鞏洪村 鄧三鴻 曹高輝

(1.南京大學(xué) 信息管理學(xué)院 南京 210023；2.華中師范大學(xué) 信息管理學(xué)院 武漢 430079；3.江蘇省數(shù)據(jù)工程與知識服務(wù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 南京 210023)

0 引 言

互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代，信息爆炸式增長使人們深受信息過載的困擾，從而不得不從主觀上回避信息來減輕負(fù)擔(dān)。然而，信息規(guī)避行為在幫助行為主體過濾掉無用信息的同時(shí)，也增加了錯(cuò)失有價(jià)值信息的可能性，從而使其處于信息不足的狀態(tài)。科研知識交流是一種信息密集型互動(dòng)活動(dòng)，作為接收方的科研人員需要在較短時(shí)間內(nèi)進(jìn)行大量信息輸入，難免會(huì)對知識分享者傳遞的知識忽略與回避。以研究生為主的高校學(xué)生群體已逐漸成為科研新生力量和后備軍，參與科研知識交流活動(dòng)為提高其科研實(shí)踐能力提供了必要路徑。相較其他科研群體，參與科研工作的學(xué)生群體在科研思維、自控力和驅(qū)動(dòng)力方面尚不成熟，其在科研知識交流中的信息規(guī)避傾向更加顯著。盡管獲取知識、認(rèn)識未知、推進(jìn)科研進(jìn)展是其參與科研知識交流活動(dòng)的基本任務(wù)，但面對科研知識交流中他人分享的內(nèi)容，即使與科研任務(wù)密切相關(guān)的信息，也會(huì)出現(xiàn)回避傾向，從而降低知識交流的效率，導(dǎo)致無效的知識傳遞。這不利于高校學(xué)生科研能力的提高，也阻礙了團(tuán)隊(duì)科研工作的順利開展。

目前學(xué)者對信息規(guī)避行為的關(guān)注涉及醫(yī)學(xué)[1-2]、經(jīng)濟(jì)[3]、環(huán)境[4]、社交網(wǎng)絡(luò)[5]等情景，較少關(guān)注科研知識交流背景下的信息規(guī)避行為；對信息規(guī)避行為成因的研究多以定性方式探索[6-7]，而基于較大樣本客觀量化探索或定性定量結(jié)合方式的探索較少。因此本文將在前期定性研究[8]的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)關(guān)注科研知識交流中信息規(guī)避行為，基于SEM和fsQCA深入剖析信息規(guī)避行為的成因和作用路徑，為提高科研團(tuán)隊(duì)和科研人員管理水平提供參考。

1 相關(guān)理論與進(jìn)展

1.1 科研知識交流中信息規(guī)避行為的成因分析

科研知識交流中的信息規(guī)避行為是指科研人員在知識交流中擔(dān)任接收者角色時(shí)，出于某些原因?qū)χR分享者傳遞知識的忽略與回避?？蒲兄R交流中信息規(guī)避行為中的“信息”是指分享者在知識交流中分享的一切信息的總和，包括與學(xué)術(shù)相關(guān)的信息，如學(xué)術(shù)期刊或文章、學(xué)術(shù)報(bào)告或講座，與科研項(xiàng)目或任務(wù)相關(guān)的交流與討論以及科研寫作、研究方法等。盡管早在1996年wilson在跨學(xué)科研究和信息過載的相關(guān)研究中就提到要關(guān)注研究人員對跨學(xué)科知識的規(guī)避行為[9]，且相關(guān)學(xué)者也強(qiáng)調(diào)了探索科學(xué)交流和知識交流中信息規(guī)避行為的必要性[10]，但目前已有信息規(guī)避行為的研究仍然較少涉及到科研知識交流情景。

從科研知識交流中可能規(guī)避信息的類型來看，部分學(xué)者探索了學(xué)術(shù)閱讀中的信息規(guī)避[11]，跨學(xué)科研究者從了解研究內(nèi)容到開始寫作階段查閱相關(guān)學(xué)術(shù)信息的規(guī)避行為，但對科研知識交流中其他類型信息規(guī)避內(nèi)容的探索相對缺乏，面向科研知識交流中信息規(guī)避的整體性研究較少，且前期研究更多以定性方式探索。盡管在關(guān)于問題為何出現(xiàn)以及如何出現(xiàn)無法很好解釋的背景下定性研究更具有意義，但由于質(zhì)性方法獲取的樣本數(shù)量有限，且文本數(shù)據(jù)主觀性較強(qiáng)，在較大樣本中規(guī)律的適用性無法確定和評估，而定量研究或混合研究為此提供了思路。鑒于此，本文引入了前期研究針對科研知識交流背景建立的較為宏觀的信息規(guī)避行為的影響機(jī)理框架[8]，并以此為基礎(chǔ)建立假設(shè)，通過較大樣本數(shù)據(jù)通過定量分析和定性比較分析的方法驗(yàn)證多維因素參與的信息規(guī)避行為的影響機(jī)理，為科研人員在未來的知識交流活動(dòng)中提供行動(dòng)參考。

