时间效应下的健康信息说服机制研究——基于精细加工可能性模型的实证

柯青，丁梦雅，曹雅宁，李嘉雯

（1. 南京大学数据智能与交叉创新实验室，南京 210023；2. 南京大学信息管理学院，南京 210023）

0 引 言

随着“健康中国”等一系列国家战略的实施，健康信息服务平台大量问世，传播丰富的健康信息并帮助用户培养健康行为习惯，强化“每个人是自己健康的第一责任人”的理念[1]。然而，接触健康信息并不保证用户采纳有关建议、发生健康行为改变。现有的健康平台通常在说服用户的设计方面缺乏科学的证据基础[2]。如何更好地发挥健康信息的说服性引起了学界的关注。说服是在信息传播过程中引导个体态度和行为趋向说服者预定方向的活动，意在对他人的认知、态度和行为施加影响[3]。本文所探讨的健康信息说服，即以信息为媒介，通过健康信息传播和教育使公众产生或改变健康行为意愿，是健康信息行为的新兴研究方向之一。

针对受众被说服进而态度发生转变的不同思维路径，Petty等[3]提出精细加工可能性模型（elabora‐tion likelihood model，ELM），认为说服过程包括中心线索和外围线索两种信息加工路径：当采用中心线索时，人们积极而有意识地处理信息，根据信息质量判断决策，信息精细加工可能性高；当采用外围线索时，人们参考简单的提示，信息精细加工可能性低。不同精细加工线索的使用会产生不同的说服效果，中心线索下的态度改变持久稳定，外围线索下则短暂易变[4]。

ELM模型被认为是一种结构良好、影响力大、普遍适用的说服理论，已被广泛应用于医疗健康、政治、融资、营销和广告等领域[5]。健康领域的相关研究聚焦于健康平台使用意愿、信任、健康信息采纳等。有学者指出，以往健康行为态度研究是为了预测用户对信息技术的接受而非开发有说服力的系统[6]，从说服过程看待健康信息对用户行为改变的研究乏善可陈。同时，这些研究主要是对单一时间点采集数据的横截面分析，验证各因素的“净效应”，对双路径如何说服健康行为改变过程的认知较为有限。

针对上述研究空白，本文基于ELM模型从个体特征和信息线索特征跨层交互探索健康信息的说服效应，同时考察增加时间机会因素后的效应变化，以期更全面地认识健康信息如何说服个体健康行为态度转变。本文认为，健康信息的说服过程不是各因素孤立作用，而是个体、信息、时机等多因素交互所引起的健康信息说服效果的动态变化。具体研究问题如下。

（1）在社交媒体上，个体特征和信息线索特征如何跨层交互影响健康信息说服效果？

（2）短期持续使用健康信息时，时间因素是否引起健康信息说服效果的动态变化？

（3）个体对中心说服路径和外围说服路径的选择是否会因为时间效应的增加而发生变化？

1 文献综述

1.1 信息说服和精细加工可能性模型

说服是一种旨在影响他人看法、态度或行为的人类交流活动[7]。从古希腊亚里士多德开始，学界就持续探讨说服[8]。1945年以后，霍夫兰结合拉斯韦尔信息传播“5W”模式，构建了信息说服活动的流程，形成一条完整的信息传播链[5]。在信息科学中，说服利用信息技术加强、改变或塑造态度及行为[9]。说服在市场营销、心理学和社会学领域得到了广泛研究，但研究者认为“在数字领域中，对于如何有效地说服几乎没有共识”[10]。

20世纪70年代以来，大量关于说服和态度改变的理论出现，如信念改变差异模型、功能态度理论、理性行为理论等，而以ELM为代表的双路径加工模型被证明是最受欢迎的说服理论之一，扩充了霍夫兰模型的单线说服机制[4]。已有研究可以划分为两个方面：一是细化ELM模型的两条路径，回答“两条说服路径的信息线索特征是什么”；二是扩展ELM模型，回答“是什么影响了说服路径的选择”。ELM解释信息说服过程是描述性的，过于注重信息的机械加工特性，而忽视了个体的主动性和多样性，故需引入个体心理、情绪和认知因素。文献[5] 回顾了应用ELM的说服研究文献，表1所示为参考该研究列举的不同说服情境下的高被引成果。这些研究积累了从信息加工视角理解说服过程的相关知识，证实了ELM在不同场景下的解释力和适配度。

