陳曉燕，何有世

(江蘇大學 管理學院，江蘇 鎮(zhèn)江 212013)

一、引 言

近年來，高校負面網絡輿情問題越來越受到關注。如2019年某大學的“學伴”事件，激發(fā)了國內大學生的不滿情緒，不公平感疊加危機感，最后升級為社會網絡輿情危機事件，廣大社會人士也參與其中，該校一度陷入輿論風暴的中心，隨后盡管學校就“學伴”項目致歉，但其社會聲譽受損嚴重。高等教育涉及的利益主體眾多，在社會公眾網絡平臺或校園網絡空間對高校及師生產生負面影響的事件、政策、新聞等進行傳播必將引發(fā)民眾輿論，由此引發(fā)高校負面網絡輿情[1]，其傳播速度快、范圍廣，若處置不當極易引發(fā)高校輿情危機。因此，正確應對和引導高校負面網絡輿情是高校教育管理工作的重要內容，這不僅關系到高校自身的聲譽和校園的穩(wěn)定，也直接影響到高校意識形態(tài)的安全。

在新媒體時代，用戶參與的積極性顯著推動了輿情的傳播[1]，而其背后的參與動機已經得到了學者們的關注。已有研究表明參與動機顯著影響輿情傳播[2]，但在高校負面網絡輿情傳播中，參與主體的多樣性、參與程度的多層次性使得不同主體的參與動機具有顯著差異性，這也進一步加劇了高校負面網絡輿情傳播的復雜性。因此，不同動機對高校負面網絡輿情傳播演進路徑的作用機制是迫切需要厘清的問題。同時，在負面網絡輿情傳播過程中，高校的道歉、澄清等回應行為會顯著影響輿情傳播的持續(xù)時間[3]，且各參與主體的傳播本質上可能受高?；貞恼{節(jié)，不同參與主體即時傳播向持續(xù)傳播的演化是否存在差異還需要理論和實踐的檢驗。因此，本研究基于動機理論探究新媒體環(huán)境下不同輿情主體對高校負面網絡輿情即時傳播的差異性，并對高校回應在負面網絡輿情“即時傳播-持續(xù)傳播”過程中的調節(jié)作用進行群組比較分析，以詮釋高校負面網絡輿情的形成機理，為提升其負面輿情管理水平提供理論依據。

二、文獻綜述

(一) 高校負面網絡輿情傳播行為及動機

高校網絡輿情是在社會網絡空間內，各類輿情主體對有關高等教育的中介性社會事項所秉持的社會態(tài)度[4]，可劃分為正面輿情和負面輿情兩類[5]。同時，高校網絡輿情作為輿情的子概念[4]，是輿情管理理論在高校領域的應用和延伸，因而輿情生命周期管理[6]、動機理論[7]、傳播理論[8-9]等經典分析范式同樣可以被引入到高校網絡輿情管理研究中。

喬納·伯杰(Jonah Berger)和埃里克·M·施瓦茨(Eric M. Schwartz)按照持續(xù)時間的長短將傳播行為分為即時傳播和持續(xù)傳播，并發(fā)現(xiàn)公眾認知度對持續(xù)傳播行為有積極影響[10]。陳君等通過研究發(fā)現(xiàn)內在動機、外在動機和社會動機在即時傳播和持續(xù)傳播中的作用存在差異性[7]。新媒體的開放性、共享性及去中心化使得其既能滿足用戶即時傳播信息的需求，又能形成較大規(guī)模、持續(xù)時間較長的傳播效應，因此即時傳播向持續(xù)傳播演進的可能性大大增加，傳播行為更為復雜、多變。本研究根據喬納·伯杰和埃里克·M·施瓦茨的分類方法及定義，將高校負面網絡輿情傳播也按照持續(xù)時長分為即時傳播和持續(xù)傳播：即時傳播是指負面輿情事件出現(xiàn)后迅速傳播的行為；持續(xù)傳播是指輿情事件出現(xiàn)一段時間后仍然持續(xù)傳播的行為。

動機是個體決定行為的內在動力，具有激發(fā)個體產生某種行為的功能。有學者基于動機理論將用戶在社交媒體中傳播行為的動機歸結為娛樂休閑、社會交往、信息搜索、尋求社會地位[11]。還有學者根據動機歸因理論將他人為什么會做出某些行為歸于兩種原因：一是內因，具體包括情緒、態(tài)度、人格、能力等；二是外因，具體包括外界壓力、情境等[12]。在此基礎上，該學者進一步將用戶參與網絡信息傳播的動機分為個人動機和社會動機[12]。本研究借鑒上述分類方法，也將高校負面網絡輿情傳播動機分為個人動機和社會動機。其中，個人動機是指由參與者個人需要而引發(fā)行為的動機，負面網絡輿情事件中的參與者主要表現(xiàn)為對事件激憤不滿的宣泄心理、旁觀與娛樂心理、跟風盲從心理[13]，以及同情心理[14]；社會動機指的是參與者受到社會性因素影響而產生形為的動機，社會交往是用戶傳播信息的主要動機[15-16]。

