מעצים או מחליש? הקשר בין חשיפה למיסגור התקשורתי לבין הון פסיכולוגי ורווחה נפשית

מעצים או מחליש? הקשר בין חשיפה למיסגור התקשורתי לבין הון פסיכולוגי ורווחה נפשית

The association between exposure to crisis-event framing, Psychological-capital and subjective well-being

תקציר

בעוד מחקרים קודמים התמקדו בהשפעות מיסגור תקשורתי על החלטות ועל עמדות, המחקר הנוכחי מציע כי החשיפה למיסגור תקשורתי משפיעה על תחושות ותפיסות פסיכולוגיות, כמו הון פסיכולוגי ותחושת רווחה סובייקטיבית. חשיבותם של משתנים אלה נובעת מהיותם משאבים פסיכולוגיים לפרט בעת אירועים משבריים, וככאלה הם ממלאים תפקיד חשוב בחוסן האישי והלאומי. המחקר הנוכחי מציע מסגרת קונספטואלית ואמפירית להבחנה בין מיסגור תקשורתי מעצים לבין מיסגור מרפה-ידיים, שני דפוסים של מיסגור, העשויים להשפיע על תחושות ותפיסות פסיכולוגיות בעת משבר. המחקר האמפירי משלב ניתוח תוכן של ידיעות ומאמרים (n=717), שנאספו בתקופת משבר ביטחוני (מבצע “עמוד ענן” ב-2012) ובתקופת שיגרה (כשלושה חודשים לפני המבצע), עם נתוני סקרים שנערכו בקרב הציבור הישראלי היהודי במועדים חופפים. הממצאים מגלים קשר בין החשיפה למיסגור התקשורתי מרפה הידיים לבין רמות נמוכות יותר של הון פסיכולוגי אישי ולאומי ותחושת רווחה נפשית, בתקופת משבר ביטחוני, אך לא בתקופת שיגרה. לא נמצא קשר בין משתנים אלה לבין החשיפה למיסגור מעצים בשני גלי הסקר.

 

Abstract

While previous research focused on the effects of media framing on attitudes and decisions, the current research proposes that exposure to media framing is associated with psychological and emotional construct such as psychological capital, and subjective well-being. The importance of these variables stems from the fact that research has demonstrated that they could serve as psychological resources to the individuals at times of personal and national crises, and as such, they play an important role in social and individual resilience.

The current research offers a conceptual and empirical framework to distinguish between “empowering” and “disempowering” media frames that have a potential impact on perceptions and feelings at times of crisis. The empirical research combines content analysis of news items and op-eds (n=717) collected during the 2012 Israel-Gaza conflict (Operation Pillar of Defense) and a during more routine quite period (three months before the conflict erupted), with survey data collected from a sample of adult Jewish Israelis in overlapping times.

The findings show an association between exposure to disempowering framing and lower levels of individual and national psychological capital and subjective well-being during the crisis, but not at the routine period. There was no association between exposure to empowering framing and these variables in both waves of the survey.

מבוא

אירועים משבריים (לדוגמה, מלחמות, פיגועי טרור או אסונות טבע) הינם איום שגרתי על האוכלוסייה האזרחית ברחבי העולם (להד, 2010). אזרחים המתנסים באופן ישיר בארועי משבר חווים לא רק פגיעות בהיבטים פיסיים, כלכליים וצבאיים, אלא גם בהיבטים פסיכו-חברתיים, מנטאליים, תרבותיים ופוליטיים (Elran, 2010). כלומר, יכולתה של חברה להתמודד עם מצבי משבר תלויה גם בתפיסות פרטיה לגבי המשאבים הפסיכו-חברתיים העומדים לרשותם (למשל, Kimhi & Eshel, 2009; Gal, 2013).

על-פי מודל המשאבים של הובפול (Hobfoll, 2001), משאבים מסוגים שונים, ביניהם משאבים אישיים ופסיכו-חברתיים כתפיסת איום, אופטימיות, תקווה, חוללות ואחרים, הם בעלי ערך, כי הם תורמים ליכולת ההתמודדות של הפרט עם משבר. ההערכה של הפרט שעומד לחול שינוי במשאבים אלו, מפעילה עליו לחץ פסיכולוגי המשפיע על יכולת התפקוד שלו (שם). לכן, בזמן משבר, מצב, או תפיסה, של  פגיעה במשאבים אלה יתבטא בתחושה של איבוד החוסן (להד, 2010).

