結構洞文化異質性及其對群間信息傳播的影響研究

雷宏振 高揚眉

（陜西師范大學國際商學院，陜西西安710000）

結構洞文化異質性及其對群間信息傳播的影響研究

雷宏振 高揚眉

（陜西師范大學國際商學院，陜西西安710000）

信息是一種產生效益的資源，本文以結構洞為背景，研究文化異質性對信息傳播的影響，運用SPSS對問卷進行相關分析和回歸分析，得出影響結構洞傳播信息的文化異質因素主要有情緒智力、行為觀念，其影響程度從大到小排列依次為傳播效益、風險感知、信息源熟悉度、情緒智力、文化價值觀。本研究為信息在群間如何快速有效傳播提供了方法。

結構洞；文化異質性；信息傳播

在分析群間信息傳播時，學者大都采用經典的SIS、SIR傳染病模型，從個體的免疫狀態(tài)，感染狀態(tài)等研究信息尤其是謠言的傳播過程。而個體在接收和傳遞信息的過程中包含了對信息源和信息傳遞對象的甄別和判斷。多數(shù)文獻研究得出的是個人特征對信息傳遞的重大影響，但并未單獨的將個體的文化異質特性作為變量衡量其對群間信息傳播的影響。然而，盡管結構洞理論的研究日趨成熟，但目前國內基于結構洞及其分支理論在信息傳播方面的研究，仍然多集中于關注弱關系（Weak Ties）在信息與知識轉移以及資源共享中的作用。較少有學者關注結構洞及守門人的文化異質特性，探討結構洞守門人的文化異質和這種異質如何影響信息傳播的機制在已有文獻中更為少見。作為信息傳播的主體，個體不同的文化異質成為掌握信息的結構洞守門人甄別及傳播信息的重要參考標準，本文從個體所屬的結構洞和社會網絡群的不同文化特性的角度出發(fā)，將結構洞的文化異質屬性同信息傳播相聯(lián)系，研究結構洞文化異質視角下信息傳播機制。

1 相關研究評述

1.1 結構洞

1992年，美國社會學家博特（Burt）在《結構洞：競爭的社會結構》一書中首次提出了“結構洞”理論［1］（Structural Holes）。Burt認為，結構洞是社會網絡中某個或某些個體和有些個體發(fā)生直接聯(lián)系，但與有些個體不發(fā)生直接聯(lián)系，無直接聯(lián)系或關系間斷的現(xiàn)象，從網絡整體看好像是網絡結構中出現(xiàn)了洞穴［2］。姜鑫發(fā)現(xiàn)通過社會網絡進行結構洞分析，可以有效地找到影響整個社會網絡知識共享的障礙和瓶頸［3］；康偉認為“結構洞”的存在表明間接關系在信息傳播中發(fā)揮重要作用［4］。張曉黎、覃正將社會網絡中個體間存在的結構洞拓展到知識網絡和合作關系網絡中，研究了知識網絡中存在的知識結構洞及對技術創(chuàng)新績效的影響［5］。聶磊認為，結構洞作為網絡分析學派的一支，受到其他3種網絡分析學派的影響：科爾曼的社會資本理論，該理論強調了社會資本并不為個人占有，個人必須通過關系網絡獲取它［6］；Granovetter的弱關系力量假設［7］；懷特的市場理論指出“市場是從社會網絡發(fā)展而來的”，這促使波特利用結構洞對市場行為進行了分析［8］。作為“非冗余關系（Nonredundant Contacts）之間的隔閡”，結構洞的存在意味著“關系”的缺失，而群間關系應該“不指向同一個群體，可以提供“多樣化的信息優(yōu)勢”，因此，以往學者在探討關系如何跨越結構洞時，必然會提到Granovetter的弱關系理論：Granovetter認為人與人或群體與群體之間的強關系不可能是社交網絡之間聯(lián)系的橋梁，而弱關系在傳播非冗余信息的同時能夠形成低密度網絡，彌補結構洞的關系空缺。由此可見，結構洞的研究多集中在理論應用和分支理論的研究上，對于結構洞兩端的群體以及占據(jù)結構洞的“守門人”的個體特征，尤其是文化特征，并沒有得到研究重視。

