1 引言

短视频平台以其直观可视、操作简便的特性，有效突破了传统健康传播壁垒，极大提高了健康信息的可及性，已成为公众获取健康信息的重要渠道[1]。但平台审核机制不完善、用户健康信息素养不高，也使短视频平台成为伪健康信息滋生与传播的温床。伪健康信息是指缺乏科学证据、具有误导性或错误的健康相关信息[2]。部分用户出于流量驱动等不当动机，借助健康养生、疾病防治等话题蓄意发布伪健康信息，严重干扰公众健康认知与平台信息生态。在此背景下，社交纠正成为治理伪健康信息的重要手段，即用户借助平台提供的发布、评论、举报等功能，基于科学证据对伪健康信息进行纠正[3]。目前，短视频平台的纠正主体包括平台机构、专业组织、专家群体和普通用户等，不同类型用户在知识背景、行为动机与社会角色方面存在差异，其纠正行为的出发点亦不相同。普通用户作为数量最多、传播链条末端的参与者，其纠正行为更具自发性、互动性和日常性，在维护平台信息生态中扮演重要角色。普通用户是否具有足够动机主动纠正伪健康信息，已成为影响短视频平台信息生态的关键。因此，本研究聚焦短视频平台的普通用户群体，探究其参与伪健康信息纠正行为的动因机制，重点关注以下问题：短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为受哪些因素影响；这些因素发挥怎样的独立作用；这些因素形成怎样的级联关系。

为系统回答上述问题，本研究以计划行为理论为核心框架，整合感知风险理论、社会交换理论、共依附理论和自我效能理论，构建短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为的动因模型。在此基础上，采用结构方程模型(structural equation modeling，SEM)与模糊集定性比较分析(fuzzy-set qualitative comparative analysis，fsQCA)相结合的混合方法，从变量与组态双重视角深入理解伪健康信息纠正行为的动因机制。研究结果有助于提升用户参与伪健康信息纠正的效率、推动短视频平台的信息治理。

2 相关概念与理论基础

2.1 伪健康信息纠正

伪健康信息纠正是指通过提供证据证明信息是错误的，并对其进行部分或完全澄清与更正的行为[4]。随着公众对健康问题的关注度不断提升，短视频平台中伪健康信息的广泛传播已对公众认知和行为产生诸多潜在风险[5]，引发学术界对相关纠正机制的持续关注。从纠正类型来看，伪健康信息纠正主要包括算法纠正与社会纠正两类路径。前者通过技术手段对健康信息内容进行甄别、屏蔽和更正，后者依靠法律规制、平台规范、公众舆论等正式和非正式社会力量进行纠正。纠正行为通常采取3种策略：直接否定或警示，重复澄清信息，提供详细解释与补充证据。在纠正主体方面，政府作为公共利益代表，理应承担对健康信息内容的监管责任[6]，专家和权威机构的参与有助于增强伪健康信息的纠正效果[7]，信息发布者的主动核实行为及平台基于大数据的推送机制[8]也在提升伪健康信息纠正效率方面发挥重要作用[9]。综上，现有关于伪健康信息纠正的研究多聚焦于政府监管、专家介入与平台算法机制，纠正路径以制度性和技术性手段为主。既有研究可能忽视了普通用户作为健康信息治理参与者的作用，对短视频平台普通用户参与伪健康信息纠正行为的动因研究相对欠缺。

2.2 理论基础

计划行为理论认为个体行为主要由行为意向决定，而行为意向受行为态度、主观规范和感知行为控制等因素影响[10]。该理论已广泛应用于健康行为与信息行为研究中。例如，贺珊等[11]结合计划行为理论与健康信念模型，构建网络健康社区用户健康信息交流的动因模型。计划行为理论亦适用于短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为的研究，能够为其行为动因分析提供理论支撑。