表1 ELM用于说服活动研究的代表成果

然而，有学者质疑ELM模型中用户无法同时处理中心线索和外围线索的假设。例如，SanJosé-Ca‐bezudo等[11]认为，网络环境下中心路径和外围路径“共同作用并显著影响个人行为的态度和意图”。这一观点引发人们思考，是否存在情境因素使同一个体呈现中心路径和外围路径共同说服的机制？“一个人的精细加工可能性会随着技术、时间或情境的变化而变化”[12]。还有学者指出，个体态度改变过程存在睡眠者效应（sleeper effect），即说服效果会随着时间的推移而增强的特殊现象[13-14]。基于此，本文意图探讨时间能否作为一个外部机会因素，使得个体对说服路径的选择发生变化，从而引起说服效果的动态变化。

1.2 健康行为态度改变研究

健康行为是个体为了预防、保健所采取的积极行动。健康信念模型、计划行为理论、跨理论/阶段变化模型等传统理论均假设个体的行为决策过程是信息加工过程，强调通过对信息的感知和认知进而改变意图，从而引发行为态度变化。但是，这些理论不能解释哪种信息在健康行为态度的改变中更有效和持久[15]，而ELM模型能够解决上述困境。

文献[5] 指出，应用ELM模型的健康领域研究较少，许多问题亟待解决。从表1可以看出，现有研究主要关注健康信息因素和个体因素的影响。其中，论点质量、信息框架、来源可信度是主要的信息因素。Jin等[16]研究发现，信息质量、情感支持和来源可信度对采纳健康信息的可能性有显著的正向影响。一项系统综述认为利用社交媒体、移动技术等提供病症信息，能促使患者形成更多的积极健康行为[17]。一项关于大流行期间说服行为的研究综述[18]将信息来源、信息特征、信息受众以及变量间的交互影响整合到ELM的总体框架下，证实ELM模型能很好地解释多因素交互说服的复杂过程。

个体因素如健康意识、健康专业知识、健康信息卷入度等，被认为对说服路径的选择产生调节作用。Mai等[19]认为健康意识影响健康信息处理的详细程度。Meng等[20]考察移动健康用户的日常使用意愿，并探讨信息加工路径选择如何随健康意识变化。Zhang等[21]发现健康素养对外围线索（系统质量）与信任关系的调节作用显著，但是对中心线索（信息质量）与信任关系的调节不显著。一项社交媒体虚假信息说服的研究认为，说服效果受用户知识水平影响[7]。Jin等[16]证实用户的卷入度能正向调节信息质量、来源可信度与健康信息采纳之间的关系。

总之，健康领域的ELM研究主要关于说服采纳和使用健康信息或产品，很少涉及健康行为态度，且具有一定局限性。首先，影响因素被视为处于同一层级上对结果变量的“净效应”。对解释不同用户接触和使用不同健康信息的说服效果差异方面提供的知识有限，对健康教育个性化指导的实践价值不足。其次，以往研究通常采用横截面分析思维，关注信息说服效果的即时效应，难以评估说服效果随时间推移的变化规律，也无法回答精细加工可能性是否具有动态性。基于此，本文设计一个10天左右的短期持续使用健康信息的日记报告实验，根据ELM模型将健康信息说服线索分为中心线索和外围线索，并引入短期的时间纵向数据追踪，建立个体层面与信息线索、时间层面的多层线性模型，旨在探索健康信息对个体健康行为意愿改变的短期说服机制。

2 研究设计

2.1 研究假设

2.1.1 信息精细加工线索和说服效果

最初的ELM模型认为论点质量和来源可信度分别是中心线索和外围线索的关键决定因素[3]。随着在线健康社区的兴起，中心线索和外围线索的内涵日益丰富。一项对在线健康论坛的研究将中心线索定义为与论点质量有关的提问，将外围线索定义为自动生成的排序线索（如推荐阅读数、点赞数）和用户生成的线索（如发帖者可信度和头像特征）[33]。Cao等[34]将患者与医生的交互内容作为论点质量中心线索，将网络口碑作为外围线索。健康领域普遍认为信息质量、信源可信度、自动生成线索等是说服的关键因素[35-36]。综上，本文将健康信息质量作为信息精细加工的中心线索，将来源可信度以及信息热度（如信息被转发、点赞、收藏、评论的次数）作为外围线索，提出以下假设：