1.2 文化異質性

Fiske研究認為文化是社會交換的一個決定性因素，其在交換發(fā)生過程中對人們的選擇有著首要的影響作用［9］。信息作為社會交換中一項重要的內容，其傳播同樣受到文化的深刻影響，因而文化異質是學者們高度關注的解釋變量。許多學者對文化與信息傳播之間的關系做了研究，何萍［10］認為，文化模式是文化基本要素的有機整合，包括兩個最基本的層面：一是觀念的結構；一是物化的結構。物化的結構是文化模式外顯的、浮動的、易變的內容，其中又可分為科學、技術、工藝等物化形式層面與經濟、政治交往等關系層面。這是人的主體性的外部結構。觀念的結構是文化模式深層的、凝重的、穩(wěn)固的內容，包括價值觀念、智力結構和行為觀念。拉里A?薩默瓦和理查德E?波特［11］在其合著中認為，跨文化傳播的使命在于考察那些對不同文化成員之間的人際傳播最有影響力的文化因素，并分析跨文化傳播的文化要素包括認知、言語語言和非言語語言，其中認知要素由價值觀、世界觀（宗教）和社會組織（家庭和國家）構成。何萍認為動機產生于人的生理——心理需要，具有生物特性，而目的產生于人的價值需要。具有文化特性。此外，值得一提的是，荷蘭學者Geert Hofstede早在1980年就提出了衡量國家文化差異的4個維度：權力距離、個體主義與集體主義、不確定性避免、陽剛氣質和陰柔氣質［12］。后來，在加拿大心理學家邁克爾集中在遠東地區(qū)研究的基礎上又補充了第五個維度（Hofstede and Bond，1988）：長期取向與短期取向［13］。Hofstede的文化維度在衡量國家文化差異方面具有權威地位，其理論被視為當今跨文化理論最具影響的理論之一，許多學者采用這一標準研究不同文化與價值觀相關的問題，陳東平認為Hofstede的文化維度模型在較大程度上準確的描述了中國文化的基本特征［14］。故而本文在以上研究的基礎上采用何萍的觀點，結合Hofstede文化量表，將文化價值觀細分為價值觀念、智力結構和行為觀念。

1.3 群間信息傳播

群間信息通過信息獲得者和信息缺失者進行傳遞。我們將群間信息分成兩種，一種為一方擁有信息資源而另一方缺失，信息通過信息擁有獲得者向信息缺失者傳遞；另一種為雙方均為信息擁有獲得者，此時的信息傳遞為大眾消息反復傳播過濾。本文研究的是前一種群間信息。此外，信息從信息發(fā)生者傳遞到信息缺失者之間存在信息的二次接收與鑒別：信息獲得者從信息發(fā)生者處獲得信息，受自身文化異質的影響，在考慮了多種動機之后，將信息轉移給信息缺失者，信息缺失者對信息進行一定程度的反饋。

隨著因特網進入2.0時代，信息在網絡平臺上的傳播過程成為人們關注的對象。多數(shù)學者對謠言、負面信息等沖突性信息在群間傳播研究較為深入。根據(jù)以往文獻，本文通過信息傳播意愿和傳播效果來衡量群間的信息傳播。

2 概念模型與假設

2.1 基本理論模型

結構洞將不同領域（類別）的群體聯(lián)接在一起，不同群體之間生活環(huán)境、知識背景、交流方等存在差異，在信息的傳播過程中，占據(jù)結構洞的“守門人”融合不同群體特點，扮演著信息接收者和傳播者的雙重角色。存在差異的群體間信息在“守門人”處得到接收，鑒別和再傳播。因而結構洞守門人占據(jù)著信息點的重要位置，對不同群體之間信息的傳播起著把關和再傳播的關鍵作用。