行為的產生靠動機，而動機本身是無法直接獲悉的，為此我們需要對其進行測量。當前測量動機的方法主要有3種：一是觀察測量法，即研究者通過觀察測試對象在實際活動中的行為表現(xiàn)來推斷其動機結構；二是投射測量法，即被測試者不被告知目的，通過看圖然后憑個人想象編織故事，研究者通過分析故事內容測知其真實的動機；三是自陳測量法，該方法主要是通過問卷或訪談的形式，讓被測試者回答事先設計好的問題，研究者通過分析問卷或訪談內容，推斷其動機[17]。本研究在動機測試中是通過運用情境模擬問卷來測試分析被調查者的動機。

(二) 高校負面網絡輿情管理

在高校網絡輿情管理中存在諸多的特殊性。首先在高校網絡輿情傳播主體方面，姜英華從生態(tài)視角出發(fā)將高校網絡輿情主體分為生產者、分解者和消費者[18]。劉宏達等指出，高校學生在網絡信息中的參與度和接受度高，相較于社會網絡輿情，高校負面網絡輿情的管理更為容易[19]。其次在高校網絡輿情傳播路徑方面，王賢卿從“沉默螺旋”、“蝴蝶效應”和“刻板印象”3個方面探究了高校網絡輿情傳播中的弱化、生成和放大現(xiàn)象[20]，即由于網絡的“放大效應”增加了高校負面網絡輿情的破壞性，一些“小問題”容易引發(fā)輿情傳播的“漣漪效應”[21]。

綜上可見，一方面，人們對高校網絡輿情，特別是負面輿情在高校教育管理中的重要性已經有了較為充分的認識，但對其傳播動機的測量以及傳播動機對負面輿情傳播的影響的定量研究相對欠缺；另一方面，高校負面網絡輿情傳播中存在的“放大效應”已得到廣泛認可，但學者們對“放大效應”演化形成機理的解析略顯不足，對輿情演化過程中各參與主體作用的研究還有待深入。因此，我們需要厘清高校負面網絡輿情傳播中動機與行為間的復雜關系，在識別不同輿情主體傳播動機對其行為影響的基礎上，深入剖析高校負面網絡輿情傳播演化機理，為高校實施負面網絡輿情管理提供理論依據。

三、研究假設及理論模型構建

(一) 傳播動機與高校負面網絡輿情即時傳播的關系

依據孫靜[13]對網絡群體心理特點的分類和余九林等[22]對高校網絡輿情形成動機的調查分析，本研究擬從個人動機、社會動機中選取情感宣泄、娛樂休閑、利他動機、社會交往4個動機因素作為影響高校負面網絡輿情傳播的前置變量，分別探究其影響效果。

情感宣泄是指輿情主體通過某種方式來減輕自己情感上的壓力。張玉亮在基于輿情主體心理分析的基礎上得出4類突發(fā)事件的網絡輿情生成原因，其中之一便是心理失衡與情感宣泄的交織與碰撞[23]。遲鈺雪等通過研究得出，當參與主體信息量受到嚴重削減時,網絡輿情特別是負面網絡輿情在傳播主體逆反心理作用下會迅速擴散，這主要源自情感宣泄動機[24]。高校負面網絡輿情爆發(fā)后，各利益相關主體及社會公眾極易產生焦慮、擔心等情緒，由于網絡的開放性、匿名性，很多人會通過分享、傳播網絡信息來宣泄自己的不安和不滿[25]，高校負面網絡輿情在情感宣泄動機作用下會得到即時傳播。因此，本研究提出如下假設：

H1：情感宣泄對高校負面網絡輿情即時傳播存在正向影響。

新媒體平臺使用簡單、便利的特點，使其成為很多用戶日常身心娛樂的場所。娛樂休閑動機是指輿情主體通過瀏覽信息、參與傳播來獲得樂趣。如微博、微信等新媒體為高校師生的校園生活帶來了豐富的娛樂元素，娛樂化的傳播方式和信息充斥著高校網絡圈群[26]，娛樂需求的滿足是用戶參與一般社交媒體的主要動機[27]。此外，當下部分學生虛無主義的價值觀念使其對主流輿論宣傳存在一定的逆反心理，出于娛樂心理而樂于關注、轉發(fā)、傳播一些非主流的事件和現(xiàn)象，尤其是負面網絡輿情。因此，在高校負面網絡輿情傳播中，很多參與者的行為帶有明顯的娛樂特征。故本研究提出如下假設：

