娱乐至死？——娱乐手段对防诈骗短视频点赞量的影响

三十多年前，尼尔·波兹曼（Neil Postman）在《娱乐至死》中指出，娱乐已成为当时美国社会中许多公共事件呈现和表达的主要方式。三十多年后，娱乐化的风潮已经从美国波及到中国。传统的说教式传播逐渐式微，以娱乐化为特征的表达方式逐渐占据公共领域。诚然，娱乐手段在吸引公众关注、促进二级传播、降低理解和记忆难度等方面发挥了重要作用，但很多短视频在传播与娱乐无关的信息时也倾向于采用娱乐手段吸引流量。那么，如果想提升传播效果，是否一定要走娱乐化路线？

点赞量是衡量短视频传播效果的一个重要指标。不仅因为它反映了受众对短视频的认可，还因为这种认可直接决定了短视频对受众的影响，使受众更容易接受短视频传递的理念。因此，研究何种内容能增加短视频的点赞量便成为传播效果研究的一项重要议题。

过往研究对点赞动机进行了深入分析。这些研究指出，在社交媒体上，点赞量高的媒介内容或能满足受众的娱乐需求，或能为受众提供有价值的信息。这些发现表明，受众认可的媒介内容至少包含两种类型——具有较强的娱乐性或知识性。因此，人们在使用社交媒体时可能在娱乐和非娱乐两种模式之间来回切换。然而，哪些情境因素影响了人们对娱乐和非娱乐内容的选择，这一选择是否会因此影响传播效果（如点赞量），这些问题仍有待研究。

本研究以防诈骗短视频作为研究对象，试图探究情境因素对这类视频点赞量的影响。具体而言，本研究选择了议题和媒介属性作为情境因素的代表，试图揭示不同议题的媒介信息对防诈骗视频点赞量的影响，并比较这些影响在官媒与自媒体之间（媒介属性）是否存在差异。在实践层面，回答这些问题可以为主题严肃的公共传播提供信息设计的策略和依据。在理论层面，本文将透过媒介效果研究反思如下问题：在“娱乐至死”的时代，我们是否一定需要娱乐手段才能提升媒介传播效果？媒介娱乐化的边界在哪？

（一）媒介内容和受众满足感

什么样的媒介内容能给受众带来满足感？早期的研究认为，快乐是人的根本需求，通过使用媒介人们可以收获快乐的心情。这一系列研究的代表理论当属情绪调节理论。该理论认为，在绝大多数情况下，人们希望保持愉悦的心情，因此他们会有意选择能使自己开心的正面媒介内容。这些研究为当前媒介环境中愈演愈烈的娱乐化趋势提供了背书。

后续研究却驳斥了情绪调节理论：因为如果该理论在任何情况下都成立，就无法解释为什么市场上有大量充斥着负面情绪的媒介作品（如恐怖片、悲剧）。很多研究都发现，人们在观看这些传达负面情绪的媒介作品时也非常享受（Gibson，Aust & Zillmann，2000；Greenwood，2010；Mares & Canton，1992）。因此，Vorderer等人（2004）提出了一个理论模型，试图将不同情绪与具体的媒介内容或形式结合起来。但这种思路并没有摆脱早期研究的影响，仍然坚持媒介使用的主要功能是情绪调节。

从2010年代起，关于这一问题的主流研究开始摆脱情绪调节理论的影响，分成了两个流派。一派以宾夕法尼亚州立大学学者Mary Beth Oliver为首。她指出，在人生的终极追求这一问题上，古希腊哲学形成了以伊比鸠鲁为首的享乐主义和以柏拉图、亚里士多德为首的终极幸福论。享乐主义认为，人生在世就是为了追求享乐；终极幸福论则认为，个人成长和实现个体价值是人生的终极目标。Oliver认为，人们在使用媒介时会同时追求这两个目标。前者演变成了对轻松、幽默的娱乐化内容的偏爱，后者演变成了对能提升自己水平、引发自己思考的知识型内容的偏爱（Oliver & Raney，2011）。因此，Oliver认为，除了娱乐化内容能让人感到享受，具有知识性、思想性的内容也能让人感到享受。

