توفر بيئات الدراما القصيرة ظروفا مكثفة لتعزيز الحلقة من خلال حلقات قصيرة جدا وإعادة الدخول المتكررة. باستخدام نموذج S-O-R وPLS-SEM، فحصت هذه الدراسة نية الاستمرار بين مستخدمي الدراما القصيرة. تشير النتائج إلى أن الرضا العاطفي مرتبط إيجابيا بالعادة، وأن العادة مرتبطة إيجابيا بنية الاستمرار.
مقالة بحثية
من الرضا العاطفي إلى العادة: ديناميكيات التعزيز في التفاعل الدرامي القصير
في هذه المقالة
ملخص
الملخص
ظهرت بيئات الدراما القصيرة كبيئات رقمية مميزة هيكليا، تتميز بحلقات قصيرة جدا، وإعادة دخول عالية التردد، وتعريض معزز خوارزميا. بينما درست الأبحاث السابقة في الاستمرار الرضا والعادة كعاملات متوازية للاستخدام المستمر، لا يعرف الكثير عن كيفية تقوية دورات التعزيز المضغوطة المدمجة في النظم البيئية قصيرة الشكل للارتباط بين الاستجابات العاطفية والانخراط المعتاد في ظروف التعزيز الكثيف. استنادا إلى إطار الاستجابة للمحفز-الكائن الحي (S-O-R)، تقترح هذه الدراسة نموذجا معززا بهيكليا لتكوين العادات، حيث تؤثر المنبهات البيئية (سهولة الوصول، مرور الوقت، وجودة المحتوى) على الإرضاء العاطفي، والذي يرتبط بدوره بالانخراط المعتاد ونية الاستمرار. باستخدام بيانات مسح مقطعي من 260 مستخدما لدراما القصيرة، تم تحليلها باستخدام نمذجة المعادلات الهيكلية ذات المربعات الصغرى الجزئية (PLS-SEM)، تكشف النتائج أن الرضا العاطفي مرتبط بشكل كبير بتكوين العادات، وأن العادة تظهر كمحرك رئيسي لنية الاستمرار. كميا، كانت جودة المحتوى (β = 0.448، p < 0.001) ووقت المرور (β = 0.385، p < 0.001) أقوى المؤشرات على الرضا العاطفي، مما تنبأ بقوة بالعادة (β = 0.686، p < 0.001) ونية الاستمرار (β = 0.496، p < 0.001). ساهمت العادة أيضا في نية الاستمرار (β = 0.393، الورقة < 0.001)، حيث يفسر النموذج 61.0٪ و68.9٪ من التباين في الرضا العاطفي ونية الاستمرار، على التوالي. نظريا، تطور هذه الدراسة أبحاث الانخراط المضغوط هيكليا من خلال تصور السمات الهيكلية القصيرة كشروط تعزيز سياقي تعزز العلاقة بين الرضا والعادة. عمليا، تشير النتائج إلى أن التصميم الميكرو-حلقاتي وآليات العودة السريعة تلعب دورا حاسما في استقرار الاستمرارية السلوكية في النظم البيئية القصيرة الدراما. نظرا لأن الدراسة استخدمت تصميم مسح مقطعي، يجب تفسير النتائج كدليل ارتباطي على وجود ارتباطات بين عوامل التجربة الرقمية، والرضا العاطفي، والعادات، ونية الاستمرار، بدلا من الدليل على التغير السببي أو الزمني.
المقدمة
شهد مشهد الترفيه الرقمي العالمي تحولا عميقا مع التوسع السريع لمنصات المحتوى القصير. مدفوعة بعادات الاستهلاك التي تعتمد على الهواتف المحمولة أولا، وأنظمة التوصية الخوارزمية، وأنماط استخدام الوسائط المتقطعة بشكل متزايد، برزت الدراما القصيرة كواحدة من أسرع صيغ الترفيه نموا على مستوى العالم 1,2. على عكس خدمات البث التقليدية التي تعتمد على جلسات مشاهدة ممتدة، تقدم منصات الدراما القصيرة حلقات قصيرة جدا مصممة للاستهلاك السريع والعودة المتكررة طوال اليوم. ومع تعمق هذه المنصات في الروتين الرقمي اليومي، أصبح فهم الآليات النفسية التي تحافظ على تفاعل المستخدمين أولوية بحثية متزايدة الأهمية.
على الرغم من تزايد شعبية الدراما القصيرة، لا تزال أبحاث الاستمرار القائمة قائمة إلى حد كبير على بيئات الترفيه الرقمي التقليديةوأبحاث استمرارية نظم المعلومات مثل خدمات البث عبر الإنترنت، ومنصات الفيديو حسب الطلب، وتطبيقات وسائل التواصل الاجتماعي. ومع ذلك، تمتلك أنظمة الدراما القصيرة عدة خصائص هيكلية مميزة—بما في ذلك الصيغ الحلقية القصيرة جدا، وفرص إعادة الدخول عالية التردد، والتعرض المعزز خوارزميا—تخلق دورات تعزيز كثيفة تعرض المستخدمين مرارا وتكرارا لمحتوى مجزي عاطفيا ضمن تسلسلات التفاعل المضغوطة 1,4,5. وبالتالي، قد تختلف العمليات النفسية التي تقوم عليها التفاعل في بيئات الدراما القصيرة بشكل كبير عن تلك التي تلاحظ في سياقات البث التقليدية.
قيد آخر للأبحاث السابقة هو أن الرضا والعادة (HB) غالبا ما تم تصورهما كمتنبئين متوازيين لنية الاستمرارية (CI) في أبحاث استمرارية نظم المعلومات6. على الرغم من أن كلا البنيين أظهرا باستمرار قوة تفسيرية كبيرة، إلا أن اهتماما قليلا نسبيا تم تكريسه لفهم كيف يمكن أن يتطور الرضا العاطفي (as) تدريجيا إلى تفاعل معتاد من خلال تجارب تعزيز متكررة. على وجه الخصوص، لا يزال من غير الواضح كيف تؤثر البيئات الرقمية المضغوطة هيكليا على المسار العاطفي إلى السلوكي الذي يربط الإشباع العاطفي بأنماط الاستخدام التلقائي. ونتيجة لذلك، لا تزال العملية النفسية التي تتحول من خلالها التجارب العاطفية الإيجابية إلى روتين إلى انخراط اعتيادي غير مفهومة بشكل كاف.
لسد هذه الفجوة، تطور الدراسة الحالية وتختبر نموذجا لتكوين العادات قائم على التعزيز ضمن إطار الاستجابة المنبه-الكائن الحي (S-O-R). نقترح تحديدا أن عوامل التجربة الرقمية تؤثر على نية الاستمرار من خلال عملية سلوكية عاطفية متتالية يكون فيها الإرضاء العاطفي مناسبا لتكوين العادة، والتي تتنبأ لاحقا بنية الاستمرار. من خلال دراسة هذه الآلية في سياق استهلاك الدراما القصيرة، توسع هذه الدراسة نظرية الاستمرارية إلى ما هو أبعد من التفسيرات الثابتة بعد الاعتماد وتطور فهم كيفية تشكيل البيئات الرقمية المضغوطة هيكليا للتفاعل المستمر مع المستخدمين.
استنادا إلى الفجوة البحثية المحددة، نفترض أن نية الاستمرار في بيئات الدراما القصيرة المضغوطة هيكليا تتشكل من خلال عملية تعزيز عاطفي-سلوكي متتابعة. على وجه التحديد، تعزز عوامل التجربة الرقمية الرضا العاطفي، والرضا العاطفي يسهل تكوين الاعتداء، والعادة تعزز بعد ذلك نية الاستمرار. توجه هذه الفرضية المركزية نموذج البحث المقترح والتحقيق التجريبي المقدم في هذه الدراسة.
على عكس التطبيقات السابقة لإطار S-O-R، تعتمد هذه الدراسة إطار S-O-R7 لدراسة كيفية تأثير المنبهات البيئية على الحالات العاطفية الداخلية والاستجابات السلوكية اللاحقة في النظم البيئية المضغوطة هيكليا. نقترح أن عوامل التجربة الرقمية تؤثر على نية الاستمرارية من خلال عملية متسلسلة يعزز فيها الإرضاء العاطفي تكوين العادات، والتي بدورها تتنبأ بنية الاستمرار. تم تطبيق هذا الإطار على نطاق واسع في التجارة الرقمية، ووسائل التواصل الاجتماعي، وأبحاث الترفيه عبر الإنترنت لشرح كيف تشكل الخصائص البيئية تفاعل المستخدمين واستمرارية سلوكهم 8,9. كما أكدت أبحاث تبني التكنولوجيا الاستهلاكية على دور العوامل التجريبية في تشكيل الاستخدام المستمر للتكنولوجيا10. في البيئات الرقمية، تعمل الميزات التجريبية كمحفزات بيئية تحفز ردود فعل عاطفية وتشكل سلوكيات ما بعد التبني.
