互联网使用、内在政治效能感与媒体信任——来自中国社会状况调查(CSS)2021的经验数据

任一丹,张亮华

(1.首都师范大学 文学院,北京 100089; 2.中国农业大学 人文与发展学院,北京 100193)

互联网时代信息的爆炸性增长使得社会公众面临信息过载的问题,在信息传播过程中,公信力的高低日渐成为媒体竞争的制胜关键,亦是其能否发挥舆论导向作用的重要承载力。[1]随着新旧媒体加速融合,如何构建具有传播力、引导力、影响力和公信力的新型主流媒体是我国新闻事业发展过程中亟待解决的关键问题。[2]一方面,就媒体发展而言,公众信任度高的媒体会具备更强的议程设置能力,[3]对于信任度高的媒体,受众向其反映社会问题的意愿也更为强烈。[4]另一方面,从媒体与公众的关系而言,媒体越受信任,公众就越容易改变态度。[5]因此,研究媒体信任及其形成机制,不仅有助于理解媒体信任本身,还能够基于媒体信任视角,为构建具有社会公信力的新型媒体机构提供参考和借鉴。

媒体信任是构建和保持自身公信力的重要基础,保证信息可信度是媒体机构赢得受众青睐的核心竞争力之一,从这个角度而言,可信度也可以被视为整个新闻业的基石。因此,可信度在过去吸引了大量国内外学者的注意,并形成了较为稳定的研究路径。对于当前中国的媒体信任研究而言,互联网的发展是一个需要重点关注的因素,中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的第51次《中国互联网络发展状况统计报告》显示,截至2022年12月,我国网民规模达10.67亿,互联网普及率达75.6%。换言之,互联网已成为中国民众获取信息的最主要渠道。此外,互联网技术引发的信息生产和传播领域的快速变革,正在快速重塑着中国当下的舆论生态,并成为影响公众对社会现象认识态度的主要媒介。

自媒体诞生起,虚假新闻便是引起媒体信任危机的主要诱因之一。伴随着社会舆论和文化环境的日趋复杂性以及媒体传播者的多元复杂身份演变,社会公众对于媒体评价也呈现出复杂的变化趋向。在媒体业态发展的初期阶段,新闻媒体的生产者、创作者和传播者数量有限,且大多纳入在监管部门的管理体制内,这使得社会公众对于媒体的认识得到较为一致的评价。然而,在互联网发展业态不断丰富的同时,相对宽松的媒体环境也催生出多主题、多业态和多领域的内容生产者和传播者,使得许多媒体的内容与形式“脱嵌”于监管部门的管理。这是否对大众意义上的媒体信任产生了冲击?这些冲击呈现出何种趋势?这些问题缺乏经验证据的支持。若为后者,又如何对互联网发展环境中的媒体内容主体进行引导,并对媒体内容和形式进行恰当规制,以引导媒体的正确方向?

然而,目前国内研究中较少从实证上探讨互联网媒介与媒体信任的关系。国内学者自21世纪初便开始着眼于媒体信任问题,但相关研究在实证分析方面仍总体偏弱。为此,本文基于2021年“中国社会状况综合调查”(CSS)的微观数据进行研究,从互联网使用的广度和深度两个维度分析其对于媒体信任的影响,并探讨内在政治效能感的异质性影响。主要关注两个问题:首先,互联网媒介会对媒体信任产生怎样的影响?其次,互联网媒介与媒体信任间的关系呈何状态。探讨上述两个问题的答案,一方面能够为理解互联网媒介环境下媒体信任形成机制提供经验证据,另一方面能够在信息过载与媒体融合的时代,为提升媒体信任度提供决策参考。