ממצאי מחקרים מצביעים על-כך שגם בעקבות צריכת סיקור תקשורתי של אירוע טראומטי (למשל, Slone, 2000; Shoshani & Slone, 2008; Zeidner et al., 2011), הפרט נמצא רגיש ופגיע. אכן, לתקשורת ההמונים תפקיד חשוב במיוחד בעת ארועי משבר בהיותה גורם מרכזי המתווך לציבור את המציאות, גורם מפרש ומסביר את המשמעויות, ועל-כן בעל פוטנציאל לחזק או להחליש את החוסן, כלומר את יכולת הציבור להתמודד עם משבר.

לאופן ייצוג אירוע, כלומר למיסגור אירוע, כוח השפעה משום שאופן הייצוג מקדם פרשנות מסוימת – מעין פריזמה המכַוונת את הפרט כיצד להתבונן על המציאות (Entman, 1993). תיאוריית המיסגור מניחה שתקשורת-המונים באמצעות בחירת מידע, הבלטתו ואופן הצגתו (למשל, מהי הבעיה ומי הגורם לבעיה), יכולה להשפיע על התרשמותו ותפיסותיו של הציבור ולעצב את הפירוש שיעניק לסוגיות ולאירועים הנסקרים (Scheufele, 1999). מיסגור תקשורתי פועל באמצעות מיגוון מרכיבים, ביניהם טקסטואליים, כגון תיאור אפיזודי מול תיאור תמטי (Iyengar, 1991), ‘טון הערכה’, כלומר ערכיות חיובית או שלילית (Sheafer, 2007), או הבלטת סוגיה (Sniderman & Theriault, 2004), שבכוחם להשפיע על הפרט באמצעות הפעלת מנגנונים פסיכולוגיים (Scheufele, 1999).

על פי מחקרים מתחום הפסיכולוגיה החיובית, הפרט מעריך מצב או אירוע באמצעות סכמות רגשיות-קוגניטיביות של תקווה, אופטימיות, חוללות ועמידות (Luthans et al., 2007). מכאן, שגם אנשי תקשורת – עיתונאים, עורכים ופרשנים – מעריכים מצבים או אירועים באמצעות סכמות אלה, הבאות לידי ביטוי במרכיבים טקסטואליים, המשמשים אותם בהצגה ובפרשנות של אירוע או סוגיה. במוקד המחקר הנוכחי עומדת הטענה, כי הפרשנות התקשורתית של אירועים מכילה מסרים של תקווה מול חוסר-תקווה, אופטימיות מול פסימיות, חוללות מול חוסר-חוללות ועמידות מול חוסר-עמידות. מרכיבים טקסטואליים בעלי ערכיות שלילית הוגדרו במחקר זה כמיסגור מרפה-ידיים (לדוגמא, חוסר-תקווה ופסימיות) ומרכיבים בעלי ערכיות חיובית כמיסגור מעצים (לדוגמא, תקווה ואופטימיות).

מרבית המחקרים בתחום המיסגור מסבירים מדוע שינוי בייצוג של סוגיה או אירוע, כלומר במיסגור, מייצר שינוי בדעה או בהחלטה (למשל, Lecheler & de Vreese, 2010). בעשור האחרון מצטברים ממצאים המצביעים גם על השפעה בהיבטים פסיכולוגיים (רגשיים-קוגניטיביים) של הפרט, כגון תפיסת איום (Gadarian, 2010), או תפיסת המשאבים הפסיכולוגיים (Zeidner et al., 2011). גדריאן (2010) התמקד במאפייני האיום והפחד שהמדיה השתמשה בהם לאחר אירועי 11 בספטמבר, והצביע על ההשפעה שיש למרכיבי מידע, דימויים ותמונות (עם דגש מאיים ברמות שונות), המחזקת תחושות של איום ופחד אצל הפרט, ובהמשך על נטיית הפרט לתמוך במדיניות מסוימת. ממצאיו מצביעים על כך, שחדשות טעונות רגשית משפיעות משמעותית יותר מאשר מידע עובדתי בלבד. וככל שהשימוש בגירוי הפחד עוצמתי יותר – כך חל גידול בתפיסת האיום.