另一派以密歇根州立大学学者Ron Tamborini为首的学者从自我决定理论出发，认为人类的内在需求驱动了媒介使用行为。自我决定理论认为，人类的绝大多数行为都能用三大需求解释，即独立自主、建立社会连接、胜任社会角色（Deci & Ryan，1985）。Tamborini等人（2010）提出，能满足三大需求的媒介内容也能令受众产生满足感。这派学者将媒介使用与社交、自主和自尊等需求联系在一起。但是，无论哪一派学者，都认为影响人们选择哪种类型的媒介内容是他们相对稳定的个人文化品味。这种思路显然是局限的，因为它无法解释动态变化的媒介使用行为。例如，一个喜欢严肃内容的人可能也会选择轻松幽默的娱乐节目；一个喜欢娱乐节目的人偶尔可能也会沉浸于深沉的媒介内容之中。换言之，媒介使用可能取决于情境因素。

少数研究已经开始探索情境因素的影响。例如，Tamborini等人（2011）发现，虽然电子游戏玩家的娱乐需求影响了他们对游戏的享受程度，但这种影响的强度受到游戏互动程度的影响。只有当游戏的互动性较低时，娱乐需求才会影响他们对游戏的享受程度；当游戏的互动性提升时，玩家的新需求得到满足，娱乐需求的影响就被其他需求所代替。这说明，在使用媒介时，人们可能在娱乐和非娱乐两种模式间来回切换，而媒介使用的情境可能是促成这一转换的关键因素。本研究将从议题和媒介属性两个角度探讨这一问题。

（二）议题的影响：详尽可能性模型

详尽可能性模型（elaboration likelihood model）旨在解释人类如何处理接收到的信息，以及不同的信息处理方式如何影响这些信息的说服效果，该模型认为，人类处理信息的方式主要依赖两种途径——核心路径和边缘路径，当人们选择核心路径处理信息时，会仔细检视信息的概念、逻辑等维度，考察信息的质量，当人们选择边缘路径处理信息时，注意力一般聚焦于信息的表面特征（Petty & Cacioppo，1986）。

正因为如此，选择核心路径处理信息需要投入更多精力，所以除非在特定条件下，否则人们一般不会选择核心路径，详尽可能性模型认为，决定人们选择何种信息处理路径的一个关键因素是议题卷入度（issue involvement），即人们认为议题与自己的关联度有多大（Petty & Cacioppo，1986）。当议题卷入度高时，人们认为信息可能对自己产生较大影响，所以更愿意仔细甄别信息。如果人们判断议题卷入度不高，通常会选择较为轻松的边缘路径处理信息（Lang，2000）。

尽管议题卷入度本质上是人们对信息做出的主观判断，但某些主题可能更容易对人们产生重要影响，人们也更容易认为这类信息的议题卷入度较高。在防诈骗短视频中，安全始终是关键词。安全作为人类的基本需求之一，其重要影响在诸多理论中都被提及，如马斯洛的需求层次理论（Maslow，1958）、安妮·朗的有限容量模型（Lang，2000）。因此，涉及个体安全的信息应当卷入度较高。

当信息中包含卷入度较高的内容时，人们会因其涉及自身利益而选择核心路径分析信息（O’Keefe，2013）。但是，由于人的注意力总量是恒定的，既然主要的注意力都被用于分析卷入度较高的内容，能分配给信息中其他内容的注意力就会相应减少（Lang，2000）。这一结论已获得许多研究的支撑。例如，Lang和Yegiyan（2008）发现，相比起娱乐内容，人们对涉及风险的信息记忆效果更好，因为这类信息与自身利益息息相关，自然更容易吸引注意力。Yoon和Tinkham（2013）发现，如果受众认为广告中描述的风险与自己相关，他们更容易被未使用娱乐手段的广告说服去购买产品。这是因为这些风险信息吸引了他们的注意力，减少了他们对广告中娱乐内容的注意，因此就削弱了娱乐对广告说服效果的影响。另外，Matthei β等人（2013）发现，当被试被要求将注意力聚焦在政治脱口秀节目的政治信息上时，他们的媒介享受程度下降；而当他们被要求将注意力聚焦在节目的娱乐信息上时，他们的媒介享受程度提高。这些研究都表明，人类的注意力资源是有限的，能分配给娱乐和非娱乐内容的注意力呈现出此消彼长的关系。