一、文献综述与研究假设

(一)媒体信任研究

在欧美国家,公民新闻(citizen journalism)的兴起使得新闻学中的一些基本概念面临挑战。[6]数字媒体技术从根本上改变了人们获取信息的方式,不断变化的信息消费模式也加深了人们对互联网媒介的依赖。[7]在互联网媒介中,主流新闻和其他媒体提供的内容共同为大众所接受,来源广泛的信息导致受众对媒体的信息质量、准确性和客观性的信任产生影响。[8]在研究中,新闻机构信任与媒体信任有着明显区别:前者是机构信任(institutional trust)的类型之一;[9]后者则归属于媒介公信力(media credibility)的领域范围,[10]它不仅是媒体自身的一种属性,更是媒介与公众之间建构起的一种信任关系,[11]是媒体通过长期的新闻传播实践而累积起的公众对其信任的程度或能力。本研究采用媒介可信度(media credibility)这一概念,将新闻媒体与网络信息媒体作为一个整体进行探讨。

在有关媒体信任的国内早期研究中,学者王润泽曾指出,虚假新闻是媒体信任危机的罪魁祸首,媒体在传递消息时应真实全面地叙述所发生的事实而不是片面报道或戴有有色眼镜。[12]此后,一项关于中国新闻工作者对网络信息与媒体新闻报道信任度的调查初步揭示了中国新闻工作者对媒体的信任程度,该研究对新闻记者和新闻专业学生进行了调查,并在媒介系统依赖理论框架下了解他们对媒体的信任度,其结果显示,传统媒体在媒介信任方面出现一些问题,部分原因可能是與论监督功能的缺失。[13]无论是从机构还是文化视角审视,新闻能够还原的真相十分有限,至多是验证“事实”与报道内容相一致,但受众往往习惯于以自身的生活经验和知识框架为参照框架,将感知内容与新闻内容相互印证。[14]由此可知,人们对媒体公信力的评价是依据新闻语境、个人意志等要素的变化而改变的。[15]更甚者,社交网络时代,受众逐渐凸显出的信任机制正在冲击媒体的“系统信任”,有时即使真实的、符合“事实再现”逻辑的新闻报道也难以被受众相信。[16]随着这一社会现象的凸显,如何实现及提高媒体公信力的议题正在吸引学者们的广泛关注。

综上所述,我国现有研究主要关注受众对媒体的信任度,但缺乏对媒体信任影响因素的深入探索,同时国内较少有学者针对互联网媒介的使用如何影响媒体信任这一问题展开量化分析。有鉴于此,本文将使用全国性大规模调查数据,在互联网媒介消费的大环境下,对中国公众的媒体信任影响因素及形成机制进行定量研究。

(二)互联网媒介使用与媒体信任

随着网络媒介影响力的扩大和个人媒介使用习惯的变迁,互联网媒介已成为公众获取信息的主要渠道。互联网媒介对媒体信任的潜在影响主要体现为互联网环境下媒体使用的直接媒介效果,公众对媒体的信任在很大程度上会受媒体所报道的信息影响。框架理论认为,新闻报道框架将会直接影响公众态度,尤其当个体直接置于特定信息框架中时,其本身认知与态度会逐渐向框架预设的舆论方向靠近。[17]一方面部分新闻媒体对新闻把关不严,受众从网络上接收到的信息与事实不符;另一方面随着社会事态复杂化和价值观多元化,传统媒体和新媒体的公信力均产生下滑趋势。[18]进一步研究发现,公众在阅读网络新闻题材报道时,已经普遍出现负性偏向问题。[19]这说明,互联网媒介上有关媒体的负面信息反而会吸引更多的公众注意。在负面舆情环境和信息消费偏向的共同驱动下,互联网媒介使用很有可能会导致媒体信任水平的降低。基于以上分析,互联网媒介的使用对媒体信任具有潜在的负面影响,由此,本文提出假说1。

研究假说H1: 互联网及其使用频率的提高会导致媒体信任度的显著下降。

(三)互联网使用差异与媒体信任

随着新兴互联网媒体的广泛应用,我国媒体生态格局正悄然发生变化。值得关注的是,媒介技术的兼容性、虚拟空间的无边界性、交互方式的多样性等特点使得互联网所汇集的信息流格外庞大,[20]媒体在塑造公众的认知状态上的作用日趋显著。为此,数字社会中的互联网使用对社会个体的行为和态度有着不可忽视的影响。[21]伴随社会的巨大转型,新闻媒体对人们日常生活的影响日益加深,且新闻信息本身也属于意识形态的一种形式,在这种交叉性关系框架中,新闻与政治将会经常性密切互动,并逐渐成为人们认识外在世界及塑造自我人生观、价值观、世界观的文化渠道之一。[22]由此推断,互联网媒介的不同使用用途会导致个体在接收到相关信息后产生不同的解读,这种信息处理策略会对媒体信任度产生不同影响。基于以上分析,本文提出研究假设2。

