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摘要
尽管评论区已成为塑造用户态度的重要空间，但意见微气候影响用户态度的心理机制及干预条件仍未得到系统揭示。本文以MAIN模型为总体框架，整合意见气候理论与认知信任研究，引入评论警告标签作为元传播线索，采用2（议题类型）×2（评论区立场）×2（评论警告标签）的在线实验，考察意见微气候影响用户态度的认知信任路径及认知需求的调节作用。结果表明，与用户原有态度一致的意见微气候总体上强化了其原有态度，但经由认知信任呈现有限的态度回调，构成竞争性部分中介；该间接路径在高认知需求者中作用更强。评论警告标签在整体样本中对认知信任和态度变化的影响均不显著，总体作用有限；但在高认知需求者中，评论警告标签显著降低认知信任，并经由认知信任产生指向原有态度强化的条件间接效应。研究深化了意见气候理论的心理机制解释，探索了评论警告标签发挥作用的边界条件，并为基于用户认知特征的意见微气候差异化干预提供了启示。
作者简介
李丹珉，华东政法大学韬奋新闻传播学院讲师。
基金项目
本文系上海市哲学社会科学规划课题“虚假意见气候的干预机制研究”（项目编号：2023ZXW002）阶段性成果。
一
引言
舆论之于社会，犹如皮肤之于身体（诺尔-诺依曼，2001/2013：62）。传统媒体时代，人们主要依赖大众传播和人际传播来感知宏观意见气候（Zerback & Fawzi，2017）；移动互联网环境下，这种感知越来越依赖具体互动场景中的即时线索，评论区、点赞数、转发量和平台提示等共同构成用户理解他人态度和判断主流意见的参照（Woong Yun & Park，2011）。据此，有学者提出意见微气候（micro-climate of opinion）的概念，即个体通过接触特定在线评论群体所表达的观点而感知到的局部意见氛围（Chun & Lee，2022）。
值得注意的是，近年来社交媒体上的水军控评现象日益普遍。在外部力量干预下，意见微气候可能诱发虚假共识效应，使用户将少数立场误判为多数意见（Sohn，2022）。2021年美国行政会议发布的报告指出，虚假评论已从偶发事件演变为亟待系统治理的社会问题（Balla et al.，2021）。这一现实背景凸显出两个值得深入思考的问题：其一，为什么意见微气候能够影响用户态度？其二，当意见微气候存在被操控的风险时，如何对其进行有效干预？
已有研究多关注意见微气候对用户表达意愿的影响（Kelm et al.，2024；Neubaum & Krämer，2018；Ordoñez & Nekmat，2019），但舆论操控的真正目标往往不是压制声音，而是引导用户完成态度转变（徐明华，李虹，2024）。从这一角度看，仅以“被孤立的恐惧”解释用户在意见环境中的反应仍显不足（Lee et al.，2014；Soffer & Gordoni，2018）。社交媒体中，许多用户并不主动发言，却会持续浏览他人评论并据此形成判断（Preece，Nonnecke & Andrews，2004）。因此，意见微气候对态度的影响不仅可能源于表达压力，也可能源于用户对评论环境真实性和可靠性的认知评估。
在治理层面，现有研究主要从计算宣传的视角出发，关注如何利用技术手段识别网络水军和虚假评论（张凌，刘琼，贺昌茂，2025；Bastos & Mercea，2019）。然而，算法治理存在一定的技术滞后性，面对虚假评论的不断迭代，平台可能陷入“封禁—再生”的被动循环（Gorwa，Binns & Katzenbach，2020）。因此，想要削弱虚假评论的影响，除了依靠算法治理，还需引入针对用户信息判断过程的认知干预手段。
为整合上述机制解释与干预思路，本文尝试引入Sundar（2008）的MAIN模型，将二者置于社交媒体平台线索的统一框架下加以考察。MAIN模型认为，数字媒介中的结构性线索能够激活用户头脑中的启发式规则，并进一步影响用户的信息判断。基于该框架，本文将评论区的优势意见分布视为一种从众启发式线索，该线索可能会影响用户对意见微气候的感知。同时，引入评论警告标签这一概念性干预方式，将其视为一种具有诊断性和警示性的元传播线索，用于提醒用户评论环境可能存在被操控的风险。二者虽然形式不同，但都可能通过影响用户对评论环境的认知信任，改变用户态度。由此，本文试图深化对社交媒体平台线索如何影响用户态度的理解；同时，也为虚假评论治理提供了一种以用户认知信任为中心的干预思路。
二
文献回顾与研究假设
（一）作为从众启发式线索的意见微气候