في هذه الدراسة، يتم تصور التجارب الرقمية—بما في ذلك سهولة الوصول (AC)، وتحفيز مرور الوقت (PT)، وجودة المحتوى المدرك (CQ)—كمحفزات بيئية. تعكس سهولة الوصول الشعور بالسلالة والطلاقة المرتبطة ببدء استخدام الوسائط، والتي ترتبط بدورها بالتحكم التجريبي وتقلل من الحمل المعرفي11,12. يمثل مرور الوقت دافعا موجه نحو الترفيه ضمن سياقات زمنية مجزأة، وهو دافع رئيسي للتفاعل مع وسائل الإعلام المحمولة13،14. جودة المحتوى المدركة تلتقط الانغماس السردي، والملاءمة، والقيمة الترفيهية، وهي عوامل حاسمة لرضا المستخدمين في سياقات الإعلام الرقمي15. معا، تشكل هذه المحفزات التجريبية تقييمات المستخدمين العاطفية أثناء التفاعل مع الوسائط.
يمثل الإشباع العاطفي الحالة الحية في إطار S-O-R. يعكس الرضا التقييم العاطفي العام للمستخدمين لتجربتهم، وقد تم تحديده باستمرار كمؤشر رئيسي لنية الاستمرار في سياقات ما بعد التبني 3,16. ومع ذلك، في بيئات الاستخدام عالي التكرار والمتكررة، قد لا يكون الرضا وحده كافيا لتفسير الانخراط المستمر. قد تعزز التجارب الإيجابية المتكررة العلاقة بين الانخراط والسلوك المعتاد.
تكوين العادة يوفر تفسيرا مكملا للاستمرار السلوكي. تشير العادة إلى الاتجاهات السلوكية التلقائية المكتسبة التي تثارها إشارات سياقية من خلال تكرار الأفعال السابقة 6,17. في أبحاث نظم المعلومات، تم تحديد العادة كعامل حاسم في استمرار استخدام التكنولوجيا بما يتجاوز النية الواعية. في سياقات استهلاك الدراما القصيرة، قد تساعد التفاعلات الصغيرة المتكررة المدمجة في الروتين اليومي في تطور التكرار المعتاد. مع تقوية العادة، يصبح السلوك أقل اعتمادا على التقييم المعرفي النشط وأكثر مقاومة لتغير الموقف، مما يعزز نية الاستمرار.
من خلال دمج التجارب الرقمية، والرضا العاطفي، وتكوين العادات ضمن إطار وساطة متسلسل، تعزز هذه الدراسة الفهم النظري للمشاركة المستمرة في سياقات الدراما القصيرة. نقترح تحديدا أن التجارب الرقمية تؤثر على نية الاستمرار من خلال مسار سلوكي عاطفي من مرحلتين: تعزز المحفزات التجريبية الرضا العاطفي، مما يعزز تكوين العادات، مما يعزز نية الاستمرار.
باستخدام بيانات استطلاع من 260 مستخدما للدراما القصيرة وPLS-SEM، تفحص هذه الدراسة تجريبيا آلية الوساطة المتسلسلة هذه. نظريا، يمتد هذا الإطار من خلال دمج العادة كآلية تعزيز ويوفر أدلة تجريبية على المسار العاطفي-العادي المتسلسل في البيئات الرقمية القصيرة.
يفترض إطار S-O-R أن المحفزات البيئية تؤثر على الحالات النفسية الداخلية، والتي تشكل لاحقا الاستجابات السلوكية. في هذه الدراسة، يتم تصور سهولة الوصول، ومرور الوقت، وجودة المحتوى كمحفزات؛ يمثل الإشباع العاطفي والعادة العمليات الكائنية؛ وتمثل نية الاستمرار الاستجابة السلوكية.
يعكس الرضا العاطفي التقييم العاطفي العام للمستخدمين لتجربتهم الإعلامية، وقد ارتبط باستمرار بنية الاستمرار. في البيئات الرقمية عالية التردد، قد تساهم التجارب الإيجابية الإيجابية المتكررة أيضا في تكوين العادات. تشير أبحاث سابقة في الوسائط الرقمية وسياقات البث إلى أن الرضا العاطفي يعمل كحالة كائنية رئيسية تربط المحفزات المنصة بالاستجابات المرتبطةبالاستمرار 18. استنادا إلى الإطار النظري المقترح والأدبيات السابقة، تم اقتراح الفرضيات التالية.
تشير سهولة الوصول إلى سهولة الوصول إلى المحتوى الرقمي المتصور. وفقا لإطار عمل S-O-R، تؤثر المنبهات البيئية على تقييمات المستخدمين العاطفية. تشير أبحاث سهولة الخدمة أيضا إلى أن تقليل تكاليف الوقت والجهد يعزز القيمة المدركة والرضا في تجارب الخدمة10. وبناء عليه، يفترض أن سهولة الوصول تؤثر إيجابيا على الرضا العاطفي (H1).
تمرير الوقت هو دافع موجه للترفيه لاستهلاك المحتوى القصير. تشير الأبحاث السابقة إلى أن دوافع الاستهلاك الموجهة للوقت تولد استجابات عاطفية إيجابية وتزيد من الرضا. لذلك، نفترض أن مرور الوقت يؤثر إيجابيا على الرضا العاطفي (H2).
تعكس جودة المحتوى تصورات المستخدمين حول أهمية وقيمة الترفيه لمحتوى الإعلام. الدراسات السابقة تحدد باستمرار أنه عامل رئيسي لرضا المستخدمين واستمرار التفاعل19. وبناء عليه، يفترض أن جودة المحتوى تؤثر إيجابيا على الرضا العاطفي (H3).
لقد تم تحديد الرضا العاطفي والعادة باستمرار كمقدمين مهمين لنية الاستمرار في سياقات ما بعد التبني. تظهر أبحاث العادة السابقة أيضا أن الأداء المتكرر في سياقات مستقرة يعزز التلقائية مع مرور الوقت، بينما يمكن لبيئات الوسائط المتنقلة أن تزيد من أنماط الاستخدام الروتينية 4,20. لذا، نقترح أن الرضا العاطفي يؤثر إيجابيا على نية الاستمرار (H4).
تشير العادة إلى الاتجاهات السلوكية التلقائية التي تتطور من خلال تكرار السلوك السابق في سياقات مستقرة 6,17. في سياقات ما بعد التبني، تسهل التجارب الإيجابية المتكررة تشكيل أنماط الاستخدام المعتادة، حيث يعتمد المستخدمون بشكل متزايد على الاستجابات الآلية بدلا من التقييم الواعي6،17. من منظور التعلم التعزيزي، فإن السلوكيات المتكررة المصاحبة بنتائج عاطفية إيجابية تعزز عمليات التعلم الترابطي وتزيد من احتمالية التنفيذ التلقائي المستقبلي21. بمجرد تكوين العادة، تصبح آلية رئيسية تترجم الرضا إلى استمرار سلوكي. يميل المستخدمون المعتادون إلى الاستمرار في التفاعل مع المحتوى بجهد معرفي أقل، مما يعزز نية الاستمرار6. وبناء عليه، يتم تصور العادة في هذه الدراسة كآلية وسيطة تربط بين الرضا العاطفي ونية الاستمرار. استنادا إلى المنطق أعلاه، يفترض أن الرضا العاطفي يؤثر إيجابيا على العادة (H5)، والعادة تؤثر إيجابيا على نية الاستمرار (H6)، والعادة تتوسط العلاقة بين الرضا العاطفي ونية الاستمرار (H7). علاوة على ذلك، يقترح الإشباع العاطفي والعادة للوساطة بشكل متسلسل بين سهولة الوصول ونية الاستمرار (H8a)، ومرور الوقت ونية الاستمرار (H8b)، وجودة المحتوى ونية الاستمرار (H8c).