מהמחקר של זיידנר ושותפיו (2011) עולה, שצפייה בסיקור טלוויזיוני של אירועי טרור גורמת לאבדן משאבים פסיכולוגיים, דוגמת מחויבות, משמעות או תחושת הצלחה, ולהיווצרות של תחושות איום על החיים, מה שעלול להביא להיווצרות של טראומה משנית ופגיעה ברווחה הנפשית. במחקרם, המשתתפים צפו בקטעי וידאו שהציגו אירועי טרור או אלימות פוליטית אחרת כפי ששודרו במהדורות החדשות בעשור האחרון. קבוצת הביקורת צפתה בקטעי וידאו באותו אורך שהציגו התרחשויות יום-יומיות ולא אלימות, כפי שהופיעו במהדורות החדשות. המחקר מצביע על כך שלצפייה בסיקור אירועי טרור יש השפעות שליליות גם על מי שלא מעורב ישירות באירוע. כך שחשיפה לסיקור טלוויזיוני יכולה לשמש כ”איום עקיף” על הצופה ולגרום לאובדן של משאבים פסיכולוגיים – בדומה למה שגורם איום ישיר.

עם זאת, אין בספרות המחקרית תיעוד של מיסגור תקשורתי הפועל על הערכת מצב רגשית-קוגניטיבית של הפרט, כמו למשל, אופטימיות ופסימיות, תקווה וחוסר-תקווה. המחקר הנוכחי בדק כיצד שינוי בייצוג אירוע בתקשורת הישראלית, דהיינו מיסגור מרפה-ידיים ומיסגור מעצים, מייצר שינוי בהערכה רגשית-קוגניטיבית של הפרט את המצב.

ההערכה זו נבחנה באמצעות המושג הון פסיכולוגי אישי, השאוּל מהפסיכולוגיה החיובית, ומייצג סכמות רגשיות-קוגניטיביות שמשמשות את הפרט להערכת המצב (Luthans et al., 2007). סכמות אלה נגישות וזמינות לפרט משום שהן חלק מעברו ומהתנסויותיו (שם, עמ’ 3) ומופעלות כתגובה לגירויים חיצוניים. מחקר זה טוען, שמיסגור תקשורתי הוא בבחינת גירוי חיצוני המפעיל אצל הפרט סכמות אלה ולכן ישפיע על ההון הפסיכולוגי האישי. יתר על כן, מאחר שהטקסט התקשורתי מתייחס לאירועים ברמה לאומית, ניתן להניח שהפעלת סכמות רגשיות-קוגניטיביות עשוייה להתרחש בשתי רמות: ברמת הפרט וברמה הלאומית, רמות הקשורות זו בזו אך לא זהות (ראו ,Arian, 1995 עמ’ 33–37). אנשים נוטים להעריך בצורה שונה את מצבם האישי לעומת המצב הלאומי, כאשר בספרות הפסיכולוגית מתוארת הטיה במסגרתה תפיסת המצב האישי טובה יותר מתפיסת המצב הקולקטיבי (Mutz, 1998). לשם כך, הוגדר המשתנה הון פסיכולוגי לאומי, המתייחס להערכת הפרט את המצב של הקולקטיב במדינה. משתנה תלוי נוסף שנבחן במחקר זה הוא תחושת הרווחה הנפשית המוגדרת כמידת שביעות הרצון של האדם מחייו (Kahneman & Krueger, 2006). בספרות מתייחסים לרווחה נפשית כאל משאב פסיכו-חברתי (Hobfoll, 2001), המסייע לפרטים ולחברה בהתמודדות עם מצבי משבר (Kimhi, 2014). לכן, מטרה נוספת של המחקר היא הבנת ההשפעות שיש למיסגור אירוע בתקשורת על רווחה נפשית.