从MAIN模型的角度看，意见微气候可以被理解为一种从众启发式线索。尤其在信息过载、判断不确定或精细加工动机不足时，用户更倾向于依据评论区的优势意见，推断多数人的看法（Metzger，Flanagin & Medders，2010；Waddell，2018）。与点赞数、转发量等量化线索相比，评论区意见不仅显示支持或反对的总体方向，还通过具体表述提供理由和情绪等质性信息。有研究发现，评论区中的质性线索比单纯的量化线索更能影响用户态度（Lee，Atkinson & Sung，2022）。此外，还有研究显示，在某些情境下意见微气候对用户态度的影响可能不亚于新闻内容本身（Hong & Cameron，2018）。由此可见，评论区意见并非新闻或议题信息的附属品，而是影响用户理解议题并调整自身态度的重要平台线索。
进一步看，意见微气候对用户态度的影响，在一定程度上取决于用户初始态度与评论区主导意见是否一致。当意见微气候与用户初始态度一致时，评论区主导意见为用户提供社会确认感，使其倾向于认为自身判断获得了多数支持，从而强化原有态度；当意见微气候与用户初始态度不一致时，评论区主导意见则向用户传递出反向社会信号，这可能会削弱用户对原有立场所获社会支持的感知，进而促使其态度向评论区主导意见方向偏移（Lee，2012；Lee，Jang & Chung，2021）。综上，本文提出以下研究假设：
H1：当意见微气候与用户初始态度一致时，用户态度倾向于强化；当二者不一致时，用户态度倾向于改变。
（二）作为元传播线索的评论警告标签
从认知加工的角度看，意见微气候之所以容易影响用户态度，一个重要的原因可能在于用户缺乏对传播结构和意见生成过程的元认知警觉（Morrow et al.，2022）。因此，对受操控意见微气候的干预，不应仅停留于删除虚假评论等外部治理层面，还应尝试激发用户对当前传播环境的反思性判断。既有研究表明，针对评论语气而非观点内容的网民反馈意见，可以提示用户何种表达符合文明讨论规范（Buerger，2021）。这说明，一些并非针对议题内容本身的提示，能够引导用户思考“我身处怎样的传播空间”。基于MAIN模型的视角，本文将这类指向社交媒体讨论环境和互动规则的提示信息概念化为元传播线索。
进一步来看，元传播线索可依据具体干预目标，被设计为具有风险提示或解释说明功能的信息。Molina和Jennings（2018）关于Facebook讨论的实验研究显示，带有“请大家文明发言”提示语的留言即便不参与议题论辩，也可能改变用户对讨论环境的理解；Porten-Cheé、Kunst和Emmer（2020）的研究同样指出，当网络讨论被笼统的媒介敌意带偏时，用户可以通过提醒其他人查阅多个信息来源或提供其他信息来源链接，将讨论重新引向理性判断。这些研究表明，当干预目标是修复被破坏的意见环境时，元传播线索可以指出讨论环境中可能存在的问题，并提醒用户采取更审慎的判断策略。因此，诊断性和警示性是元传播线索在信息干预情境中的具体功能形态。
基于这一思路，本文提出一种面向意见微气候干预的原创性元传播线索——评论警告标签。与虚假信息警告标签不同，评论警告标签并不直接判断信息真伪，而是提醒用户评论区环境可能存在被操控的风险。不过，正因为评论警告标签并不直接提供事实信息，其是否会直接引发用户态度变化仍需要进一步探索。据此，本文提出以下研究问题：
RQ1：评论警告标签是否会对用户态度变化产生直接影响？
（三）认知信任的中介作用
意见微气候和评论警告标签能否影响用户态度，可能与用户是否信任其所处的评论环境有关。认知信任是指用户基于信息来源或信息内容的真实性与可靠性所形成的理性评估（Pang & Liu，2023）。与“被孤立的恐惧”所代表的情绪性路径不同，认知信任关注的是个体对信息质量的理性判断。
对意见微气候而言，既有研究表明，用户评论倾向不仅会影响用户对媒介内容可信度的判断（Waddell，2018），还可能在用户认同评论者所代表群体的条件下影响其相关态度（Walther et al.，2010）。据此，本文推测，用户初始立场与意见微气候的一致性可能影响其对评论环境的认知信任，并最终影响用户态度。
评论警告标签作为本研究提出的新型平台线索，其具体作用尚无直接研究加以验证。因此，本文借鉴虚假信息警告标签的相关发现进行推理。已有文献表明，带有高诊断性提示的警告标签（如“虚假”“存在争议”“需核查”）会显著削弱用户对相关信息的信任，进而抑制用户采纳与分享的意愿（Gwebu，Wang & Zifla，2022；Mena，2020；Xue et al.，2024）。据此推测，当评论区被加注警告标签时，用户可能对评论环境的可信度产生怀疑，这种怀疑进而潜在地影响其态度判断。基于此，本文提出如下研究假设：