على الرغم من أن الدراسات السابقة قدمت فهما متقدما بشكل كبير لسلوك الاستمرارية في بيئات الإعلام الرقمي، إلا أن هناك عدة فجوات مهمة لا تزال قائمة. ركزت الأبحاث الحالية بشكل رئيسي على سياقات البث التقليدي، وسائل التواصل الاجتماعي، أو سياقات تبني التكنولوجيا، وبشكل عام تصور الرضا والعادة كعوامل موازية لتحديد نية الاستمرار. لم يخصص اهتمام كبير نسبيا لفهم كيف يمكن للبيئات القصيرة المضغوطة هيكليا أن تشكل العملية النفسية التي تربط بين الرضا العاطفي وتكوين العادات. يلخص الجدول 1 3,6,10,18,22 الدراسات السابقة الممثلة ويسلط الضوء على الفجوات البحثية التي تناولتها هذه الدراسة.
| الدراسة | سياق البحث | التركيز الرئيسي | النتائج الرئيسية | فجوة البحث |
| بهاتاتشيرجي (2001)3 | نظم المعلومات | نية الاستمرار | التنبؤ بالإشباع بنية الاستمرار | عملية تكوين العادات لم تدرس |
| ليمايم وآخرون (2007)6 | نظم المعلومات | العادة والاستمرار | تؤثر العادة على استمرار استخدام النظام | الرضا والعادة يعاملان كعاملات منفصلة |
| فينكاتيش وآخرون (2012)10 | قبول التكنولوجيا | سلوك ما بعد التبني | النية السلوكية تتنبأ بالاستخدام المستمر | الخصائص الهيكلية للبيئات الرقمية غير المقبولة |
| وو وآخرون (2025)18 | دراما قصيرة | نية الاشتراك | تؤثر جودة المحتوى على الاستمرارية من خلال الرضا | آلية تكوين العادات لم تفحص |
| تشانغ وآخرون (2024)22 | الفيديو القصير | رضا المستخدمين | الرضا يعزز استمرار التفاعل | عملية التحول من الرضا إلى عادة لم تستكشف بعد |
| دراسات الإعلام القصيرة الحديثة | منصات المحتوى القصير | تفاعل المستخدمين | التعرض الخوارزمي يزيد من التفاعل | آليات التعزيز الهيكلي لا تزال غير متوقعة بشكل كاف |
| الدراسة الحالية | نظام الدراما القصيرة | تكوين العادات المعتمد على التعزيز | يفحص كيف يساهم الرضا العاطفي تكوين العادات ونية الاستمرارية ضمن بيئات مضغوطة هيكليا | يعالج الفجوات المحددة من خلال إطار متسلسل عاطفي-سلوكي |
الجدول 1: ملخص للأبحاث السابقة والفجوات التي تم تحديدها. يلخص هذا الجدول دراسات سابقة ممثلة حول الاستمرارية الرقمية، والرضا، والعادات، والتفاعل الإعلامي القصير. تشمل الأعمدة: مؤلف الدراسة والسنة؛ سياق البحث؛ تم فحص البنى الرئيسية؛ العلاقة بين الرضا والعادة (متوازية مقابل متسلسلة)؛ والفجوة البحثية المحددة التي تناولتها الدراسة الحالية.
تحلل هذه الدراسة تجريبيا العلاقات بين المتغيرات المستقلة (أي سهولة الوصول، مرور الوقت، وجودة المحتوى)، والمتغيرات الوسيطة (أي الرضا العاطفي والعادة)، والمتغير التابع (أي الثقة الثامنة). تم تضمين الجنس والعمر والتعليم والدخل كمتغيرات ضابطة.
كما هو موضح في الشكل 1، يصور النموذج دورة تعزيز كثيفة تقع بين الإشباع العاطفي وتكوين العادة. يمثل هذا التدوين السياق البنيوي لأنظمة الدراما القصيرة—التي تتميز بمدة الحلقات القصيرة جدا، وتكرار إعادة الدخول العالية، وتقديم المحتوى الخوارزمي—مما يخلق فرصا وفيرة لاقتران الإشارة والاستجابة الدقيقة. يقترح النموذج أن المحفزات البيئية تؤثر على الرضا العاطفي، مما يسهل لاحقا الانخراط المعتاد تحت دورات تعزيز مضغوطة هيكليا. تظهر النظم البيئية قصيرة الشكل ارتباطات كثيفة بين الاستجابة والإشارة وفرص تفاعل متكررة قد تعزز العلاقة بين الرضا والعادة23,24.
الشكل 1: نموذج تكوين العادات القائم على التعزيز في بيئات الدراما القصيرة. تشير دورة 'التعزيز الكثيف' إلى فرص الاستجابة عالية التردد التي تتميز بالنظم البيئية قصيرة الشكل (النوبات الصغيرة، إعادة الدخول السريع، التنظيم الخوارزمي)، والتي يفترض أنها تعزز علاقة الرضا بالعادة. يتم تصور هذه الخاصية الهيكلية كحالة سياقية بدلا من كونها تسارعا زمنيا يقاس تجريبيا. يتم استبعاد متغيرات التحكم (العمر، الجنس، التعليم، والدخل) من المسارات الموضحة لضمان وضوح البصر. يرجى الضغط هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.
البروتوكول
تم إجراء جميع الإجراءات التي تشمل المشاركين البشريين وفقا للمعايير الأخلاقية للبحث البشري في جامعتي aSSIST وجامعة دونغ-أ. ونظرا لأن جميع الردود كانت مجهولة الهوية وقت الجمع ولم يتم الحصول على أي معلومات شخصية قابلة للتعريف في أي مرحلة، فقد قرر مجلس المراجعة المؤسسية لجامعة aSSIST أن الدراسة مؤهلة للإعفاء من المراجعة الكاملة بموجب المادة 15 من قانون الأخلاقيات الحيوية والسلامة لجمهورية كوريا ومتطلبات الإعفاء من المراجعة المنصوص عليها في المادة 13 من قاعدة التنفيذ (https://public.irb.or.kr/pt/pt01/PT0103/PT0103R01.do). تم الحصول على هوية الموافقة على الإعفاء قبل بدء الاستطلاع؛ راجع جميع المشاركين بيان موافقة مستنيرة يصف هدف الدراسة، والمشاركة الطوعية، وعدم الكشف عن هويتهم، واستخدام البيانات، وحقهم في التوقف عن المشاركة. سمح فقط للمشاركين الذين قدموا موافقة إلكترونية مستنيرة بالمضي قدما. لم يتم جمع أي معلومات شخصية تعريفية.
جمع البيانات وتحليلها
خصائص العينة
تم استقطاب المشاركين من خلال Prolific من دول ناطقة بالإنجليزية، بما في ذلك الولايات المتحدة والمملكة المتحدة وكندا وأستراليا ونيوزيلندا، بين 5 يوليو و10 يوليو 2025. تكون الاستبيان من مقاييس متعددة العناصر تم التحقق منها لتقييم سهولة الوصول، ومرور الوقت، وجودة المحتوى، والرضا العاطفي، والعادات، ونية الاستمرار، إلى جانب الأسئلة الديموغرافية. كان المشاركون مؤهلين إذا كانوا في سن 18 على الأقل، ولديهم خبرة سابقة في مشاهدة الدراما القصيرة، وكانوا يستخدمون خدمات التواصل الاجتماعي بنشاط. تم تأكيد الأهلية من خلال أسئلة فحص تطلب من المشاركين تأكيد أعمارهم، وتجربتهم السابقة في مشاهدة الدراما القصيرة، والاستخدام الحالي لخدمات التواصل الاجتماعي. تم استبعاد المشاركين الذين لم يستوفوا هذه المعايير قبل إكمال الاستبيان الكامل. تم تضمين عناصر فحص الانتباه في الاستطلاع لتحديد الاستجابات غير المنتبهة؛ تم استبعاد المشاركين الذين فشلوا في أي بند فحص انتباه، أو قدموا إجابات غير مكتملة، أو فشلوا في أسئلة الفرز، من التحليل. تم جمع ما مجموعه 292 ردا. بعد استبعاد 32 استجابة بسبب فشل الفحص، أو الردود غير المكتملة، أو فشل عناصر فحص الانتباه، تم الاحتفاظ ب 260 استجابة صالحة للتحليل. استغرق الاستبيان حوالي 8-10 دقائق لإكماله، وحصل المشاركون على حوالي €2.00 ($3,440).
نموذج القياس
تم تسجيل الردود على مقياس ليكرت مكون من 7 نقاط يتراوح من 1 (أختلف بشدة) إلى 7 (أتفق بشدة). وقد أكدت هذه الدراسة صحة نموذج البحث باستخدامPLS-SEM 25,26. تم اختيار PLS-SEM لأن الدراسة تركز على التنبؤ، وتفحص نموذج وساطة معقد نسبيا، وتركز على التباين المفسر في البنى الذاتية.
تحليل الوساطة
تم تقييم الدلالة الإحصائية باستخدام التمهيد المصحح بالتحيز مع 5,000 إعادة عينة (الشكل 2). تم فحص معاملات المسار الموحدة، والتأثيرات غير المباشرة، وأحجام التأثير (f2)، والأهمية التنبؤية (Q2)، وفترات الثقة 95٪ لتقييم الفرضيات المقترحة وتأثيرات الوساطة.
الشكل 2: إجراءات البحث وسير عمل تحليل البيانات. كان المشاركون المؤهلون من مستخدمي شبكات التواصل الاجتماعي النشطين الذين تبلغ أعمارهم 18 عاما أو أكثر. يوضح الشكل استقطاب المشاركين من خلال منصة الاستطلاع الإلكترونية، وإجراءات الفحص وفحص الانتباه، وجمع بيانات الاستطلاع (N = 260)، وتنظيف البيانات، وتقييم نموذج القياس، وتقييم النماذج الهيكلية باستخدام PLS-SEM، واختبار الوساطة من خلال التمهيد مع 5,000 إعادة عينة. يرجى الضغط هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.