在观看防诈骗短视频时，涉及个体安全的议题可能会和娱乐内容抢夺人们的注意力；人们可能会将主要精力和认知资源用于处理这些信息，相应地便会忽略短视频中的娱乐内容。这表明，涉及个体安全的议题可能会降低娱乐手段对点赞量的影响。据此，笔者提出以下假设。

研究假设1：涉及个体安全的议题将调节娱乐手段对点赞量的影响。当短视频中出现涉及个体安全的议题时，娱乐对点赞量的影响弱于当短视频中没有出现此类议题。

（三）媒介属性的影响：一致性理论

一致性理论（congruity theory）认为，如果事物的特征与它的属性不一致，会导致认知失调，所以人们更倾向选择属性与特征一致的事物（Osgood & Tannenbaum，1955）。该理论已在商业营销领域获得了支持（Cifci，2021；Islam，Rahman & Hollebeek，2018；Lee & Jeong，2014）。按照该理论，人们可能认为，过于娱乐化的风格可能不适合官媒的定位，这是由官媒的官方属性决定的。但如果是自媒体，受众对其发布的娱乐化内容可能接受度更高，因为这种风格与自媒体的定位并不冲突。这说明，对于官媒而言，没有使用娱乐手段的防诈骗短视频可能更能提升受众的点赞量；但对于自媒体而言，使用了娱乐手段的防诈骗短视频应该更能获得受众的认可与喜爱。据此，笔者提出以下研究假设。

研究假设2：娱乐手段对点赞量的影响在官媒和自媒体发布的防诈骗短视频中存在显著差异。在官媒中，不使用娱乐手段的防诈骗短视频能获得更多的点赞量；在自媒体中，使用娱乐手段的防诈骗短视频能获得更多的点赞量。

最后，研究假设1所做出的推断是否在官媒和自媒体中均适用仍有待检验。如果承认人们对官媒和自媒体发布的作品风格存在预判，那么人们在收看这两种媒体发布的短视频时可能存在不同动机。早期的使用满足理论指出，人们在使用不同媒介时的动机不同，因为人们认为不同媒介能满足自己的不同需求（Katz，Blumler & Gurevitch，1973）。由于自媒体平台上娱乐内容泛滥，导致人们可能形成“自媒体等于娱乐”的预期。因此，人们使用自媒体时，他们的主要动机可能是放松、娱乐（黄微，朱镇远，徐烨，2020）。所以，无论自媒体发布的防诈骗短视频中是否包含涉及个体安全的内容，使用娱乐手段的短视频都会获得受众更多的认可。相反，因为官媒在我国主要承担了舆论引导、环境监测等功能，人们在收看官媒发布的短视频时的主要动机可能是为了满足信息或认知需求。因此，涉及个体安全的内容可能会更容易吸引他们的注意力，造成如研究假设1所推断的结果。

研究假设3：在官媒发布的防诈骗短视频中，如果出现了涉及个体安全的内容，娱乐手段对点赞量的影响要弱于当短视频中没有出现此类内容。在自媒体发布的防诈骗短视频中，无论是否出现涉及个体安全的内容，娱乐手段都有助于提升点赞量。

（一）研究过程

本研究采用内容分析法检验上述研究假设。笔者的研究团队选择了抖音作为此次研究的平台，从众多防诈骗博主中按照流量选出8个受到广泛关注的账号（粉丝量最小146000，最大6793000），其中官媒和自媒体账号各占一半。2021年3月5日，我国推出国家反诈中心手机应用，标志着官方开始使用新媒体进行反诈骗宣传教育。至当年9月5日，该手机应用的下载量达到最高峰。所以，在这段时间内，我国反诈骗宣传的范围和影响力逐步扩大，公众对防诈骗议题的关注度也应呈上升趋势。因此，研究团队下载了这段时间内这八个账号发布的防诈骗短视频，总计472个。

之后，研究团队成员浏览了所有短视频，根据短视频内容及文献制定了编码表。由于详尽可能性模型认为影响核心路径和边缘路径选择的关键因素是受众对议题卷入度的判断（Petty & Cacioppo，1986），为了验证编码表中涉及个体安全的内容是否是卷入度较高的议题，团队又通过网络问卷调查检验了公众对这些议题的卷入度水平。最后，团队使用SPSS进行统计分析，验证研究假设。