短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为并非单一理论路径所能解释，而是包含认知评估、情绪反应、社会影响和能力判断等多重因素。因此，本文在以计划行为理论为核心框架的基础上，从更宏观的全景视角，引入社会交换理论、感知风险理论、共依附理论、自我效能理论作为补充。一是社会交换理论，强调个体在行为决策中会权衡成本与收益。短视频平台用户是否愿意投入时间与精力参与伪健康信息纠正，取决于其是否预期获得正向反馈。毕崇武等[12]指出用户行为受激励收益与成本回避双重影响，互惠机制在其中发挥关键作用。二是感知风险理论，强调个体对潜在负面结果的主观评估[13]。在伪健康信息纠正行为中，短视频平台用户可能因担心隐私泄漏或网络攻击而影响其行为意愿。赵蕊菡等[14]指出风险感知显著影响用户的健康信息分享行为。付少雄等[15]也发现用户在面对伪健康信息短视频时，其纠正行为会受风险感知制约。三是共依附理论，认为用户会在数字社群中形成情感归属与互动依赖[16]。短视频平台的纠正行为多发生于社群互动情境。岳宇君等[17]发现共依附感显著增强用户的知识分享意愿，徐孝婷等[18]指出社群氛围对健康行为的意愿具有重要影响。四是自我效能理论，强调个体对自身完成特定行为能力的主观判断[19]，与计划行为理论的感知行为控制高度契合。在伪健康信息纠正行为中，自我效能影响用户是否相信自己具备纠正伪健康信息的能力。王帆等[20]研究发现自我效能显著提升医学生对伪健康信息的识别与纠正行为。

综上，社会交换、感知风险、共依附和自我效能等理论分别从动机、风险感知、社群归属和能力评估等维度对计划行为理论的行为态度、主观规范和感知行为控制等构念进行补充，构建出一个更具情境适应性与解释力的短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为的动因框架。

3 研究假设与模型

3.1 计划行为理论假设

计划行为理论认为个体行为是由行为意向和感知行为控制共同驱动的，其中行为意向受主观规范和行为态度影响。主观规范指个体对他人期望的感知，当用户感受到来自他人的鼓励与支持时，易产生社会责任感，从而增强其行为意向。同时，个体对纠正行为的主观评价，即行为态度，也会影响其行为意向[21]。当用户认为伪健康信息纠正行为有助于改善信息环境或实现个人价值，则更易形成积极的行为态度，从而增强其行为意向。一旦确立了行为意向，用户具备了心理准备与动机基础，其参与纠正行为的概率将显著提高[11]。此外，感知行为控制反映用户对自身行为能力的判断，当用户认为自己具备伪健康信息识别和纠正的能力且外部环境支持，则更易参与纠正行为。因此提出假设H1：主观规范对行为意向具有正向影响作用。H2：行为态度对行为意向具有正向影响作用。H3：行为意向对纠正行为具有正向影响作用。H4：感知行为控制对纠正行为具有正向影响作用。

3.2 社会交换理论假设

社会交换理论认为个体行为的动机基础在于对付出与回报之间的理性权衡[22]。在伪健康信息纠正行为中，用户常需在行为成本与预期效益之间进行权衡。当用户预期纠正行为能带来正向反馈或潜在利益时，更易形成积极的行为态度。据此，本文认为互惠正向影响用户的行为意向。同时，在高度去中心化的短视频平台中，用户对资源投入和行为成本比较敏感。有研究[11]指出适度的成本可被视为行为价值的体现，尤其当纠正行为被视为公共责任或道德义务时，纠正行为的成本反而可能激发用户参与。此外，自我效能理论强调个体对行为结果的积极预期将增强其感知行为控制，即当用户相信自身的纠正行为有效，其信心与执行意愿也随之增强。因此提出假设H5：互惠对行为态度具有正向影响作用。H6：成本对行为意向具有正向影响作用。H7：结果期望对感知行为控制具有正向影响作用。

3.3 感知风险理论假设

在信息互动中，个体对潜在风险的主观评估是影响其行为决策的重要因素。感知风险指用户在面对健康信息时，对负面结果的预期。当用户认为纠正伪健康信息可能导致社交冲突或网络攻击时，常倾向于采取回避行为[23]。据此，本文认为用户的感知风险越强，其行为意向越弱。同时，心理安全也是影响用户行为态度的重要因素。如果用户感受到较强的支持氛围与包容的社交文化，更易形成积极的心理预期，从而改变行为态度。已有研究[24]表明心理安全可缓解风险焦虑，提高个体的表达意愿。因此提出假设H8：感知风险对行为意向具有反向影响作用。H9：心理安全对行为态度具有正向影响作用。

3.4 共依附理论假设

在数字平台环境中，社群不仅是信息的聚集地，也是用户进行价值认同、情感归属和行为模仿的重要场域。社群参与度指用户在某类社群中的活跃程度、互动频率以及情感投入。已有研究[25]表明用户越深入参与某一社群，越容易受到群体规范的影响，并在互动中逐渐形成对特定行为的共识与认同。在伪健康信息纠正行为中，积极参与健康信息社群的用户更可能接触到专业知识和他人纠正行为的示范，从而强化其自身对纠正行为的价值判断和认同感[18]。因此提出假设H10：社群参与度对行为意向具有正向影响作用。