النموذج البنيوي
تم تكييف مقاييس قياس موثقة لجميع بنى الدراسة من دراسات منشورة سابقا. تم إجراء تعديلات طفيفة على الصياغة عند الضرورة لضمان ملاءمتها لسياق الدراما القصيرة. تم عرض عناصر القياس في الجدول 2. على الرغم من أن مقياس جودة المحتوى تم تطويره في الأصل في سياقات أوسع للبث والترفيه الرقمي، إلا أنه يلتقط تصورات المستخدمين حول اتساع وتنوع الترفيه. في سياقات الدراما القصيرة، قد تتضمن صيغ الترفيه عناصر هجينة أو متعددة الأنواع تمتد إلى ما هو أبعد من الحلقات السردية التقليدية. لذلك، فإن العنصر الذي يشير إلى تنوع الترفيه يعكس تنوعا محتويا أكثر من البث الرياضي الحرفي، وهو متوافق مفهوميا مع مفهوم جودة المحتوى في هذه الدراسة.
| التركيب | العنصر | سؤال |
| سهولة الوصول | AC1 | كنت أستطيع مشاهدة الدراما القصيرة في أي وقت أردت. |
| AC2 | يمكنني مشاهدة الدراما القصيرة أينما كنت. | |
| AC3 | يمكنني استخدام أي جهاز رقمي للوصول إلى محتوى الدراما القصيرة. | |
| مرور الوقت | الجزء الأول | كنت أشاهد الدراما القصيرة لأنها تقضي الوقت في الفراغ، خاصة عندما أشعر بالملل |
| الجزء الثاني | كنت أشاهد الدراما القصيرة عندما لا يكون لدي ما أفعله | |
| الجزء الثالث | كنت أشاهد الدراما القصيرة لأنها تعطيني شيئا يشغل وقتي | |
| جودة المحتوى | CQ1 | يقدم محتوى الدراما القصيرة مجموعة واسعة من المحتوى. |
| CQ2 | يقدم محتوى الدراما القصيرة محتوى حصريا وأصليا. | |
| CQ3 | يوفر محتوى الدراما القصيرة مجموعة متنوعة من الحلقات والأنواع الترفيهية. | |
| CQ4 | يقدم محتوى الدراما القصيرة مجموعة واسعة من المحتوى العالمي. | |
| رضا الإعلام العاطفي | AS1 | أشعر بالسعادة بعد قضاء وقت مع الدراما القصيرة |
| AS2 | الدراما القصيرة تمنحني متعة | |
| AS3 | تجربة الدراما القصيرة ممتعة | |
| AS4 | أشعر بالرضا بعد مشاهدة الدراما القصيرة | |
| العادة | HB1 | أشاهد الدراما القصيرة بدافع العادة. |
| HB2 | أنا أصل إلى سياقات الدراما القصيرة وأستخدمها دون تفكير. | |
| HB3 | أستخدم سياقات الدراما القصيرة بشكل طبيعي. | |
| نية التأجيل | CI1 | أنوي استخدام بث الدراما القصيرة في المستقبل القريب. |
| CI2 | أنا مستعد للاستمرار في استخدام محتوى الدراما القصيرة في المستقبل القريب. | |
| CI3 | سأحافظ على تفاعلي مع محتوى الدراما القصيرة في المستقبل القريب. |
الجدول 2: عناصر القياس لنموذج البحث. يسرد هذا الجدول عناصر القياس، وتسميات البناء، والمراجع المصدرية المستخدمة لتشغيل متغيرات البحث. تم قياس جميع العناصر على مقياس ليكرت ذو 7 نقاط يتراوح من 1 (أختلف بشدة) إلى 7 (أتفق بشدة). يعرض الجدول كل تركيب (سهولة الوصول، مرور الوقت، جودة المحتوى، الرضا العاطفي، العادة، ونية الاستمرار)، وعناصر المؤشرات المرتبطة به، والدراسة الأصلية التي تم تكييف كل مقياس منها.
انحياز الطرق الشائع
نظرا لأن جميع المتغيرات جمعت باستخدام بيانات المسح المبلغ عنها ذاتيا، تم تقييم تحيز الطريقة الشائعة (CMB) باستخدام الحلول الإجرائية والإحصائية معا. أولا، تم تنفيذ عدة حلول إجرائية لتقليل التحيز المحتمل للمنهجية. كانت المشاركة طوعية ومجهولة، وتم التأكيد للمشاركين بأنه لا توجد إجابات صحيحة أو خاطئة. تم تكييف عناصر القياس من دراسات سابقة موثقة وأعيد صياغتها بعناية لتناسب سياق الدراما القصيرة. تم هيكلة الاستبيان لتقليل القلق من التقييم وتقليل غموض البند. ثانيا، أجري اختبار هارمان العامل الواحد لفحص ما إذا كان عامل واحد يفسر غالبية التباين. كشف تحليل العوامل الاستكشافية غير المدورة أن العامل الأول يفسر أقل من 50٪ من التباين الكلي، مما يشير إلى أن تحيز الطرق الشائعة من غير المرجح أن يكون مصدر قلق جدي. ثالثا، تم فحص عوامل التباين الكامل (VIFs) بعد كوك ومايفيلد27. كانت جميع قيم VIF أقل من العتبة المحفظة 3.3 (الجدول 3)، مما يشير إلى أن تحيز الطرق الشائعة لا يؤثر بشكل كبير على تقديرات النموذج. ومع ذلك، نظرا لأن جميع المتغيرات جمعت من نفس المستجيبين ضمن موجة مسح واحدة، فلا يمكن استبعاد الانحياز المتبقي للطريقة المشتركة.
| مسار النموذج الداخلي | VIF |
| AC→as | 1.342 |
| AS→HB | 1.000 |
| AS→CI | 1.933 |
| CQ→as | 1.410 |
| HB→CI | 1.939 |
| PT→AS | 1.154 |
الجدول 3: إحصائيات التوازي (VIF). يعرض هذا الجدول قيم عامل التباين للتضخم (VIF) لجميع بنى التنبؤ المستخدمة في النموذج البنيوي. تسرد الصفوف كل بناء متنبئ (سهولة الوصول، مرور الوقت، جودة المحتوى، الرضا العاطفي، والعادة)، ويتم الإبلاغ عن قيم VIF المقابلة في العمود المجاور. تم فحص قيم VIF لتقييم التعدد المحتمل بين البنى ولتقييم احتمال التحيز المشترك للمنهجية.
استكشاف الأخطاء والتعديلات
إذا فشل عدد كبير من الردود في معايير الفحص أو فحص الانتباه، يتم تحسين معايير الأهلية وتوضيح تعليمات الاستبيان لضمان أن يكون لدى المشاركين خبرة حقيقية سابقة مع الدراما القصيرة. إذا انخفضت موثوقية الاتساق الداخلي إلى أقل من العتبات الموصى بها (مثل الموثوقية المركبة < 0.70) أو انخفض متوسط التباين المستخرج (AVE) إلى أقل من 0.50، تم فحص تحميل العناصر، وتمت إزالة المؤشرات ذات الأداء الضعيف مع الحفاظ على التماسك النظري. إذا تم اكتشاف تعدد التضامنيات (مثلا، تجاوزت قيم عامل التضخم التباين الحدود الموصى بها)، يتم إعادة تقييم مواصفات البناء، وإزالة المؤشرات الزائدة. إذا كانت تأثيرات الوساطة أو الاعتدال غير ذات دلالة، يتم زيادة حجم العينة و/أو إعادة فحص تشغيل البناء لضمان القوة الإحصائية الكافية. تم إجراء التمهيد باستخدام عدد كاف من العينات الفرعية (مثل 5,000) للحصول على تقديرات معلمات مستقرة.