H2：当意见微气候与用户初始态度一致时，用户的认知信任更高；当二者不一致时，用户的认知信任更低。
H3：存在评论警告标签时，用户的认知信任更低；不存在时，用户的认知信任更高。
H4：认知信任显著影响用户态度变化。
H5：认知信任在意见微气候与用户态度变化之间发挥中介作用。
H6：认知信任在评论警告标签与用户态度变化之间发挥中介作用。
（四）认知需求的调节作用
平台线索并非机械、同质地作用于所有用户（Flanagin & Metzger，2013）。认知需求是指个体在信息加工中倾向于开展深度思考的稳定人格特质（Cacioppo & Petty，1982）。在社交媒体评论语境下，意见微气候与评论警告标签的作用依赖用户对评论环境的意义解读，其影响大小可能取决于用户投入认知资源的意愿。因此，认知需求可能调节二者对认知信任和态度判断的影响。Lee、Jang和Chung（2021）发现，高认知需求者在处理新闻评论时，更能注意到评论呈现形式的差异，并更愿意依据评论区原始评论推断意见气候；Catlin、Pechmann和Brass（2012）在非处方药标签理解情境中也发现，高认知需求者较少依赖品牌名称等简单的启发式线索，更可能投入认知努力处理药品包装标签中的用药信息。由此推测，对于高认知需求个体而言，意见微气候与初始态度的一致性更容易转化为对评论环境的信任判断，评论警告标签也更容易被理解为关于传播环境可靠性的风险提示。相较之下，低认知需求个体较少对评论意见分布和评论警告标签进行深入加工，相关线索对其认知信任的影响可能较弱。据此，本文提出如下研究假设：
H7a：认知需求调节意见微气候对认知信任的作用。对高认知需求个体，意见微气候与用户初始态度的一致性对认知信任的正向作用更强。
H7b：认知需求调节评论警告标签对认知信任的作用。对高认知需求个体，警告标签对认知信任的负向作用更强。
H8a：认知需求调节意见微气候经由认知信任影响态度变化的间接效应。
H8b：认知需求调节评论警告标签经由认知信任影响态度变化的间接效应。
三
研究方法与研究设计
本研究采用在线实验法，探讨意见微气候如何通过认知信任影响用户态度以及评论警告标签在其中发挥的干预作用与边界。选取“高铁二等座无座该不该同价”（简称高铁票价）与“临终关怀是否应合法普及”（简称“临终关怀”）两个社会争议性话题，实验材料采用2（议题类型：高铁票价/临终关怀）×2（评论区立场：支持/反对）×2（评论警告标签：出现/不出现）的三因素组间实验设计。鉴于本文关注评论区意见微气候与参与者既有态度的关系，研究会进一步根据参与者前测态度与所接触评论区立场是否一致，生成意见微气候变量。本研究委托在线调查平台问卷星进行数据回收，调查时间为2025年3月至4月。
（一）操纵检验与样本功效
在正式实验开展之前，本研究首先进行前导实验，用以检验操控材料的有效性。将操控检验与正式实验分开，是为了避免被试因识别操控而产生提示效应，进而威胁正式实验的内部效度。前导实验邀请上海某公立高校的100名本科生，要求其判断：（1）评论区对争议话题的立场（支持或反对）；（2）评论区是否出现评论警告标签。结果显示，两项操控的识别准确率均超过90%。这表明实验刺激能够被清晰辨识，适合作为正式实验的操控材料。
为保证统计功效，本研究在正式实验前，采用G*Power 3.1.9.7对主效应与交互效应进行功效检验。在效应量f = 0.25、显著性水平α = 0.05、统计功效power = 0.8的设定下, 三因素组间实验所需最小样本量为N = 128。在实际数据收集过程中，本研究共获得1013份问卷。为保证数据质量，通过作答时长和注意力检测对问卷进行初步筛选，在排除无效问卷之后得到有效问卷824份。为保证态度变化变量解释的有效性，本文进一步剔除前测态度中立者112人，获得712份样本；随后剔除评论区立场判断错误者63人，最终纳入分析的样本为649份。该样本量高于功效分析所需最低值，可以保证中等及以上效应的检验能力。对于中介效应与调节中介效应，因其分布特性不满足G*Power假设，故本研究采用Bootstrap方法（5000次抽样）进行检验。
为进一步检验样本筛选过程是否影响随机分配后的组间平衡，本研究按照初始随机分配形成的八种实验条件，比较三类样本分布情况：初筛样本、剔除前测态度中立者后的样本以及最终纳入分析的样本（即进一步剔除评论区立场判断错误者的样本）。卡方检验结果显示，初筛样本与剔除态度中立者后的样本分布无显著差异；初筛样本与最终纳入分析的样本分布亦无显著差异；剔除态度中立者后的样本与最终纳入分析的样本分布同样无显著差异。上述结果表明，样本筛选过程未显著改变随机分配后的组间结构。