（二）制定编码表和预编码

本研究使用的编码表包括娱乐手段、涉及个体安全的内容、媒介属性和点赞量四个部分。首先，Singhal和Rogers（1999：10）将娱乐定义为“能吸引个体注意或兴趣、带给他们欢愉的表演或形式”。由于不同文化背景、不同媒介环境下的娱乐手段可能不尽相同，所以本研究结合了这个定义，采用开放式编码对短视频进行了编码，总结出以下八种娱乐手段——整蛊（视频中有捉弄人恶作剧的情节）、音频创作（利用歌曲或纯音乐搞笑）、视觉创作（利用夸张的视觉效果搞笑）、玩梗（对生活中的一些表达或事件进行加工，达到调侃的目的）、互动游戏（在视频中插入与受众互动的游戏）、改编影视剧（将防诈骗故事融入影视剧进行二次创作）、反讽（使用讽刺）、变装或化妆（使用夸张、搞笑的妆容或服饰娱乐受众）。所有短视频被编码为是否使用了上述任何一种娱乐手段。

第二，本研究将个体安全定义为人身安全和财产安全。凡涉及这两种内容的短视频都属于与个体安全相关。本研究总结出四种与个体安全相关的议题，即揭秘骗术、案件描述、财产损失、防范教育。由于这四类主题差别较大，而且几乎所有短视频都涉及至少一种这些信息，由此，本研究将涉及个体安全的议题分成四个独立变量——是否包含揭秘骗术的信息，是否包含案件描述的信息，是否包含财产损失的信息，是否包含防范教育的信息。

媒介属性包括官媒和自媒体两类。由于账号的粉丝量可能影响点赞量，所以本研究将粉丝量也纳入研究范围。

确定编码表后，两位研究团队成员对随机抽取的50个短视频进行了预编码。Cohen’s Kappa被用于计算上述变量的编码员间信度。媒介属性、点赞量和粉丝量的预编码结果完全一致。其余变量的预编码的kappa系数在0.79和0.88之间，表明编码员间信度较好。

（三）问卷调查

为了验证揭秘骗术、案件描述、财产损失、防范教育的议题卷入度，笔者通过网络问卷平台见数发放了一份网络问卷。300名在抖音上看过防诈骗短视频的被试参与了此次问卷调查。有14名被试的回答从头到尾完全一致，所以被剔除在外，最后此次问卷调查的样本量为286。

在参加问卷调查的286人中，男性为177人（61.8%），其余为女性；平均年龄约为31岁（M=30.83，SD=8.99）。201（70.27%）位被试者拥有本科学历。在月收入方面，121人（42.31%）的月收入在5001-10000元之间，69人（24.13%）在5000元以下，67人（23.43%）在10001-15000元之间，16人（5.59%）在15001-20000元之间，13人（4.55%）在20001元及以上。参照《中国互联网络发展状况统计报告》，与全国网民的人口结构相比，该样本更年轻，学历和月收入都偏高。这可能会影响问卷调查的效度。通过见数这种网络平台收集的样本一般都比全人口更年轻、教育程度更高，这一偏差在发展中国家或网络普及率不高的国家更明显（Boas，Christenson & Glick，2018；Tijdens & Steinmetz，2016）。更重要的是，本次问卷调查的目的是验证四类与安全相关的信息其议题卷入度是否处于较高水平。相较于年轻人和受教育程度更高的群体，老年人和学历偏低的群体被骗的几率可能更大，他们可能也会认为防诈骗短视频中涉及个人安全的信息与自己关系更大。所以，如果本次问卷调查的结果显示这四类信息的议题卷入度较高，它们在全国网民中的议题卷入度应该也会处于较高甚至更高水平。

参照Yoon和Tinkham（2013）对议题卷入度的测量，笔者询问了被试，当看到防诈骗短视频中的上述四类信息时，他们觉得这类信息是否重要、是否与自己相关、是否涉及自身利益（1=完全不重要/完全无关，5=非常重要/特别相关）。描述性统计结果显示，防范教育的议题卷入度最高，第二位是揭秘骗术，之后是案件描述，财产损失排在最后。