3.5 自我效能理论假设

自我效能是指个体对自身完成特定任务能力的信心，是感知行为控制的重要心理基础。研究表明自我效能水平越高，个体越倾向于相信自己能够克服外部障碍，顺利完成预期行为任务[26]。本研究认为在短视频平台伪健康信息纠正情境中，用户的自我效能水平越高，其感知行为控制越强。因此提出假设H11：自我效能对感知行为控制具有正向影响作用。综上，构建的研究模型，见图1。

图1 研究模型

4 问卷设计与分析

参考成熟量表[25-27]，结合短视频平台用户特征与伪健康信息纠正情境进行适当调整。问卷由调查对象基本情况和短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为的影响因素两部分构成，第1部分包含7个问题，第2部分包含12个变量、42项测量题，均采用李克特7级量表评分(1=非常不同意，7=非常同意)。

正式调查前开展预调查，共回收有效样本96份。预调查问卷的整体Cronbach’s α系数为0.911，说明内部一致性较高。探索性因子分析发现有3项测量题的因子载荷低于0.5，最终删除感知行为控制2项、行为态度1项，保留39项测量题。

正式调查时通过问卷星平台制作电子问卷，并在抖音、快手等短视频平台发放，共收回254份问卷。剔除作答时间低于30秒或答案完全一致的无效问卷，最终获得有效问卷235份，有效率为92.5%。被调查人群中男性占比42.13%，女性占比57.87%；年龄主要集中在31～45岁(37.02%)，且受教育程度主要为本科/专科(68.51%)；被调查人群中使用短视频平台超过3年的用户占88.09%，每日使用短视频平台超过60分钟的用户占60.36%，见表1。

表1 描述性分析结果

类别特征数量(人)占比(%)性别男9942.13女13657.87年龄(岁)<1862.5518～308134.4731～458737.0246～594820.43≥60135.53受教育程度初中及以下2510.64高中/高职239.79本科/专科16168.51研究生及以上2611.06使用短视频平台<131.28时长(年)1～22510.643～410343.835～65623.83≥74820.43每日使用短视频<1572.98平台时长(分钟)15～29198.0930～594619.5760～898737.02≥907632.34

5 结构方程模型分析

5.1 测量模型分析

各测量项的Cronbach’s α系数均大于0.8，组合信度(composite reliability，CR)值均大于0.8，说明具有良好的信度。在模型效度方面，取样适当性(Kaiser-Meyer-Olkin，KMO)值为0.965，各测量项的因子载荷均大于0.8，说明具有良好的内容效度；各测量项的均方差(average variance extracted，AVE)值均大于0.7，说明具有良好的收敛效度；AVE值的平方根大于任意两维度的相关系数，说明具有良好的区分效度，见表2—表4。

表2 验证性因子分析

变量名称(代码)Cronbach’s αCRAVE心理安全(Ll)0.9170.8990.748互惠(Gg)0.8940.8870.723成本(Ii)0.9580.9580.883行为态度(Bb)0.9290.9300.769社群参与度(Mm)0.9610.9610.892主观规范(Cc)0.8910.8890.727结果期望(Oo)0.8830.8810.713风险感知(Kk)0.9390.9380.836自我效能(Nn)0.9370.9380.836感知行为控制(Aa)0.9170.9160.783行为意向(Dd)0.9250.9270.752纠正行为(Ww)0.9190.9180.737

表3 内容和收敛效度检验

变量名称(代码)KMOBartlett’s球形检验近似卡方自由度显著性心理安全(Ll)0.751432.39430.000互惠(Gg)0.739427.49530.000成本(Ii)0.758793.63130.000行为态度(Bb)0.843759.90160.000社群参与度(Mm)0.770803.97530.000主观规范(Cc)0.746405.47630.000结果期望(Oo)0.746380.77530.000风险感知(Kk)0.769616.67330.000自我效能(Nn)0.758638.03430.000感知行为控制(Aa)0.758502.67830.000行为意向(Dd)0.849731.01160.000纠正行为(Ww)0.846686.88460.000整体量表0.96510 231.1537410.000