（二）实验流程
在实验开始阶段，研究者向所有参与者阐明在线实验的保密原则并鼓励参与者真实作答。随后，引导参与者浏览模拟微博平台上的一条关于社会公共议题的热门帖子，议题内容为高铁票价或临终关怀中的一个。所有参与者首先报告自己对相关议题的初始态度（即前测态度），然后被随机分配至四组微博评论区页面之一。完成阅读后，参与者需判断评论区立场，并再次报告他们当下的议题态度（即后测态度）。接着，参与者评估他们对评论区的认知信任程度。最后，参与者需要回答有关人口统计学、认知需求、微博平台熟悉度的问题。
在测量顺序上，既有研究表明，中介变量测量并不总是中性的测量工具，当相关题项被置于实验操纵与核心因变量之间时，可能作为额外刺激改变被试对研究目的的推测和后续判断（Hauser，Ellsworth & Gonzalez，2018）。因此，本研究将态度后测置于认知信任测量之前，以降低认知信任测量对核心因变量测量的干扰。
（三）实验材料
为提升研究的外部效度，本研究在议题选择与平台选择方面尽量贴近真实情境。首先，借鉴过往研究（马得勇，2023），本研究选取了曾在网络中引发广泛争议且内容属性差异显著的两个议题：高铁票价与临终关怀。二者在议题属性上具有明显差异，在实验中同时纳入这两类议题，可以检验研究结论在不同议题情境下的稳健性。同时，根据这两个议题成为微博热门话题的真实时间，设置帖文发布时间，以增强材料的真实性。其次，本研究选择了微博作为模拟实验平台。一方面，微博是中国主要的公共议题讨论平台之一，拥有庞大用户基础；另一方面，微博近年来引入“小黄签”“小蓝签”等标签机制，建立了较为完善的警告标签体系。基于此，本研究在实验处理中参考微博的做法，设置评论警告标签。
所有实验主帖的发布主体均设定为“中国新闻网”，该账号是微博上比较具有影响力的新闻媒体，日常频繁报道各类社会公共议题。将该账号设定为信息发布者，有助于增强被试者对实验材料的代入感。帖文内容仿照中国新闻网发布信息的通用格式，每条帖文均包含话题标签、事实引述和议题相关图片。为确保实验效应仅来源于意见微气候与评论警告标签，主帖内容保持中立立场，不包含引导倾向。
评论区材料由真实微博评论改写而成。每个实验情境下，评论区均包含5条立场一致的评论（全部支持或全部反对）。为控制潜在混淆变量，本研究采用对照设计：每条支持态度评论均有一条反对态度评论与之对应，两者在字数、语气、情绪强度、表情符号使用、点赞数、头像、昵称等方面基本保持一致，仅在观点方向上不同。
评论警告标签的操控分为两种情境：出现与不出现。在出现条件下，评论区上方显示提示语：“评论区存在水军刷屏风险，请谨慎辨别信息。”提示语设计采用微博常见的“小黄签”配色，并通过字体加大处理以提升视觉显著性。不出现条件下，评论区不包含任何提示语。
（四）变量测量
意见微气候。本研究将意见微气候操作化为用户前测态度与评论区立场的一致性（Lee & Chun，2016）。首先通过七点李克特量表（-3 = 强烈反对，3 = 强烈支持）测量参与者的前测态度。为保证态度方向的可判定性，本研究剔除态度中立的样本，仅保留具有明确态度倾向的受试者。随后，将前测态度与评论区立场进行比较：若二者一致（均为支持或均为反对），赋值为1；若二者不一致，赋值为0。
认知信任。借鉴前人提出的测量方式（Gwebu，Wang & Zifla，2022），本文采用4个题项评估参与者对评论区的认知信任：（1）评论区讨论是真实的；（2）评论区对事件的评价不带偏见；（3）评论区具有可信度；（4）评论区信息值得相信。所有题项均采用7点李克特量表评分（1 = 非常不同意，7 = 非常同意）。经检验，4个题项具有良好的内部一致性（Cronbach’s α = 0.886），故取平均值作为认知信任得分。
认知需求。采用理性-经验量表（Rational-Experiential Inventory，REI）中的10个题项进行测量（Pacini & Epstein，1999），内容包括“我喜欢解决需要深度思考的问题”“我喜欢智力挑战”“学习新的思维方式对我来说很有吸引力”等。所有题项均采用7点李克特量表评分（1 = 非常不同意，7 = 非常同意）。经检验，各题项具有良好的内部一致性（Cronbach’s α = 0.873）。为便于呈现不同认知需求水平下的效应差异，本文在主分析中依据样本得分的中位数将认知需求划分为高低两组：得分等于或高于中位数者归为高认知需求组，赋值为1；低于中位数者归为低认知需求组，赋值为0。与此同时，考虑到中位数分组可能造成连续变量信息损失，在稳健性分析中，本文进一步保留认知需求的连续得分并作均值中心化处理，以构造交互项，重新检验其调节效应。