結構洞的文化異質歸根到底應追溯到結構洞守門人的文化異質，可以具體為具有跨界身份的、占據(jù)不同“圈子”和“標簽”的個體。在這個角度上講，我們將何萍的文化模式理論作為本研究的理論基礎之一，因而我們將從價值觀念、智力結構和行為觀念3個角度分析結構洞的文化異質性對群間信息傳播的影響。

基于上文假設本文構建了結構洞文化異質性影響群間信息傳播的概念模型（如圖1所示）。

圖1 概念模型

2.2 模型假設

2.2.1 Culture Values文化價值觀

價值觀是文化中穩(wěn)定的因素，對文化的比較研究意味著對價值觀的測量［15］，故而將文化價值觀作為第一個變量。作為文化的基石，價值觀可被定義為一種持久的信仰，即個人或社會對一種而不是另一種特定的行為方式或存在的終極狀態(tài)的偏愛（羅基奇，1968，p.5）。雖然每個個體有自身獨立的價值觀，但相當?shù)膬r值觀是對文化的反映。我們可以將其理解為對人的活動行為的合理性看法。當然，不同國家間的文化價值觀有很大差異，在霍夫斯坦德的國家文化差異中，歐美國家同亞洲國家間在權利距離、個體——集體主義價值取向等方面存在巨大差異，由此產生的文化價值觀也大不相同，本文為研究方便，選擇中國作為樣本環(huán)境，樣本數(shù)據(jù)的采集均在中國境內進行，旨在以儒家文化大背景下探討不同領域結構洞的信息傳播。

當群間信息匯集在結構洞節(jié)點處時，節(jié)點在對信息的接收與二次傳播的過程中，受到文化價值觀的影響。一個結構洞占據(jù)者的文化價值觀越強烈，對各類信息有自身鮮明的觀點，越有意向將信息同自身評價傳播給其他個體或群體，以求自身觀點得到驗證。故而提出假設1。

假設1（H1）：在群間信息傳播過程中，結構洞占據(jù)者文化價值觀的鮮明度與傳播行為呈正相關關系。

2.2.2 智力結構——情緒智力

智力作為心理學的一個重要概念，得到了大量學者的深入研究，從早期的因素分析到信息加工再到后來的智力結構，智力的研究日臻成熟。道格（D.Dodd，1980）認為，智力是為了達到一定的目的，在一定心理結構中進行信息加工的過程。根據(jù)道格的觀點，智力可看作為了達到一定的目的，在一定心理結構中進行信息加工的過程。上述思想與本文所研究的個體的文化特質對信息的接收與傳播影響有一定的相關性。

Meyer和Salovey在1990年提出并解釋了情緒智力概念和情緒智力理論，并在1997年修訂完善了情緒智力的定義，認為情緒智力包括：精確的知覺、評估和表達情緒的能力、接近或產生促進思維的情感的能力、理解情緒和情緒知識的能力、調節(jié)情緒促進情緒和智力發(fā)展的能力［16］。”情緒智力是智力水平中一項重要的分支，許多學者認為情緒智力是個體成功完成情緒或情感活動所需的個性心理特征。它屬智力范疇，但又與一般的認知性的智力不同，是情緒或情感性的智力。我們認為，在信息傳遞過程中，個體情感或情緒對信息的鑒別和二次傳遞有重要的影響作用。因此，我們將情緒智力作為研究重點，探討個體情緒智力的不同對信息傳播的影響效應。

