的抵制等。 這些群體特質使個體形成一種不自覺、無意識的慣習，個體慣習又反過來塑造群體慣習，對群體的多元包容、創新意識、知性謙虛（IntellectualHumility）產生潛在的負面影響。本研究僅把認知閉合需要當作外生變量，但正如上述所言，它并不一定是與生俱來的，也可能具有內生性，群體壓力、教育水平都可能是影響認知閉合需要的因素。因此，認知閉合需要這種思維習慣也是可以被塑造的。在改善這種思維習慣的過程中，一般的信息供給和知識傳播所起到的作用是有限的，這些方式僅能夠提升人們的客觀知識（objectiveknowledge），而對于自我評估知識（self-assessedknowledge）的提升效果有限②。自我評估知識是自己認為所掌握的知識，而非實際擁有的知識。認知閉合需要高的人往往自我評估知識高于實際擁有的客觀知識，他們自認為能夠快速而系統地認知、理解復雜問題，而難以有開放的心態、理性的情緒和多元的思維對問題進行系統、深度思考。因此，改善認知閉合需要這樣一種思維習慣，不能僅通過信息供給和知識傳播實現，還有必要推進媒介素養以及知性謙虛（IntellectualHumility）素養的培育，從而削弱陰謀論信念的心理基礎。

六、總結

陰謀論信念是人類的一種與生俱來的心理機制。對確定性、一致性和“真相”的渴望，對安全感和控制感的渴求，對敵對者或“他者”的偏見，都可能是陰謀論形成的原因。這些原因本質上是人們的認知閉合需要，即為某一特定問題找到確定答案和所謂的“真相”、結束模糊和混沌認知的需要，這種認知閉合需要越強，則越容易形成陰謀論信念。由于這種認知閉合需要，人們會有一種主動尋求答案和“真相”的習慣，當然，這里的所謂“真相”并非客觀和真實的，而是強行拼湊知識關聯和因果關系“腦補”出來的。當信息環境越模糊、混亂和“亂象”叢生時，越容易形成陰謀論信念。為了闡釋這一現象，本文構建了由媒介接觸、失范感、認知閉合需要與陰謀論信念等變量所構建的結構方程模型，驗證了這些變量之間的關系，闡釋了在不同的認知閉合需要這一認知特質條件下，信息環境與陰謀論信念之間的關系，發現信息多樣化在塑造人們認知方面的重要性。

如何避免使社交媒體成為陰謀論的土壤是一個重要的問題。最近的研究表明，應將對用戶注意力的關注轉向用戶對準確性的關注，在社交媒體上可通過采取平衡觀點、標記錯誤信息等措施，從源頭上切斷當下陰謀論的主要出口。除了外在環境因素，改善個體內在的認知能力也是降低陰謀論信念的方式，要通過提升媒介素養，提升人們辨別錯誤信息和虛假信息的能力 ；同時，推進知性謙虛（IntellectualHumility）素養的培育，提升個體的自省能力，保持開放、包容、審慎的態度與系統思考的習慣，改善認知閉合需要這一思維慣性對人的負面影響，削弱陰謀論信念的心理基礎。

當然，本研究也存在一定的局限性：首先，考慮到數據收集的難度，調查數據是橫斷面設計，這不足以確定因果關系，未來的研究可以采用縱向設計。其次，信息的呈現方式會影響信息的接收方式， 后續研究在目前媒介分類標準下仍有改進的空間。再次，媒介接觸與陰謀論信念之間關系的變量可能還有很多，比如社會信任、民族主義、安全感等，本研究僅考慮了失范感，未來可以探討的因素還有很多。最后，自我報告式的媒介接觸不一定準確，未來實驗法可能是更為有效的實證手段。

參考文獻：

COVID-19 acrosscountries.PLOS ONE，16（6），e0252373.

（20 ? StanoS.edosactItamp;tds.teddos 483-496）. Routledge.

? Garrett，.K.（1）.oubgoseecsofinelicalmring.Humanommuictionesearch7（2）4.

95（3）， 691-713.