态度变化。设参与者i的前测态度为Ai0，后测态度为Ai1，且Ai0≠0。态度变化Ci的计算公式如下：
Ci=sgn（Ai0）×（Ai1-Ai0）
其中，sgn（Ai0）表示前测态度的方向。当前测态度为正值时，sgn（Ai0）=1；当前测态度为负值时，sgn（Ai0）=-1。
Ci同时包含态度变化的方向和幅度。具体而言，Ci > 0表示参与者后测态度沿前测态度方向强化；Ci < 0表示参与者后测态度沿前测态度相反的方向移动；Ci = 0表示参与者的前后测态度没有明显变化。与此同时，│Ci│表示态度变化幅度，绝对值越大，说明前后测态度差异越大。
控制变量。为排除个体差异对实验结果带来的可能影响，本文控制以下变量。首先，收集了参与者的基本人口统计学信息，包括性别（0 = 男性，1 = 女性）、年龄（1 = 18岁以下，2 = 18岁～25岁，3 = 26岁～30岁，4 = 31岁～40岁，5 = 41岁～50岁，6 = 51岁～60岁，7 = 60岁以上）和受教育水平（1 = 初中及以下，2 = 高中/中专，3 = 大学专科，4 = 大学本科，5 = 研究生及以上）。其次，考虑实验模拟微博使用场景，本文也将微博平台熟悉度纳入控制变量的范畴。该变量通过一项自评题项测量（“您对微博平台主要功能的熟悉程度如何？”），参与者通过7点李克特量表进行评分（1 = 非常不熟悉，7 = 非常熟悉）。
四
数据分析与研究发现
（一）描述统计与初步分析
在649份最终纳入分析的样本中，男性占42.4%，女性占57.6%。年龄集中分布在31岁～40岁（47.8%）和26岁～30岁（26.7%）。在受教育水平方面，多数参与者具备本科及以上学历（86.2%）。在微博平台熟悉度方面，参与者整体自评分数较高，仅有6.6%的参与者评分在4分及以下。
考虑到本研究选择的两个议题类型在内容属性上存在明显差异，在正式分析前，研究者采用三因素方差分析考察了该变量对因变量（态度变化）的主效应，以及该变量与核心自变量（意见微气候和评论警告标签）的交互效应。结果显示，议题类型主效应不显著（ F [1，641] = 2.927， p = 0.088， η p = 0.005）；议题类型与意见微气候（ F[1，641] = 0.813， p = 0.368， η p = 0.001）、评论警告标签（ F [1，641] = 2.057， p = 0.152， η p = 0.003）的二阶交互效应均不显著；三阶交互效应亦不显著（ F [1，641] = 0.047， p = 0.828， η p < 0.001）。上述结果说明，议题类型并未显著改变核心自变量对用户态度的影响，本文研究发现具有一定的跨议题稳健性。在此基础上，本文在后续分析中均将议题类型与性别、年龄、受教育水平、微博平台熟悉度一并作为控制变量纳入模型（见图1），以进一步控制不同议题类型可能带来的影响，提高模型估计准确性。
为增强实验结果呈现的透明度，本文补充报告不同实验条件下态度变化的样本量、均值、标准差和组间效应（见表1）。结果显示，意见微气候一致（ M = 0.19， SD = 0.94， n = 354）与不一致（ M = -1.21， SD = 1.41， n = 295）情况下的态度变化存在显著差异。当用户前测态度与评论区立场一致时，用户后测态度和前测态度比略有强化；当二者不一致时，后测态度更明显地偏离前测态度方向，且呈现出向评论区立场方向移动的趋势。议题类型和评论警告标签在态度变化总体均值层面未表现出显著差异。
（二）模型结果
本文使用R语言中的lavaan包进行结构方程模型估计，估计量为最大似然（ML），优化算法为NLMINB。为获得稳健推断，路径系数与间接效应的标准误与置信区间基于Bootstrap（5000次抽样）计算得出。除特别说明外，以下路径检验均基于纳入性别、年龄、受教育水平、微博平台熟悉度和议题类型后的正式模型结果。检验结果显示，模型整体拟合效果良好。与基线模型相比（ χ 2 [21] = 346.375， p < 0.001），实验模型的增量拟合指数显著提升。信息准则（AIC= 4054.902，BIC = 4144.411，SABIC = 4080.911）进一步表明实验模型在拟合与复杂度之间取得较好权衡，可以满足后续的路径检验与效应分解。实验模型对关键内生变量具有中等偏上解释力（认知信任R2 = 0.139，态度变化R2 = 0.313），该水平在社会科学研究中属于可接受范围。具体回归路径模型如下：