假設2（H2）：在群間信息傳播過程中，結構洞占據(jù)者情緒智力與傳播行為呈正相關關系。

2.2.3 行為觀念

在解讀文化價值觀和行為觀念時，應區(qū)分信息決策者“希望的”和“想要的”。文化價值觀反映的是人們希望這個世界應該是怎樣的，舉例來講，人們贊成美德反對罪惡，對于“希望的”回答表現(xiàn)了人們對什么代表美德什么代表罪惡的觀點。這恰恰是決策者長久以來所接受的文化價值觀所約束的規(guī)則。相反，“想要的”即人們想要自己得到什么，是關于決策者“你”或者“我”的問題，也就是我們自己想要的東西，包括一些不是很道德的愿望，或不愿使別人知曉的利己想法?！跋Ｍ摹彪m然為人們的行為提供指導，但“想要的”更接近實際行為。我們這里所講的行為觀念研究人們“想要的”，決策者在實際做傳播決策時除了文化價值觀之外所考慮的實際因素。

人類屬于感性與理性兼具的物種，做任何決定時，既會受到長久所接受的學校教育、家庭教育等所形成的價值觀的影響，也會考慮到自身的實際利益，從這一點講，可以把個體對信息的傳遞決策過程看作是一次消費決策過程，信息的傳遞與否是決策者經過一系列理性思考所做出的選擇，決策者判斷是否傳遞信息所耗費的時間和精力可看作是決策者付出的成本，信息傳遞后給決策者帶來的收益是傳遞行為的驅動力，這里的收益可看作是決策者通過在不同群間傳播信息所帶來的正面效益的心理預期［17］，包括個人效益和他人（社會）效益。

決策者在采取行動的時候所具備的信息是不完整或不準確的，故而傳遞信息面臨著一定程度的風險和不確定性，對于一些不確切信息的傳播，有可能導致決策者自身和他人的負面效應，損害決策者在結構洞中的聲譽和地位，因此，決策者會將風險感知作為行為觀念的重要考量指標。

人與人之間的關系存在著強度差異，信息源與信息接收者的關系直接影響到決策者對接收到的信息的信任程度，決策者對信息源的熟悉程度是衡量決策者是否傳遞信息的考慮因素之一。

綜上所述，行為觀念主要由傳播效益、風險感知、信息源熟悉度所影響。

假設3（H3）：在信息傳播過程中，傳播者所感知到傳播效益與傳播行為呈正相關關系。

假設4（H4）：在信息傳播過程中，傳播者的風險感知與傳播行為成負相關關系。

假設5（H5）：在信息傳播過程中，決策者對信息源的熟悉程度與風險感知呈正相關關系。

3 研究設計與分析

為保證模型的合理性和有效性，本文采用發(fā)放問卷的方式獲取樣本數(shù)據(jù)，通過設計問卷對概念模型的相關組成部分進行度量，問卷回收后通過分析數(shù)據(jù)來驗證概念模型中各因素之間的關系。調查指標包括：文化價值觀、情緒智力、傳播效益、風險感知、信息源熟悉度。每個指標分為不同的維度測量。問卷采用李克特五級量表，從“1”到“5”分別代表“非常不同意”到“非常同意”。問卷的搜集途徑以手機結合互聯(lián)網的途徑，并依據(jù)相關文獻，對國外成熟量表進行調整，在正式發(fā)放問卷之前，先選取50名被試者進行預問卷的填寫，檢驗初始問卷中各個測試題項的內部一致性。剔除與實際情況無關的選項，挑選Cronbach’s α值在0.5以上的題項組成最終問卷。本次調查共發(fā)出260份問卷，回收190份，刪除其中20份無效問卷后，最后得到的有效樣本數(shù)為175份，有效回收率達到92%。對回收數(shù)據(jù)采用SPSS17.0軟件包進行分析。樣本統(tǒng)計特征如表1所示。

3.1 變量測量量表的信度與效度檢驗

3.1.1 問卷可靠性分析

為進一步了解問卷的可靠性和有效性，對問卷進行信度檢驗，采用李克特量表信度測量最常用的Cronbach’s α系數(shù)。在一般的探索性研究中，Cronbach’s α系數(shù)大于0.5即可達到要求。本次問卷得到Cronbach’s α為0.847，表明量表整體信度甚佳，可信度很高。在對每個變量的維度進行Cronbach’s α系數(shù)檢驗，得到的結果都大于0.6，說明本研究模型具有較好的內部一致性，通過信度檢驗。具體數(shù)值如表2和表3所示。