מיסגור מרפה-ידיים מול מיסגור מעצים

מיסגור מתייחס לדפוס פרשנות, שבו משתמשים כדי לסווג מידע ולעבדו בצורה אפקטיבית (למשל, Scheufele, 1999). ברמת הפרט, מיסגור מתייחס לתהליך שבו הפרט מפתח מערכת פרשנית מסויימת לסוגייה: “מבנה קוגניטיבי אשר עוזר לאזרחים להבין את המציאות” (Chong & Druckman, 2007, עמ’ 105). מיסגור תקשורתי הוא אופן תיאור הסוגיה בסיקור, בחירת המידע, הבלטתו ואופן הצגתו (Entman, 1993). מחקרים רבים מראים, כי בכוחו של המיסגור התקשורתי ליצור נגישות וזמינות לסכמות ספציפיות אצל הפרט (Scheufele, 1999).

כאמור, המחקר הנוכחי מניח את קיומו של מיסגור תקשורתי, המכיל שתי מסגרות שקולות המייצגות אירוע או סוגיה באמצעות אותו תוכן אך בנוסח המייצג ייחוס שונה: מחד, ערכיות חיובית ומאידך, ערכיות שלילית, וזאת על פי כיוון המוצע ע”י הטקסט התקשורתי. מסגרת אחת מכילה מרכיבים טקסטואליים חיוביים המעריכים את המצב באמצעות תקווה, אופטימיות, חוללות ועמידות, ואילו השנייה כוללת מרכיבים טקסטואליים שליליים המעריכים את המצב באמצעות חוסר-תקווה, פסימיות, חוסר-חוללות וחוסר-עמידות.

יש המכנים את הייחוס השלילי או החיובי במושג ‘טון של הערכה’. לערכיות זו של המיסגור מייחסים השפעה על מידת החשיבות של הסוגיה ועל כיווּן השיקולים בעד או נגד מועמד או מפלגה (Sheafer, 2007), על תפיסות, שיפוט, הערכה והתנהגות (Lecheler & de Vreese, 2010). באופן דומה, ובהמשך לטיעוניו של היידט להערכה דיכוטומית של טוב או רע (Haidt, 2006, עמ’ 28-26), המיסגור המוצע מכיל מרכיבים טקסטואליים שקולים בעלי ערכיות חיובית מול שלילית. הציפייה היא שההפעלה הפונקציונלית של המיסגור המעצים והמיסגור מרפה-הידיים תיצור גירוי למבנה רגשי-קוגניטיבי ספציפי, שיכוון את הפרט להערכת האירוע, בתחושה מעצימה מול תחושה מרפת-ידיים.

ההגדרה של אנטמן (Entman, 1993) תשמש כנקודת מוצא לתיאור הפונקציות של המיסגור המוצע: לפי אנטמן, אחת הפונקציות הבסיסיות של מיסגור היא הצגת סיבות לבעיה (שם). לעומת זאת, המיסגור המעצים והמיסגור מרפה-הידיים מתמקדים במאפייני הפתרונות. מיסגור מרפה-ידיים מתאפיין בתיאור הפתרון כפתרון של אין-ברירה או של אין דרך מוצא; לעומתו, המיסגור המעצים מתאפיין בהצגת מיגוון אלטרנטיבות כפתרון לבעיה, והוא מייצג את גישת ההתמקדות בקידום (Higgins, 1998). מסגרות אלו פועלות כרמזים שמעוררים את סכמת התקווה אצל הפרט. המיסגור המעצים מעורר רמה גבוהה של תקווה, מאחר שתקווה, על פי סניידר ועמיתיו (Snyder et al., 1996), היא היכולת לראות מספר דרכים להשגת המטרה. אי לכך, טקסט המציין כי אין דרך מוצא, מרמז על חוסר-תקווה.

שתי פונקציות נוספות שאנטמן (שם) מציג הן עצם הגדרת נושא כבעיה וכן זיהוי הגורמים האחראים לבעיה. המיסגור המעצים או מרפה-הידיים מתמקד במשולב באפיון האירוע (או הסוגיה) כחיובי או שלילי ובמאפייני הסיבות ו/או הגורמים לו. למשל, מיסגור מעורר פסימיות כאשר הוא מתמקד בתיאור הסיבות כפנימיות (סיבות הקשורות בגורם עצמו, באישיותו, במאפייניו, כוונותיו, ובמוטיבציה שלו) במשולב עם כך שהן הגורמות המרכזיות לאירוע שלילי, או לחלופין מתאר חוסר שליטה של הגורמים הפנימיים במצב השלילי.

