微博社区成员理论与实证研究结果分析

1.样本描述性统计

表4-1显示了418个被调查者的整体情况。可以看出，高学历人群占总样本的比例超过85%，大部分为20～30岁的年轻人。

表4-1 成员参与动机分析样本概况

说明：样本总数N=418。

2.量表效度与信度检验

利用因子分析法检验多题项自变量的效度。各量表中只提取了1个因子，与第4.1.2节的量表设计吻合。如表4-2所示，每个因子的KMO值都大于0.5，显著性水平均小于0.001，表明量表具有较高的效度^[1]①。

表4-2 部分自变量的效度检验

说明：样本总数N=418。

采用Cronbach系数进行信度检验。如表4-3所示，除社会意愿诉求量表的Alpha值为0.620外，其余各量表的Alpha值均大于0.65，且显著性水平均小于0.05，表明量表的信度较好^[2]②。

表4-3 部分自变量的信度检验

说明：样本总数N=418。

3.参与动机与参与行为关系实证分析

分析工具采用SPSS19.0。分析方法为逐步多元回归，因变量分别是参与时间、参与频率、参与层次三个变量，自变量是信息价值、工具价值、娱乐价值、经济利益、关注名人、情感诉求、自我表达、社会强化、保持社会联系、审美、逃避现实、社会意愿诉求，并将性别、年龄、受教育程度、收入、微博使用时间作为控制变量。

表4-4显示了因变量的统计状况。可以发现，成员参与频率的均值为4.299，平均水平较高。参与时间和参与层次的均值分别为2.823和2.459，低于中间值3，处于中等偏下的水平。

表4-4 因变量的描述统计

说明：样本总数N=418。

表4-5显示了自变量的统计状况。可以发现，成员所有的参与动机的均值都处于中等偏上水平，其中，最大的是保持社会联系动机，均值为4.233，最小的是经济利益动机，均值为3.457。

表4-5 自变量的描述统计

(www.xing528.com)

说明：样本总数N=418。

接下来分别以参与时间、参与频率和参与层次为因变量进行回归分析。

表4-6显示了成员的参与动机对参与时间的预测分析结果。数据表明，信息价值、娱乐价值和关注名人这三个动机能显著地正向预测成员参与微博社区的时间，它们对参与时间的预测解释力分别为15.8%、2.9%、1.8%。具体地，当成员越希望通过微博获取所需要的信息时，他们参与微博社区的时间越长。成员将在微博社区中浏览、搜索信息，或者发布原创信息、评论和转发信息与其他人交流。当成员越将微博看成是一个娱乐工具时，他们参与微博社区的时间越长。成员多在空闲无聊时使用微博，他们在微博中浏览或查找有趣和搞笑的信息，或者参加社区中的某些活动（热门话题、微博投票等）、使用某些应用（微博秀、微盘等），他们在参与微博社区时会感到心情比较放松。当成员越希望关注影视明星、媒体工作者或者不同领域的知名人士的言行或近况时，他们参与微博社区的时间也越长。

表4-6 参与动机对参与时间的预测分析结果

说明：样本总数N=418。因变量为参与时间。性别变量为哑变量，代表女性组。多元回归模型的F值为22.075（P=0.018＜0.05），多元相关系数为0.494，调整后的R²值为0.233。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。表中没有列出显著性水平大于0.05的变量。

工具价值、经济利益、情感诉求、自我表达、社会强化、保持社会联系、审美、逃避现实、社会意愿诉求这些变量对成员参与微博社区的时间没有显著影响。

另外，数据显示，成员年龄越大，他们参与微博社区的时间会显著减少。收入越高，成员参与微博社区的时间越长。女性成员参与微博社区的时间要显著多于男性成员。

表4-7显示了成员的参与动机对参与频率的预测分析结果。自我表达、信息价值、娱乐价值这三个动机能显著地正向预测成员参与微博社区的频率，它们对参与频率的预测解释力分别为22.7%、3.4%、0.9%。具体地，当成员越希望在微博中发文来展示自己及周围发生的事情或表达自己的观点和态度，或者通过评论、转发微博等来表明对事情或他人的观点和态度时，他们会越频繁地参与微博社区。同样地，当成员越希望通过微博获取所需要的信息或越将微博看成是一个娱乐工具时，他们参与微博社区的次数越多。同时，逃避现实动机能显著地负向预测成员参与微博社区的频率，其预测解释力为0.7%，也就是说，当成员不愿意去做现实生活中的某些事情或不愿意去面对这些事情时，他们参与微博社区的次数会减少。

工具价值、经济利益、关注名人、情感诉求、社会强化、保持社会联系、审美、社会意愿诉求这些变量对成员参与微博社区的频率没有显著影响。

表4-7 参与动机对参与频率的预测分析结果

说明：样本总数N=418。因变量为参与频率。多元回归模型的F值为39.447（P=0.046＜0.05），多元相关系数为0.526，调整后的R²值为0.269。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。表中没有列出显著性水平大于0.05的变量。