研究假说H2:互联网用途对媒体信任度的影响具有异质性,互联网的政治化使用能够显著提高公众的媒体信任度。

(四)政治效能感与媒体信任

互联网媒介的平等赋权特性已使多重主体皆能发声,[23]用户自主创作与生成的内容开始在互联网媒介上发挥作用。在输出端,缺乏事实依据的虚假新闻和“博眼球”式的表达形式导致信息质量参差不齐。互联网媒介上也出现了通过煽动公众情绪、迎合个体偏见来吸引用户关注,从而达到设定媒体议程、影响社会舆论的信息操控现象。[24]在接收端,受众对信息的自主选择具有强烈的个人因素,并不在传播者控制范围内,因而个体的信息认知能力在此间扮演着重要角色,[25]受众对互联网媒介信息的信任程度也与此有直接关联。

社会科学理论家长期以来一直认为,内在意义形成活动以及对外部和内部现实的持续解释是人类行为的关键决定因素。[26]政治效能的概念将这一理念转化为对政治行为的理解。外在政治效能感是指个体对政治权威回应的感知,而内在政治效能感则涉及个体对自身政治能力的信念。可以说,内在政治效能感(internal political efficacy)是决定社会政治信息认知能力的关键因素之一,[27]且对于需要付出实质性努力的政治活动来说,内在政治效能或许比外在政治效能发挥更好的作用。[28]不同社会制度对民众政治效能感的影响存在差异,结合中国现实背景,权利意识和民主意识的增长会提升公民对政府提供公共物品的期待。[29]承前所述,如若民众感觉到自己的期待与实际情况存在差异,很可能会降低对政府回应性的信心,[30]因此,高内在政治效能感的个体对媒体的信任感受程度受互联网媒介负面信息影响的可能性更大。基于以上分析,本文提出研究假设3。

研究假说H3:不同内在政治效能感下,互联网使用对媒体信任度影响具有异质性,具备较高内在政治效能感的个体受到的影响更深。

二、研究设计

(一)数据来源

本文使用“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey,简称CSS)2021年的数据进行研究。该项目由中国社会科学院社会学研究所于2005年开始发起,每两年一次面向全国范围开展大型连续性抽样调查,涉及劳动就业、家庭及社会生活、社会态度等多方面,其中包含互联网使用和媒体信任等本研究所需的关键信息。在剔除缺失值和异常值后,本研究最终获得来自全国30个省/市/区的9599户调查样本,涉及不同年龄阶段、行业属性和地区特征,具备一定的样本代表性。

(二)变量定义

1.被解释变量:媒体信任度

CSS2021的调查问卷中涉及社会信任和社会公平模块,并包含对新闻媒体的信任度评价,问题为:“请问,您信任下列机构吗?”调查涉及政府、企业、慈善机构、新闻媒体、医院、法院等机构,并非单一指向于新闻媒体,这有利于受访者在评价和判断中不局限于某一类机构,更客观地形成相对评价。结合问卷设置和研究需求,本文重新将选项进行5级编码,并定义为:1=很不信任,2=不太信任,3=不好说,4=比较信任,5=非常信任。在调查样本中,媒体信任度的均值为3.61,这表明总体上受访者对于新闻媒体的评价处于中等以上水平。