1.2 科研知識交流中信息規(guī)避行為影響機(jī)理框架

本文引入的信息規(guī)避行為的影響機(jī)理框架以S-R(Stimulus-Response，刺激—反應(yīng))理論和S-O-R(Stimulus-Organism-Response,刺激-機(jī)體-反應(yīng))理論為基礎(chǔ)模型，通過質(zhì)性分析建立的最終模型如圖1所示。S-R理論描述了人們由于受到了外部刺激而產(chǎn)生情緒或行為[12]。S-O-R理論[13]描述了個(gè)體受到外界環(huán)境的刺激(Stimulus)后,個(gè)體產(chǎn)生心理感知和情緒狀態(tài)的變化，進(jìn)而影響個(gè)體的行為反應(yīng)。具體來說，刺激是指特定外部環(huán)境中的一組感覺變量，在模型中是指信息過載、信息相似性、信息興趣、資源可用性、表達(dá)可行度、感知信息信任以及主觀規(guī)范；機(jī)體部分是指外部環(huán)境因素引發(fā)的內(nèi)部反應(yīng)，模型中指應(yīng)對自我效能感和消極情緒；反應(yīng)是指個(gè)體對某一事物的趨近或規(guī)避的態(tài)度或行為結(jié)果，該框架中反應(yīng)是指信息規(guī)避行為。

圖1 科研知識交流中信息規(guī)避行為的影響機(jī)理框架

2 研究假設(shè)

2.1 外部刺激(S)對用戶內(nèi)部狀態(tài)(O)的影響

2.1.1信息過載

信息過載表示一種狀態(tài)，在這種狀態(tài)下個(gè)人可獲得的相關(guān)信息會(huì)限制他們在工作中使用信息的效率。本研究中信息過載指科研知識交流中分享的內(nèi)容超過了接收者有效接受和利用的范圍的狀態(tài)，在這種狀態(tài)下，即使接受的信息客觀上可能是有用的，但由于接收者無法有效吸收，反而造成了接收者心理或認(rèn)知上的負(fù)擔(dān)。研究表明信息過載與心理疾病存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[14]，過量的信息是導(dǎo)致用戶焦慮、恐慌和壓力的重要源頭。同時(shí)前期研究表明，當(dāng)分享的信息過多時(shí)，接收者會(huì)因?yàn)閿?shù)量過大而感到自己需要耗費(fèi)大量精力或者無法勝任這些信息。基于此提出以下假設(shè)：

H1：信息過載正向影響科研知識交流中接收者的消極情緒；

H2：信息過載負(fù)向影響科研知識交流中接收者的應(yīng)對自我效能感。

2.1.2信息相似性

感知相似性是指信息接收者從產(chǎn)品信息中感知到的產(chǎn)品發(fā)布者或購買者與自己在需求等方面的相似程度，任旭莉借鑒感知相似性的概念，將信息相似性定義為信息接收者偶遇的信息與其價(jià)值和興趣方面的契合程度[15]?；诖?，本文將信息相似性定義為科研知識交流的內(nèi)容與接收者研究方向、研究領(lǐng)域、信息需求或科研目標(biāo)的相關(guān)度和一致程度。相似性-吸引力范式[16]指出人們更傾向于被那些與自己有著相似特征的目標(biāo)(例如人、物體)所吸引，這就意味著當(dāng)知識交流的內(nèi)容與接受者的需求相關(guān)度不一致時(shí)，接收者更可能排斥這些信息?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

H3：信息相似性正向影響科研知識交流中接收者的應(yīng)對自我效能感。

2.1.3信息興趣

信息興趣是指接收者在科研知識交流中感受到的趣味性，即接收者感知到的對分享行為的感興趣程度，包括對信息內(nèi)容的感興趣程度和知識分享全過程的感興趣程度。興趣是基于內(nèi)在動(dòng)機(jī)而非外界力量形成的人們對某一事物的傾向，能夠激發(fā)和維持個(gè)體的注意力，更能夠激發(fā)積極行為。當(dāng)接收者對分享內(nèi)容表現(xiàn)出興趣時(shí)，其驅(qū)動(dòng)力會(huì)被激活。這就意味著對信息內(nèi)容的感興趣程度越高，用戶積極應(yīng)對即將接收的知識的信念越強(qiáng)。基于此本研究提出以下假設(shè)：