H1-1. 用户感知到健康信息质量越高，健康信息的说服效果越强；

H1-2. 用户感知到健康信息来源可信度越高，健康信息的说服效果越强；

H1-3. 用户所使用的健康信息热度越高，健康信息的说服效果越强。

2.1.2 时 间

时间是说服效果研究的重要因素。随着时间的推移，说服效果会出现睡眠者效应[13]。有学者指出，时间是一个动态因素，信息的重复呈现使接收者有机会以客观的方式来考虑信息内容，提升加工信息论据的能力，信息的说服效果会更显著[37]。早期有学者MacInnis等[38]指出，机会能增进消费者对广告信息的加工，更有可能被说服。Lee[39]采用的纵向方法来捕捉信息技术（information technology，IT）接受过程中说服路径和态度角色的变化，将时间作为调节因素，发现随着教育项目的推进，论点质量的影响增强，来源可信度的影响减弱。故本文引入短期时间的纵向影响效应，提出以下假设：

H2. 用户使用健康信息的持续天数越长，健康信息的说服效果越强。

2.1.3 个体特征：动机和能力

Petty等[3]指出个人动机和能力组合决定了精细加工路径的选择以及说服效果。卷入度是ELM模型的动机因素，在本文中，卷入度是指健康信息对用户的重要性。已有研究发现，卷入度高的消费者对药物广告效果的反应更好[40]。此外，低卷入度用户更可能依赖外围线索[12]。故本文对卷入度的调节效应提出以下假设：

H3-1. 卷入度显著调节信息质量和健康信息说服效果之间的关系；

H3-2. 卷入度显著调节来源可信度和健康信息说服效果之间的关系；

H3-3. 卷入度显著调节健康信息热度和健康信息说服效果之间的关系。

本文还探寻了另一个动机因素——健康意识。健康意识反映了个体已有的“健康导向”的生活方式。个体更容易质疑与其认知不一致的信息，降低吸收这些信息的可能性[41]。Hong[42]发现健康意识影响健康信息加工和行为意图，健康意识弱的个体更依赖外围线索，不愿对健康信息的论据质量过多加工。故本文对健康意识的调节效应提出以下假设：

H4-1. 健康意识显著调节信息质量和健康信息说服效果之间的关系；

H4-2. 健康意识显著调节来源可信度和健康信息说服效果之间的关系；

H4-3. 健康意识显著调节健康信息热度和健康信息说服效果之间的关系。

知识水平是影响用户能力的主要因素，本文将其界定为健康素养。文献[43] 提出，高健康素养群体更倾向使用中心线索。故本文提出以下假设：

H5-1. 健康素养显著调节信息质量和健康信息说服效果之间的关系；

H5-2. 健康素养显著调节来源可信度和健康信息说服效果之间的关系；

H5-3. 健康素养显著调节健康信息热度和健康信息说服效果之间的关系。

时间越持久，用户个体差异的影响逐渐衰减，健康信息说服用户的机会越大。有研究认为，在初始阶段，高动机和高能力的用户会详细考虑利弊，但随着时间推移，用户不希望继续深思熟虑，即不愿意继续采用中心加工路径[12]。因此，本文认为个体特征会对时间产生调节作用，提出以下假设：

H6-1. 健康意识显著调节时间和健康信息说服效果之间的关系；

H6-2. 卷入度显著调节时间和健康信息说服效果之间的关系；

H6-3. 健康素养显著调节时间和健康信息说服效果之间的关系。

2.2 研究变量

本文构建了一个个体内变量和个体间变量跨层交互作用的研究框架。被解释变量为健康信息的说服效果。区别于以往对健康信息接受的研究，本文在测量健康信息说服效果题项上更强调用户采纳信息后的健康行为意愿。解释变量是来自个体间层面的健康意识、卷入度和健康素养，以及个体内层面的信息质量、来源可信度、信息热度和时间；时间为纵向影响因素，其余为横向影响因素。个体间的3个自变量还调节个体内变量和健康信息说服效果之间的关系。