النتائج
خصائص العينة
يعرض الجدول 4 عينة متوازنة من 260 مستجيبا عبر الفئات الديموغرافية الرئيسية. حسب العمر، تكون المجموعة الأكبر من المشاركين في العشرينات أو أقل (38.8٪)، تليها من هم في الثلاثينيات (32.3٪). المشاركون في الأربعينيات (14.2٪) والخمسينيات (14.6٪) ممثلون بنسب أصغر لكنها متشابهة. التوزيع الجنسي شبه متساوي، حيث يشارك 49.2٪ ذكور و50.8٪ إناث. من حيث التعليم، يشكل خريجو الجامعات أكبر مجموعة (50.0٪)، يليهم أصحاب التعليم العالي (26.5٪). أبلغت حصص أصغر عن التعليم الثانوي (12.7٪) والتعليم الجامعي (10.8٪). بالنسبة للدخل السنوي للأسرة، تنتشر العينة نسبيا عبر شرائح الدخل، رغم أن أكبر نسبة تقل عن 30,000 دولار (23.1٪)، بينما الأصغر هي 100,000 دولار أو أكثر (16.5٪). بشكل عام، يبدو توزيع الدخل متنوعا إلى حد ما دون تركيز كبير في فئة واحدة.
| الفئة | العنصر | التردد | النسبة |
| العمر | العشرينات أو أقل | 101 | 38.80% |
| الثلاثينيات | 84 | 32.30% | |
| الأربعينيات | 37 | 14.20% | |
| الخمسينيات | 38 | 14.60% | |
| الجنس | ذكر | 128 | 49.20% |
| أنثى | 132 | 50.80% | |
| التعليم | المدرسة الثانوية | 33 | 12.70% |
| الجامعة | 28 | 10.80% | |
| الجامعة | 130 | 50.00% | |
| الدراسات العليا | 69 | 26.50% | |
| الأسرة السنوية | أقل من 30,000 دولار | 60 | 23.10% |
| الدخل | 30,000 دولار – 49,999 دولار | 52 | 20.00% |
| 50,000 – 74,999 دولار | 57 | 21.90% | |
| 75,000–100,000 دولار | 48 | 18.50% | |
| 100,000 دولار أو أكثر | 43 | 16.50% |
الجدول 4: الخصائص الديموغرافية للمشاركين (N = 260). يعرض هذا الجدول التوزيع الديموغرافي للعينة التحليلية النهائية. تسرد الصفوف الفئات الديموغرافية (الجنس، العمر، التعليم، والدخل)، وتعرض الأعمدة التكرار (n) والنسبة (٪) لكل فئة.
نموذج القياس
كما هو موضح في الجدول 5، فإن الأحمال الخارجية لجميع الهياكل أعلى بكثير من الحد الأدنى. قيم α CR وكرونباخ أعلى من 0.7، مما يشير إلى اتساق داخلي عالي. قيمة AVE تتجاوز 0.5، مما يحقق صلاحية التقارب26.
| التركيب | ألفا كرونباخ | CR (rho_a) | CR (rho_c) | AVE |
| AC | 0.830 | 0.833 | 0.898 | 0.747 |
| AS | 0.958 | 0.959 | 0.970 | 0.889 |
| CQ | 0.790 | 0.821 | 0.861 | 0.610 |
| HB | 0.899 | 0.915 | 0.937 | 0.831 |
| العلاج الطبيعي | 0.850 | 0.896 | 0.907 | 0.765 |
| CI | 0.923 | 0.923 | 0.951 | 0.866 |
الجدول 5: تحليل الموثوقية. يعرض هذا الجدول تحميلات المؤشرات، ألفا كرونباخ، موثوقية المركب (CR)، والتباين المتوسط المستخرج (AVE) لجميع التركيبات. تسرد الصفوف كل تركيب (سهولة الوصول، الوقت المضي، جودة المحتوى، الرضا العاطفي، العادة، ونية الاستمرار) وعناصر المؤشرات، بينما تعرض الأعمدة التحميل العامل الموحد، وقيم ألفا كرونباخ، CR، وAVE. تم استخدام هذه المقاييس لتقييم الاتساق الداخلي، والموثوقية، والصلاحية المتقاربة.
تم اختبار الصلاحية التمييزية باستخدام معايير فورنيل–لاركر ونسبة التغاير إلى السمات الأحادية (HTMT). يوضح الجدول 6 أن الجذور التربيعية لنماذج AVE أكبر من الترابطات مع المكونات الأخرى لكل مكون. وبالمثل، يظهر الجدول 7 أن جميع نسب HTMT أقل بكثير من عتبة 0.8528.
| AC | AS | CQ | HB | العلاج الطبيعي | CI | |
| AC | 0.864 | |||||
| AS | 0.497 | 0.943 | ||||
| CQ | 0.493 | 0.666 | 0.781 | |||
| HB | 0.461 | 0.686 | 0.612 | 0.912 | ||
| العلاج الطبيعي | 0.274 | 0.587 | 0.346 | 0.433 | 0.875 | |
| CI | 0.552 | 0.777 | 0.646 | 0.744 | 0.491 | 0.931 |
الجدول 6: معيار فورنيل-لاركر. يقدم هذا الجدول تقييم صلاحية التمييزات فورنيل-لاركر. تمثل الصفوف والأعمدة بنى الدراسة (سهولة الوصول، وقت المرور، جودة المحتوى، الرضا العاطفي، العادة، ونية الاستمرار). العناصر القطرية تمثل الجذر التربيعي لقيمة AVE لكل بناء، بينما تمثل العناصر خارج القطرية ارتباطات بين البناء.
| AC | AS | CQ | HB | العلاج الطبيعي | CI | |
| AC | ||||||
| AS | 0.557 | |||||
| CQ | 0.592 | 0.738 | ||||
| HB | 0.523 | 0.73 | 0.724 | |||
| العلاج الطبيعي | 0.3 | 0.627 | 0.372 | 0.47 | ||
| CI | 0.63 | 0.825 | 0.742 | 0.806 | 0.519 |
الجدول 7: نسبة HTMT. يعرض هذا الجدول قيم HTMT لجميع أزواج البناء. تمثل الصفوف والأعمدة بنى الدراسة (سهولة الوصول، وقت المرور، جودة المحتوى، الرضا العاطفي، العادة، ونية الاستمرار). تشير قيم HTMT التي تقل عن العتبة الموصى بها إلى صلاحية تمييزية مرضية بين البراك.
تم أيضا تقييم تحيز الطرق الشائعة باستخدام اختبار هارمان العامل الواحد وتحليل VIF الكامل. العامل الأول كان أقل من 50٪ من التباين الكلي، وكانت جميع قيم VIF أقل من 3.3، مما يشير إلى أن تحيز الطريقة الشائعة من غير المرجح أن يهدد صحة النتائج.
النموذج البنيوي
كما هو موضح في الشكل 3 والجدول 8، تشير نتائج النموذج الهيكلي إلى أن الرضا العاطفي (AS) تم التنبؤ به بشكل كبير من خلال سهولة الوصول (β = 0.171، p < 0.01)، ووقت المرور (β = 0.385، p < 0.001)، وجودة المحتوى (β = 0.448، p < 0.001)، مما يفسر 61.0٪ من تباينها (R2 = 0.610)، مع تأثير أقوى لجودة المحتوى. تنبأ الرضا العاطفي بقوة بالعادة (β = 0.686، < 0.001؛ R2 = 0.470) وكان له أيضا تأثير مباشر كبير على نية الاستمرار (β = 0.496، < 0.001 ). ساهمت العادة بشكل كبير في نية الاستمرار (β = 0.393، < 0.001)، والتي تم تفسيرها على مستوى جوهري (R2 = 0.689). تشير هذه النتائج إلى نمط وساطة جزئي يرتبط فيه الإرضاء العاطفي بنية الاستمرار بشكل مباشر وغير مباشر من خلال تكوين العادات. لم تظهر متغيرات الضابط (العمر، الجنس، التعليم، والدخل) تأثيرات ذات دلالة إحصائية على نية الاستمرار.
تم تقييم الصلة التنبؤية (Q2) باستخدام Q2 لستون-جيسر. جميع البنى الداخلية أظهرت Q2 قيم فوق الصفر (AS = 0.412، HB = 0.356، CI = 0.523)، مما يشير إلى أهمية تنبؤية مرضية.
بالإضافة إلى فحص دلالة المسار، توفر نتائج حجم التأثير (f2) رؤية حول المساهمة الجوهرية لكل متنبئ في التباين المفسر للبنى الداخلية. فيما يتعلق بسوابق AS، يظهر CQ تأثيرا كبيرا (f2 = 0.365)، مما يشير إلى أنه المحرك الأساسي ل AS في النموذج. كما يظهر PT مساهمة كبيرة (f2 = 0.329)، يقترب من عتبة تأثير كبير ويشير إلى أهمية عملية قوية. على النقيض من ذلك، يظهر AC تأثيرا صغيرا فقط (f2 = 0.056)، مما يشير إلى مساهمة تدريجية محدودة نسبيا في AS. تشير هذه النتائج إلى أنه بينما تساهم الثلاثة في AS، فإن CQ وPT هما العاملان التفسيريان الرئيسيان، بينما يلعب AC دورا أكثر دعما.
بالنسبة للعلاقات اللاحقة، يمارس AS تأثيرا استثنائيا كبيرا على HB (f2 = 0.887)، مما يبرز دوره الحاسم في تفسير السلوك المعتاد. علاوة على ذلك، يظهر AS تأثيرا كبيرا على CI (f2 = 0.409)، مما يشير إلى مساهمة كبيرة في قوة التفسير للنموذج لنتائج الاستمرار. يساهم HB أيضا بشكل كبير في CI (f2 = 0.256)، مع حجم تأثير متوسط إلى كبير، رغم أن تأثيره التدريجي أقل من تأثير AS. بشكل عام، يسلط تحليل حجم التأثير الضوء على AS كآلية مركزية في النموذج البنيوي، حيث يمارس تأثيرا رئيسيا على كل من HB وCI، بينما يظهر CQ وPT كمحددين رئيسيين في بداية AS.