H4：科研知識交流中接收者的信息感興趣度正向影響其應(yīng)對自我效能感。

2.1.4資源可用性

資源可用性指在科研知識交流中，知識接收者在做出信息規(guī)避行為決策前對所需資源的評估，具體包括交流氛圍的融洽度、知識展示媒介的可用和易用性、語言的易理解性以及客觀環(huán)境的舒適度。當(dāng)資源可用性程度較低時(shí)，接收者可能會(huì)產(chǎn)生不耐煩、難受等情緒，進(jìn)而導(dǎo)致信息接收中斷?；诖耍狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H5：科研知識交流中的資源可用性負(fù)向影響接收者的消極情緒。

2.2 外部刺激(S)對信息規(guī)避行為(R)的影響

2.2.1表達(dá)可行度

表達(dá)可行度指科研知識交流中知識接收者對分享者表達(dá)方式的邏輯性和流暢性的可接受程度。當(dāng)分享者的表達(dá)邏輯性弱或講述枯燥時(shí)，接收者會(huì)因此對分享者的權(quán)威性產(chǎn)生質(zhì)疑，甚至對其即將分享內(nèi)容的質(zhì)量和價(jià)值產(chǎn)生質(zhì)疑。當(dāng)知識分享者一直持續(xù)其表達(dá)方式，可能會(huì)超出接收者的生理狀態(tài)維持限度，從而回避分享者分享的信息?；诖颂岢鲆韵录僭O(shè)：

H6 ：科研知識交流中分享者的表達(dá)可行度負(fù)向影響接收者的信息規(guī)避行為。

2.2.2感知信息信任

信任一詞源于心理學(xué)領(lǐng)域，是一種認(rèn)為他人話語或行為將對自己有利的信念或期望?；谛湃蔚母拍睿狙芯繉⒏兄畔⑿湃味x為科研知識交流中，知識接收者對有權(quán)威或有影響力分享者所分享信息的信任程度，具體包括對信息可靠性、重要性和有價(jià)值程度的信任三個(gè)方面。信任可以預(yù)見個(gè)人對某事物將要采取的行為，感知信任程度越高，越傾向于采取積極行為，反之傾向于采取消極行為[17]。在科研知識交流中，知識接收者對分享者越認(rèn)同，對其所分享信息的質(zhì)量和價(jià)值的信任度越高，產(chǎn)生信息規(guī)避行為的可能性越小?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

H7：科研知識交流中接收者的感知信息信任負(fù)向影響其信息規(guī)避行為。

2.2.3主觀規(guī)范

主觀規(guī)范描述了個(gè)體對采取某行為時(shí)對外界壓力的感知，即來自個(gè)體重要或有影響力的人影響了其是否采取某中行為的決策，包括兩個(gè)方面：一是重要人物賦予的個(gè)體采取某一行為的期望，二是遵循重要人物期望的積極態(tài)度?；诖?，本研究將主觀規(guī)范定義為接收者在決定是否回避相關(guān)信息時(shí)所感知到來自于團(tuán)隊(duì)領(lǐng)導(dǎo)、負(fù)責(zé)人或其他團(tuán)隊(duì)成員的社會(huì)壓力。主觀規(guī)范和信息規(guī)避行為的關(guān)系具有情景特殊性，如在面向健康信息時(shí)，個(gè)體感知到社會(huì)壓力或影響越大，其更傾向于產(chǎn)生規(guī)避行為[2]；而當(dāng)用戶在面對風(fēng)險(xiǎn)信息時(shí)，受信息主觀規(guī)范影響大的個(gè)體反而傾向于尋求信息，而不是規(guī)避。本文認(rèn)為高校學(xué)生在科研知識交流中受到來自導(dǎo)師等人的影響越大，誘發(fā)其信息規(guī)避行為發(fā)生的可能性就越大?；诖吮狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H8：科研知識交流中接收者的主觀規(guī)范正向影響其信息規(guī)避行為。

2.3 用戶內(nèi)部狀態(tài)(O)對信息規(guī)避行為(R)的影響

2.3.1應(yīng)對自我效能感

應(yīng)對自我效能感是一種人們可以有效應(yīng)對壓力源的感知，指個(gè)人對自己應(yīng)對苦難和威脅事件能力的信心，包括采用以問題為中心的應(yīng)對、停止不愉快的情緒和想法、朋友和家人的支持三個(gè)維度，其中以問題為中心的應(yīng)對方法涉及克服壓力事件相關(guān)問題的努力?；谘芯壳榫埃疚倪x擇以問題為中心的應(yīng)對自我效能感，并定義為科研知識交流中知識接收者對自己能理解和處理交流內(nèi)容能力的信念。相關(guān)研究表明，效能感是個(gè)體產(chǎn)生信息規(guī)避行為的主要因素之一，具有高應(yīng)對自我效能的人更不可能產(chǎn)生規(guī)避疾病相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)信息[18]?？蒲兄R交流中，應(yīng)對自我效能感較低的接收者會(huì)更傾向于認(rèn)為自己無法完全跟上分享者的思路，可能沒有足夠的能力處理即將到來的信息，從而選擇放棄此次信息接收，產(chǎn)生信息規(guī)避行為。基于此，本研究提出如下假設(shè)：