变量测量分为两种：一种是直接提取编码，如信息热度用转发、收藏、点赞和评论数量来测量，时间依据发表日记的天数依次编码；另一种变量采用量表测量。量表问卷题项均改编自成熟量表，保证了内容效度，且结构效度检验结果为KMO=0.898＞0.7，Bartlett球形检验显著水平（p＜0.001）说明问卷结构效度良好。量表的信度通过Cronbach'sα系数来检验，均超过0.7，信度较好。此外，为排除因子之间存在多重共线性，本文进行了VIF（vari‐ance inflation factors）检验，结果显示VIF均小于临界值5，故认为自变量之间不具有共线性问题。核心变量的定义、测量题项及信度、VIF检验结果如表2所示。

表2 核心变量的测量及信度和多重共线性检验

2.3 数据采集

2.3.1 日记调查

本文采用结构化日记调查收集数据，主要缘由如下：首先，日记调查具有真实、客观的优点，调查对象在自然真实的环境下未受到干扰，能减少事后回忆不准确带来的偏差，数据更加可靠；其次，日记研究具有纵向研究的特性，符合本文研究目的；最后，结构化日记调查能减轻参与者的负荷，有助于参与者持续参与研究过程，并且能帮助研究人员比较不同时间节点的数据变化趋势。

2.3.2 实验平台和实施流程

本文设计了一个10天左右的健康信息持续使用实验方案。考虑到微信的普及性，采用健康信息公众号替代过去研究中常用的健康网站，方便用户随时通过手机完成健康信息的浏览任务，并及时填写日记内容。由于设置两种场景可以减少场景设置带来的意外干扰或偏差[31]，本文选择“丁香医生”和“常笑健康”两个具有不同知名度的健康公众号作为实验场景来操纵信息线索特征。其中，“丁香医生”影响力较高，“常笑健康”知名度相对较低。

经预实验完善日记结构和实验流程后，开始正式实验，主要过程如下。①在社交媒体、校园公告栏等发布实验对象招募通告，从中选择对健康行为感兴趣，且愿意坚持进行日记调研的大学生被试。要求其填写一份包含健康意识、卷入度、健康素养以及个人基本情况的调查问卷。②自2022年1月6日开始，参与者从上述公众号中选取文章进行阅读，具体要求有两点：第一，最少参与10天阅读公众号，提交不少于10天的日记，若某天忘记提交日记，则会在当晚8点收到提醒；第二，尽量均衡地阅读两个公众号上的内容，若发现某些参与者阅读的文章过于集中于某一公众号，则会及时提醒其在随后几天阅读另一个对照公众号。③参与者从每天阅读的文章中选出不超过4篇印象最为深刻的文章填写日记。日记内容包括当天阅读的文章数、文章类型（多选）、每篇文章的信息质量、来源可信度、转发、点赞、评论等口碑数据，以及文章对自身健康行为意愿的说服效果。为控制日记调查质量，要求参与者附上文章截图，以保证日记数据的有效性。

根据上述实验流程，从32名被试中采集到30名有效参与者在2022年1月6日至28日提交的日记。参与样本年龄主要在21～25岁（77%），学历主要是硕士研究生（80%），且大部分健康状态良好（73%），偶尔访问健康信息平台（67%），在高校学生中具有一定的代表性。18名参与者在连续10天内完成了10篇及以上的日记；有12名参与者因为阅读的文章过于集中于一个公众号，随后被要求延长实验时间，最长的参与者持续16天。最终，共收集377条健康信息日记数据，“丁香医生”和“常笑健康”的数据分别为215条和162条。

2.4 数据分析

将每条日记作为一条记录，字段包括用户ID、信息ID，个体间变量（健康意识、卷入度和健康素养）、个体内变量（信息质量、来源可信度、信息热度和时间）以及每条健康信息的说服效果。此外，时间作为纵向变量，每位参加者都有10天左右的连续跟踪数据，对应每条健康信息正处在使用中的某一个时间点（第1～16天）。采集数据的描述性统计结果如表3所示。

表3 采集数据的主要指标描述性统计

本文采用多层线性回归模型（hierarchical linear model，HLM），该方法已被证实能广泛地用于解决上述具有嵌套结构、连续追踪特点的研究问题。根据温福星等[45]的建议，为了使模型具有更好的跨阶层效果，要求组数大于20；本文招募的30组符合要求。本文将个体内的信息质量、来源可信度、信息热度和时间作为第一层变量，将个体间的健康意识、卷入度和健康素养作为第二层变量，依次建立以下4个模型。

