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user: 2. 研究方法 2.1. 被试 于3月20日到4月20日之间，通过问卷星、贴吧、公众号等多种平台面向社会公众展开调查，共收取问卷366份。其中线上问卷245份，线下问卷121份，剔除无效问卷13份(填答不完整)，收取有效问卷353份，问卷回收率为96%。其中男性161份(45.6%)，女性192份(54.4%)，被试的年龄在18~35岁之间(M = 27.62; SD = 6.03)。 2.2. 研究工具 2.2.1. 认知闭合需要 采用Roets & Van Hiel (2011)编制的认知闭合需要量表。问卷共15道题目，代表性题目如：“我不喜欢处于不确定的情形之中”。量表采用里克特量表7点计分，其中1代表完全不同意，7代表完全同意，分数越高，表示个体的认知闭合需要程度越高。该量表在以往的研究中有着较高的信效度(Szabo， Ward， & Fletcher， 2016)。本研究中，该量表AMOS验证性因素分析结果良好，RMSEA = 0.06，AGFI = 0.90，NFI = 093，GFI = 0.92，IFI = 0.96，TLI = 095，CFI = 0.96，项目的因子载荷在0.59~0.81之间。在本研究中，该量表的α系数为0.88。 2.2.2. 新闻信息错失恐惧 采用Alt(2015)编制的信息错失恐惧量表中的新闻信息错失分量表。量表共3道题目，代表性题目如：“我经常阅读最近更新的新闻媒体信息”。量表采用里克特量表7点计分，其中1代表完全不同意，7代表完全同意，分数越高，表示个体的新闻信息错失恐惧更高。该量表在以往的研究中有着较高的信效度(Alt， 2016)。本研究中，该量表AMOS验证性因素分析结果良好，RMSEA = 0.08，AGFI = 0.91，NFI = 0.95，GFI = 0.95，IFI = 0.96，TLI = 095， CFI = 0.96，项目的因子载荷在0.49~0.91之间。在本研究中，该量表的α系数为0.82。 2.2.3. 疫情风险感知 采用改编自Lin等人(2008)编制的洪水风险感知问卷。该量表共5道题目，代表性题目如“在面临新冠肺炎的这些天，你感到的担忧程度为”。量表采用里克特量表7点计分，其中1代表完全不同意，7代表完全同意，分数越高，表示个体的风险感知程度越高。该量表在以往的研究中具有较高的信效度(李凯，2017)。本研究中，AMOS验证性因素分析结果良好，RMSEA = 0.06，AGFI = 0.94，NFI = 0.99，GFI = 0.98，IFI = 0.99，TLI = 0.99，CFI = 0.99，项目的因子载荷在0.67~0.78之间。在本研究中，该量表的α系数为0.82。 2.3. 研究结果 2.3.1. 共同方法偏差检验 由于本研究所有数据皆通过问卷收集，需要对研究中涉及到的变量进行共同方法偏差检验，本研究采用Harman单因子检验进行共同方法偏差检验，对研究中所有测验题目同时进行探索性因素分析。结果发现，特征根大于1的因子共有5个，并且最大公因子解释总变异量的27.58%，小于40%的临界标准，表面本研究的数据不存在严重的共同方法偏差。 2.3.2. 描述性统计及相关分析 在本研究中，认知闭合需要与疫情风险感知(表中用风险感知表示，下同)存在显著的正相关关系(r = 0.32， p < 0.001)；认知闭合需要与新闻信息错失恐惧(表中用错失恐惧表示，下同)存在显著的正相关关系(r = 0.64， p < 0.001)；新闻信息错失恐惧与疫情风险感知也存在显著的正相关关系(r = 0.48， p < 0.001)。各变量的相关矩阵、平均数以及标准差如表1所示。 Table 1 Descriptive statistics and correlation analysis (N = 353 变量 1 2 3 4 5 6 1.认知闭合需要 1 2.错失恐惧 0.64 *** 1 3.风险感知 0.32 *** 0.48 *** 1 4.媒体类型 −0.46 −0.38 *** −0.48 *** 1 5.年龄 −0.06 0.01 −0.01 0.27 * 1 6.性别 0.11 * 0.11 0.08 −0.05 −0.12 1 M 4.09 4.14 3.95 1.35 27.62 SD 1.11 1.15 1.50 0.48 6.03 表1. 描述性统计及相关分析(N = 353) 注：表中错失恐惧代表信息错失恐惧，媒体类型、性别为哑变量。新媒体=1，传统媒体=2；男=1，女=2。 * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001，下同。 2.3.3. 新闻信息错失恐惧在认知闭合需要与疫情风险感知正向关系的中介作用 在控制性别和年龄的条件下，本研究发现新闻信息错失恐惧在认知闭合需要对疫情风险感知的影响中起中介作用。结果如表2所示，认知闭合需要可以显著正向预测居民的疫情风险感知程度(β = 0.32， p < 0.001)；认知闭合需要可以显著正向预测信息错失恐惧(β = 0.64， p < 0.001)；新闻信息错失恐惧可以显著正向预测疫情风险感知(β = 0.48， p < 0.001)。中介效应的结果表明：新闻信息错失恐惧在认知闭合需要对疫情风险感知的作用中起完全中介作用，中介效应为0.41，其95% Bootstrap置信区间为[0.29， 0.53]，中介效应占总效应的95%，具体结果如表2所示。 Table 2 The mediating role of fear of missing news on the relationship between the need for cognitive closure and the perception of epidemic risk (N = 353 回归方程 整体方程显著性 回归系数显著性 结果变量预测变量 R R² F β 95%CI (L) 95%CI (U) t 风险感知 性别 0.33 0.11 14.34 *** 0.06 −0.09 0.21 0.74 年龄 −0.12 −0.27 0.03 −1.57 认知闭合需要 0.42 0.28 0.55 6.10 *** 错失恐惧 性别 0.64 0.42 83.57 *** 0.05 −0.04 0.14 1.07 年龄 0.06 −0.03 0.15 1.22 认知闭合需要 0.66 0.57 0.74 15.59 *** 风险感知 性别 0.49 0.24 27.15 *** 0.03 −0.11 0.16 0.36 年龄 −0.16 −0.29 −0.02 −2.19 * 认知闭合需要 0.01 −0.15 0.18 0.15 错失恐惧 0.62 0.46 0.77 7.65 *** 表2. 新闻信息错失恐惧在认知闭合需要和疫情风险感知之间关系的中介作用(N = 353) 注：模型中各变量均经过标准化处理之后带入回归方程，其中L (Lower)代表95%置信区间下限、U (Upper)代表置信区间上限，下同。 2.3.4. 媒体类型在信息错失恐惧与风险感知正向关系中的调节作用 检验媒体类型的调节作用，结果表明(如表3所示)，媒体类型与新闻信息错失恐惧的交互项显著负向预测疫情风险感知(β = −0.19， p < 0.001)，说明新闻信息错失恐惧对疫情风险感知的影响都受到媒体类型的调节。通过ANOVA进一步分析其简单效应。结果发现，在新闻信息错失恐惧高水平组，新媒体(M = 5.25， SD = 1.11)与传统媒体(M = 2.98， SD = 1.88)对疫情风险感知的影响差异显著，F(6， 4) = 15.25，p < 0.01；然而，在低新闻信息错失恐惧水平下，新媒体(M = 2.61， SD = 0.34)与传统媒体(M = 2.57， SD = 0.30)并不存在显著差异，F(11， 22) = 2.03，p = 0.72。结果表明，新媒体在一定程度上放大了高信息错失恐惧者的疫情风险感知，传统媒体则抑制了其风险感知程度的增加(具体见图1)。 Table 3 The moderating role of fear of missing news on the relationship between the need for cognitive closure and the perception of epidemic risk (N = 353 回归方程 整体方程显著性 回归系数显著性 结果变量 预测变量 R R² F β 95%CI (L) 95%CI (U) t 风险感知性别 0.61 0.37 40.53 *** −0.02 −0.15 0.10 −0.36 年龄 −0.01 −0.13 0.13 0.03 错失恐惧 0.36 0.36 0.60 7.27 *** 媒体类型 −0.40 0.31 0.69 −7.14 *** 媒体类型 × 错失恐惧 −0.19 −0.37 −0.14 −4.29 *** 表3. 新闻信息错失恐惧在认知闭合需要和疫情风险感知之间关系的调节作用(N = 353) 图1. 媒体类型在新闻信息错失恐惧对疫情风险感知影响的调节作用图