H9：科研知識交流中接收者的應(yīng)對自我效能感負(fù)向影響其信息規(guī)避行為。

2.3.2消極情緒

心理不適(Psychological ill-being)是個(gè)體心理功能的一個(gè)獨(dú)立維度，是一系列消極的情感體驗(yàn)，包括負(fù)面情緒、特質(zhì)焦慮、抑郁癥狀和特質(zhì)憤怒四個(gè)方面。本研究將消極情緒定義為科研知識交流過程中知識接收者的負(fù)面情感狀態(tài)，主要包括難過、煩躁、焦慮、壓力四種。不確定性管理理論中指出如果信息給個(gè)體帶來了消極情緒，則個(gè)體可能為了維持或增加不確定性而選擇規(guī)避信息。已有研究表明，無論是社交網(wǎng)絡(luò)環(huán)境、學(xué)術(shù)閱讀情景，還是新冠疫情背景下，無論是大學(xué)生、孕婦，還是殘疾人，消極情感都是個(gè)體產(chǎn)生信息規(guī)避行為的重要因素?；诖?，本研究提出以下假設(shè)：

H10：科研知識交流中接收者的消極情緒正向影響其信息規(guī)避行為。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 量表設(shè)計(jì)

本文共有10個(gè)潛變量，信息過載、信息相似性、信息興趣、資源可用性、應(yīng)對自我效能感、消極情緒、主觀規(guī)范、信息規(guī)避行為的量表來源于已有研究，表達(dá)可行度變量和感知信息信任變量測量項(xiàng)基于前期研究[8]自行開發(fā)。測量均使用7級李克特量表，“1-7”表示“非常不同意—非常同意”。各變量測量項(xiàng)及來源見表1。

表1 各變量測量項(xiàng)和來源

續(xù)表1 各變量測量項(xiàng)和來源

3.2 數(shù)據(jù)收集

為了檢驗(yàn)所提出的假設(shè)，通過問卷星設(shè)計(jì)了在線調(diào)查，并將其發(fā)送到微信等社交軟件以滾雪球的方式招募參與者，并為每位參與者提供了2元的經(jīng)濟(jì)獎(jiǎng)勵(lì)。此外以兩種方式執(zhí)行數(shù)據(jù)過濾過程以確保數(shù)據(jù)質(zhì)量：在招募公告中提供了有關(guān)研究的背景信息，強(qiáng)調(diào)要求具有科研知識交流經(jīng)驗(yàn)的用戶參與調(diào)查；人為把控問卷發(fā)放的范圍，發(fā)放至符合樣本基本要求的用戶。

此次調(diào)研共有388名符合此次調(diào)查基本要求的受試者參與。根據(jù)答題時(shí)長、IP地址以及答題內(nèi)容的合理性剔除無效數(shù)據(jù)，剩余樣本量為344。其中女性占比68.60%，具有碩士學(xué)歷的占75%，博士學(xué)歷的占比9.59%，知識交流頻率小于半個(gè)月一次的占比67.15%(見表2)。

表2 樣本特征描述

4 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

基于偏最小二乘法(PLS)結(jié)構(gòu)方程建模技術(shù)不要求數(shù)據(jù)遵循多元正態(tài)性?？紤]到本研究探索性模型中的所有指標(biāo)都是使用的7點(diǎn)李克特量表對受訪者的主觀感受進(jìn)行衡量的，很難輕易確定正態(tài)性。因此采用偏最小二乘法(PLS)對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

4.1 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

4.1.1共同方法偏差

本文根據(jù)Harman單因子檢驗(yàn)法的原理[19]檢測共同方法偏差的程度，借助SPSS25.0對所有的潛變量進(jìn)行了未旋轉(zhuǎn)的主成分因子分析，結(jié)果共生成的10個(gè)因子的特征根值均大于1，且單個(gè)因子最多解釋方差的百分比是24.78%(見表3)，這表明本研究中無需關(guān)注共同方法偏差，可進(jìn)行下一步分析。

表3 特征根與方差解釋率

續(xù)表3 特征根與方差解釋率

4.1.2信度檢驗(yàn)

本文借助SmartPLS3.0軟件進(jìn)行信度檢驗(yàn)，結(jié)果(見表4)表明，量表的內(nèi)部一致性顯示CR為0.880～0.939，克朗巴赫(Cronbach's)α為0.797～0.913，超出了Hair等提出的0.70的構(gòu)念可靠性建議值[20]，從而判定符合內(nèi)部一致性標(biāo)準(zhǔn)。