（1）零模型（模型0）：

其目的是计算组内相关系数（intro-class correlation coefficient，ICC），用于判断是否适合使用多层线性回归模型。公式为

ICC值越大，表明越适合使用。

（2）仅包含第一层变量的随机效应模型（模型1）：

若发现随机效应显著，则证明可能有必要找到第二层因素，以便对这些系数随个体不同而出现的变异进行解释。

（3）仅包含第二层变量的截距模型（模型2）：

若第二层变量为类别变量，则选择固定效应模型；若第二层变量为连续变量，则选择随机回归模型。本文第二层变量均为采用Likert量表测量的连续变量，故采用固定效应模型。

（4）全模型（模型3）（以健康意识为例）：

将第一层变量和第二层的变量加入多层分析统计模型，探究自变量对健康信息说服效果的跨层影响效应以及调节关系。公式(2)和公式(4)中，带方括号的项是考虑了时间效应情形。

上述多层线性回归模型的计算和建模过程借助专业软件HLM6.08完成。

3 结 果

3.1 未考虑时间效应的健康信息说服效果

零模型检验结果如表4所示。零模型的检验结果显著（p＜0.001），说明健康信息的说服效果存在显著个体差异。计算零模型的ICC=0.542，超过最低标准值0.059，且ICC＞0.138，属于高度组内相关[46]，这表明本文非常适合采用多层线性回归模型。p值显著，表明需对个体内因素进行回归分析。

表4 零模型（模型0）检验结果

模型1检验结果如表5所示。信息质量对说服效果有显著正向影响（β=0.60，p＜0.001），来源可信度对说服效果有边缘显著正向影响（β=0.14，p=0.09），信息热度对说服效果影响不显著。信息质量和来源可信度的组间方差系数T显著，表明可能存在个体间变量影响信息说服效果斜率。

表5 模型1检验结果

模型2检验结果如表6所示。健康意识（β=0.047，p＜0.001）、卷入度（β=0.767，p=0.01）、健康素养（β=0.716，p=0.01）都对健康信息说服效果产生显著正向影响，且可进一步分析个体间变量的调节作用。

表6 模型2检验结果

建立全模型（模型3）检验个体间变量的跨层调节作用以及各自变量的主效应，如表7所示。健康意识仅显著调节信息热度和健康信息说服效果之间的影响关系（β=0.01，p=0.08），信息热度的主效应（β=-1.70，p=0.09）边缘显著。根据回归系数符号可知，越是健康意识强的个体，越不注重信息热度对说服效果的影响。卷入度显著调节信息质量、来源可信度和健康信息说服效果之间的影响关系。根据回归系数正负可知，卷入度弱化了信息质量对说服效果的影响关系（β=-0.16，p=0.09），意味着卷入度和信息质量之间是此消彼长的替代关系。卷入度正向调节来源可信度对说服效果的影响（β=0.19，p=0.02），信息质量（β=1.18，p＜0.001）和来源可信度（β=-0.57，p=0.07）的主效应显著。结果表明，高卷入度人群更注重来源可信度感知的影响，低卷入度人群更注重信息质量对说服效果的影响。健康素养没有显著的跨层调节作用，只有信息质量（β=0.74，p=0.07）具有显著的主效应。

表7 全模型（模型3）检验结果

多层线性模型主要采用离异系数（deviance）和增加自变量后残差变异系数改善比例的效应值（effect sizes，ES）两个指标来评价模型质量。离异系数相对零模型越小，表示模型得到的改善越大。从表8可知，在分别加入各层变量后，模型1、模型2和模型3的离异系数比零模型（模型0，devi‐ance=1183.52）均有下降，说明增加各层变量均能改善模型的拟合度，模型可接受。从解释效果来看，根据Cohen[46]的标准，模型1和模型3具有较强的解释力（ES＞35%）；模型2的解释能力中等或较弱，其中，加入健康意识后，对健康信息说服效果的解释能力增加最多。