2.核心解释变量:互联网使用

本研究主要关注互联网使用对媒体信任度的影响,通过问题“现在互联网比较普及,大家可以用手机和电脑上网,您平时上网(比如:用电脑或者手机看新闻、用微信等活动)吗”进行识别,若回答为“是”,则赋值为1,否则为0。此外,网络社交是互联网发展的重要特征,媒体信任度也可能通过互联网沟通和交流形成声誉机制,因此本文也选用网络社交圈作为互联网使用的代理变量,并通过问题“近两年来,您加入了以下哪些网上社交群/圈”进行识别,若受访者加入任一社交群/圈,则定义为1,否则赋值为0。此外,网络使用频率是互联网使用深度的重要体现,问卷中已分类询问受访者使用互联网浏览时政信息、娱乐休闲、聊天交友、商务/工作、学习教育、网络购物/生活服务、投资理财的频率,结合研究需要,本研究重新对此进行编码,赋值规则如下:0=从不,1=一年几次,2=一月至少一次,3=一周至少一次,4=一周多次,5=几乎每天。本文取上述互联网使用频率的均值,作为互联网使用频率的替代变量。

3.控制变量

结合研究问题和相关文献,[31]本研究加入性别特征、年龄结构、受教育程度、政治面貌、工作状况、社会保障和收入水平等家庭基本特征作为控制变量,同时考虑社会信任度和政府满意度等社会心理特征与媒体信任度的相关关系。由于不同地区的调查对象差异可能对估计结果产生潜在影响,本文也控制受访者所在省份的固定效应。

4.其他变量:内在政治效能感

参照相关学者使用李克特量表测度内在政治效能感的思路,[32]本文使用有序离散变量对其进行测度,并将其划分为较弱的内在政治效能感和较强的内在政治效能感两组样本进行分组估计,以考察不同内在政治效能背景下,互联网使用对媒体信任的异质性影响。由于不同观测变量的差异可能对估计结果造成偏误,故而本文同时选用两者变量进行测度以验证结论的稳健性,分别为政治讨论和政治热情(1)(1)政治讨论:通过“是否曾与他人或网友讨论政治问题”这一问题测度,回答为“是”的受访者认为其具备较高的内在政治效能感;(2)政治热情:通过问题“参与政治活动没有用处,对政府部门不能产生什么根本的影响”来测度,回答为“非常同意”和“不同意”的界定为内在政治效能感偏低的样本组,“不同意”和“非常不同意”的划定为内在政治效能感较高的组别。。

(三)模型设定

本研究的被解释变量媒体信任度为五级有序离散变量,不适用于普通最小二乘法(OLS)估计,本文采用文献中常用的有序Probit(Ordered Probit)模型进行实证分析,其设定形式如下:

yi=F(βInterneti+γXi+εi)

(1)

上式中,yi是媒体信任度,Interneti是核心解释变量,Xi为一系列控制变量,εi为随机扰动项,详细的变量定义参见表1。F(·)为某非线性函数,其设定形式如下所示。

表1 变量定义与描述性统计

(2)

在实际生活中,受访者使用互联网的决策行为并非随机发生,互联网使用和媒体信任度均可能受到潜在因素的干扰,这使得估计结果可能出现自选择偏误(Selection Bias)。以本文为例,受教育程度更高的家庭,其大多具有较高的信息化素养,使用互联网的频率将更高,但同时也接触到更多的媒体信息,也将对媒体信任产生影响。这些混杂因素的存在,使得本文难以“分离”出互联网使用对媒体信任的“净效应”。

因此,本文使用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching,PSM)以降低这一偏误。这一方法的核心理念是依据现有的协变量集计算个体进入干预组(即使用互联网)的概率,进而通过特定的匹配方法将倾向得分值接近的个体进行匹配,以计算“反事实框架”下的平均处理效应(the Average Treatment Effect on the Treated,ATT)。[33]

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)=E(Yi1|Di=1)-E(Y01|Di=1)=E{E(Y1i-Y0i|Di=1,P|(Xi))

(3)

上式中,Y1i、Y0i分别表示同一受访者在干预组和不在干预组两种情况下的输出结果,即ATT等于使用互联网的受访者的新媒体信任度,减去未使用互联网的受访者(控制组)在“使用互联网”后的新媒体信任度,由于后者的“反事实”结果在现实中无法观测到,故通过倾向得分匹配,在控制组中寻找相似的观测样本进行匹配来确定。