تعزز هذه النتائج الفرضية النظرية بأن التعزيز العاطفي يلعب دورا مهيمنا في تشكيل الانخراط المعتاد، مما يثبت نية الاستمرار في سياقات الإعلام الرقمي القصير.
توضح نتائج النموذج البنيوي (الشكل 3) معاملات المسار الموحدة (β) ومعاملات التحديد (R2) للنموذج المقترح للبحث. تم تضمين متغيرات التحكم (العمر، الجنس، التعليم، الدخل) في النموذج لكنها حذفت من الشكل لتوضيح الرؤية.
الشكل 3: نتائج النموذج البنيوي. تظهر النتائج معاملات المسار الموحدة (β)، ومستويات الدلالة، ومعاملات التحديد (R2) للنموذج المقترح للبحث. AC = سهولة الوصول؛ PT = وقت التمرير; CQ = جودة المحتوى؛ AS = الإشباع العاطفي؛ HB = العادة؛ CI = نية الاستمرار. β يمثل معاملات المسار الموحدة، وR2 يمثل التباين المفسر للبنى الذاتية. تشير مستويات الدلالة كما يلي: *p < 0.05، **p < 0.01، و ***p < 0.001. تم تضمين متغيرات التحكم (العمر، الجنس، التعليم، والدخل) في التحليل لكنها استبعدت من الشكل لوضوح الرؤية. يرجى الضغط هنا لعرض نسخة أكبر من هذا الشكل.
تقدم معاملات المسار ونتائج اختبار الفرضية (الجدول 8) معاملات المسار المعيارية (β)، والأخطاء القياسية (SE)، وقيم t، وقيم p، وأحجام التأثير (f2) لجميع العلاقات المفترضة في النموذج البنيوي.
| المسار | β | قاسية | الأمراض المنقولة جنسيا | قيمة t | قيمة p |
| AC→as | 0.171 | 0.173 | 0.061 | 2.815 | 0.005 |
| AS→HB | 0.686 | 0.687 | 0.03 | 22.864 | 0.000 |
| AS→CI | 0.496 | 0.496 | 0.052 | 9.558 | 0.000 |
| CQ→as | 0.448 | 0.449 | 0.052 | 8.56 | 0.000 |
| HB→CI | 0.393 | 0.393 | 0.054 | 7.284 | 0.000 |
| PT→AS | 0.385 | 0.380 | 0.059 | 6.492 | 0.000 |
الجدول 8: معاملات المسار. يعرض هذا الجدول نتائج تحليل النموذج البنيوي. تسرد الصفوف كل مسار مفترض في النموذج البنيوي (مثل سهولة الوصول → الرضا العاطفي، الرضا العاطفي → العادة)، بينما تعرض الأعمدة معاملات المسار الموحدة (β)، والأخطاء القياسية (SE)، وقيم t، وقيم p، وأحجام التأثير (f2) لجميع العلاقات المفترضة. مستويات الأهمية: p < 0.001، p < 0.01، p < 0.05.
تحليل الوساطة
لفحص آلية الوساطة التسلسلية، قمنا بتحليل المسارات غير المباشرة من السمات البيئية إلى العصب الخلفي عبر AS وHB. كشفت نتائج التحليل الخاص بالتأثير غير المباشر (الجدول 9) أن جميع المسارات التسلسلية كانت ذات دلالة إحصائية. يشير تحليل الوساطة المعتمد على التمهيد إلى أن AS و HB ينقلان تأثيرات غير مباشرة كبيرة عبر النموذج. على وجه التحديد، يتوسط AS بشكل كبير تأثيرات السابقين على HB: التأثيرات غير المباشرة إيجابية وذات دلالة إحصائية ل AC → AS → HB (β = 0.117، t = 2.835، p = 0.005)، CQ → AS → HB (β = 0.307، t = 7.822، p < 0.001)، وPT → AS → HB (β = 0.264، t = 5.993، p < 0.001). من بين هذه التأثيرات، يكون حجم التأثير غير المباشر هو الأكبر في CQ، يليه PT، مع وجود تأثير وساطة أصغر لكنه موثوق. يشير هذا النمط إلى أن التحسينات في AC وCQ وPT تترجم بشكل أساسي إلى نتائج اعتيادية أقوى من خلال زيادة AS، حيث يعمل CQ كأكثر المسار التصاعدي تأثيرا.
بالإضافة إلى ذلك، توفر النتائج أدلة متسقة على أن النتائج المرتبطة بالاستمرار (CI) تتشكل من خلال الوساطة بخطوة واحدة عبر AS والوساطة المتسلسلة عبر AS و HB. التأثيرات غير المباشرة ل AC → AS → CI (β = 0.085، t = 2.598، p = 0.009)، CQ → AS → CI (β = 0.222، t = 6.774، p < 0.001)، وPT → AS → CI (β = 0.191، t = 5.091، p < 0.001) كلها إيجابية وذات دلالة، مما يشير إلى أن AS يعمل كآلية رئيسية تربط السوابق بالCI. علاوة على ذلك، فإن التأثيرات غير المباشرة المتسلسلة عبر كلا الوسيطين ذات دلالة أيضا: AC → AS → HB → CI (β = 0.046، t = 2.636، p = 0.008)، CQ → AS → HB → CI (β = 0.121، t = 5.261، p < 0.001)، وPT → AS → HB → CI (β = 0.104، t = 4.638، p < 0.001). تشير هذه النتائج معا إلى عملية قوية حيث تزيد السوابق أولا من AS، مما يعزز HB ويرتبط في النهاية بالعقول، بينما يمارس AS أيضا مسارا وسيطا مباشرا نحو CI بشكل مستقل عن HB. بشكل عام، يظهر CQ أقوى تأثير وسيط على كل من HB و CI، ويظهر PT تأثيرات غير مباشرة قوية مماثلة، ويظهر AC تأثيرات غير مباشرة أصغر لكنها ذات معنى إحصائي، مما يدعم آليات الوساطة والتسلسلة المقترحة في النموذج. ونظرا لأن فترات الثقة لا تتضمن صفرا، فإن هذه النتائج تتوافق مع سلسلة 'الرضا-العادة-الاستمرار' المقترحة في سياق استهلاك الدراما القصيرة.
| المسار | β | قاسية | الأمراض المنقولة جنسيا | قيمة t | قيمة p |
| AC→AS→HB | 0.117 | 0.119 | 0.041 | 2.835 | 0.005 |
| AS→HB→CI | 0.270 | 0.270 | 0.040 | 6.776 | 0.000 |
| AC→AS→CI | 0.085 | 0.086 | 0.033 | 2.598 | 0.009 |
| CQ→AS→HB | 0.307 | 0.308 | 0.039 | 7.822 | 0.000 |
| AC→AS→HB→CI | 0.046 | 0.047 | 0.017 | 2.636 | 0.008 |
| CQ→AS→CI | 0.222 | 0.222 | 0.033 | 6.774 | 0.000 |
| PT→AS→HB | 0.264 | 0.261 | 0.044 | 5.993 | 0.000 |
| CQ→AS→HB→CI | 0.121 | 0.121 | 0.023 | 5.261 | 0.000 |
| PT→AS→CI | 0.191 | 0.189 | 0.038 | 5.091 | 0.000 |
| PT→AS→HB→CI | 0.104 | 0.103 | 0.022 | 4.638 | 0.000 |
الجدول 9: التأثيرات غير المباشرة. يعرض هذا الجدول نتائج تحليل الوساطة المعتمدة على التمهيد. تسرد الصفوف كل مسار غير مباشر مفترض (مثل AC → AS → HB، CQ → AS → HB →CI)، بينما تعرض الأعمدة تقديرات التأثير غير المباشر، والأخطاء القياسية، وقيم t، وقيم p، وفترات ثقة مصححة بالتحيز بنسبة 95٪ لمسارات الوساطة المفترضة.
يلخص الجدول 10 نتائج اختبار الفرضية. كما هو موضح في الجدول 10، تم دعم جميع الفرضيات المقترحة (H1–H8c).
| الفرضية | المسار | النتيجة |
| H1 | AC→as | مدعوم |
| H2 | PT→AS | مدعوم |
| H3 | CQ→as | مدعوم |
| H4 | AS→CI | مدعوم |
| H5 | AS→HB | مدعوم |
| H6 | HB→CI | مدعوم |
| H7 | AS→HB→CI | مدعوم |
| H8a | AC→AS→HB→CI | مدعوم |
| H8b | PT→AS→HB→CI | مدعوم |
| H8c | CQ→AS→HB→CI | مدعوم |
الجدول 10: ملخص دعم الفرضيات. يلخص هذا الجدول نتائج اختبار الفرضيات ويشير إلى ما إذا كانت كل فرضية مقترحة مدعومة بناء على النموذج البنيوي وتحليلات الوساطة. تسرد الصفوف كل فرضية (H1–H8c)، وتعرض الأعمدة المسار المفترض، معامل المسار الموحد أو التأثير غير المباشر، وحالة الدعم (مدعوم مقابل غير مدعوم).