表1 樣本統(tǒng)計特征

表2 整體可靠性分析

表3 變量描述性統(tǒng)計分析和信度測試結果

表3 （續(xù)）

3.1.2 問卷因子分析

為檢測量表的建構效度，進行因素分析。故而對量表進行KMO測度和Bartlett球體檢驗（見表4）。其結果顯示，問卷整體KMO的值為0.736，文化價值觀、情緒智力、行為觀念的KMO的值分別為0.588，0.823，0.772；說明變量間的共同因素存在，變量適合做因子分析。此外，問卷整體Barrlett球體檢驗的近似卡方分布為2 609.670，在自由度為703時Sig＝0.000，文化價值觀、情緒智力、行為觀念的近似卡方分布分別為697.726，613.666，542.459，在自由度分別為105，55，66時Sig均小于0.05，達到顯著性水平，代表總體和各變量的相關矩陣間有共同因素存在，適合因子分析。

3.2 相關性分析

為了分析變量因素的線性相關強弱程度，在SPSS的相關性分析中，一般采用的是Pearson簡單相關系數(shù)分析法，相關系數(shù)越大表示相關度越強。若顯著性（雙尾）P的數(shù)值小于0.05，表示變量間積差相關達到顯著，“*”表示檢驗結果達到p＜0.05，“**”表示檢驗結果達到p＜0.01，即被測變量的不相關的概率小于0.01。通過SPSS雙變量Pearson雙尾檢驗，結果如表5所示：

表4 KMO和Bartlett 球體數(shù)據(jù)檢驗結果

表5 Pearson相關性分析檢驗結果

表5說明，文化價值觀與信息源熟悉度積差相關系數(shù)R為0.307，顯著性P值為0.000＜0.05，達到顯著性水平；情緒智力、傳播效益、風險感知、信息源熟悉度的R值分別為0.488，0.376，0.379，且顯著性水平均為0.000＜0.01；傳播效益與情緒智力、風險感知、信息源熟悉度的R值分別為0.488，0.415，0.257，且顯著性水平均為0.00＜0.01；風險感知與情緒智力、傳播效益、信息源熟悉度的相關R值分別為0.376，0.415，0.335，且顯著性水平均為0.000＜0.01；信息源熟悉度與文化價值觀、情緒智力、傳播效益、風險感知的相關R值分別為0.307，0.379，0.257，0.335，且顯著性水平均小于或等于0.01。

由以上分析可知，除了文化價值觀之外，其余變量之間都有一定程度的相關性，但沒有達到可以相互替代的水平，說明采用這五個變量進行衡量是比較合理有效的。此外，可以看出文化價值觀這一變量同其他變量的相關性和顯著性水平都比較低，這是由于衡量文化價值觀的量表是采用霍夫斯泰德的部分價值觀量表，中西方思維方式不同，以及中國傳統(tǒng)文化中的含蓄思想，使我國被調查者在填寫問卷時更多傾向于選擇從小受到的價值觀教育，很難選擇符合自身在生活中的實際行為。這也是前文所強調的“希望的”和“實際的”的不同所在，從這個角度也證實了反映“實際的”思想的行為觀念量表設立的必要性。

3.3 回歸分析

為了探討文化異質性對群間信息傳播的因果關系，采用解釋型回歸分析的強迫進入變量法進行回歸分析。以信息傳播為因變量，文化價值觀、情緒智力，行為觀念（傳播效益、風險感知、信息源熟悉度）為自變量進行多元回歸分析。結果如表6所示：

表6 模型綜述

由綜述表知，相關系數(shù)等于0.436，表示5個預測變量共可解釋“信息傳播”校標變量的43.6%的變異量。DW檢驗統(tǒng)計量為1.788，表示相關系數(shù)接近0，殘差項間無自我相關。