H2：娛樂休閑對高校負面網絡輿情即時傳播存在正向影響。

與傳統(tǒng)輿情傳播相比，自媒體時代網絡輿情的產生可能出于信息分享等利他動機[28]。輿情主體之所以愿意分享新奇或者負面的網絡信息，是因為其認為該信息是利他的，是能夠為他人帶來樂趣或價值的[29]。因此網絡輿情主體出于利他動機實施信息分享行為時，更多聚焦輿情內容本身的價值。高等教育一直是公眾關注的焦點，輿情主體基于利他動機，通過轉發(fā)、轉載等行為傳播高校負面網絡輿情，以引起更多人的關注，從而幫助當事人實現(xiàn)維權或者達到警醒他人的目的，由此可見，利他動機會顯著提高公眾參與事件傳播的意愿[30]。因此，本研究提出如下假設：

H3：利他動機對高校負面網絡輿情即時傳播存在正向影響。

社會交往動機是指用戶參與信息傳播是為了與有相似觀點的人進行交流，以維持原有的關系或建立新的關系抑或獲得社會支持。在微博、微信等新媒體平臺中，網絡輿情發(fā)送者和接受者之間一般存在一定的社會關系，彼此間存在社會互動行為，如點贊、評論等。由于新媒體環(huán)境下網絡輿情的傳播更多依靠的是傳播主體在社交平臺中的好友關系，輿情傳播成為其維系社交關系的一個重要手段。殷猛[31]、趙玲[2]等人的研究都表明用戶的社交動機對網絡輿情傳播有顯著促進作用。因此，本研究提出如下假設：

H4：社會交往對高校負面網絡輿情即時傳播存在正向影響。

(二) 即時傳播與持續(xù)傳播的關系

高校負面網絡輿情的即時傳播滿足了用戶即時反饋、快速傳播的需求，而負面網絡輿情信息一旦發(fā)酵，經由互聯(lián)網擴散就會形成更大的影響力，引起各參與方對該事件的持續(xù)關注，進而形成持續(xù)傳播。李昌祖等指出，高校網絡輿情具有即時性傳播、單邊網絡持續(xù)放大效應等特征[32]。張連峰等發(fā)現(xiàn)在新媒體時代由于“從眾效應”的存在，即時傳播更易轉化為持續(xù)傳播[33]。因此，本研究提出如下假設：

H5：即時傳播對持續(xù)傳播存在正向影響。

(三) 高?；貞c輿情主體的調節(jié)作用

高校回應是指高校對負面網絡輿情的回復及應對，包括輿情事件通報、表態(tài)以及所采取的行動和措施。高校負面輿情事件爆發(fā)后，公眾往往會通過高校的回應了解責任主體的態(tài)度及探尋事情的真相，因此高?；貞挠行猿蔀橛绊戄浨槌掷m(xù)傳播的關鍵[34]。張璇等對近年來涉及高校負面輿情的媒體公開報道信息整理分析后發(fā)現(xiàn)，敢于直面問題、及時有效回應輿情、采取果斷措施的高校都在輿情尚未達到爆發(fā)期就逐漸平息[35]，而沒有及時回應輿情或沒有采取有效應對措施的高校將不可避免地陷入次生輿情?；谝陨嫌懻摚狙芯刻岢鋈缦录僭O：

H6：高?；貞诩磿r傳播與持續(xù)傳播中存在負向調節(jié)作用。

高校網絡輿情主體包括高校師生及校外人士[36]。高校負面網絡輿情的觸發(fā)點主要來自于高校內部與師生、高校自身利益密切相關的事件，如學術不端、師德師風、食堂衛(wèi)生、人身安全等，因此高校師生是輿情傳播的重要主體。高校負面網絡輿情經由互聯(lián)網的傳播，很多校外人士參與其中，對輿情的發(fā)展起了一定的推動作用，所以校外人士也是輿情傳播的重要主體。而不同輿情主體的傳播動機有著顯著的差異性[2]。