表8 模型评价

3.2 增加时间效应后的健康信息说服效果

因时间属于纵向影响因素，故本文单独将其建模，并探究增加时间效应后的变化。通过数据的初步拟合（图1），发现健康信息说服效果从第1天到第7天呈现逐渐增强的趋势，而在后期第8天开始减弱，随后没有明显的规律性。故本文将短期说服效果的时间考察窗设置为7天，从所有的数据池中筛选出第1天到第7天的254条数据建模。

图1 健康信息说服效果随时间描述性统计

增加时间效应后的多层线性模型的构建过程和上文所述相似，主要结论区别：模型1中加入了时间变量后，时间（β=0.08，p=0.04）和信息质量（β=0.61，p＜0.001）均对说服效果有显著正向影响。全模型（模型3）结果（表9）显示，健康意识显著调节来源可信度、信息热度、时间与信息说服效果之间的关系，信息质量只具有主效应。随着用户在7天的周期内接触健康信息的时间递进，信息说服效果增强，且在健康意识的调节下，时间对信息说服效果的正效应逐渐减弱。卷入度显著调节信息质量、来源可信度与说服效果之间的关系，且信息质量和来源可信度都具有主效应。健康素养不具有跨层调节效应。

表9 增加时间效应后的全模型

表10为增加时间效应后的模型评价结果。加入时间后，模型1、模型2和模型3的离异系数比零模型的813.63均有下降，模型得到改善。模型1和模型3具有较强的解释力（ES＞35%），模型2加入健康意识后，对说服效果的解释能力增强最多。

表10 增加时间效应后的模型评价

3.3 考虑时间效应前后的结果对比

将增加时间效应前后的结果进行对比，总结如表11所示。研究结果表明：①信息质量对健康信息说服效果均产生显著的正向影响，假设H1-1得到支持，未考察时间效应时，来源可信度对健康信息说服效果产生显著正向影响；增加时间效应后，来源可信度的影响效应被抵消，假设H1-2在有限条件下得到支持；②仅在7天的时间窗内，随着累积使用健康信息，说服效果呈现显著增长，假设H2在有限条件下得到支持；③卷入度显著调节信息质量、来源可信度与信息说服效果之间的关系，假设H3-1和假设H3-2得到支持；④健康意识显著调节信息热度和健康信息说服效果之间的影响关系，在考虑时间效应后，发现健康意识还具有显著调节时间以及来源可信度对说服效果的影响关系，假设H4-3和假设H6-1得到支持，假设H4-2在有限条件下得到支持。其余假设均不成立。

表11 考虑时间效应前后的结果对比

4 结论和讨论

本文的研究结果表明，说服路径的选择受到个体内在因素和外界线索因素、时间机会因素共同作用，为ELM理论用于社交媒体健康信息说服机制研究提供了新的见解。本文的研究结论如下。

首先，信息线索对健康信息说服效果的影响主要取决于信息质量和来源可信度，且信息质量影响效应更强。

本文在社交媒体上发现的信息线索对说服效果的影响与其他情境的结论相似[16,22,30]。用户在中心路径加工健康信息内容时，信息质量越高，说服效果越强。同时，外围线索信源的感知可信度也影响信息的说服效果，感知来源可信度越高，越可能被说服。比较回归系数发现，信息质量影响效应更强，这一结论也是ELM思想的体现，即中心线索比外围线索更具说服效果[3]。

值得注意的是，本文未发现信息热度对说服效果的影响，甚至根据回归系数为负值可知，热度越高的信息，用户越不容易为其所动。社交媒体转发、点赞、评论这类表示口碑的外围线索不会对信息的说服效果产生显著影响，推测存在“过犹不及”效应。文献[47] 报道，中心路径是电子商务网站口碑采纳的主要预测因素，而在社交网站上，外围线索往往占主导地位。不同于购物场景下口碑的说服活动，本文发现中心说服路径对健康行为相关决策具有关键作用。本文扩展了ELM模型研究社交媒体健康信息说服效果时的新见解，即在社交媒体上，中心线索和外围线索共同说服用户产生健康行为意愿。

其次，健康信息说服过程具有时间动态效应。

从健康信息说服效果的时间变化规律来看，7天周期是一个能产生显著效应的时间窗。研究发现，在前7天内信息说服效果逐步增强后，用户表现出对说服不同程度的抵抗。说服效果随时间变化的规律反映了说服过程的阶段性。说服的第一阶段持续7天左右，重复接触和使用健康信息，增加了被说服的机会，说服效果得到提升；在第二阶段，导致说服效果下降的原因可能很多，例如，有研究提出，过度接触信息导致乏味和分心，说服效果被抵消[48]。