? 袁會、蔡騏：《立場三角中的定位與論證：陰謀論謠言的說服策略研究》，《新聞與傳播研究》2022年第8期。

@ Goertzel，T.（1994）.Belief inconspiracytheories.Political Psychology，15（4），731-742.

Simmons，W.os，osisacgaasooldse Quarterly，86（3），582-598.

Douglas，K.osa Princess Diana.TheJournalofSocialPsychology，148（2），1-222.

? McCauley SocialPsychology，37（5），6644

（204號 Bantimaroudisdsamp;sslegf deceptions.InternationalJournalofMediaamp;CulturalPolitics，16（2），15138.

② Bartlet，J.，amp;Miller，C.（O）.Thepowerfuneason：Conspiracytheoriesextremismndounter-terrorism.Demo.

② Abalakina-an.ig，gy.9）essaciesiilsyolo）4

DwinH Individualffercs（8），

Hofstadter，R.9）raidtyleieiiIvisd.）eoacyelUi ② SwamiVgs ofaoologialelalldoddtsc JournalofPsychology，102（3），443-463.

SwamiVUi towardhumanrightsadcivilliberties.PersonalityandIndividualDiffrences，53（4），443-447.

SwamiV.Wss traitsofthepersonalityinventoryfor-5.sychtryResearch，369.

84（2），353-372.

Mancosua EuropeanSocietyandPolitics，22（3），744.

Macos Politica，56（1），69-88.

Oliver，JEdsacddsl） 952-966.

③ vanProoien Personality Science，6（5），57078.

Wood Science，3（6），767-773.

③白潔、郭永玉、徐步霄、楊沈龍：《陰謀論的心理學探索》，《心理科學》2017年第40期。

Greeni ③ Uscinski，J.E.，amp;Parent，J.M.（2O14）.Americanconspiracy theories.Oxford UniversityPress.

arooien Psychology，48（7），897-908.

SwamiV.cUliucs 572-585.

UscinskiJ Research Quarterly，69（1），57-71.

vanProoien，JW，ce.）oospaccalldted CognitivePsychology，29（5），75761.

anProien 13/6） 770-788 Jouey，D. （zUi?）. Are conspiracy tneories just narmess tun：inersycnoiugist，zo（1），ou-o.

Tuchman，G.（198O）.Makingnews：Astudyin theconstructionofreality.Freerss.

Jameson，F.（1992）.Postmodernismortheculturallogicofltecapitalism.ukeUniversityress.

（20 Park，R.E.（94）.ewsofoledge：ApterinheilogofoledgeAmeicanJoalfocioog5）68. Carling，P.glbleactted InfectionControlamp;HospitalEpidemiology，24（9），699-706.

Waerds 62（1）， 1-17.

（204號 Penycook，Gresag，YuJG，dDG）ghiialiE evidence forascalableaccuracy-nudge intervention.Psychological Science，31（7），770-780.

Mco，e） 1203-1217.

Xias news trustonconspiracybeliefs.PublicUnderstandingofScience，30（8），977-992.

Aupers，S.（2）.uste：deaioaidospacureuroaJoualfmmcatio（4

Coady，D.（Ed.）.（2oo6）.Conspracytheories：Thepilosopicaldebate.Ashgate.

⑥ MHskeyJ Social Psychology，17（3），95-409.

杜智濤、羅湘瑩、蘇林森：《社會期待下的集體行動：媒介接觸對公眾新冠疫苗接種意愿的認知建構研究》，《國際新聞界》2022年第4期。 N sol3/papers.cfm？abstract_id=3245355

（204 Fletcher，Ramp;.）oletaosdtialisamp;ety） 2450-2468.

⑥ HuberBdgbb 28（7），759-777.

（204號 ⑥ Rishel 33（3）， 411-432.

⑥ BastaniP.amp;adsifoatioaledaaliaieul Research，22（4），e18932.

⑥ Hamelers，.leosuetsdel disinformationndrebutalsdisseminatedviaocialmedia.PoliticalCommnication，37（2），301.

⑥ Vraga，E.K.，ullde，L.origestodsiiooueandi）， 475-479.