高校負面網絡輿情事件跟高校及師生的利益息息相關，加之高校師生文化素質較高，具有較強的社會責任感，出于同情或者害怕類似事件發(fā)生在自己或他人身上，他們往往會通過傳播輿情信息的方式引起更多人的關注，新媒體成為其情感宣泄、伸張正義及表達利益訴求的主要平臺。較之校外人士，高校師生對情感宣泄、利他動機和即時傳播的關系的影響較強。因此，輿情主體對情感宣泄、利他動機和即時傳播的關系存在調節(jié)作用。

在高校負面網絡輿情事件中，很多校外人士的參與具有明顯的娛樂特征。網絡的匿名特性使得人們在網絡上的言論缺乏約束性，網絡輿情主體通過圍觀、傳播熱點事件來滿足自己的娛樂八卦心理。因此，輿情主體對娛樂休閑動機和即時傳播的關系存在調節(jié)作用。

在新媒體時代，無論是對校內師生還是對校外人士而言，沒有社交屬性的內容幾乎是無法被傳播和互換的。因此，各主體都需要將所傳播的高校負面網絡輿情內容注入社交屬性，只有這樣其傳播內容才能夠滿足其他用戶的需求。但不同輿情主體的社交屬性、朋友圈層存在差異，對高校負面網絡輿情即時傳播的可能性不同，因此，輿情主體對社會交往動機和即時傳播的關系存在調節(jié)作用。

綜上，本研究提出如下假設：

H7: 不同輿情主體在傳播動機對即時傳播的影響程度上存在差異性。

H7a：不同輿情主體在情感宣泄對即時傳播的影響程度上存在差異性；

H7b：不同輿情主體在娛樂休閑對即時傳播的影響程度上存在差異性；

H7c：不同輿情主體在利他動機對即時傳播的影響程度上存在差異性；

H7d：不同輿情主體在社會交往對即時傳播的影響程度上存在差異性。

林芹等通過對企業(yè)網絡輿情的研究發(fā)現(xiàn)，由于輿情主體在情感距離、信息風險感知等方面存在差異性，不同輿情主體對企業(yè)網絡輿情傳播產生不同程度的影響[37]。張璇等通過研究高校負面網絡輿情發(fā)現(xiàn)，除受負面網絡輿情自身因素影響外，高校負面網絡輿情的生命周期主要受制于輿情主體[35]。即由于不同輿情主體傳播動機的差異性，其對高校輿情的持續(xù)關注度存在差異，因此，在不同群體中，即時傳播向持續(xù)傳播轉化的概率是不一致的。故本研究提出如下假設：

H8：不同輿情主體在即時傳播對持續(xù)傳播的影響程度上存在差異。

基于以上研究假設，本研究構建了高校負面網絡輿情傳播理論模型(如圖1所示)，該模型基于動機理論研究情感宣泄、娛樂休閑、利他動機、社會交往4個傳播動機對即時傳播的影響以及即時傳播與持續(xù)傳播的關系，并以輿情主體、高?；貞獮檎{節(jié)變量考查其在即時傳播與持續(xù)傳播中的調節(jié)作用。

圖1 高校負面網絡輿情傳播理論模型

四、研究設計

(一) 實驗情境設計

為了更好地界定高校負面網絡輿情，本研究在調查開展之前先進行實驗情境模擬。針對研究目的，本研究的實驗情境模擬選取某大學“學伴”事件(1)本研究所選取大學自2017年開始為該校留學生1對1配備學伴，2018年升級為1對3，即1名留學生配3名學伴。項目實施過程中，由于審核把關不嚴，相關報名表格中出現(xiàn)了“結交外國異性友人”不當選項等問題。 2019年7月6日，該大學“學伴”事件被微博網友曝出后引發(fā)不良影響，隨后學校對該項目進行反思和道歉，負面輿情得以平息。。首先，本研究通過網絡媒體隨機挑選出該事件正面和負面評價各30條，并邀請40名專家就評價的正負面程度進行評分。其次，為得出具有相似正負面程度的網絡輿情，以應用于后續(xù)問卷的情境設計，本研究利用SPSS軟件對得到的評分數(shù)據進行層次聚類分析，將60條正負面評價信息分別劃分為A、B、C 3類，其中A類是正面或負面程度最高的，B類次之，C類最弱。再次，通過標準差計算，本研究從正負面6個類別中分別各挑出1條得分最為穩(wěn)定的評價并混合隨機排列，作為高校輿情事件評價列表。最后，調查對象在本研究模擬出的高校負面輿情發(fā)生情境下，閱覽輿情事件及其評價列表后做出回答，即完成情境模擬問卷測試。