精细加工可能性对说服效果的影响随着时间的推移呈现不稳定性。尽管Petty等[3]在提出ELM模型时指出，中心线索对态度改变会表现出更强的时间持久性、更强的行为预测能力和对反说服的抵抗力，但鲜有研究证实此观点。本文在考虑时间效应后发现，中心线索的说服效果更稳定，能持续地对行为意愿产生影响，但来源可信度的影响随着时间的推移而被抵消。从一条信息的即时说服效果来看，来源可信度是说服效果的重要影响因素，但如果用户持续接触健康信息，那么说服效果就不再受到来源可信度的影响。这与Lee[39]在研究教育项目推进时的结论一致。该发现印证了霍夫兰提出的“睡眠者效应”，即当信源或者信息线索具有高度影响时，抑制内容说服效果的折扣线索（discounting cue）的影响力会随着时间的增加而增强[13]。霍夫兰将其解释为来源可信度的作用因接受者的遗忘而发生变化，信息内容的说服力会从一种“睡眠”状态经过一段时间后完整地发挥出来，对来源的记忆则会减淡，其说服效果逐渐减弱或消失[13]。

最后，健康信息说服路径的选择会随个体特征和时间机会变化。

说服路径选择主要受健康意识和卷入度的调节，两者均为个体动机因素，可以认为动机是最主要的决定因素。已有研究发现，健康素养能调节外围线索与态度改变之间的关系[9,21]，但在本文中未得到证实；本文响应了前人研究健康信息采纳行为时的观点[16]。

本文发现，一方面，不考虑时间效应时，健康意识仅对信息热度存在负向调节效应。在接触高热度的健康信息时，健康意识越强的个体越不易被说服改变健康行为意愿。这符合Ahluwalia的3种说服抵制模式之一的属性相对权重说服抵制[49]，即健康意识强的人会因偏见降低信息热度权重。本文通过用户因个体健康意识的差异而对信息热度的依赖程度不同，证实了用户对信息线索属性相对权重偏见行为的存在。Meng等[20]认为，高健康意识的个体在决定被健康信息说服之前，还要考虑健康信息（如本文探讨的信息线索）的特征。

另一方面，健康意识的调节作用存在时间效应。在增加考虑时间因素后，健康意识增强了来源可信度的影响。个体健康意识越强，来源可信度对说服效果负向影响效应越强。这类人群在接触高可信度来源信息时，不容易改变健康行为意愿。本文结论与Meng等[20]的结论相反，其认为健康意识越低，高可信度信源对说服力促进作用越小。本文认为，时间对信息说服效果的累积影响导致健康意识调节作用的变化。在7天的时间周期内，健康信息对改变健康行为意愿的说服效果随着时间推移逐步提升。但个体健康意识越强，健康信息的说服效果提升越缓慢。这说明健康意识会弱化时间对信息说服效果的累积效应。

用户的卷入度会调节信息质量和来源可信度对信息说服效果的影响，且不存在时间效应。健康信息卷入度弱化了信息质量对说服效果的正向影响，强化了来源可信度对信息说服效果的负向影响。虽然Jin等[16]也认为卷入度能调节信息质量、来源可信度与健康信息采纳之间的关系，但和本文发现的卷入度的调节方向不同。对于改变健康行为意愿，本文呈现高卷入度用户倾向于依靠来源可信度、低卷入度用户倾向于依靠信息质量线索的趋势。卷入度对信息线索的调节作用为ELM模型提供新的见解，在电子商务领域，卷入度常被证实能正向调节信息质量和来源可信度对个人购买商品决策的关系[24]。然而，本文发现当决策和健康有关时，卷入度反而成为信息质量线索的折扣。当卷入度较高时，人们更倾向于处理一些外围线索，如来源可信度来完成健康决策。

5 启 示

5.1 理论启示

立足于微信公众号这一信息来源，本文对新媒体平台的健康信息说服进行了一次有益探索，增强了ELM模型跨领域的解释能力。同时，为ELM说服理论提供了新的见解，丰富了健康信息说服的研究。