4.1.3效度檢驗(yàn)

如表4所示，模型中每個(gè)變量的因子載荷均超過了建議的閾值0.70[20]，且提取的平均方差(AVE)在0.650～0.880的范圍內(nèi)，超過了建議的下限0.50[21]，因此量表具有良好的聚合效度；此外，所有測量項(xiàng)在其所測變量上的載荷系數(shù)均高于其他變量，差異大于0.2(見表5)；且根據(jù)Fornell & Larcker提出的比較標(biāo)準(zhǔn)，量表中每個(gè)變量的AVE平方根值均大于其他變量的相關(guān)系數(shù)[21](見表6)，由此判定量表具有較好的區(qū)別效度。

表4 構(gòu)念的信度與效度分析

表5 因子載荷及交叉載荷系數(shù)

續(xù)表5 因子載荷及交叉載荷系數(shù)

表6 潛變量相關(guān)矩陣

4.1.4假設(shè)檢驗(yàn)

滿足了測量模型的信效度后，通過檢查路徑系數(shù)和內(nèi)生變量的復(fù)相關(guān)系數(shù)R2的大小來驗(yàn)證結(jié)構(gòu)模型[20]，R2值越大，說明模型擬合度越好。并根據(jù)Cohen的f2統(tǒng)計(jì)量，通過使用效應(yīng)量計(jì)算來分析實(shí)際意義[22〗，作為統(tǒng)計(jì)顯著性的補(bǔ)充。效應(yīng)量的優(yōu)點(diǎn)是它與樣本量的大小無關(guān)，并且可以通過效應(yīng)量大小的度量直接比較在不同尺度上測得的不同數(shù)量。結(jié)構(gòu)模型見圖2。表7展示了R2、路徑系數(shù)估計(jì)和結(jié)構(gòu)模型的效應(yīng)量大小。

表7 R2、路徑系數(shù)估計(jì)和結(jié)構(gòu)模型的效應(yīng)量

圖2 結(jié)構(gòu)模型

分析結(jié)果表明，信息過載對消極情緒具有直接的正向影響(β=0.210，P<0.001)，且效應(yīng)量較小(f2=0.06)，支持假設(shè)H1；而應(yīng)對自我效能感沒有顯著的影響(β=0.210)，不支持假設(shè)H2。信息相似性對應(yīng)對自我效能感有直接積極影響((β=0.287，P<0.001)，但效應(yīng)量較小(f2=0.094)，支持假設(shè)H3。信息興趣對應(yīng)對自我效能感有顯著的正向效應(yīng)(β=0.369，P<0.001)，中等大小效應(yīng)量(f2=0.156)，支持假設(shè)H4。資源可用性對消極情緒有負(fù)向的影響(β=-0.495，P<0.001)，效應(yīng)量中等(f2=0.331)，支持假設(shè)H5。感知信息信任對信息規(guī)避行為沒有顯著影響，不支持假設(shè)H6；表達(dá)可行度對信息規(guī)避行為有顯著的負(fù)向作用(β=-0.243，P<0.001)，存在中等效應(yīng)量(f2=0.088),支持假設(shè)H7。主觀規(guī)范對信息規(guī)避有直接和負(fù)向的影響(β=0.235，P<0.001),效應(yīng)量大小較小(f2=0.088)，支持假設(shè)H8。此外，消極情緒對信息規(guī)避行為有正向影響(β=0.417，P<0.001),有中等效應(yīng)量(f2=0.227)，支持假設(shè)H9。應(yīng)對自我效能感對信息規(guī)避沒有顯著影響，不支持假設(shè)H10。表8總結(jié)了假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果。

表8 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

4.1.5中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖3 簡單中介模型

如圖3所示，我們假設(shè)X為自變量，Y為因變量，M為中介變量，路徑a表示自變量X對中介變量M的效應(yīng)，映射到本研究模型中，共有a路徑4條：a1信息過載→應(yīng)對自我效能感、消極情緒，a2信息相似性→應(yīng)對自我效能感，a3信息興趣→應(yīng)對自我效能感，a4 資源可用性→消極情緒；b表示中介變量M對因變量Y的效應(yīng)，映射到本研究模型中，共有b路徑2條：b1消極情緒→信息規(guī)避行為，b2應(yīng)對自我效能感→信息規(guī)避行為；路徑c表示自變量對因變量的效應(yīng)，本研究模型中有4條路徑，c1信息過載→信息規(guī)避行為，c2信息相似性→信息規(guī)避行為，c3信息興趣→信息規(guī)避行為，c4資源可用性→信息規(guī)避行為。根據(jù)Nitzl等[23]提出的基于PLS的中介效應(yīng)的檢驗(yàn)主步驟：評估間接效應(yīng)(ab)的顯著性；確定直接效應(yīng)(c)的顯著性，判斷中介效應(yīng)類型。若ab顯著，則一定存在中介效應(yīng)，然后根據(jù)Hair等[20]提出的VAF值計(jì)算中介效應(yīng)的大小，從而判斷中介效果類型，若20%