接下来，由于每位被试都针对四类信息的议题卷入度进行了评判，所以笔者采用了重复测量变异数分析比较四类信息的议题卷入度是否存在显著差异。首先，除了重要性（p<.001>

表1：四类与安全相关的信息议题卷入度均值和标准差（括号中）

最后，笔者采用了单样本t检验的方法，以便证明四类信息的议题卷入度是否处于较高水平。笔者将四类信息的议题卷入度与量表的中位数（3）进行对比，结果显示，所有议题在重要性、相关性和个人利益相关性上均超过了中位数（所有p值均小于0.001，t值在11.22和55.13之间）。

综上所述，防范教育、揭秘骗术、案件描述、财产损失的议题卷入度均超过了中等水平。具体到每一类议题，防范教育的议题卷入度约等于揭秘骗术，案件描述紧随其后，财产损失最低。

（四）假设检验

本研究采用共变异数分析检验研究假设。由于粉丝量可能会影响点赞量，所以粉丝量被作为共变异数纳入统计模型中。因变量是点赞量，但由于点赞量并非正态分布（偏度：14.71，峰度：261.14），而共变异数分析要求因变量必须正态分布，所以本研究采用了log转换对点赞量进行了处理。处理后的点赞量满足了正态分布的条件（ M =2.92， SD =0.81，偏度：0.81，峰度：0.26）。

在检验假设1时，娱乐化（1=有，0=无）被视为自变量。调节变量依次是防范教育（1=有，0=无）、揭秘骗术（1=有，0=无）、案件描述（1=有，0=无）和财产损失（1=有，0=无）。换言之，笔者使用了四个简单调节模型检验假设1。笔者并没有将四个调节变量相加组成一个新变量，因为同时出现多个与安全相关议题的短视频并不一定会提升受众的议题卷入度。如前所述，议题卷入度指的是受众认为某个议题与自己相关、能给自己带来影响的程度。所以，只要出现了上述四类议题中的其中一个，就有可能让受众觉得这个短视频与自己有关系。但如果同时出现两个、三个甚至四个议题，受众并不一定会认为这个短视频与自己关系更大。

此外，按照问卷调查的结果，受众对四类议题卷入度的主观评分也不尽相同，在统计学上也都存在显著差异。所以，将四类议题分开、分别进行调节效应检验，不但能对研究假设进行反复检验以增加结果的效度，而且能发掘因具体议题的不同在调节效应上产生的差异。

不过，由于每一个短视频可能出现不止一个与安全相关的信息主题，所以在检验某一个主题的调节效应时，必须控制其他三个主题的影响。以防范教育为例。在检验假设1时，将计算娱乐化（1=有，0=无；自变量）、防范教育（1=有，0=无；调节变量）、粉丝量（共变异数）和其余三个安全相关议题的主效应，以及娱乐化和防范教育的交互效应，由此可以避免因多个安全相关议题同时出现对结果产生影响。

在检验假设2时，调节变量被换成了媒介属性（1=官媒，2=自媒体）。共变异数分析模型将检验娱乐化（1=有，0=无；自变量）、媒介属性（调节变量）、粉丝量（共变异数）的主效应以及娱乐化和媒介属性的交互效应。

在检验假设3时，调节变量为媒介属性和四个安全相关议题的变量（防范教育、揭秘骗术、案件描述和财产损失），总计四个三重交互模型。与检验假设1时使用的方法相同，每检验一个安全相关议题变量的调节效应时，其他三个议题的主效应也被纳入到统计模型中，以便控制它们可能对因变量产生的影响。

在比较各组之间是否存在显著差异时，本研究采用了p值和95%置信区间（95%CI）。如果两组均值的95%置信区间没有重合，说明两组的均值存在显著差异，反之则未发现显著差异。

（一）描述性统计

官媒发布的视频（246条）比自媒体（226条）略多。78.4%的短视频（370条）没有使用任何娱乐手段，只有102条短视频包含了娱乐内容（21.6%）。34.5%的短视频（163条）含有揭露骗术的信息，20.1%（95条）描述了诈骗案件，46.8%（221条）提及了被害人遭遇的财产损失，27.5%（130条）包含了防范教育的信息。