三、实证结果

(一)互联网使用对媒体信任度的影响

本文以媒体信任度为被解释变量,通过软件Stata 17.0分析互联网使用对媒体信任度的影响,所得到的估计结果如表2所示。使用有序Probit模型进行估计,其中模型1、模型3和模型5分别估计互联网使用、网络社交圈和网络使用频率对媒体信任度的影响,考虑到不同地区可能带来的潜在影响,模型2、模型4和模型6均已控制省份固定效应。使用三种不同的测度方式作为核心解释变量进行实证分析,其估计结果均呈现出显著负向影响(P<0.01)。模型2的结果表明,在其他条件一定的情形下,相比于未使用手机和电脑等工具浏览互联网的群体,使用互联网的群体具有较低的媒体信任度的概率更高(-0.107)。同理而言,模型4的结果意味着,通过网络社交群/圈进行互联网沟通与交流的受访者,其具有较高的媒体信任度的概率更低(-0.126),可能的解释是,对媒体的态度和评价,可能会通过互联网社交平台进行传播和扩散,从而加深媒体的不信任度。模型6的估计系数(-0.031)表明,互联网使用频率的提高,并不能显著提升媒体信任度水平,反而会降低媒体的社会信任程度。

表2 互联网使用对媒体信任度的影响

表3 倾向值匹配分析结果

控制变量的结果反映出家庭特征和社会评价对于媒体信任度的影响。在模型1—6中,受教育程度和家庭总收入对媒体信任度均呈现出显著负向影响,这可能是因为受教育程度的提高和家庭经济条件的改善,使得家庭对于社会环境的感知能力、判断能力的敏感性增强,使得其在使用互联网过程中,容易受到多因素影响而降低对新闻媒体的信任度。社区类型的估计系数显著为负,这意味着相比于农村居民,城镇居民在使用互联网的过程中,将会产生对新闻媒体的较低信任度。同时,党员、工作状态稳定、具有较高社会保障度、社会信任度和政府满意度的受访者,其产生较高媒体信任度的概率更高,这可能是内在心理特征和良好社会环境共同驱动的结果。

(二)稳健性检验:倾向得分匹配法

上述通过替换核心解释变量的方式验证基本结论的稳健性,但仍无法解决实证研究中可能存在的自选择偏误,故本文使用倾向得分匹配法进行稳健性检验。应当指出,倾向得分匹配无法消除混淆因素的干扰,但在一定程度上,有助于降低模型估计中可能存在的偏误。保证倾向得分匹配有效的一个前提是平衡性假设(Balancing Assumption)和共同支撑域(Common Support Assumption)。在平衡性假设检验中,控制变量在匹配后干预组和控制组尚未呈现出显著区别,这一结果能从图1中得到反映,即在匹配之前,干预组和控制组的核密度值存在较大的差异,但经过倾向得分匹配,两者的曲线的重叠程度明显增多,这说明匹配质量较佳。在共同支撑域中,以核匹配为例,处于共同支撑域中的样本数为9485,占总体样本量的98.81%,倾向得分匹配所损失的样本量很少。故本文的倾向得分匹配满足前提假设。

图1 核匹配前后的倾向值核密度图

参考相关文献,本文使用常用的最近邻匹配(一对二)、半径匹配(半径=0.01)和核匹配三种匹配方法。经过匹配后,干预组和控制的均值差异(ATT)缩小为 -0.088、-0.083、-0.086,T值分别变为-2.29、-2.18、-2.36,即在考虑自选择偏误的情形下,互联网使用对媒体信任度影响的显著性水平有所下降,但基本结论仍在5%的统计水平上显著,从而进一步验证出假说1的稳健性。

(三)互联网用途对媒体信任度的异质性影响

互联网使用对媒体信任度的影响表现在两个维度,其一是互联网使用的广度,这体现在互联网的使用及频率;其二是互联网使用的深度,这表现在互联网的用途层面。由于互联网发展的多层次性,不同的互联网用途可能对媒体信任度产生异质性影响。