表7 數(shù)據(jù)回歸分析

由表7可知，文化價值觀，情緒智力，傳播效益，風險感知，信息源熟悉度5個自變量進入回歸方程。一般情況下自變量的容差小于0.10或者VIF大于10時，說明變量之間存在多重共線性現(xiàn)象，影響回歸模型的正確估計。表7中，各自變量容差和VIF值均符合要求，說明不存在共線性的問題。五者的解釋程度分別為3.4%，15.7%，31.8%，27%，17.1%。因此，最終的回歸方程為：

信息傳播結果＝3.4%文化價值觀＋15.7%情緒智力＋31.8%傳播效益－27%風險感知＋17.1%信息源熟悉度

驗證結果顯示，“文化價值觀”→“傳播行為”的顯著性水平p＞0.001，較為不顯著，不能準確驗證假設H1；“情緒智力”→“傳播行為”的顯著性水平p＝0.025，較為顯著，驗證了假設H2；“傳播效益”→“傳播行為”、“風險感知”→“傳播行為”、“信息源熟悉度”→“傳播行為”的顯著性水平p均＜0.001，驗證了假設H3、H4、H5。

4 結 論

本文通過實證研究，證實了在群間信息傳播過程中，結構洞占據(jù)者的文化價值觀、情緒智力、傳播效益、行為觀念對信息傳播的影響：文化價值觀對傳播行為關系不大，情緒智力、傳播效益、信息源熟悉度同傳播行為呈正相關關系；而風險感知對傳播行為起到抑制作用，呈負相關關系。

文化價值觀同信息傳播的弱相關說明了兩個問題，一方面由于采用霍夫斯泰德的價值觀量表同我國傳統(tǒng)的表述方式存在差異，被調查者容易將內心所思考規(guī)范化為主流社會價值觀，因此，問卷存在一定程度的失真性；另一方面，由表7可知行為觀念對信息傳播的解釋程度占據(jù)了75.9%，這表明在實際傳播過程中，結構洞占據(jù)者的切實利益和風險考慮要優(yōu)先于所接受的價值觀規(guī)范。

本文另一個發(fā)現(xiàn)，傳播效益和風險感知對信息傳播的影響最大，這表明實際利益與風險仍然是人們考慮的首要因素，情緒智力在一定程度上也起到正面的推動作用。在實際應用中，當知識管理者需要在不同的群間結構洞傳播知識或者其它信息時，通過強調個體實際利益，弱化風險，并挑選結構洞中情緒智力較高者作為傳播鏈條，是非常有效的措施。

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（本文責任編輯：郭沫含）

Research on Structural Holes’Cultural Heterogeneity and its Impacts on the Information Dissemination Between Different Groups

Lei Hongzhen Gao Yangmei
（International Business School，Shannxi Normal University，Xi’an 710100，China）

Information is a kind of resources that could produce benefits．Based on the theory of structural holes，this paper studied the influence of cultural heterogeneity on information dissemination．Correlation analysis and regression analysis were carried by using SPSS on the questionnaire，and draw a conclusion that the factors of cultural heterogeneity which affect the information dissemination：emotional intelligence，concept of behavior．The degree of their influence arranged from big to small in the order is：transmission efficiency，risk perception，sources familiar degrees，emotional intelligence and cultural values．This study provided methods for information how to spread information quickly and efficiently between different groups．

structural holes；cultural heterogeneity；information dissemination

10．3969/j．issn．1008－0821．2016．01．004

G250.73

A

1008－0821（2016）01－0020－06

2015－08－24

2014年度國家社會科學基金項目“網絡群間負面信息傳播的擴散機制、收斂性及風險控制研究”（項目編號：14BSH052）；陜西師范大學復雜性科學交叉學科平臺研究成果之一。

雷宏振（1966－），男，副院長，教授，博士生導師，研究方向：知識管理，社會網絡。