表4 区分效度检验

变量代码AaKkWwGgDdCcBbIiMmNnLlOoAa0.885Kk0.6300.914Ww0.6750.5670.859Gg0.5880.5510.6470.850Dd0.6440.5040.7930.7260.867Cc0.6510.5680.7190.7250.7970.853Bb0.6030.4290.6700.6650.8380.7450.877Ii0.5540.4300.5620.5110.5660.5580.5020.850Mm0.6360.6150.7640.5450.6670.5840.5470.5580.945Nn0.7370.6520.7510.6010.6740.7040.538-0.5570.7800.914Ll0.7200.5830.7700.5710.6140.5870.533-0.5470.8570.7920.865Oo0.6340.5560.6970.7970.7800.7430.695-0.5370.5740.6530.5850.844

注：对角线粗体字为因子的AVE平方根，下三角为因子间的相关系数。

5.2 结构模型分析

采用AMOS 26.0检验研究模型，结果表明研究模型拟合效果良好，见表5。

表5 模型拟合指数

拟合指数拟合标准当前模型拟合情况CMIN/DF<31.665理想RMSEA<0.080.053理想GFI>0.9(理想);>0.8(合理)0.809合理CFI>0.9(理想);>0.8(合理)0.956理想IFI>0.9(理想);>0.8(合理)0.957理想TLI>0.9(理想);>0.8(合理)0.951理想PNFI>0.50.804理想PCFI>0.50.856理想

5.3 路径分析

除假设H6未获支持外，其余假设均成立。行为意向(β=0.662，P<0.001)显著正向影响纠正行为，假设H3成立，说明用户主观意愿在伪健康信息纠正行为中具有较强作用。这与赵熠如[21]的研究结果相符。在影响行为意向的路径中，主观规范(β=0.388)、行为态度(β=0.507)、社群参与度(β=0.262)均显著正向影响行为意向(P<0.001)，风险感知(β=-0.094，P<0.05)显著负向影响行为意向，假设H1、H2、H10、H8成立，表明外部社会认同、内部情感态度以及用户所处社交环境对其纠正行为意图均具有显著推动作用[27]，且高风险预期会抑制用户行为表达倾向。心理安全(β=0.142，P<0.05)、互惠(β=0.695，P<0.001)均正向影响行为态度，假设H9、H5成立，说明当用户不必担心误解或攻击时，更易形成积极的行为态度。而互惠作为影响行为态度的重要动因，也印证了社会交换理论中回报预期对行为态度的促进作用。感知行为控制(β=0.290，P<0.001)显著正向影响纠正行为，假设H4成立，表明用户越感知自身具备纠正行为能力，越可能将行为意向转化为行动。这与王帆等[20]的研究结论相符。结果期望(β=0.287，P<0.001)、自我效能(β=0.613，P<0.001)均正向影响感知行为控制，假设H7、H11成立；成本(β=-0.005，P>0.05)对纠正意向无显著正向影响，假设H6不成立。该结果与毕崇武等[12]的研究相反，后者强调纠正行为的成本敏感性，其研究对象以医疗专业群体为主，而本文研究对象为短视频平台普通用户，说明纠正成本的效应可能因用户类型和平台情境不同而异。进一步推测其可能原因是在短视频场景下用户对纠正成本的敏感度较低，纠正行为多表现为评论、转发或举报，行为门槛相对较低，用户主观上可能不认为时间或精力等投入构成真正的行为障碍，从而淡化了成本在行为决策中的权重，见表6、图2。

表6 路径分析结果

路径 标准化载荷量未标准化载荷量SECRP检验结果Bb←Ll0.1420.0800.0372.1470.032支持Bb←Gg0.6950.7430.0819.140∗∗∗支持Aa←Nn0.6130.4770.0548.838∗∗∗支持Dd←Bb0.5070.5590.0579.864∗∗∗支持Dd←Kk-0.094-0.0790.038-2.0790.038支持Dd←Ii-0.005-0.0030.026-0.1120.911不支持Dd←Mm0.2620.1590.0295.512∗∗∗支持Aa←Oo0.2870.3720.0874.258∗∗∗支持Dd←Cc0.3880.3800.0586.498∗∗∗支持Ww←Dd0.6620.8680.08410.289∗∗∗支持Ww←Aa0.2900.3370.0694.892∗∗∗支持