（二）研究假设检验

1.研究假设1：安全议题调节娱乐手段对点赞量的影响

本研究检验了四种涉及安全的议题是否会调节娱乐手段对点赞量的影响。这一调节效应首先在揭秘骗术（ F （1，464）=39.62， p <.001>

图1：有无揭秘骗术信息调节娱乐手段对点赞量的影响

防范教育对娱乐手段和点赞量之间关系的调节效应呈现出边缘性显著的关系（ F （1，464）=3.38， p =.067，partial η ² =.007）。 在没有防范教育的短视频中，使用了娱乐手段的短视频获得的点赞量显著高于没有使用娱乐手段的短视频。 但在出现了防范教育的短视频中，二者不存在显著差异（图2）。

图2：有无防范教育信息调节娱乐手段对点赞量的影响

案件描述（ F （1，464）=12.56， p <.001 style="font-family: Calibri;font-size: 8pt;vertical-align: super;color: rgb(0, 0, 0);letter-spacing: normal;">2 =.026）和财产损失（ F （1，464）=5.35， p <.021> ²

图3：有无案件描述信息调节娱乐手段对点赞量的影响

同理，在没有财产损失的短视频中，使用了娱乐手段的短视频所获的点赞量显著高于没有使用娱乐手段的短视频。在出现了财产损失的短视频中，使用了娱乐手段的短视频所获的点赞量也是显著高于没有使用娱乐手段的短视频。基于显著的调节效应（ p <.021>

图4：有无财产损失信息调节娱乐手段对点赞量的影响

2.研究假设2：媒介属性调节娱乐手段对点赞量的影响

媒介属性显著调节了娱乐手段对点赞量的影响（ F （1，467）=78.35， p <0.001，partial η ² =.14）。 在官媒发布的视频中，有无使用娱乐手段对点赞量的影响不显著。 在自媒体发布的视频中，使用了娱乐手段的短视频获得的点赞量显著高于没有使用娱乐手段的短视频。 因此，假设2获得部分支持； 是否使用娱乐手段对官媒视频的点赞量影响不大，使用娱乐手段却能显著提升自媒体视频的点赞量（图5）。

图5：媒介属性调节娱乐手段对点赞量的影响

3.研究假设3：媒介属性调节个体安全议题对娱乐手段影响点赞量的调节作用

由于在本研究的样本中，并不存在既提供了防范教育信息又使用了娱乐手段的自媒体短视频，所以无法检验该假设在防范教育信息上是否成立。因此，研究假设3的数据分析只能在其他三种议题上进行。

揭秘骗术对娱乐手段影响点赞量的调节作用在官媒和自媒体间不存在显著差别（ F （1，460）=1.08， p =.30，partial η2=.002）。在没有提供揭秘骗术的官媒视频中，使用了娱乐手段的短视频获得的点赞量（ M =3.51， SE =.11，95%CI：[3.30，3.72]）显著高于没有使用娱乐手段的短视频（ M =3.02， SE =.08，95%CI：[2.86，3.17]）。但在提供了揭秘骗术信息的官媒视频中，两种短视频的点赞量没有显著差异（娱乐化： M =3.01， SE =.13，95%CI：[2.76，3.27]；非娱乐化： M =3.12， SE =.13，95%CI：[2.87，3.37]）。然而，对于自媒体而言，无论是否出现了揭秘骗术的信息，使用了娱乐手段的短视频获得的点赞量（揭秘骗术： M =4.11， SE =.42，95%CI：[3.29，4.93]；无揭秘骗术： M =4.19， SE =.13，95%CI：[3.94，4.44]）总是显著高于没有使用娱乐手段的短视频（揭秘骗术： M =2.68， SE =.12，95%CI：[2.45，2.91]；无揭秘骗术： M =2.65， SE =.07，95%CI：[2.51，2.79]）。综上所述，对于官媒而言，只有当没有揭秘骗术的信息时，娱乐化的内容才更容易获得点赞；对于自媒体而言，任何情况下，娱乐内容都更容易获得点赞。虽然三重调节效应不显著，但具体结果与假设3的预测一致。