表9 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

結(jié)果檢測到有兩條路徑中存在中介效應(yīng)，消極情緒在信息過載與信息規(guī)避行為之間起到了部分中介作用,在資源可用性和信息規(guī)避行為之間起到了完全中介作用。然而，應(yīng)對自我效能感和感知信息信任在任何路徑中都不存在中介效應(yīng)。

4.2 基于fsQCA的補(bǔ)充分析

基于方差的回歸分析關(guān)注前因?qū)蒲兄R交流中信息規(guī)避行為孤立的凈影響，而忽略了諸如學(xué)歷、性別、科研知識交流頻率等個(gè)人屬性的作用，以及個(gè)人屬性與其他前因變量以及信息規(guī)避行為之間復(fù)雜的相互作用。基于方差的回歸分析是以變量之間的對稱關(guān)系為假設(shè)的[24]。然而實(shí)際上，變量之間通常存在不對稱關(guān)系。模糊集定性比較分析(fsQCA)已廣泛用于探索諸如此類的不對稱關(guān)系。因此，本研究將結(jié)合fsQCA的方法，對得到驗(yàn)證的各前因變量以及性別、學(xué)歷、交流頻率與信息規(guī)避行為之間的關(guān)系作補(bǔ)充分析。

4.2.1校準(zhǔn)

對于以7點(diǎn)李克特量表測量的變量，我們按照Liu等[25]等使用的標(biāo)準(zhǔn)，將1和7的原始數(shù)值校準(zhǔn)為0和1，將2～6的數(shù)值分別較準(zhǔn)為0.2、0.3、0.4、0.6、0.8的隸屬度。二元變量性別的校準(zhǔn)是通過分配男性表示低隸屬度(0)和女性表示完整隸屬度(1)的模糊集值進(jìn)行的。學(xué)歷變量屬于四元變量，根據(jù)鄧勝利對四元變量社會(huì)化問答平臺使用經(jīng)驗(yàn)的校準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)，用0、0.2、0.8、1的隸屬度進(jìn)行校準(zhǔn)，其中0表示學(xué)歷中的其他選項(xiàng)(低于本科)，0.2表示本科學(xué)歷，0.8表示碩士，1表示博士。數(shù)據(jù)校準(zhǔn)后，為了避免Ragin[26]指出的精確0.5的隸屬度值，將所有0.5的隸屬度值加0.001后重新編碼為0.501[27]。

4.2.2必要條件和真值表分析

首先進(jìn)行了必要條件分析，分析結(jié)果表明信息過載、表達(dá)方式和資源可用性三個(gè)條件的一致性高于0.9，為必要條件。

在此基礎(chǔ)上，我們對除必要條件之外的條件進(jìn)行真值表分析，包括消極情緒、主觀規(guī)范、交流頻率、學(xué)歷和性別5個(gè)變量，在fsQCA算法中生成了由32行不同屬性組合組成的真值表。頻率閾值為4，解決方案的最低可接受一致性為0.952，PRI高于0.70[27]。結(jié)果(表10)表明科研知識交流中的信息規(guī)避行為可以通過三種路徑配置來解釋，所有這些路徑均包含因果組合，解決方案覆蓋率為0.828，一致性為0.914。第一種路徑意味著更低的科研知識交流頻率、消極情緒嚴(yán)重以及較大的主觀規(guī)范的影響可以導(dǎo)致科研知識接收者產(chǎn)生信息規(guī)避行為(路徑1)。第二種路徑表明受到主觀規(guī)范影響較大、教育水平越高的接收者人群，在更高的交流頻率環(huán)境下更容易產(chǎn)生信息規(guī)避行為(路徑2)。解決方案3揭示了學(xué)歷較高的女性科研人員在消極情緒狀態(tài)下以及較高科研知識交流頻率下，容易產(chǎn)生信息規(guī)避行為(路徑3)。

表10 基于fsQCA的科研人員知識交流中信息規(guī)避行為的影響路徑

5 討論與啟示

5.1 討論

本研究采用基于PLS的結(jié)構(gòu)方程模型的分析揭示信息規(guī)避行為與前因之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)了四種信息規(guī)避行為的影響路徑，分別是信息過載→消極情緒→信息規(guī)避行為、資源可用性→消極情緒→信息規(guī)避行為、表達(dá)可行度→信息規(guī)避行為、主觀規(guī)范→信規(guī)避行為，并引入fsQCA補(bǔ)充探索了學(xué)歷、性別、交流頻率與消極情緒和主觀規(guī)范的組合作用路徑，下面將作具體闡述。