注：CR为临界比，表示参数估计值与估计值标准误差的比值；***表示P<0.01。

图2 路径分析结果

6 模糊集定性比较分析

6.1 数据校准与必要性分析

首先，基于前文分析结果，选择10个具有显著性的影响因素作为组态分析的条件变量，具体为感知行为控制(Aa)、风险感知(Kk)、互惠(Gg)、自我效能(Nn)、结果期望(Oo)、心理安全(Ll)、社群参与度(Mm)、行为态度(Bb)、主观规范(Cc)和行为意向(Dd)，结果变量为伪健康信息纠正行为。其次，对原始数据进行校准处理，依据为Rafin C C[28]提出的5%、50%、95%标准。最后，分析单项前因变量的必要性，结果显示单项前因变量的一致性均小于0.9，表明各单一变量未能构成必要条件。因此，有必要对多种条件进行组态分析。

6.2 条件组态分析

设置频数阈值为1，原始一致性阈值为0.8，一致性(proportional reduction in inconsistency，PRI)阈值为0.75，得到3类具有代表性的组态路径，其总体一致性和总体覆盖度分别为0.992、0.550，同时，单个条件组态的一致性与解的一致性均大于0.8，说明解释效果良好。将3类路径分别命名为社群驱动-低风险敏感型(S1)、心理安全-规范强化型(S2)、效能支撑-规范导向型(S3)，其前因变量构型，见表7。一是社群驱动-低风险敏感型路径。其核心条件为社群参与度和风险感知，边缘条件包括感知行为控制、自我效能、行为态度、结果期望、主观规范和行为意向。该路径表明用户在参与社群互动中形成较强的归属感与行为动机[29]，更愿意参与伪健康信息纠正行为以维护社群规范与信息质量。二是心理安全-规范强化型路径。该路径包含两个子路径(S2a、S2b)，均体现出在高风险感知情境下，心理安全与社会规范对用户纠正行为的激励作用[30]。S2a的核心条件为风险感知、心理安全、社群参与度和主观规范，表明用户在感知信息风险的同时，如果能获得社群支持与规范引导，依然会积极参与纠正行为。而在S2b中，即便用户社群参与度较低，心理安全与主观规范也会激发用户行动意愿。两条子路径的边缘条件为互惠、自我效能和结果期望，进一步增强用户对纠正行为结果的认知。因此，S2a与S2b分别反映社群嵌入程度不同用户的行为路径，均强调心理安全与社会规范在高风险感知情境中的联合保护效应。三是效能支撑-规范导向型路径。其核心条件为主观规范和心理安全，边缘条件为感知行为控制、自我效能、结果期望、互惠、行为态度和行为意向。该路径表明当用户受到主观规范引导，并具备良好的心理状态时，较高的自我效能感与明确的正向期望将进一步推动其参与伪健康信息纠正行为。

表7 参与伪健康信息纠正行为的前因变量构型

变量S1S2S2aS2b S3Aa•••Kk●●●Gg•••Nn••••Oo••••Ll●●●Mm●●●Bb••Cc•●●●Dd••一致性0.9950.9980.9940.983原始覆盖度0.5190.2240.2130.171唯一覆盖度0.2580.0050.0080.016总体一致性0.992总体覆盖度0.550

注：●表示核心条件存在，•表示边缘条件存在，⊗表示边缘核心条件缺失，空白表示条件存在与否均可。

7 结论

本研究以计划行为理论为核心，整合社会交换、感知风险、共依附和自我效能理论，构建短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为的动因模型，采用SEM与fsQCA相结合的方法开展实证研究，得到以下结论。一是行为意向与感知行为控制对短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为具有显著正向影响，表明用户的主观意愿和对自身能力的感知共同驱动其伪健康信息纠正行为。二是行为态度、主观规范和社群参与度均显著正向影响短视频平台用户参与伪健康信息纠正的行为意向，说明个体在形成是否参与纠正行为的意图时，不仅受其对行为结果的认知判断影响，还受到来自社群他人期望和互动氛围的显著影响。同时，社群参与度的作用进一步强调了社交归属与互动场景在用户信息行为动机形成中的重要性。三是互惠和心理安全显著增强用户的行为意愿，说明在预期能获得正向反馈且感知风险较低时，用户更易形成积极的纠正行为。自我效能与结果期望通过提升感知行为控制间接促进纠正行为。此外，风险感知对行为意向呈负向影响，表明用户在纠正行为决策中仍受潜在社交风险的制约。四是fsQCA识别出3类促进短视频平台用户参与伪健康信息纠正行为的组态路径，分别为社群驱动-低风险敏感型(S1)、心理安全-规范强化型(S2)和效能支撑-规范导向型(S3)，揭示了各因素组合及其级联关系对用户参与伪健康信息纠正行为动因的作用。