מדוע תיאור זה בעצם מעורר פסימיות? ויינר (Weiner, 1995) טוען, שאדם הרוצה להבין את המציאות, מחפש דרך לייחס את הסיבות לגורמים חיצוניים (קשור בנסיבות), או לגורמים פנימיים (קשור בגורם עצמו), והוא בודק באיזו מידה גורמים אלו ניתנים לשליטה, כלומר, האם הוא יכול לשנותם או להשפיע עליהם. סליגמן (2002) מתבסס על ויינר בהגדרה של אופטימיות ופסימיות וטוען שכאשר מתרחש אירוע המוגדר כשלילי, נקודת המבט הפסימית תתאפיין: 1. בגורמים פנימיים את הגורם העיקרי לאירוע (ולא בנסיבות); 2. אותם גורמים פנימיים לא ניתנים לשינוי או לשליטה, ועל-כן המצב יישאר קבוע וללא שינוי; 3. גורמים פנימיים אלה יפעלו באופן דומה גם בתחומים אחרים, ועל-כן צפוי שיובילו לאותה תוצאה שלילית (מאפיין הנקרא גלובליות). לעומת זאת, טוען סליגמן (שם), שנקודת המבט האופטימית תתאפיין בראיית גורמים חיצוניים כאחראים לאירוע השלילי, שניתן לשנות את המצב ושבכוחם של גורמים פנימיים לשנותו. אם כן, השאלה אינה רק האם האירוע מוגדר כחיובי או שלילי, אלא גם אופן ההתייחסות למאפייני הגורמים לאירוע מקדמים במשולב את ההערכה האופטימית או הפסימית של הפרט לגבי האירוע.

פונקציה נוספת של המיסגור המעצים והמיסגור מרפה-הידיים היא ייחוס סיכויים למידת ההצלחה להתמודד עם בעיה. למשל, מיסגור הנוטה להציג ייחוס של חוסר-ישע פוגע באמונה לגבי מידת הסיכוי להצליח להתמודד עם הבעיה, קרי מעורר את סכֵמת החוללות הנמוכה. מכאן, שמיסגור המתייחס למידת הסבירות להתמודד בהצלחה עם המצב, עשוי להשפיע על תחושת חוללות גבוהה או על התחושה ההפוכה.

הון פסיכולוגי ומיסגור תקשורתי

ההתנהגות האנושית מונעת מן המתרחש בהווה וממחשבות ותכנון של אירועים ותוצאות בעתיד (Bandura, 1986). ארגון ועיבוד המידע נעשים בעזרת מסגרות התייחסות (סכמות קיימות, למשל של תקווה, אופטימיות, חוללות וחוסן), בהן מעוגנים הפרשנות, גיבוש התפיסות והשיפוט (Scheufele & Moy, 2000, עמ’ 7). לפיכך, ממדי ההון-הפסיכולוגי משמשים מערך של כלים העוזר לפרט בתהליך העיבוד, הארגון והערכת המידע, והם מנגנון המכוון את המוטיבציה לפעולה, ואת הרגשות והמחשבות של הפרט לגבי אירועים הנוגעים בחייו.

סכֵמות של תקווה, חוללות, אופטימיות ועמידות, וביחד ההון-הפסיכולוגי, הן סכמות שמייצגות רגשות וקוגניציות (מבנים שיש לפרט תפיסות ועמדות לגביהם), הנמצאים במבנה הסכמתי של כל פרט; הן נבנו בעבר, בעקבות התנסויות שונות, והן חלק ממידע מוקדם המשמש אותו כבסיס להערכת המציאות (Luthans et al., 2007). לפיכך, סכמות אלה ניתנות לשינוי state-like)) לאור השימוש היומיומי בהן (שם). כדי להעריך את המצב ואת ציפיותיו מהעתיד, הפרט סוקר את סביבתו. סקירת הסביבה כוללת פנייה לסיקור התקשורתי. ומכאן, ניתן לטעון שצריכת תקשורת מפעילה מנגנון של הפעלת סכמות אצל הפרט (כלומר, גירוי חיצוני המייצר נגישות וזמינות לסכמות מסויימות), אשר משמשות לקבלת החלטות, לפרשנות ולהערכה (Entman, 1993). כאמור, סכמות, גם אלה המכונות הון-פסיכולוגי, משמשות גם להכוונת רגשות הפרט, מחשבותיו והמוטיבציה להתנהגותו (Bandura, 1986).