توفر البيانات
جميع بيانات الاستبيان الخام المجهولة الهوية التي تدعم نتائج هذه الدراسة مقدمة في الملف التكميلي 1 (بتنسيق CSV). يحتوي الملف على الردود الكاملة للمشاركين غير المعروفين المستخدمة في جميع التحليلات المبلغ عنها في هذه المخطوطة. ملف مشروع SmartPLS، إعدادات النماذج، ومخرجات التحليل متوفرة في الملف التكميلي 2. لا توجد معلومات شخصية قابلة للتعريف في أي مجموعة بيانات مشتركة.
الملف التكميلي 1: جميع بيانات الاستبيانات الخام المجهولة الهوية التي تدعم نتائج هذه الدراسة.يرجى الضغط هنا لتحميل هذا الملف.
الملف الإضافي 2: ملف مشروع SmartPLS، إعدادات النماذج، ومخرجات التحليل.يرجى الضغط هنا لتحميل هذا الملف.
المناقشة
هدفت هذه الدراسة إلى تفسير نية الاستمرار في سياقات الدراما القصيرة من خلال دمج عوامل التجربة الرقمية، والرضا العاطفي، وتكوين العادات ضمن إطار S-O-R. توفر النتائج دعما تجريبيا قويا للآلية التسلسلية المقترحة وتشير إلى أن الاستمرارية الرقمية يفهم بشكل أفضل كعملية تعزيز عاطفي-سلوكي ديناميكية. عوامل التجربة الرقمية — سهولة الوصول، مرور الوقت، وجودة المحتوى — تؤثر بشكل كبير على الرضا العاطفي، حيث تؤثر جودة المحتوى بشكل أقوى، تليها مرور الوقت، بينما تلعب سهولة الوصول دورا أصغر نسبيا لكنه مهم. يشير هذا النمط إلى أنه رغم أن سهولة الوصول السلسة ضرورية في سياقات المشاهدة المجزأة، إلا أن المحتوى العاطفي الجذاب والغامر يظل العامل الأساسي في تقييمات المستخدمين الإيجابية العاطفية. في بيئات الدراما القصيرة، حيث يكون ضغط السرد والتفاعل السريع مركزيا، يبدو أن غنى المحتوى المدرك والإبداع هما أقوى المحفزات العاطفية. يظهر الإشباع العاطفي أيضا كآلية مركزية في النموذج البنيوي، حيث يساهم في تكوين العادات ونية الاستمرارية من خلال سلسلة "الرضا-العادة-الاستمرار".
توسع هذه النتائج الأبحاث الرقمية السابقة للاستمرار من خلال إعادة تأطير نية الاستمرار كعملية سلوكية عاطفية متسلسلة بدلا من نتيجة ثابتة بعد التبني. تركز نماذج الاستمرارية التقليدية، بما في ذلك نظرية التوقع-تأكيد، بشكل أساسي على التقييم المعرفي والرضا كعوامل مباشرة للتنبؤ بالاستخدام المستمر29,30. وعلى النقيض من ذلك، تظهر النتائج الحالية أنه في البيئات الرقمية عالية التكرار والمضغوطة هيكليا، قد يعمل الرضا العاطفي ليس فقط كنتيجة تقييمية بل أيضا كارتباط نفسي مع الانخراط المعتاد. هذا التفسير يتوافق مع نظرية العادة، التي تشير إلى أن تكرار السلوك تحت مؤشرات سياقية مستقرة يعزز تدريجيا الميل السلوكية التلقائية. ومع ذلك، وبما أن الدراسة الحالية لا تختبر مباشرة التسارع الزمني أو تكوين العادات السببية، يمكن فهم بيئات الدراما القصيرة على أنها ظروف يكون فيها الانخراط المعتاد أكثر احتمالا للعزز.
كما توسع الدراسة إطار عمل S-O-R من خلال دمج العادة كآلية تعزيز متسلسلة تربط الحالات العاطفية بالاستمرارية السلوكية. بينما غالبا ما تضع تطبيقات S-O-R السابقة الرضا والعادة كعاملات متوازية للاستمرار، يظهر النموذج الحالي أن العادة تظهر كنتيجة لاحقة لتعزيز العاطفة. يوفر هذا المسار المتسلسل بين العاطفة والعادة تفسيرا أكثر تماسكا زمنيا لسلوك ما بعد التبني، خاصة في سياقات الترفيه التي تعتمد على الهواتف المحمولة أولا والتي تتميز بدورات تفاعل سريعة ومتكررة. تقدم النتائج أيضا بيئات المشاركة المضغوطة هيكليا كظروف سياقية قد تعزز العلاقة بين الاستجابات العاطفية والسلوك المعتاد. على الرغم من أن الميزات الهيكلية مثل النوبات الدقيقة، وفرص العودة السريعة، والمحفزات الخوارزمية لم يتم تطبيقها مباشرة في هذا النموذج، إلا أن الإطار النظري يبرز كيف يمكن لدورات التعزيز الكثيفة المدمجة في النظم البيئية قصيرة الشكل أن تعزز الاستقرار السلوكي المدفوع بالتأثير. ومن المهم أن هذه الآلية تعكس الروتين المعياري بدلا من الاعتماد المرضي، مما يبرز التمييز بين الانخراط المعتاد والاستخدام القهري.
تقدم النتائج تداعيات عملية لمنصات الدراما القصيرة ومزودي المحتوى. فهم الدور المركزي لجودة المحتوى في الإشباع العاطفي يشير إلى أن الأصالة السردية، والسرد العاطفي، وعناصر الإنتاج الغامر هي محفزات بيئية رئيسية تولد استجابات عاطفية إيجابية، مما يدعم التفاعل المتكرر والاستخدام المستمر. التحسين التقني وحده غير كاف بدون محتوى يولد صدى عاطفي حقيقي. يجب أن يأخذ تصميم تجربة المستخدم أيضا في الاعتبار كيف تعزز الميزات البيئية الحالات العاطفية الإيجابية أثناء التفاعلات المتكررة. ميزات مثل الانتقالات السلسة، والمعاينات العاطفية الجذابة، والتوصيات الشخصية يمكن أن تعزز الرضا العاطفي وتسهل التفاعل المعتاد. على الرغم من أن سهولة الوصول تؤثر بشكل أقل على الرضا العاطفي مقارنة بجودة المحتوى، إلا أن تقليل الاحتكاك في البيئات الرقمية يظل مهما لأنه يحافظ على الطلاقة التجريبية ويمنع الاضطرابات في دورة تعزيز العاطفة. بشكل عام، تشير النتائج إلى أن التفاعل المستدام في الإعلام الرقمي يمكن دعمه من خلال دمج مبادئ التفاعل العاطفي مع التصميم السلوكي مع مراقبة كل من الرضا وأنماط الاستخدام المعتادة.