首先，与以往基于ELM探究影响因素的“净效应”不同，本文将健康信息的说服过程视作个体特征和信息线索跨层交互作用的嵌套模型，证实了将信息质量和来源可信度作为说服线索的可行性。本文发现，用户被健康信息说服的过程是中心路径和外围路径共同作用的混合模式，而且与已有研究结论不同，社交媒体提供的转发、点赞、评论等信息热度线索对说服过程没有显著影响。

其次，本文证实了精细加工路径对说服效果影响的时间动态性和个体差异性，这是已有研究未能发现的。本文将ELM看作一种过程理论，将其视作可能受时间动态影响的黑箱，这与先前大多数基于横截面因素的研究形成鲜明对比[12]。随着时间的推移，信息质量这一中心线索的影响并没有发生变化，但是来源可信度这一外围线索的说服效果被逐渐抵消，不再产生显著影响。通过跨层调节作用分析，发现增加时间效应后用户健康意识产生了对来源可信度的调节作用。增加考虑时间效应更有助于深入解释个体特征和信息线索特征跨层交互的作用机制。它不仅可以解释影响效果如何在个体之间变化，而且可以解释存在机会因素使得精细加工可能性出现动态变化。两条说服路径互不排斥出现在同一个体接触信息的不同时机上，时间累积效应成为影响说服路径选择的一个决定因素。因此，本文为全面理解健康信息说服过程提供基础，对未来研究健康信息说服的长期效果具有理论和方法价值。未来可以考虑在ELM模型中增加时间元素，以提升模型对说服过程的解释。

5.2 实践启示

首先，以往基于ELM模型的说服实践主要是设计信息策略来增强精细加工可能性，而本文主要关注个体特征和信息特征如何交互作用影响健康信息的说服效果，为开展“以人为本”的个性化健康教育提供了参考依据。本文发现，健康教育者可根据个体的健康意识和卷入度制定不同信息线索特征的个性化健康信息教育策略。例如，从本文发现的健康意识的调节作用来看，要关注缺乏良好健康意识群体的健康信息推送，这类人群更看重来源可信度高和信息热度高的信息。又如，本文还发现，高卷入度的用户会对接收到的信息进行精细思考和评判，需为其提供高质量论据的信息；低卷入度的用户更依靠来源可信度，需有针对性地提供高可信度的信源。

其次，本文的时间效应视角对实际健康教育具有管理启示。7天是开展健康教育培训时可以参考的合理时间设置。用户在接受健康信息教育的前一周会表现出逐渐增强的健康行为意愿，这是个体持续累积接触健康信息产生的结果。此外，还需要精心设计健康教育方案。从本文的结论来看，随着时间推移，来源可信度的说服效应被抵消，故健康教育要强调用户在持续一段时间后重视来源可信度。高质量的健康信息会引发用户更深入的思考，精细加工可能性高，态度改变持久。健康信息说服效果在7天累积周期后会出现回落，启发健康教育需要周期性的巩固，警惕回落的可能。在7天培训周期结束后，可采取一些激励和跟踪措施，以刺激健康信息继续发挥说服作用。

6 结束语

本文以ELM模型作为理论基础，在个体内层面通过信息加工路径引入了信息质量、来源可信度以及信息热度3个说服线索，从个体间层面引入了健康意识、卷入度和健康素养3种个体特征，解释个体特征和信息线索特征如何跨层交互说服用户产生健康行为意愿的过程。同时，本文扩展了ELM模型，引入时间纵向因素，揭示了短期内健康信息说服效果的动态趋势，证实中心说服路径和外围说服路径的选择会随个体特征和时间机会而变化。

本文的研究局限主要包括：第一，本文基于ELM模型，仅关注了社交媒体上最常见的3个信息因素，忽视了一些其他的可能说服因素；第二，本文选择较短时间周期，未来可扩大时间窗，用更长期的数据支撑健康信息说服机制研究；第三，参与日记实验的样本主要为大学生，选择的健康信息平台限于两个，未来需要进一步扩大样本范围，在更多的健康信息平台上验证本文的结论；第四，多层线性回归分析将时间和信息线索同作为个体内变量，无法探究两者的交互作用。但是，本文通过对比增加时间效应前后的结论，发现时间具有改变信息线索说服效果的能力，未来可以进一步将时间作为调节信息线索说服效果的变量来探讨。