其中，M表示认知信任，Y表示态度变化，X1表示意见微气候（0 = 不一致，1 = 一致），X2表示评论警告标签（0 = 不出现，1 = 出现），W表示认知需求（0 = 低认知需求，1 = 高认知需求），α 1和α 2表示截距项，e1和e2表示误差项。
式（1）用于检验意见微气候、评论警告标签及其与认知需求交互项对认知信任的影响；式（2）用于检验认知信任对态度变化的影响，以及在控制认知信任后，意见微气候和评论警告标签对态度变化的直接影响。由于主分析中的核心自变量和调节变量均为二分变量，本文未对其进行均值中心化处理，而是直接构造交互项。
研究模型的路径检验结果如图2所示。
1.直接效应和中介效应
如表2所示，在直接效应路径中，意见微气候对用户态度变化具有显著正向影响，H1得到支持。针对RQ1，评论警告标签对态度变化的直接效应未达到统计显著水平。这表明，在本研究设定的实验情境中，未发现评论警告标签直接影响用户态度的充分证据。同时，意见微气候对认知信任具有显著正向影响，H2得到支持。评论警告标签对认知信任的影响不显著，因此在整体样本层面H3未得到支持。考虑到评论警告标签的作用可能受个体认知需求水平的调节，其作用将在后续调节中介分析中进一步检验。此外，认知信任对态度变化呈显著负向作用，H4得到支持。
在中介效应检验中，意见微气候通过认知信任对态度变化产生了显著间接效应，说明意见微气候既能直接推动态度变化，也会通过提升认知信任抑制态度变化，呈现竞争性部分中介效应，H5得到支持。而评论警告标签通过认知信任影响态度变化的中介效应不显著，H6未获支持。不过，和H3类似，评论警告标签想要发挥作用可能依赖用户的认知需求水平，该间接路径将在调节中介分析中进一步考察。
最后，在总效应层面，意见微气候对态度变化的总效应显著，说明认知信任仅部分抵消了意见微气候的直接作用，未完全逆转其方向，意见微气候依旧在塑造用户态度过程中发挥关键作用；而评论警告标签的总效应不显著，表明该要素在整体样本中干预效果有限。
2.调节效应和有调节的中介效应
为进一步检验认知需求在意见微气候与评论警告标签作用机制中的调节效应，本研究引入交互项并构建有调节的中介模型。
如表3所示，就基于中位数分组的调节效应而言，意见微气候与认知需求的交互作用显著正向影响认知信任，支持H7a。如图3所示，高认知需求个体对意见微气候更敏感：在面对与自身态度一致的意见微气候时，高认知需求个体的认知信任水平提升更为显著。评论警告标签与认知需求的交互作用则对认知信任产生显著负向影响，支持H7b。如图4所示，高认知需求个体对评论警告标签的反应更明显：在无标签条件下，高认知需求个体的认知信任水平更高；但在标签出现时，高认知需求个体对评论区的认知信任水平显著下降，而低认知需求个体几乎不受影响。
为检验上述调节效应是否受到中位数分组方式的影响，本研究将认知需求作为连续变量，对其进行均值中心化处理并开展稳健性检验。结果显示，意见微气候与认知需求的交互项显著；评论警告标签与认知需求的交互项虽然未达显著水平，但方向与理论预期一致。条件效应分析显示，意见微气候对认知信任的正向影响随认知需求升高而增强，评论警告标签的负向影响主要出现在认知需求水平中等及较高的条件下。总体来看，连续变量模型与中位数分组模型的分析结果基本一致。
进一步检验有调节的中介效应。结果表明，认知需求显著调节意见微气候经由认知信任影响态度变化的间接效应，调节中介指数显著为负，支持H8a。这一结果意味着：对高认知需求者而言，与自身立场一致的意见微气候更可能提升其对评论区的认知信任。但由于认知信任对态度变化具有负向影响，该间接路径会对意见微气候的总体强化作用产生一定程度的抵消，表现为有限的态度回调。需要说明的是，一致的意见微气候总体上仍会强化用户原有态度，该负向间接作用不足以改变其总体作用方向。
为便于理解，可结合测量参与者前、后测态度的七点李克特量表（-3 = 强烈反对，3 = 强烈支持）加以说明。以一名前测态度为2的高认知需求参与者为例，当该参与者看到支持性评论区时，一致的意见微气候总体上仍可能推动其态度向进一步支持的方向发展，但经由认知信任产生的负向间接作用会在一定程度上削弱这种强化趋势。相比之下，低认知需求者虽然也会因评论区与自身态度一致而提高认知信任水平，但提升幅度相对较小，经由认知信任产生的态度回调效应也相对较弱。