互联网的政治化使用与媒体信任密切相关,本文使用时政信息浏览频率作为互联网政治化使用的代理变量进行模型估计,其结果如表4所示。将媒体信任作为被解释变量进行有序Probit模型分析,结果表明,时政信息浏览频率的增加,能够显著提升公众的媒体信任度水平(0.030)。这或许是因为,互联网用户在接受更多时政信息时,一方面能够掌握新闻媒体提供的更多信息,避免信息不对称,有助于提高其信息判断和甄别的能力;另一方面有助于其接受媒体信息的正向反馈,更充分地了解和感知社会,进而提高媒体信任水平。时政信息的获取还可能转化为媒体信任的行动驱动力,使用媒体意见表达(2)媒体意见表达:问题为“向报刊、电台、网络论坛等媒体反映社会问题”,若回答为“是”,则赋值为1,回答为“否”,则定义为0。作为被解释变量进行二元Probit模型分析,结果意味着时政信息浏览频率的提高,能够显著提高互联网用户向新闻媒体机构反映社会问题的概率(0.140),这一结果在1%的统计水平上显著。因此,互联网的政治化使用,能够增强互联网用户的内在政治驱动能力,并转化为对社会问题的关切和重视,进而形成对新闻媒体的正向信任。

表4 互联网用途及频率对媒体信任度的影响

互联网用途具有多样性,进一步分析不同互联网用途对媒体信任的影响。表4模型的估计结果说明,聊天交友、学习教育、商务工作和网络购物的互联网使用频率的增多,均对媒体信任产生显著负向影响,其结果均通过1%的显著性水平检验。就变量系数而言,网络购物(-0.036)和聊天交友(-0.030)对媒体信任的负向影响最深,这可能与隐私和财产安全、社会舆论信息传播等社会重要议题相关。在媒体传播语境中,复杂媒体环境可能对互联网用户的媒体价值判断产生影响,进而降低媒体信任度。总之,互联网的日常使用与互联网的政治化使用对媒体信任的影响存在显著的异质性区别,从而验证假说2。

(四)内在政治效能感的异质性影响

互联网的政治化使用能够对媒体信任度产生正向影响,这一影响与个体的内在政治效能感密切相关。表5根据内在政治效能感的水平进行分组回归分析,以探究不同内在政治效能感下,互联网使用对媒体信任度的异质性影响。

表5 内在政治效能感的异质性影响

首先,根据受访者是否参与过政治讨论进行分析,在两组样本中,互联网使用的估计系数分别为-0.073和-0.488,均在1%的统计水平上显著,这说明对于参与过政治讨论的群体而言,互联网使用对于媒体信任呈现出更强的显著负向影响。可能的解释是,新闻媒体是政治信息的传播者,参与过政治讨论的个体往往对社会政治经济现象具有更强烈心理感知,对媒体信息具备更高的敏感性。

其次,根据受访者对于政治热情的强弱程度进行分组分析,在政治热情相对偏弱的有序Probit模型中,互联网使用的估计系数为-0.099,在政治热情相对较强的模型分析中,这一对应系数分别为-0.132,两者均通过1%的显著性水平检验。这意味着,对于政治热情相对较强的个体而言,使用互联网将使其产生较低的媒体信任度。这可能是因为这类群体对于政治议题具有更高的感知水平,也容易受到互联网媒体信息的干扰和波动,使其对于新闻媒体的总体评价更为复杂多变。而对于内在政治效能感偏低的群体,其对于新闻媒体的排斥力更低,从而不易受到互联网媒体信息扰动。

最后,考察不同内在政治效能感下,互联网的政治化使用对于媒体信任的异质性影响。在政治热情相对偏弱和较高的两组有序Probit模型估计中,浏览时政信息频率这一变量的估计系数分别为0.030和0.038,且在5%和1%的显著水平上显著。该结果意味着,在考虑互联网使用深度的情形下,对于更强的内在政治效能感的群体而言,互联网的政治化使用能够更显著地增强其媒体信任度。这是因为,这类群体在接收到更多的媒体信息反馈的同时,能够识别出有益的媒体信息,并提高其社会感知和价值判断能力,并与媒体信任形成正向互动关系,进而验证假说3。