(二) 變量測度

本研究采用問卷調查法收集數(shù)據。問卷內容的設計包括人口統(tǒng)計學特征和具體測量量表兩部分。其中，人口統(tǒng)計學基本特征題項主要包括性別、年齡、學歷、校內外等。測量量表采用李克特7級量表，1表示完全不同意，7表示完全同意。本研究在借鑒相關成熟量表基礎上結合研究主題和假設設計所有測量量表。其中，情感宣泄、娛樂休閑作為內斂性動機，測量量表主要基于網絡群體事件心理特點[13][25]進行設計；利他動機、社會交往動機的測量量表主要參考了高俊峰對網絡輿情中信息受眾體參與動機的扎根理論分析結果[38]；即時傳播和持續(xù)傳播等傳播行為的測量參考了產品網絡口碑傳播行為的測量方式[39]；高?；貞墙逃W絡輿情危機的干擾項，本研究主要參考了唐亞陽等對100個教育網絡輿情危機事件中高?；貞拿枋隹偨Y[40]。各變量的題項數(shù)及代表性題項如表1所示。

表1 變量測度

(三) 預調查數(shù)據收集

在正式調查開展之前，本研究對所設計的問卷進行了預測試，并運用預測試數(shù)據檢驗問卷的信度、效度等，以便在正式調查前對問卷進行修正。在預測試階段，本研究利用線上問卷調查平臺進行問卷預發(fā)放。預調查階段本研究共回收問卷130份。在問卷處理過程中，本研究依據被調查者答題的“所用時間”“IP地址”來剔除無效問卷，如問卷作答時間過短(答題時間少于20秒)、問卷來自同一個IP地址等，盡可能提升樣本的質量和隨機性，最終得到有效問卷123份，問卷有效率為94.62%。

本研究采用極端組法進行項目分析，以檢驗每一個題項在高低組的區(qū)分度。本研究將每份預測試問卷的得分求和后，按分值高低進行排序，以 27%和 73%分位數(shù)為界，將受試者劃分為高分組和低分組，并通過T檢驗對高分和低分兩個組別的差異情況進行檢驗。結果顯示，去除人口統(tǒng)計學特征項，其余21項測量題項在高分和低分兩個組別間存在顯著性差異(P<0.05)，這表明問卷所有測量題項鑒別度良好，可以全部保留。

本研究采用Cronbach′sα系數(shù)作為評價問卷信度的標準，經SPSS軟件分析后發(fā)現(xiàn)所有變量的Cronbach′sα值介于0.71～0.94間，達到顯著水平；各變量的CR值介于0.7～0.9之間，表明測量模型具有較高的信度。刪除任一題項都不能使對應的Cronbach′sα值有所改善，并且CICT值均大于0.3，因此無需刪除任何題項。

本研究采用驗證性因子分析對存在維度劃分的動機測量量表的效度進行檢驗。測量模型擬合結果如表2所示，其中情感宣泄、娛樂休閑、利他動機及社會交往4個維度變量的χ2/df<3，GFI、CFI、NFI、TLI均大于0.9，RESEA<0.1，模型擬合情況良好，4個維度變量的6個擬合指標均達到了測量模型的可接受標準。

表2 量表結構效度

(四) 正式調查數(shù)據收集

在正式調查數(shù)據收集階段，校內樣本選擇在高校內的教學聯(lián)絡群及教師QQ群等群組中發(fā)放；校外樣本選擇利用線上問卷調查平臺進行發(fā)放。為了保證抽樣的隨機性，問卷調查覆蓋江蘇、安徽、浙江、上海及四川5個省份，高校類型包括“雙一流”建設高校和地方普通高校，學生所在的專業(yè)則覆蓋理、工、農、醫(yī)及社會科學等。在后續(xù)問卷處理過程中，本研究同樣依據所答題的“所用時間”“IP地址”來剔除無效問卷。本研究最終回收問卷351份，剔除無效問卷后，得到有效問卷263份，問卷有效率為74.93%。

在263份有效問卷中，校內樣本147份，占55.89%，校外樣本116份，占44.11%，滿足后續(xù)輿情主體調節(jié)效應分析的要求。男性占比為48.61%，女性占比為51.39%，男女比例相當，符合問卷調查性別結構要求。在年齡結構方面，21～30歲的調查樣本占比為27.14%，31～40歲的調查樣本占比32.27%，目前新媒體的用戶群體主要集中在20～40歲年齡段，這類人群相對更容易接受新事物，學習能力較強，對網絡輿情反應敏感，能夠熟練使用社會化媒體，是網絡輿情傳播的主要參與者，樣本可靠性較高。本科、碩士及以上學歷的人群占比為61.25%，說明參與問卷調查的樣本總體學歷較高。