מרבית התיאוריות שעוסקות בהשפעות התקשורת, מתמקדות בתוכן הרציונלי ולעתים קרובות מתעלמות מההיבטים הרגשיים ופוטנציאל השפעתם על הציבור (Shoshani & Slone, 2008). זאת, למרות שסיקור חדשותי מורכב לא רק מהיבט רציונלי של תכנים עובדתיים, אלא גם מהיבט רגשי הנחשף באמצעות תמונות ופרשנות. יתרה מכך, לעיתונאים ולעורכים, בתנאים של סביבה תקשורתית תחרותית, יש מניע להשתמש בסיפורים ובתמונות בעלות כוח רגשי, כדי לזכות בעניין מצד הקהל ולייצר כיסוי תקשורתי סנסציוני ולעיתים קרובות גם לא פרופורציונלי (Iyengar, 1991). אלמנטים אלו מחזקים בציבור את תפיסת האיום ותוצאתם מתבטאת בהטייתו להעדיף מדיניות מסוימת (Gadarian, 2010). בהמשך לקו זה, המחקר הנוכחי יתמקד במרכיבים טקסטואליים ספציפיים, שכונו מיסגור מעצים ומיסגור מרפה-ידיים, ויבחן האם אכן חשיפה למיסגור כזה מייצרת נגישות וזמינות להון-הפסיכולוגי, כלומר, לסכמות הרגשיות-קוגניטיביות של תקווה, אופטימיות, חוללות ועמידות אצל הפרט.

תקשורת ורווחה נפשית

התפתחות המחקר המדעי בנושא רווחה נפשית משקפת מגמות חברתיות המתמקדות בפרט, בחשיבות של הערכת החיים מההיבט הסובייקטיבי, ומתוך הבנה שאיכות החיים מוגדרת לא רק באמצעות אינדיקאטורים חומריים, אלא גם חברתיים ופסיכולוגיים (Diener, Oishi & Lucas, 2003). המהות של המושג well-being (רווחה נפשית) היא באומדן של אנשים לגבי אושרם ואיכות חייהם (שם). את הרווחה הרגשית מקובל למדוד באמצעות האינדיקטור SWB (Subjective Well-Being), שפיתחו דיינר ועמיתיו (Diener et al., 1999). יש המאמצים את ההגדרה האופרטיבית לפיה רווחה נפשית היא תופעה הכוללת את התגובות הרגשיות והקוגניטיביות לשביעות הרצון מהחיים והערכה כוללת שלהם (שם). המחקר הזה מאמץ את הגישה והמתודה הזאת מאחר שהיא מדד מקובל, שכיח ונוח המאפשר לאמוד תחושת שביעות רצון כללית.

כאמור, אירועים משפיעים עלינו על פי האופן שבו אנו מפרשים אותם ובהתאם לנטייתנו להעריכם באופן דיכוטומי כאירועים נעימים או לא נעימים (Haidt, 2006; Kahneman & Tversky, 1979). אנשים מחפשים סימנים בסביבת המידע לצורך בניית ציפיות מבוססות לגבי העתיד, ולשם כך הם משתמשים במידע ממשי על אודות התפתחויות ואירועים מניסיון העבר וממידע חברתי נורמטיבי (שמיר ושמיר, 2000). איתור סימנים המעידים על שינוי, למשל באמצעות התקשורת, יכול לכוון את ציפיותיהם לגבי תחושת הרווחה הנפשית שלהם. סביר להניח, שאם הסיקור החדשותי מייצג אירוע באופן שלילי, כפגיעה במשאבים פסיכולוגיים (למשל, בתקווה, Hobfoll, 2001), או כמצב גרוע יותר בהשוואה לקודמו (גם אם באופן זמני), הוא ישפיע על מצב הרוח ועקב כך הנגישות בזיכרון לאירועים דומים תגדל וזו תשפיע בהערכת יתר שלילית על הרווחה הרגשית (Tversky & Kahneman, 1974). מצד שני, אם הסיקור החדשותי ייצג אירוע כחיזוק המשאבים הפסיכולוגיים (למשל, החוללות) למרות האסון או המצוקה, והתקשורת תציג את המצב עם תקווה וצפי לשיפור בעתיד או עם יכולות לחולל שינוי ושליטה חלקית, יש לה פוטנציאל להגדיל את תחושת הרווחה הנפשית (Haidt, 2006, עמ’ 92-91). מכאן עולה, כי צפוי שמיסגור מרפה-ידיים ומיסגור מעצים יהיו בעלי חשיבות בקביעת רמת הרווחה הנפשית. מעניינו של מחקר זה היה לבדוק את ההשפעה שיש למיסגור התקשורתי בעתות משבר על רמת הרווחה הנפשית, זמן שבו משתנים אלה חיוניים ביותר לחוסן של הפרט והציבור (Hobfoll, 2001).