首先，研究結(jié)果展示了消極情緒對信息規(guī)避行為的正向影響，信息過載和資源可用性對消極情緒都具有顯著的影響作用，并通過消極情緒這一橋梁間接影響信息規(guī)避行為。具體來說，信息過載對消極情緒有正向影響，這與之前在健康信息規(guī)避行為方面的相關(guān)研究結(jié)果一致[1]，信息過載可能會(huì)導(dǎo)致人們的心理不適。信息處理理論認(rèn)為人類的認(rèn)知過程即處理信息的過程，而人類只擁有有限的認(rèn)知資源[28]，當(dāng)要處理的信息超出人們處理能力范圍之外時(shí)，就可能導(dǎo)致人們產(chǎn)生不安心理狀態(tài)的產(chǎn)生?？蒲兄R交流中，一次性分享過多信息增加了接受者的煩躁、焦慮或認(rèn)知壓力等消極情緒。另外，消極情緒與更低的科研知識交流頻率和主觀規(guī)范的組合導(dǎo)致了科研知識接收者產(chǎn)生信息規(guī)避行為，學(xué)歷高的女性科研人員在消極情緒狀態(tài)下以及較高科研知識交流頻率下，容易產(chǎn)生信息規(guī)避行為；而資源可用性可以緩解消極情緒，抑制消極情緒的發(fā)生，資源可用性程度高時(shí)，科研人員更不容易產(chǎn)生信息規(guī)避行為。資源可用性包括在客觀環(huán)境、語言以及時(shí)間三個(gè)方面的可用性?？蒲兄R交流場所的環(huán)境越舒適，接收者對分享者使用的語種越熟悉，接收者參與知識交流的時(shí)間越寬裕，越不容易產(chǎn)生消極情緒，若其中某類資源不可用，都有可能引發(fā)接收者的負(fù)面情緒。同時(shí)，消極情緒是一種不舒服的心理狀態(tài)，當(dāng)人們遇到心理不適時(shí)，可能會(huì)采取一些應(yīng)對措施來減少不適[1]。無論科研人員是以心理不適的狀態(tài)參與科研知識交流，還是在科研知識交流中因某些原因產(chǎn)生了不適，都會(huì)導(dǎo)致科研人員故意避免知識交流中的信息，以減少消極情緒帶來的不適感。因此，這項(xiàng)研究證實(shí)，在科研知識交流的背景下，消極情緒與信息規(guī)避行為之間正向關(guān)系的觀點(diǎn)也是適用的。同時(shí)消極情緒還在信息過載與信息規(guī)避行為之間起到部分中介的作用，在資源可用性和信息規(guī)避行為之間起到完全中介的作用。

其次，我們發(fā)現(xiàn)了表達(dá)可行度和信息規(guī)避行為之間的負(fù)向影響關(guān)系，表達(dá)可行度描述了科研知識交流中分享者表達(dá)方式的優(yōu)劣以及接收者的可接受程度。表達(dá)方式的流暢度、邏輯性以及趣味性是表達(dá)可行度的衡量維度，表達(dá)可行度越高，接收者可接受度越高，接收者越不容易產(chǎn)生信息規(guī)避行為。反之，若分享者表達(dá)方式讓接收者難以忍受，會(huì)導(dǎo)致接收者傾向于分享的內(nèi)容產(chǎn)生負(fù)面評價(jià)，從而導(dǎo)致規(guī)避信息行為的發(fā)生。此外，沒有發(fā)現(xiàn)感知信息信任與信息規(guī)避行為之間的關(guān)系。一個(gè)可能的原因是感知信息信任對研究生群體信息規(guī)避行為的決策不起決定作用，在進(jìn)行信息行為決策時(shí)，感知信任只有較低的優(yōu)先級。即使面向質(zhì)量較高的信息，如果與自己的研究方向相關(guān)性不大或其他科研任務(wù)緊迫，也可能產(chǎn)生規(guī)避行為，這與研究生自身的角色定位有關(guān)；另一個(gè)可能的原因是由于研究生面向的有影響力的知識分享者大多以導(dǎo)師為主，其可能因?yàn)閷?dǎo)師分享的信息類型多樣、分享較為頻繁或沒有強(qiáng)制要求接收而產(chǎn)生信息規(guī)避行為，與感知信息信任無關(guān)。