五、數(shù)據分析及假設檢驗

(一) 變量的描述性統(tǒng)計與相關性分析

本研究中7個潛變量的均值、標準誤差和相關矩陣分析結果如表3所示。從均值上看，除了利他動機外，其他6個潛變量的均值都大于4，這表明在所調查的樣本群體中，利他動機在高校負面網絡輿情傳播中起的作用相對較小。從相關關系看，情感宣泄、娛樂休閑、利他動機及社會交往4個動機之間低度相關，表明各動機之間相對獨立。對角線上的數(shù)值為AVE的平方根，各變量AVE值平方根均大于該變量與其他變量的相關系數(shù)，表明各變量之間具有良好的區(qū)分效度，可以進行后續(xù)的結構方程模型統(tǒng)計檢驗。

表3 潛變量的描述性統(tǒng)計與相關性分析

(續(xù)表3)

(二) 結構模型分析

本研究采用結構方程模型對結構模型以及假設進行檢驗，采用極大似然法進行參數(shù)估計。關于結構方程適配度，χ2=461.967，df=224，P<0.001，χ2/df<3，RMSEA=0.079<0.08，結構方程模型適配度合理，不需要進行二次修正。GFI=0.923,CFI=0.916，均大于0.9，PGFI=0.691>0.5，表明結構方程模型擬合度較好，可以進行路徑分析。全樣本的結構方程模型檢驗結果如圖2所示，不考慮輿情主體調節(jié)作用的情況下，假設檢驗結果如表4所示。其中，情感宣泄、娛樂休閑、利他動機及社會交往對高校負面網絡輿情即時傳播有顯著影響，驗證了模型中H1、H2、H3、H4假設；即時傳播對持續(xù)傳播有顯著影響，驗證了模型中H5假設。

圖2 全樣本的結構方程模型檢驗結果

表4 假設檢驗結果

(三) 高校回應的調節(jié)效應驗證

為驗證高?；貞恼{節(jié)效應，本研究將總樣本劃分為高校師生及校外人士兩組，并對不同群組中高?；貞獙磿r傳播和持續(xù)傳播之間關系的交互作用進行分析。本研究將高?；貞c即時傳播標準化后相乘所形成的交互項加入模型，結果如表5所示。在高校師生群組，即時傳播與高?；貞慕换プ饔蔑@著，且為負數(shù)(beta=-0.223，P<0.05)；在校外人士群組，即時傳播與高?；貞慕换プ饔蔑@著，且為負數(shù)(beta=-0.103，P<0.05)，故假設H6得到支持，即高校回應起到了顯著的負向調節(jié)作用，有效的高校回應在即時傳播轉化為持續(xù)傳播過程中起抑制作用。

由于兩個群組樣本容量均大于30，因此可采用Z檢驗法對估計值之間差異顯著性進行檢驗，即通過計算兩個估計值之間差的Z分數(shù)與規(guī)定的理論Z值相比較，看其是否大于規(guī)定的理論Z值，從而判定兩個估計值的差異是否顯著。當|Z|≥2.58時，P<0.01，表明差異性非常顯著；當|Z|≥1.96時，P<0.05，表明差異性顯著；當|Z|<1.96時，P>0.05，表明差異性不顯著。如表5所示，高?；貞獙蓚€群組的影響差異性都非常顯著。

表5 高校回應調節(jié)效應分析

為進一步驗證不同群組中高?；貞挠绊懗潭龋狙芯繉⒏咝熒航M和校外人士群組列為兩個獨立樣本分別對即時傳播和持續(xù)傳播進行回歸，結果如圖3所示。

圖3 高?；貞秩航M調節(jié)效應

由圖3可知，高?；貞獙深惾后w在即時傳播到持續(xù)傳播轉化過程中均存在顯著抑制作用，即高?；貞诩磿r傳播和持續(xù)傳播關系中起負向調節(jié)作用。但對于高校師生群體，無論是Low高?；貞本€斜率還是High高?；貞本€斜率均小于校外人士群組，這表明高校回應對校內師生傳播行為的調節(jié)抑制作用顯著高于校外人士。

(四) 輿情主體的調節(jié)效應驗證

為進一步驗證不同群體在面對高校負面網絡輿情時可能會產生行為的差異，本研究采用群組比較來分析輿情主體的調節(jié)作用。本研究采用Bootstrap法進行1 000次重復取樣，置信區(qū)間設置為95%偏差矯正，如果置信區(qū)間的下限和上限之間不包含0點，說明輿情主體對該路徑關系的調節(jié)效應是顯著的，結果如表6所示。