אירוע משברי והשפעות התקשורת

אירוע משברי הוא מצב שבו נשקף לציבור איום על הסדר הקיים, ובמהלכו משתנה המציאות המוכרת ועמה היכולת להעניק משמעות להתרחשויות במושגים הקיימים (מוסקוביצ’י, 1984). אירוע כזה הוא פרק זמן ייחודי, המתאפיין בצורך עז להחזיר יציבות לחיים עקב הפגיעה הזמנית שאירעה בה. הוא מעלה בציבור את עוצמת הצורך לחיפוש אחר מידע בקשר לסיבות האירוע ולאחראים לו וזאת כדי להחזיר את האיזון שהופר בגלל אי-הוודאות (Coombs & Holladay, 2004). פועל יוצא הוא שלתקשורת יש תפקיד חיוני בפרק זמן זה, שכן הציבור זקוק למידע שהיא מספקת ונסמך על מידע זה (Weimann, 2000, פרק 11).

לפיכך, אירוע משברי עלול להיות קרקע פורייה למסקנות מוטעות משום שלאנשים יש נטייה טבעית (אבולוציונית) לשים לב לרמזים שמאותתים על סכנה, ועל-כן הם בעוררות יתר לסכנות, וכך על-פי עיקרון הטיית השליליות תגובתם תהיה מהירה וחזקה יותר לאיום ולאי-נעימות בהשוואה לנעימות ואי-איום (Feinberg, 2001). יתר על כן, השיפוט וההערכה לגבי מצב כלשהו מתבססים על השאלה האם המצב טוב יותר או גרוע יותר בהשוואה למצב שאליו הורגלנו (Haidt, 2006). לכן צפוי, שמיסגור תקשורתי המציג שינוי ממצב אחד למצב גרוע יותר, יָטה את הערכת הציבור לכיוון השלילי, ולהיפך, מיסגור תקשורתי המציג שינוי במצב, ממצב אחד למצב טוב יותר, יָטה את הערכת הציבור לכיוון החיובי.

רגשות חיוביים, כמו ביטחון, תקווה ואמון, עוזרים לנו במיוחד במצבי חיים בלתי-שגרתיים ומסייעים בבניית יכולת התאוששות (סליגמן, 2002). לכן, שידור מסרים של סולידאריות באמצעי התקשורת בזמן מלחמה או משבר, מסייע בהחזרת תחושת הביטחון (מוסקוביצ’י, 1984), ואילו שידור מסרים או כתבות הנתפסים כביקורת, יכולים לחזק את תחושת איבוד משענת האחיזה המוכרת. יתר על כן, אירוע משברי הוא בדרך כלל סוגיה בעלת קדימות בסדר היום התקשורתי, בהיותו בעל ערך חדשותי גבוה בגלל אופיו הדרמטי (Perse, 2000),  נגישותו וזמינותו גבוהים וחשיבותו רבה (Price et al., 1997). כך גם סיקורו בתקשורת והשיח הפרשני עליו שאינם יורדים מסדר היום הציבורי עד השיבה לשיגרה (ויצטום, 2006), ולמצב זה יש פוטנציאל לעלות את התגובה הרגשית בציבור. בנוסף, החזרתיות המאפיינת סיקור תקשורתי של משברים מחזקת בציבור את הנגישות לפרשנות מסוימת לאותו אירוע (Cappella & Jamieson, 1987). התוצאה היא ייצוג מציאות תקשורתית אשר מנחה את הפרט להשתמש במידע הממוסגר לצורך פרשנות, קבלת החלטות והערכות מצב. מאחר שבשלבים הראשונים של ההיחשפות למיסגור התקשורתי של האירוע, לציבור יש פחות ידע לגבי הסוגיה ולגבי משמעותה והשלכותיה, הוא רגיש יותר להשפעתם של מסרי המיסגור (Chong & Druckman, 2007). לפיכך אפשר לומר, שהסיקור התקשורתי מעלה את פוטנציאל השכנוע של הציבור (Bradar, 2006), ויש להניח שנטיית הציבור תהיה לתפוס את האירוע באופן שבו הוצג בתקשורת (Cho & Gower, 2006).