على الرغم من مساهماتها، فإن هذه الدراسة تعاني من عدة قيود تقدم اتجاهات للأبحاث المستقبلية. أولا، يحد تصميم المسح المقطعي من الاستدلال السببي والترتيب الزمني بين البنى المقترحة. على الرغم من أن هذه الدراسة نظرت بيئات الدراما القصيرة كسياقات تعزيز كثيفة، إلا أن الخصائص الهيكلية التي تقوم عليها كثافة التعزيز لم تقاس بشكل مباشر. لذلك، يجب تفسير النتائج كدليل على الارتباط وليس على أنها تسارع زمني أو تكوين عادات سببية. يجب أن تستخدم الأبحاث المستقبلية تصاميم طولية أو تجريبية وأن تطبق بشكل صريح المتغيرات المرتبطة بكثافة التعزيز للتحقق من صحة الآلية المقترحة. ثانيا، جمعت البيانات في سياق درامي قصير واحد واعتمدت حصريا على مقاييس الإبلاغ عنها ذاتيا، مما قد يحد من قابلية التعميم وإدخال تحيز الطرق المشتركة رغم وجود ضوابط إحصائية. يجب أن تفحص الأبحاث المستقبلية بيئات ثقافية مختلفة، وفئات عمرية، وسياقات المنصات مع دمج بيانات تتبع السلوك لتكملة الاستجابات المبلغ عنها ذاتيا. بالإضافة إلى ذلك، لم تجمع الدراسة الحالية معلومات عن استخدام المنصات الخاصة (مثل ReelShort، DramaBox، ShortMax، منصات الدراما القائمة على تيك توك). وبالتالي، لا ينبغي تعميم النتائج بشكل موحد عبر جميع أنظمة الدراما القصيرة. يجب أن تقارن الدراسات المستقبلية بين المستخدمين عبر المنصات وتفحص ما إذا كانت خصائص المنصة وشدة الاستخدام تعدل على العلاقات بين الرضا العاطفي، والعادة، ونية الاستمرار. ثالثا، رغم أن هذه الدراسة تميز بين الانخراط المعتاد والاعتماد المرضي من الناحية المفاهيمية، قد تتضمن الأبحاث المستقبلية مقاييس الاستخدام الإشكالي أو ضبط النفس لتوضيح الحدود بين الروتين الصحي والاستهلاك المفرط. ركزت هذه الدراسة أيضا بشكل خاص على محتوى الدراما القصيرة؛ لذلك، فإن قابلية التعميم إلى أشكال أخرى من المحتوى القصير، مثل الفيديوهات القصيرة العامة أو مقاطع وسائل التواصل الاجتماعي، تتطلب المزيد من الاختبارات التجريبية. البنى النفسية الإضافية، مثل الارتباط العاطفي، والثقة الإعلامية، والتخصيص المتصور، قد تعزز فهم عمليات الاستمرارية في النظم البنيوية المختصرة. باختصار، تظهر هذه الدراسة أن نية الاستمرار في سياقات الدراما القصيرة مدفوعة بعملية تعزيز عاطفي-سلوكي متتالية حيث تشكل التجارب الرقمية الرضا العاطفي، وتعزز الرضا تكوين العادات، وتثبت العادة الاستمرارية السلوكية. من خلال دمج الآليات العاطفية والآلية ضمن إطار S-O-R، توفر النتائج شرحا شاملا للمشاركة المستمرة في النظم الرقمية قصيرة الشكل المجزأة.
الإفصاحات
يعلن المؤلفون عدم وجود تضارب مصالح.
شكر وتقدير
وقد تم دعم هذا العمل بتمويل بحثي من جامعة aSSIST.
المواد
```html
```
| الاسم | الشركة | رقم فهرسي | التعليقات |
|---|---|---|---|
| Chatgpt 5.2 | OpenAI | RRID:SCR_023775 | تعزيز القراءة والتحقق من النحو، https://www.chatgpt.com/ |
| Prolific (منصة تجنيد المشاركين عبر الإنترنت) | Prolific Academic Ltd | غير متوفر / غير محدد | منصة عبر الإنترنت تُستخدم لتجنيد المشاركين في الاستبيان. تم فحص المشاركين بناءً على معايير الأهلية (مثل التوظيف الحالي في منظمة لديها خبرة في اعتماد الذكاء الاصطناعي) وتم تعويضهم وفقًا لإرشادات الدفع العادل من Prolific. https://www.prolific.com/ |
| Qualtrics (منصة الاستبيان عبر الإنترنت) | Qualtrics, LLC | RRID:SCR_016728 | منصة استبيان عبر الويب تُستخدم في تصميم الاستبيان وتوزيعه وجمع بيانات الاستجابة. تم إعطاء جميع عناصر القياس عبر Qualtrics باستخدام مقياس ليكرت من 7 نقاط (1 = أختلف بشدة، 7 = أوافق بشدة). https://www.qualtrics.com/ |
| SmartPLS 4.0 (برنامج PLS-SEM) | SmartPLS GmbH | RRID:SCR_022040 | يُستخدم في جميع تحليلات نماذج المعادلات الهيكلية المصغرة الجزئية (PLS-SEM)، بما في ذلك تقييم النموذج الخارجي (الموثوقية المركبة، AVE، HTMT)، تحليل مسار النموذج الداخلي (التمهيد، 5,000 عينة)، اختبار التباين التركيبي MICOM ثلاثي الخطوات (التبادل، 1,000 سحب)، واختبارات PLS-MGA للفرق بين المجموعات. https://smartpls.com/ |
المراجع
- He Z, et al. User immersion-aware short video recommendation. ACM Trans Inf Syst. 2025;44(1):1-33.
- Zhou R. Understanding the impact of TikTok's recommendation algorithm on user engagement. Int J Comput Sci Inf Technol. 2024;3(2):201-208.
- Bhattacherjee A. Understanding information systems continuance: An expectation-confirmation model. MIS Q. 2001;25(3):351-370.
- Oulasvirta A, Rattenbury T, Ma L, Raita E. Habits make smartphone use more pervasive. Pers Ubiquitous Comput. 2012;16(1):105-114.
- Peters H, et al. Social media use is predictable from app sequences: Using LSTM and transformer neural networks to model habitual behavior. Comput Hum Behav. 2024;161:108381.
- Limayem M, Hirt SG, Cheung CM. How habit limits the predictive power of intention: The case of information systems continuance. MIS Q. 2007;31(4):705-737.
- Mehrabian A, Russell JA. A verbal measure of information rate for studies in environmental psychology. Environ Behav. 1974;6(2):233.
- Eroglu SA, Machleit KA, Davis LM. Atmospheric qualities of online retailing: A conceptual model and implications. J Bus Res. 2001;54(2):177-184.
- Islam JU, et al. Impact of website attributes on customer engagement in banking: A solicitation of stimulus-organism-response theory. Int J Bank Mark. 2020;38(6):1279-1303.
- Venkatesh V, Thong JYL, Xu X. Consumer acceptance and use of information technology: Extending the unified theory of acceptance and use of technology. MIS Q. 2012;36(1):157-178.
- Berry LL, Seiders K, Grewal D. Understanding service convenience. J Mark. 2002;66(3):1-17.
- Kim J, Fesenmaier DR. Sharing tourism experiences: The posttrip experience. J Travel Res. 2017;56(1):28-40.
- Quan-Haase A, Young AL. Uses and gratifications of social media: A comparison of Facebook and instant messaging. Bull Sci Technol Soc. 2010;30(5):350-361.
- Whiting A, Williams D. Why people use social media: A uses and gratifications approach. Qual Mark Res Int J. 2013;16(4):362-369.
- DeLone WH, McLean ER. The DeLone and McLean model of information systems success: A ten-year update. J Manag Inf Syst. 2003;19(4):9-30.
- Hennig-Thurau T, Gwinner KP, Gremler DD. Understanding relationship marketing outcomes: An integration of relational benefits and relationship quality. J Serv Res. 2002;4(3):230-247.
- Wood W, Neal DT. A new look at habits and the habit-goal interface. Psychol Rev. 2007;114(4):843-863.
- Wu T, Jiang N, Sharif SP, Chen M. Explaining subscription intention for video streaming platforms in China: Integrating UTAUT2 model, perceived value theory, and SOR theory. PLoS One. 2025;20(5):e0322860.
- Prabhavathy R, Senthilkumar S. User experiences in over-the-top (OTT) streaming media platform services. Qubah Acad J. 2025;5(2):82-99.
- Gardner B. A review and analysis of the use of "habit" in understanding, predicting and influencing health-related behaviour. Health Psychol Rev. 2015;9(3):277-295.
- Neal DT, Wood W, Labrecque JS, Lally P. How do habits guide behavior? Perceived and actual triggers of habits in daily life. J Exp Soc Psychol. 2012;48(2):492-498.
- Zhang K, et al. SaqRec: Aligning recommender systems to user satisfaction via questionnaire feedback. 33rd ACM International Conference on Information and Knowledge Management. 2024;doi.org/10.1145/3627673.367964.
- Peters H, et al. Context-aware prediction of active and passive user engagement: Evidence from a large online social platform. J Big Data. 2024;11(1):110.
- Wood W. Habits, goals, and effective behavior change. Curr Dir Psychol Sci. 2024;33(4):226-232.
- Lohmöller JB. Predictive vs. structural modeling: PLS vs. ML. Latent variable path modeling with partial least squares. Physica, Heidelberg. 1989.
- Sarstedt M, Ringle CM, Hair JF. Treating unobserved heterogeneity in PLS-SEM: A multi-method approach. Partial least squares path modeling: Basic concepts, methodological issues and applications. Springer, Cham. 2017.
- Kock N, Mayfield M. PLS-based SEM algorithms: The good neighbor assumption, collinearity, and nonlinearity. Inf Manag Bus Rev. 2015;7(2):113-130.
- Henseler J, Ringle CM, Sarstedt M. A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling. J Acad Mark Sci. 2015;43(1):115-135.
- Alruwaili RF. Scroll immersion and short-form video use: Predictors of attention, memory, and fatigue among Saudi social media users. Acta Psychol. 2025;260:105674.
- Sutrisno SS. Attention in the age of TikTok: Examining the cognitive impact of short-form video consumption. San Jose State University, 2025. https://scholarworks.sjsu.edu/etd_theses/5697/.
إعادة الطباعة والأذونات
طلب إذن لإعادة استخدام النص أو الأشكال في مقالة JoVE هذه
طلب إذنالوسوم