基于上述研究结论，建议平台从以下方面优化改进。一是优化平台社群结构，强化正向规范引导。短视频平台应在健康信息类社区中构建高质量、低门槛的互动机制，增强用户的归属感与互动黏性。通过推荐机制引导用户参与权威信息评论区，激励伪健康信息纠正行为，营造支持性社交氛围，从而发挥社群参与度对纠正行为意向的促进作用。二是提升用户纠正行为的心理安全感与效能感。短视频平台可通过匿名纠正选项、纠正内容“反对而不攻击”提示、人工智能辅助纠正表达方式等技术手段，缓解用户在伪健康信息纠正行为中可能面临的舆论冲突和人身攻击，提升其心理安全感。同时，提供更多典型纠正案例，帮助短视频平台用户建立“我可以纠正”的自我效能感。三是引导用户形成互惠意识，激发内在动机。短视频平台可建立“伪健康信息纠正贡献值”“健康守护者”等用户激励机制，建立用户纠正行为与健康信息类社区正向声誉之间的联动关系，使用户在纠正伪健康信息的同时获得认同和回馈，激发其积极动机。

作者贡献：阮智慧负责研究设计、论文修订；郭羽桐负责数据分析、论文撰写；杜莹莹、胡秋雨、窦瑶嘉负责资料收集、数据分析；张红萍负责论文修订；钱爱兵负责研究设计。

利益声明：所有作者均声明不存在利益冲突。

参考文献

1 曾伟，姚登旺，龚雪，等.健康科普短视频属性对大学生主动健康行为的影响[J].新媒体研究，2024，10(21)：21-28.

2 喻梅，余诗雅，刘蕤.医护人员的社交媒体虚假健康信息纠正意图研究——基于SEM与fsQCA方法[J].信息资源管理学报，2024，14(3)：104-120.

3 HUANG Y，WANG W.When a story contradicts：correcting health misinformation on social media through different message formats and mechanisms[J].Information communication and society，2022，25(8)：1192-1209.

4 CHAN M P S，JONES C R，HALL JAMIESON K，et al.Debunking：a meta-analysis of the psychological efficacy of messages countering misinformation.[J].Psychol，2017，28(11)：1531-1546.

5 付少雄，曾源来，孙岚，等.组态视角下短视频虚假健康信息传播行为的影响因素研究[J].图书馆杂志，2024，43(12)：103-116.

6 阮智慧，朱欣叶，卓扬凯，等.奖惩机制下微信虚假健康信息治理的三方演化博弈分析[J].北京邮电大学学报(社会科学版)，2024，26(3)：46-55.

7 吴世文，王一迪，郑夏.可信度的博弈：伪健康信息与纠正性信息的信源及其叙事[J].全球传媒学刊，2019，6(3)：73-91.

8 刘彬.健康传播中的虚假信息扩散机制与网络治理探究[J].传播与版权，2020(4)：178-179，185.

9 赵又霖，庞航远，石燕青.健康信息画像构建及虚假健康信息识别：融合社会感知数据与发布者先验知识[J].图书情报知识，2024，41(6)：141-154，165.

10 AJZEN I.From intentions to actions：a theory of planned behavior，action control[M].Berlin：Springer，1985.

11 贺珊，曹坡，余佳琪，等.网络健康社区用户信息交流的认知动因探究——基于SEM和fsQCA方法[J].现代情报，2023，43(3)：42-52.

12 毕崇武，张燕婷，金燕，等.信息链视角下用户参与在线健康信息质量治理的三方演化博弈分析[J].现代情报，2024，44(6)：45-58.

13 陈渝，宗会娟，张枝子，等.基于SET和体制理论的健康信息交换使用意愿研究[J].图书馆学研究，2018(9)：55-63.

14 赵蕊菡，陈一.基于扎根理论的网络健康信息多维度风险感知理论模型研究[J].情报理论与实践，2020，43(1)：68-75.

15 付少雄，成琦，杨帆，等.多重风险视角下虚假健康短视频的用户分享意愿实验研究[J].现代情报，2024，44(11)：67-79.

16 余来辉，金恒江.突发公共卫生事件中网络社群用户参与行为研究：共依附理论视角[J].新媒体与社会，2021(1)：398-420.