（204號 Aingns the COVID-19 public health emergency.PsychologicalMedicine，51（10），1763-1769.

Alcott，H，amp;o.）alddesiectioJoualfooceecivs1

Dredze，oi，d）ssllse4 ⑦ Wang，Y.K，bcletieadeda SocialScienceamp;dicine，24，.

Srole，L.（1956）.ocalegatiodtainoolies：AnploatorysudyAmeicanocogilReview，1（6），71.

⑦ DougasK 542.

（204號 FaeyR. （204號 Pi anomiaandself-esteem.BowlingGreen State University.

Gan，X.（1994）.ebatesontributetothedevelopmentofthejouralisticiene.JoumalofCommication，44（3），8-51.

⑧ AmiriFardPamp;idhciosthcdofotiosfotioieoh multivalentdatainyberspace.JoualofCyberspaceStudies，4（1），68.

（204 Websalieof） 1049-1062.

Webste Kruglanski.e6）iedddfoRe Leman，P.Jel，）.eesiosacddoieoseFrein Marchewskao JournalofSocialPsychology，48（2），9117.

楚亞杰：《人們為何相信不實信息：科學傳播視角下的認知偏差與信息鑒別力研究》，《新聞大學》2020年第11期。

Ioff，l 28（1），25-43.

劉雪峰、梁鈞平：《認知閉合需要的測量及其對工作結果的影響》，《經濟科學》2007年第4期。

⑨ Hair，JF，led Thousand Oaks， CA： Sage Publications.

Foell，Camp;ii Research，18（1），39-50.

⑨ Henseler，J， Journalofthecadeyfketigence4（1）

LiangH management.MS Quarterly，31（1），59-87.

⑨ Chin，W.e）lals.， Statisticalstrategies for smallsample research （pp.3O7-341）.Thousand Oaks，CA：SagePublications.

（204號 Pang，Z.（sapdbtesdsealaeb 47（1）， 125-136.

何光喜、趙延東、張文霞、薛品：《公眾對轉基因作物的接受度及其影響因素基于六城市調查數據的社會學分析》，《社會》2015年第35期。 Jennings，W..Lacofrustospacyliedoialedeedct9nesiacya9

it Washington，DC： PewResearch Center’sJournalismProject.

（20 Volkan，V.（88）.edtveeeslletale，Jso

① Woodworth，R.S.，Barber，.，amp;chlosberg，H.（1954）.Experimentalpsychology.Oxford，UK：OxfordandBH.

① MarkusHamp;iamp;sd ed.，Vol.1，pp.137-230）.New York，NY：RandomHouse.

Kookao Cichocka，amp;W.oral（Eds.）hepsychologyfconspiracy（pp.145-61.London，UK：Routledge

618 Federico.tV）a te：Evidesdeelf Social Issues，69（3），473-494.

（204 Kosowska，g，oski.）edfoouredstietesodsgtielee. Motivation andEmotion，39（1），-98.

$＼Ltircled { 1 2 0 }$ FebachP.tl know themost.NatureHuman Behaviour，3（3），251-256.

（27） DvisD.Eel PositivePsychology，11（3），215-224.

623 Peooks online.Nature，592（7855），590-595.

623 Douglas，K.. andbelief inconspiracy theories.Thinkingamp;Reasoning，22（1），57-77.

JoesJang don’t.American Behavioral Scientist，65（2），371-88.

Leary，M.R，besK..oK.odK.e Cognitiveandinterpersonalfeaturesofintelectualhumility.PersonalityandScialPsychologyBuletin，43（6），79-813.

Neuman，Wstli Sydnor，E.）ailsttslil Goldberg，M.rdn.l.etal.o.iseiz）pe Videoasanefectivediumtoommunicatesentificgreementonclimatechange.SienceCommmication，41（5），659-673.

（作者杜智濤系中國社會科學院大學新聞傳播學院教授、中國社會科學院大學媒介與社會發展研究中心研究員；肖語奇系美國亞利桑那州立大學休·唐斯人類傳播學院博士研究生）

【責任編輯：劉璐】