表6 群組路徑系數(shù)對比

從運行結果來看(如表6所示)，不同群組中情感宣泄、娛樂休閑、利他動機對即時傳播影響程度的差值分別為0.083、-0.149和0.172，95%偏差矯正的置信區(qū)間分別為[0.021，0.944][-1.348,-0.028][0.076,1.463]，不包含0點，故假設H7a、H7b、H7c成立。由此可見，即時傳播受情感宣泄、娛樂休閑、利他動機的影響程度在不同群組上有顯著差異：高校師生群組中情感宣泄、利他動機對即時傳播的影響程度高于校外人士；娛樂休閑對即時傳播的影響程度低于校外人士。不同群組中社會交往對即時傳播影響程度的差值為0.004，95%偏差矯正的置信區(qū)間為[-0.391,1.261]，包含0點，即社會交往對即時傳播的影響程度在不同群組中不存在顯著的差異，假設H7d不成立。

另外，無論是高校師生群組還是校外人士群組，即時傳播都顯著影響持續(xù)傳播，但在影響程度上存在顯著差異性，差值為0.187，95%偏差矯正的置信區(qū)間為[0.058,1.188]，不包含0點，故假設H8成立。在高校師生群組，即時傳播對持續(xù)傳播影響更大，說明高校師生群組對高校負面網絡輿情的關注更加持久。

六、研究結論與相關建議

(一) 研究結論

本研究通過問卷調查的方式收集了5個省份校內、校外的樣本數(shù)據，基于動機理論探討情感宣泄、娛樂休閑、利他動機及社會交往對高校負面網絡輿情即時傳播的影響以及即時傳播對持續(xù)傳播的影響，在此基礎上進一步分析高?；貞洼浨橹黧w在高校負面網絡輿情傳播過程中的調節(jié)作用，通過實證數(shù)據對研究假設進行了驗證并得出以下結論。

1. 4類動機對高校負面網絡輿情即時傳播均有顯著正向影響，但不同輿情主體的傳播動機對即時傳播的影響存在差異性。動機因素對負面網絡輿情的傳播作用無論是在社會網絡輿情領域還是在高校網絡輿情領域都有了一致的結論。張玉亮認為焦慮、情緒渲染、情緒宣泄等因素影響著負面輿情的傳播[23]；余九林等對廣東省不同類型高校學生的調查分析得出，從眾心理、人際資本、宣泄個人意見、維護權益等是高校輿情傳播的主要動機因素[22]。這與本研究的結論基本相符，但在既有研究中，針對不同輿情主體的量化比較研究相對缺乏。本研究通過比較分析校內外不同群體傳播動機在高校負面網絡輿情傳播中的差異性得出：情感宣泄、利他動機對高校師生群組即時傳播的影響比校外人士群組更顯著；娛樂休閑動機對校外人士群組負面輿情傳播的影響比高校師生群組更顯著。但兩個群組社會交往動機對負面輿情即時傳播的影響沒有顯著差異，這說明在新媒體環(huán)境下，高校負面網絡輿情主體通過社交媒體展開社會交往活動已成為常態(tài)，對兩個群組而言，高校負面網絡輿情傳播的初衷即為滿足社交需求，在這點上兩個群組的心理需求是相同的，不存在顯著性差異。

2. 高校負面網絡輿情即時傳播對持續(xù)傳播有顯著影響，但不同輿情主體在影響程度上存在差異。研究結果表明，高校負面網絡輿情極易由即時傳播演化為持續(xù)傳播，在沒有外界干擾的情況下標準路徑系數(shù)達到0.89。作為培養(yǎng)新時代復合型人才的場所，高校在招生、教育、人才培養(yǎng)、就業(yè)等一系列環(huán)節(jié)中出現(xiàn)任何問題，都可能引發(fā)負面輿情。高校負面網絡輿情一般通過微博、微信、網站、論壇等新媒體形成即時傳播，并經過不斷發(fā)酵呈現(xiàn)出爆發(fā)速度快、危害程度高、防控難度大等特點，高校將不可避免地陷入次生輿情危機。此外，相較于校外人員，高校師生群組中即時傳播對持續(xù)傳播的影響更大，這說明高校師生對高校負面網絡輿情更為關注。