然而，信息過載對應(yīng)對自我效能感沒有顯著負(fù)向影響，一方面可能是由于自我效能感有個(gè)體差異性[29]，在前期質(zhì)性研究中發(fā)現(xiàn)的二者關(guān)系[8]在較大樣本數(shù)據(jù)中不顯著；另一方面研究生在科研中的自我效能感可能更多地來源于科研任務(wù)的難易程度，而不是科研信息。且與以往研究支持自我效能感或應(yīng)對自我效能感對信息規(guī)避行為的影響作用不同[2,17]，科研知識交流背景下，應(yīng)對自我效能感對信息規(guī)避行為沒有顯著的影響。自我效能感是一種感知控制，接受者的應(yīng)對自我效能感對其規(guī)避信息的行為沒有積極或消極的作用。一種可能的解釋是作為科研新人，研究生的科研驅(qū)動(dòng)力常常來源于學(xué)校或?qū)熃o定的科研任務(wù)，因此參與知識交流活動(dòng)的行為往往受到來自任務(wù)本身和領(lǐng)導(dǎo)者的壓力，接收者自我效能感的高低并不影響其對待科研知識交流活動(dòng)的態(tài)度。另一方面可能是由于科研知識交流的性質(zhì)決定的。科研知識交流是一種圍繞科研任務(wù)或提高科研素養(yǎng)而進(jìn)行的一種解決問題和獲取知識的活動(dòng)，科研工作者進(jìn)行知識交流的目的是為了補(bǔ)充知識以解答自己的未知，因此應(yīng)對自我效能的高低并不影響接收者信息規(guī)避行為的發(fā)生。因此，本研究為科研知識交流環(huán)境中信息過載、應(yīng)對自我效能感及信息規(guī)避行為的關(guān)系提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

此外，研究還表明了主觀規(guī)范對信息規(guī)避行為的正向影響。這與以前的研究發(fā)現(xiàn)一致，如健康信息背景下的研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的信息主觀規(guī)范與健康信息規(guī)避行為成正相關(guān)[2]?？蒲兄R交流中，科研任務(wù)的領(lǐng)導(dǎo)者或者其他對接收者有影響力的人缺席交流活動(dòng)或者對知識交流中分享的信息有負(fù)面評價(jià)，接收者受到這種影響也會(huì)因此忽略他人分享的信息，這與基于壓力/應(yīng)對理論的信息規(guī)避行為的內(nèi)涵具有一致性[30]。且主觀規(guī)范影響較大、教育水平越高的接收者人群，在更高的交流頻率環(huán)境下更容易產(chǎn)生信息規(guī)避行為。

5.2 管理啟示

首先，從科研團(tuán)隊(duì)層面來看，管理人員一方面需要結(jié)合學(xué)校已有資源為科研團(tuán)隊(duì)知識交流創(chuàng)造宜人環(huán)境；另一方面團(tuán)隊(duì)?wèi)?yīng)該制定較為完善的科研知識交流質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，包括分享內(nèi)容展示形式、語言類型以及表達(dá)邏輯、流暢度等，構(gòu)建團(tuán)隊(duì)成員對這些標(biāo)準(zhǔn)的心理預(yù)期，減少外部資源不可用所導(dǎo)致的消極情感狀態(tài)以及由此產(chǎn)生的無效知識交流的發(fā)生。其次，應(yīng)根據(jù)團(tuán)隊(duì)成員組成結(jié)構(gòu)合理控制知識交流的頻率和內(nèi)容數(shù)量。此外，以研究生為主的團(tuán)隊(duì)成員個(gè)體做出判斷和決策的能力有限，因此要營造科研團(tuán)隊(duì)的領(lǐng)導(dǎo)者、負(fù)責(zé)人或高年級成員之間和諧的關(guān)系氛圍，給與團(tuán)隊(duì)成員穩(wěn)定的引導(dǎo)與支持。

當(dāng)然，科研知識交流主體的自我內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力才是避免信息規(guī)避行為，促進(jìn)科研知識交流效率提高的關(guān)鍵?？蒲腥藛T應(yīng)端正個(gè)人的科研態(tài)度，以積極向上的工作態(tài)度面對科研任務(wù)，并提高自己的判斷和決策能力。

6 結(jié) 語

本研究采用混合研究方法測試了科研知識交流中信息規(guī)避行為影響機(jī)理的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?，進(jìn)一步確定了信息規(guī)避行為的成因及其作用機(jī)理，并探索了前因變量、學(xué)歷等個(gè)人屬性特征如何組合共同影響信息規(guī)避行為的。但研究樣本是高校研究生為主的科研人員，研究結(jié)論對其他類型科研人員的適用性還有待驗(yàn)證與討論，且未關(guān)聯(lián)信息規(guī)避行為的策略和結(jié)果。未來可進(jìn)一步探討不同類型科研人員信息規(guī)避行為的驅(qū)動(dòng)因素以及不同人群之間的差異性，以及不同影響因素、策略和結(jié)果之間的對應(yīng)關(guān)系，豐富現(xiàn)有研究。