与此相对，认知需求显著调节评论警告标签经由认知信任影响态度变化的间接效应，调节中介指数显著为正，支持H8b。这表明，虽然在整体样本中评论警告标签并未显著影响认知信任和态度变化（H3与H6未获支持），但在高认知需求群体中，评论警告标签可以通过削弱认知信任，降低用户基于评论区信息调整态度的可能。
3.纳入控制变量前后的模型比较
为检验主要研究结论是否依赖控制变量设定，本文进一步估计未纳入控制变量的有调节中介路径模型，并将其与纳入控制变量后的正式模型进行比较。从模型拟合情况看，未纳入控制变量模型整体拟合效果同样良好。未纳入控制变量的模型与正式模型在拟合指标上无明显差异。无论是否加入控制变量，模型数据分析结果总体一致，估计值仅有轻微变化。这表明本文的主要发现不依赖控制变量设定，详细模型比较结果参见附录1表5。
五
研究结论与讨论
在社交媒体意见环境日趋复杂化的背景下，本研究聚焦意见微气候、评论警告标签与认知信任三者之间的关系，探讨用户态度变化和干预的内在机制。研究发现，意见微气候对用户态度有显著影响。意见微气候与用户初始态度一致，既能直接强化用户态度，又会通过提升认知信任抑制态度变化，呈现出竞争性部分中介效应。评论警告标签在总体层面的干预效果不明显，但在高认知需求群体中作用显著。
（一）态度强化与有限回调：意见微气候的双重作用
意见微气候是用户感知社会意见环境的重要线索。与既有研究相呼应（Duncan & Coppini，2019；Graf，Erba & Harn，2017；Krämer et al.，2021），结果表明，在本研究设定的实验情境中，即使评论数量有限，高度一致的评论意见仍会影响个体对公共议题的态度。本研究进一步揭示了这一作用过程的复杂性：一致的意见微气候虽然总体上强化用户原有态度，但在统计上呈现出经由认知信任中介的反向间接路径，表现为一定程度的态度回调倾向，且这一倾向在高认知需求者中更为明显。
Lewandowsky、Ecker和Cook（2017）指出，个体面对误导性信息时并非毫无防御能力，但仅靠自身判断，通常难以应对持续且结构化的误导性信息影响。本研究结果在一定程度上与该判断相呼应：经由认知信任所产生的态度回调路径表明，用户面对高度一致的评论意见时并非完全被动；但该路径尚不足以抵消意见微气候对用户态度的总体影响，这说明用户自发的态度调节仍然较为有限。
认知接种理论为增强用户对误导性说服信息的抵抗力提供了一种可能路径。McGuire（1961）提出，预先让个体接触经过弱化的反方论点，并引导其对这些论点进行反驳，可以提高个体面对后续说服性信息时的抵抗力。近年来，随着传播环境日益复杂，相关研究进一步提出了“广谱疫苗”（broad-spectrum vaccine）的干预思路。Roozenbeek与van der Linden（2019）发现，认知接种可以不再围绕某一议题或某一条虚假信息进行，而是转为揭示各类虚假信息共同采用的操控策略。这也为干预受到操控的意见微气候提供了理论启示：平台除了纠正具体内容外，或许还可以通过环境层面的提示，为用户评估评论区意见分布的真实性提供补充信息。基于此，本文进一步讨论评论警告标签的作用条件。
（二）评论警告标签与基于用户认知特性的差异化干预
在本研究设定的实验情境中，评论警告标签对用户态度变化的直接效应未达到统计显著水平，对整体样本认知信任的影响也未达到统计显著水平。该结果与元传播线索主要提供传播环境信息，而非直接纠正用户态度的理论定位基本一致（Molina & Jennings，2018）。这意味着，评论警告标签本身不足以对用户态度产生稳定影响，其作用可能受到用户认知特性的制约。因此，本研究进一步考察了认知需求的调节作用。结果显示，认知需求调节意见微气候和评论警告标签对认知信任的影响，并进一步影响二者经由认知信任作用于态度变化的间接路径。这表明，用户认知特性构成评论警告标签发挥作用的边界条件，这也为探索面向不同用户的虚假意见微气候干预提供了启示。
对高认知需求者而言，评论警告标签表现出一定的条件性干预潜力。实践中，可进一步探索将警告标签从对单条信息真实性的提示，拓展至对评论环境可靠性的提示，进而为高认知需求用户评估评论环境可信度提供依据。对低认知需求者而言，本研究并未观察到评论警告标签对其认知信任的稳定影响。相较于评论警告标签，意见微气候对其态度变化的直接影响更为突出。后续研究可以思考如何通过不同的信息呈现方式，更清晰准确地呈现评论区的意见构成，并检验这些方式能否降低低认知需求者受虚假意见微气候误导的可能性。
总体而言，基于本研究的证据，平台对评论环境的治理在关注具体内容的识别与处置之外，还可以适度关注用户如何理解和评估评论区环境。本文将这一补充思路概括为“理解调节”，即通过优化风险提示和信息呈现方式，为用户判断评论环境的可信度提供支持。