表4-8显示了参与动机对参与层次的预测分析结果。自我表达、信息价值这两个动机能显著地正向预测成员参与微博社区的层次，它们对参与层次的预测解释力分别为23.5%、3.7%。具体地，当成员越希望在微博中展示自己及周围的事情或表达自己的观点和态度时，他们参与微博社区的积极性越高，投入的精力也越大。成员会积极地发布微博、转发和评论微博或参与相关讨论议题或活动，甚至自己发起讨论议题或规划某些活动。同样地，当成员越希望通过微博获取所需要的信息时，他们也会有上述行为。同时，娱乐价值动机能显著地负向预测成员参与微博社区的层次，它对参与层次的预测解释力为1.0%，也就是说，当成员越将微博看成是一个娱乐工具时，他们在微博社区中的活动越简单，例如，随意浏览信息、偶尔转发或评论等。

工具价值、经济利益、关注名人、情感诉求、社会强化、保持社会联系、审美、逃避现实、社会意愿诉求这些变量对成员参与微博社区的层次没有显著影响。

另外，数据显示，成员的收入越高，他们越会积极主动地与社区中其他人交流（发布微博、评论或转发微博）、参与讨论议题或活动，甚至自己发起讨论议题或规划某些活动。

表4-8 参与动机对参与层次的预测分析结果

说明：样本总数N=418。因变量为参与层次。多元回归模型的F值为45.183（P=0.013＜0.05），多元相关系数为0.552，调整后的R²值为0.298。各变量的VIF值远小于10，表明变量之间的共线性比较弱。表中没有列出显著性水平大于0.05的变量。

综合以上分析发现，获取信息是我国网民参与微博社区的一个重要动机，他们会花费时间在社区中浏览、查找信息或与其他人交流信息，这与D.Boyd等^[75]调查发现的国外用户使用Twitter的动机类似，也与殷猛和李琪^[128]发现的我国微博用户的使用动机相一致。不过，与国外有差别的是，自我表达、娱乐价值和关注名人在我国网民参与微博社区的动机中占有更大的比重，这恰好反映了不同国情下用户使用微博的差异：①在这个“人人可以发声”的Web2.0时代，与我国一些主要的微博服务提供者提出的口号（例如，“随时随地发现新鲜事”）相一致，我国网民不仅在微博社区中尽情地展示个人化的事件和信息，而且，这种信息的“自生产”和传播习惯事实上已经渗透到微博用户对新闻和社会公共事件的态度和行动中，受限于我国传统媒体环境下公众的表达渠道的缺乏，使用简单便捷、传播信息迅速的微博自然成为公众发表意见和表达情绪的重要渠道。换句话说，自我表达动机在一定程度上反映了我国公众寻求扩大话语权的实践。②与Twitter上的信息多为新闻类内容不同，我国微博上的信息多为笑话、图片和视频等娱乐类内容^[126]，微博的娱乐化功能尽显。③关注名人动机实际上一方面反映了我国网民使用微博的娱乐化倾向，另一方面也体现了公众经由微博这一渠道对新闻和社会公共事件的关注和意见表达，因为这些影视明星、媒体工作者和不同领域的知名人士通常在微博社区中充当意见领袖的角色^[129]，对普通公众的态度和立场有较大的影响。

与其他类型的虚拟社区相比，微博社区成员的参与动机也存在不同之处：①与基于网络的虚拟社区中成员的动机侧重信息和工具价值不同的是，自我表达是我国网民使用微博的重要心理来源，它显著地正向影响成员参与微博社区的频率和层次。②依据Y.Wang和D.R.Fesenmaier^[105]将成员参与虚拟社区的需要分为功能（functional）、社会化、心理和享乐（hedonic）这四种类型来看，成员参与微博社区的信息价值和娱乐价值动机可分别归属于功能需要和享乐需要，而社会化需要和心理需要相反比较薄弱。与基于小规模群组的虚拟社区不同，成员参与微博社区的动机并不主要在于与其他人保持人际联系或获得社会支持，这也印证了微博社区成员间的联系是一种弱关系的观点^[125]。并且，上文指出，当成员不愿意去做现实生活中的某些事情或不愿意去面对这些事情的时候，他们参与微博社区的次数会显著减少，这说明成员有时候并不到微博社区中去寻求心理慰藉。③即使是娱乐动机也与其他虚拟社区存在区别，当成员越积极地与微博社区中其他人交流互动，甚至自己发起某些讨论议题或规划活动时，他们的娱乐化倾向会显著减小。

另外，虽然自我表达、信息价值、娱乐价值、关注名人这些动机对成员的微博社区参与行为有显著影响，但它们对参与行为的不同方面的影响权重和方式并不完全一致。具体而言，自我表达是成员参与虚拟社区的频率和层次的最重要的影响因素，信息价值和娱乐价值变量虽然也有影响，但权重远小于自我表达，并且，娱乐价值对参与层次的影响是负向的。信息价值是成员参与虚拟社区时间长短的最重要的影响因素，娱乐价值和关注名人变量的权重较小。