3. 高?；貞谪撁婢W絡輿情即時傳播與持續(xù)傳播之間調節(jié)作用明顯。高校在輿情傳播演變過程中扮演著重要的角色，高?；貞诩磿r傳播與持續(xù)傳播中存在負向調節(jié)作用，回應的速度、內容、權威性是控制網絡輿情傳播的關鍵要素。張璇等通過對近年來高校負面輿情及其回應狀態(tài)的分析再次說明高?；貞谪撁婢W絡輿情傳播中的重要作用[35]。相較于既有研究，本研究發(fā)現(xiàn)，高?；貞诟咝熒航M中的調節(jié)效應比校外人士群組更顯著。校外人士群組面對高校負面網絡輿情更多是出于圍觀看熱鬧的娛樂心理，或者是通過熱點事件表達自己的觀點以及與他人進行交流的心理。對校外人士而言，娛樂休閑、社會交往動機發(fā)揮了主要作用，而這種動機可能會存在較長的時間，故而對外界的干涉反應不敏感。而高校師生對高校回應的的信任程度相對較高，當高校作出積極正面回應后，高校負面網絡輿情在高校師生群組中的傳播逐漸轉入衰退期的可能性較高。因此，相較于校外人士，高?；貞恼{節(jié)作用在高校師生群組中更顯著。

(二) 相關建議

高校網絡輿情管理是傳播學、信息學、高等教育學等多學科交叉融合的科學問題，高校對負面網絡輿情的應對能力體現(xiàn)了高校的管理能力及水平。根據研究結論，結合當前高校網絡輿情管理的實際，本研究提出以下幾點建議。

一是進行網絡素養(yǎng)教育，加強負面網絡輿情的正向引導。傳播動機對即時傳播具有顯著影響，高校師生作為高校網絡輿情傳播的主體，其思想意識、政治覺悟、價值觀念以及網絡信息辨別能力等都對高校做好網絡輿情工作起著重要作用。基于此，高校應對師生進行網絡素養(yǎng)教育和意識形態(tài)教育，積極宣傳主流思想及正能量文化，對負面網絡輿情進行有效引導，提高其明辨是非的能力，避免被負面網絡輿情所誤導。

二是完善網絡輿情研判機制，提高輿情處理能力。高校負面網絡輿情由即時傳播轉入持續(xù)傳播的可能性較高，高校輿情管理者需要全面研究負面網絡輿情發(fā)生、發(fā)展的特點，對其規(guī)律進行系統(tǒng)分析，深入研判高校負面網絡輿情狀況和傳播主體的特點，重點關注各受眾群體“意見領袖”對輿情走向的引導作用，以更好地滿足受眾需求，抑制即時傳播向持續(xù)傳播轉變的可能性。

三是完善輿情管理機制，加強宣傳機制優(yōu)化建設。高?；貞谪撁婢W絡輿情即時傳播與持續(xù)傳播之間調節(jié)作用明顯，因此高校輿情管理者首先就要規(guī)范輿情回應機制。出現(xiàn)負面輿情事件后，高校應選擇官方微信公眾號、官方微博等官方媒體進行回應，回應時機要遵循“黃金四小時”原則，盡快成立調查小組，第一時間主動回應公眾關切。其次是要加強與主流社會媒體平臺的合作，借助主流社會媒體的影響力提高高校的公信力，尤其是在輿情發(fā)酵初期，主流媒體的引導作用不可忽視。最后是要打造高校網絡輿情陣地，堅持正確的政治輿論導向，規(guī)范官方網絡平臺的運營及賬號管理，對網民關注的熱點開展相關話題討論，提高用戶參與度與活躍度從而提升平臺的影響力。

七、結 語

本研究基于動機理論重點探究了新媒體環(huán)境下不同輿情主體參與高校負面網絡輿情傳播動機的差異性，并對高?；貞谪撁婢W絡輿情傳播過程中的調節(jié)作用進行了群組比較分析。但本研究仍存在一些不足之處。其一，高校負面網絡輿情涵蓋的內容主要包括社會問題、高校問題及學生問題3個方面[41]，而本研究未將高校負面網絡輿情事件進行分類討論，未來可對某一類型的高校負面輿情事件(如師德師風、學術不端等)的傳播動機進行研究。其二，本研究發(fā)現(xiàn)不同輿情主體對高校負面輿情事件的傳播動機有顯著差異，但本研究對高校負面事件的輿情主體劃分較簡單，在未來研究中可針對“網絡大V”等“意見領袖”這類特殊群體進行研究，探究該群體傳播高校負面網絡輿情的動機及對輿情傳播路徑演化的影響。其三，調查樣本主要在各類社交群組中發(fā)放，但社交群組往往是由具有相同特征或社交關系的樣本組成，一定程度上使抽樣的隨機性和代表性受到制約，后續(xù)研究可進一步改善。