（三）中国舆论特殊性及其对研究结论普适性的可能影响
舆论有自己的时间和空间边界（诺尔-诺依曼，2001/2013：248）。舆论并非存在于抽象的社会真空之中，而是深深嵌入特定的社会结构与文化语境之中。赵鼎新（2011）指出，中国舆论的特殊性在于，公众对主流媒体的信任度相对有限，而对民间叙事和草根信息的认同度更高。这种信任结构使中国舆论出现了一种独特的“非程序的民主”形态。与西方社会相比，中国舆论场的结构性特征可能导致意见微气候对用户态度的影响更为显著。从这个角度看，中国语境下的虚假评论治理或许更具现实必要性。
陈龙（2019）指出，中国网络舆论具有典型的“借题发挥”特征，公众往往通过对公共事件的再解读，表达潜在的社会情绪。汤景泰、徐铭亮和星辰（2023）进一步发现，中国网络舆论的形成与演化受立场、情感、注意力与选择性接触四因素的共同驱动，构成了一种以情绪共鸣为核心的传播逻辑。相较于以制度化信任为核心的西方社会，中国的舆论信任结构更具关系化与情绪化特征。对许多用户而言，评论区既是信息交流的场域，也是立场宣示与情感共振的空间。当评论警告标签指向虚假评论时，其挑战的对象并不仅涉及评论内容本身，更涉及用户的情绪立场与价值投射。当评论警告标签触及用户情绪认同的边界时，用户就可能对提示信息表现出忽视和抵触的态度。因此，未来应进一步思考：在不同社会信任结构下，标签干预如何在理性引导和情绪共识的交界地带发挥作用，从而为中国语境下真实民意的塑造提供理论支撑。
六
研究不足与未来展望
尽管本研究在揭示意见微气候作用机制及评论警告标签的干预边界方面有所发现，但受限于研究设计与操作条件，结论解读仍需谨慎。
一方面，本研究的结论主要来自在线实验的控制情境，这种设计虽然有助于操控变量并识别因果关系，但研究本身的外部效度会面临挑战。尽管本文在实验材料设计上尽可能模拟真实社交媒体评论区的呈现方式与互动逻辑，但实验中将意见微气候操作化为5条立场一致评论的做法仍存在局限。这一处理主要是为了在控制情境中形成清晰的多数意见线索，但现实社交媒体评论区通常同时包含支持、反对与中立等多种意见，评论可见性也会受到排序算法和互动数据等因素的影响。因此，本文结论在评论区内主导意见清晰的情境下较为适用，不宜直接类推至意见高度混杂的评论环境。未来研究可以通过田野实验，在真实社交媒体环境中进一步检验本文结论；也可以在实验设计中引入混合意见比例、评论排序方式和互动数据等线索，比较复杂评论环境如何影响用户对意见微气候和评论警告标签的感知。
另一方面，本研究采用的是横截面实验设计，实验结果揭示了意见微气候与评论警告标签在短期内对用户态度变化的作用机制，但尚不清楚这种效应是否具有持续性。未来研究可以采用纵向设计，追踪同一群体在较长时间维度上的态度变化情况，从而检验意见微气候效应的持久性与动态性。此外，本研究的实验流程为先进行态度后测，再测量认知信任。该安排有助于降低认知信任题项对态度测量的影响，但也使认知信任与态度判断之间的因果中介顺序不够理想。后续研究可将测量顺序本身纳入实验设计，随机安排认知信任测量和态度测量的实验顺序，比较两种流程下的研究结果是否存在差异。
基于本文的研究发现，未来相关学术探索仍有若干值得关注的议题。一则，现实中的评论操控形式多种多样，例如刷屏攻击（flooding）、集体围攻（dogpiling）、人身攻击（personal attack）以及带有精致话术的意见操控（astroturfing）（Weber & Neumann，2021）。不同类型的评论操控可能通过不同心理机制对用户造成影响：有的依赖数量优势，有的依赖情绪威胁，有的利用语言策略制造可信度。因此，未来研究可以系统比较不同评论操控方式的相对效果，揭示哪种形式的评论操控对用户态度和认知信任影响最大。二则，本研究将评论警告标签设定为潜在操控风险提示，主要是从否定角度向用户强调评论区可能并非自然形成。然而，另一种可能的干预思路是利用肯定性标签明确告知用户该评论区为自然生成的讨论环境。不同类型的提示可能触发不同的心理路径：否定性标签或许更能激发用户的防御心理，肯定性标签或许能增强用户的认知信任与参与意愿。未来研究可通过实验操控比较两类标签的效力，检验不同类型评论警告标签的差异化作用。此类研究不仅能够进一步丰富元传播线索的实证研究，也能为平台在风险提示与信任营造之间实现平衡提供实践依据。
本文参考文献从略，原文刊载于《国际新闻界》2026年第6期。
本期执编/小鱼
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