17 岳宇君，郦晓月.非交易类虚拟社区持续知识共享意愿研究：共依附视角[J].北京邮电大学学报(社会科学版)，2020，22(3)：78-86，114.

18 徐孝婷，朱庆华，王雷.个人健康信息管理视角下社群性量化自我参与对健康行为改变的影响研究[J].情报杂志，2024，43(2)：162-169，176.

19 朱梦茜，颜祥林，袁勤俭.自我效能理论及其在国外信息系统领域的应用与展望[J].信息资源管理学报，2019，9(4)：122-131.

20 王帆，杨夏丽.自我效能感对医学生自我污名的影响：专业心理求助态度的中介效应[J]. 卫生职业教育，2025，43(2)：139-143.

21 赵熠如.突发公共卫生事件公众信息传播行为研究——基于计划行为理论视角[D].北京：北京交通大学，2021.

22 刘羽佳，陆方.基于互惠理论的医养结合机构合作研究[J].中国卫生政策研究，2023，16(3)：54-62.

23 徐云鹏，上官莉娜，许艳闰.公共危机信息来源及叙述方式对公众风险感知和防护行为影响——基于突发公共卫生事件的实验研究[J].现代情报，2023，43(4)：88-100.

24 郑敏，门成昊，王静.正念型领导与员工知识共享：员工积极情感与团队心理安全的作用[J].科学学与科学技术管理，2023，44(5)：147-160.

25 余来辉，金恒江.突发公共卫生事件中网络社群用户参与行为影响因素研究——基于SDT和TPB整合模型[J].新世纪图书馆，2021(9)：20-28.

26 翟玥，夏志杰，王筱莉，等.突发事件中公众参与应对社会化媒体不实信息的意愿研究[J].情报杂志，2016，35(9)：104-110.

27 范春梅，李华强，贾建民.食品安全事件中公众感知风险的动态变化——以问题奶粉为例[J].管理工程学报，2013，27(2)：17-22.

28 RAGIN C C. Redesigning social inquiry：fuzzy sets and beyond [M]. Chicago：University of Chicago Press，2008.

29 王香敏，张晓梅，董晓航，等.缺血性脑卒中患者复发风险感知的潜在类别与健康行为的关系[J]. 中华现代护理杂志，2024，30(16)：2180-2188.

30 吕春燕，曲娜，曲毅，等.住院患者心理安全行为现状及其与感知参与的相关性研究[J].中华现代护理杂志，2023，29(12)：1620-1624.

Study on the Behavioral Motivations of Users Participating in the Correction of Pseudo-health Information on Short Video Platforms under the Framework of the Theory of Planned Behavior

RUAN Zhihui1，GUO Yutong2，DU Yingying2，HU Qiuyu2，DOU Yaojia2，ZHANG Hongping1，QIAN Aibing3

1Jiangsu Health Vocational College，Nanjing 211800，China；2School of Management，Xuzhou Medical University，Xuzhou 221004，China；3School of Health Economics and Management，Nanjing University of Chinese Medicine，Nanjing 210023，China

〔Abstract〕 Purpose/Significance To explore the behavioral motivations of users participating in the correction of pseudo-health information on short video platforms，and to provide theoretical basis and practical inspiration for promoting information governance on short video platforms. Method/Process Based on the theory of planned behavior，integrating theories such as perceived risk，social exchange，co-attachment，and self-efficacy，an empirical study is conducted using the structural equation model and fuzzy set qualitative comparative analysis. Result/Conclusion Psychological safety，reciprocity，subjective norms，community participation，behavioral attitude，outcome expectations，self-efficacy，behavioral intention，and perceived behavioral control all have significant influences on users participating in the correction of pseudo-health information on short video platforms. Three types of antecedent configuration paths of pseudo-health information correction behaviors are proposed，and suggestions are proposed to short video platforms.

〔Keywords〕 theory of planned behavior；short video platform；correction of pseudo-health information；structural equation model；fuzzy set qualitative comparative analysis

〔中图分类号〕R-058

〔文献标识码〕A

〔DOI〕10.3969/j.issn.1673-6036.2025.06.001

〔修回日期〕 2025-06-11

〔作者简介〕 阮智慧，助教，发表论文12篇；通信作者：钱爱兵，博士，教授。

〔基金项目〕 国家社会科学基金资助项目(项目编号：20BTQ053)。