四、结论与讨论

(一)主要结论

数字经济发展趋势下,互联网对于新闻媒体信任的影响如何尚不明晰。在新兴业态不断涌现、新旧媒体融合发展的时代,如何增强主流新闻媒体的吸引力、影响力和感召力,如何对互联网发展环境中的媒体内容主体进行引导,并对媒体内容和形式进行恰当规制,以引导新闻媒体的正确方向?本研究基于全国范围内的大型连续性抽样调查——2021年中国社会状况调查(CSS)的数据,实证分析互联网使用对于媒体信任的影响。

基于实证研究,本文得出如下结论:第一,使用有序Probit模型进行分析,考察互联网接触、互联网社交和互联网使用频率三种互联网使用广度测度方式,其结论均为互联网使用对媒体信任呈现出显著负向影响。这一结果在考虑样本自选择偏误并使用倾向得分匹配进行检验后仍然成立。第二,互联网使用的深度对媒体信任的影响具有异质性,这表现在互联网用途差异,即互联网的政治化使用对媒体信任具有显著正向影响。第三,内在政治效能感是互联网使用影响媒体信任的调节因素,具有更高政治效能感的群体中,互联网使用对媒体信任具有更显著的影响。区分互联网用途差异,能够更全面地揭示互联网使用、内在政治效能感和媒体信任度之间的因果关系。本文的研究结论揭示出媒体情境环境下的重要特征,反映出媒体环境优化和有效治理的重要性和现实必要性。

(二)讨论与未来展望

在媒体环境的信息洪流中,新闻媒体成为社会政治经济信息的传播者,其依托于媒体平台、官方新闻和社会舆论等进行推动信息的传播和扩散,使得公众能够通过新闻媒体了解和掌握社会动态讯息。然而,由于传播方式的单向性,即公众与新闻媒体缺乏深度互动,公众多为社会信息的“接纳者”而“不能总览全貌”,在多数情形下只能被动接收新闻信息,在此选择与决策过程中,使得公众对新闻媒体的评价和判断也局限于此。同时,网络媒体的复杂环境也在冲击着媒体环境,各类新闻与社会信息“交错盘根”,特别是失实消息、偏颇观点和敏感议题等复杂舆论议题的影响,使得作为媒体接纳者的普通大众难以判断、分辨和甄别新闻信息和社会舆论,造成主流媒体与一般性的媒体概念“混淆”,进一步损害了主流媒体的社会信任。尽管如此,仍值得欣喜的是,中国民众对于新闻媒体的总体评价向好,但如何正确引导社会语境环境,增强主流媒体的引领力,仍是一项重要的理论和现实议题。一方面,政府相关部门要加强网络环境治理,净化网络舆论体系。通过强化有效监管,打击网络谣言和虚假信息。积极引导网络流量,倡导网络流量与中国发展与文化符号相结合。另一方面,主流媒体要聚焦社会重要问题,加强与公众的互动与沟通,及时回应社会关切和社会痛点。

本文的结论表明,总体而言,互联网的使用对媒体信任呈现出显著负向影响,但这一影响存在异质性,并为完善相关政策提供了启迪与启示。首先,不同群体对于媒体信任度具有不同影响。实证分析表明,党员、工作状态稳定、具有较高社会保障度的群体,产生较高媒体信任度的概率更高。在实践中,特别要依托党员干部、稳定工作的群体传播正向媒体信息,传递社会正能量。其次,互联网的政治化使用对于媒体信任具有显著正向影响。要依托于时政传播平台和新闻手段,加强内容和形式治理,向社会大众提供喜闻乐见的社会文化,提高新闻媒体的吸引力、凝聚力和感召力,传播社会正能量,进而重塑媒体价值。最后,具有更高政治效能感的群体中,互联网使用对媒体信任的影响更为显著。在合法合规的前提下,要积极鼓励社会大众进行政治参与,提高大众参与国家大事、助力中国发展的内在驱动力。

本文虽然实证分析互联网使用与媒体信任的内在关系,但由于新闻传播主体、方式和互联网发展形式的差异等,更多的研究内容和结论,文中尚未论及,这也为未来的研究提供了启发。