案件描述对娱乐手段影响点赞量的调节作用在官媒和自媒体间存在显著差别（ F （1，460）=8.82， p =.003，partial η2=.02）。在出现了案件描述的官媒视频中，使用了娱乐手段的短视频获得的点赞量显著高于没有使用娱乐手段的短视频。但在没有案件描述的官媒视频中，两种短视频的点赞量没有显著差异。对于自媒体而言，无论是否出现了案件描述的信息，使用娱乐手段的短视频获得的点赞量总是显著高于没有使用娱乐手段的短视频。所以，娱乐手段总能提升自媒体短视频的点赞量，但这一效果仅在出现了案件描述的官媒短视频中得到了印证（图6）。

图6：有无案件描述信息调节娱乐手段对点赞量在官媒和自媒体中的不同影响

财产损失对娱乐手段影响点赞量的调节作用在官媒和自媒体间不存在显著差别（ F （1，460）=0.11， p =.74，partial η ² =0）。 在官媒发布的短视频中，不管有无出现财产损失信息，是否娱乐化对点赞量的影响均无显著差别（财产损失+娱乐化： M =3.24， SE =.12，95%CI： [3.01，3.47]； 财产损失+非娱乐化： M =3.00， SE =.10，95%CI： [2.80，3.19]； 无财产损失+娱乐化： M =3.26， SE =.11，95%CI： [3.06，3.47]； 无财产损失+非娱乐化： M =3.17， SE =.09，95%CI： [3.00，3.34]）。 但在自媒体发布的短视频中，不管有无财产损失，娱乐化的短视频获得的点赞量总是显著高于没有使用娱乐化的短视频（财产损失+娱乐化： M =4.20， SE =.17，95%CI： [3.87，4.53]； 财产损失+非娱乐化： M =2.65， SE= .10，95%CI： [2.45，2.85]； 无财产损失+娱乐化： M =4.17， SE =.20，95%CI： [3.78，4.55]； 无财产损失+非娱乐化： M =2.68， SE =.09，95%CI： [2.51，2.85]）。

媒体二次售卖的盈利模式导致其天然追求流量。在消费主义和新媒体技术的双重加持下，迎合最广泛受众的最低心理需求似乎已成为媒体的必然选择。于是，向公众提供轻松、搞笑的娱乐内容，用整蛊、段子等娱乐手段表达严肃的主题，似乎已成为提升传播效果的必要手段。官媒使用娱乐手段甚至被赋予了去中心化的意义，起到了拉近受众与媒体之间关系的作用（宋玉生，骆正林，万思蔚，2020）。可是，如果认为娱乐手段一定能提升传播效果，娱乐是公众使用媒体的最重要动机，显然是不正确的。因此，本研究试图回答娱乐是否在任何条件下都能提升诸如防诈骗这种严肃主题的短视频的点赞量。研究结果显示，虽然总体上娱乐手段的确能提升短视频的点赞量，但这一影响在不同类型的媒体和不同议题的信息中并不一致。这说明，休闲可能是大众浏览短视频的首要动机，但由于对媒体的不同期待以及信息触发的不同反应，娱乐手段并非永远能提升点赞量。这一结论不但指出了娱乐化和非娱乐化媒介使用的边界，而且为理解当今媒介环境中受众与娱乐、受众与媒体的关系提供了重要依据。

本研究从文本出发，发现防诈骗短视频中蕴含四种与个人安全有关的信息。研究发现，娱乐手段并不一定能提升防诈骗短视频的点赞量，在存在特定前述信息的防诈骗短视频中，娱乐手段能够提升点赞量。细究之下，防范教育和揭秘骗术的议题卷入度最高，它们的调节效应也与研究假设1的预测完全一致。当防范教育和揭秘骗术出现在短视频中，由于它们与受众的利益安全密切相关，受众更容易将注意力转移到这两种信息上。由于注意力的总量是有限的，当受众的注意力集中于防范教育和揭秘骗术这两种信息上时，他们能分配给娱乐内容的注意力就自然会被削弱，从而抑制了娱乐对点赞量的影响。但如果短视频中没有防范教育和揭秘骗术这两类信息，受众便一直处于娱乐模式中。所以，在这类短视频中，使用娱乐手段更能提升传播效果。这一发现与之前在西方语境下的研究结果一致（Lang，2000；Lang & Yegiyan，2008；Matthei β et al.，2013；Yoon & Tinkham，2013），表明议题卷入度高的信息可能与娱乐信息存在争夺注意力的现象。