אירוע משברי הוא מקרה קיצון של ייצוג אירוע בתקשורת, שכן הוא מתאפיין בדרמטיזציה, פרסונליזציה, התמקדות בציון האשמים, הצגת מיתוסים שגויים (Tierney, Bevc, & Kuligowski, 2006), ייחוס אחריות למישהו (Cho & Gower, 2006), הצגת צד כלשהו כקורבן (1997, Wolfsfeld), ותיאורים טעוני איום ופחד (Gadarian, 2010), כעס וסגנון מתלהם (Cho & Gower, 2006). לא אחת, התקשורת מעצימה את הדרמה ואת תחושת האסון המלוות לעתים בחוסר אונים (Tierney et al., 2006). הנטייה של התקשורת לחפש אשמים ולחשוף ביקורת פנימית עלולה לעורר תחושת חוסר שליטה, חוסר עקביות ולפגוע בכך באמינות הממסד. חלק ממאפיינים אלה, למשל התמקדות בציון אשמים והצגת הציבור כקורבן, הם מרכיבים במיסגור מרפה-הידיים שמחקר זה טוען לקיומו ולהשפעתו על הפרט. כלומר, גם אם המציאות היא לעיתים באמת ובתמים קשה מאוד, סגנון הסיקור התקשורתי, שצוין לעיל, עלול לקדם תחושת חוסר אונים ולפגוע ברווחה הנפשית של הקהל בכך שהוא מוביל לתחושה שהמצב הקשה אינו בר-שינוי.

השערות

מחקר זה טוען, כי המיסגור התקשורתי (מרפה-ידיים ומעצים) פועל כגירוי המייצר נגישות לסכֵמות (בעלות מאפיינים רגשיים-קוגניטיביים) עבור הפרט. למשל, על ההון הפסיכולוגי האישי שניתן לעיצוב באינטראקציה עם גורם חיצוני (Luthans et al. 2007). טענה נוספת היא, שצפוי שמיסגור מרפה-הידיים ומיסגור מעצים יהיו בעלי חשיבות בקביעת רמת הרווחה הנפשית של צרכן התקשורת, מאחר ואנשים נוטים להשתמש במצבם הרגשי הנוכחי כבסיס להערכה באיזו מידה הם שבעי רצון מחייהם (Schwartz & Clore, 1983). כמו כן, מאחר שבזמן משבר, מצב של איבוד משאבים פסיכו-חברתיים (תפיסת איום, אופטימיות, תפיסת שליטה והצלחה) מתבטא בתחושה של אובדן משאבים פסיכולוגים (להד, 2010Hobfoll, 2001, ). צריכת תקשורת המכילה מיסגור מרפה-ידיים או מעצים עשוייה להיות קשורה לתחושה זו. במחקר זה ייבחן הקשר בין חשיפה למיסגור להון פסיכולוגי בשתי רמות התייחסות: אישית ולאומית. הטקסט התקשורתי מתייחס לאירועים ברמה לאומית, ולכן אפשר להניח שעירוב הממדים אצל הפרט יכול להתרחש בשתי רמות התייחסות, אישית ולאומית, והדיווח של הפרט על כל אחת מהן, היא שונה  (למשל, ,Arian, 1995 עמ’ 33-37). בהתאם לכך, השערות המחקר הן:

  1. קיים קשר בין חשיפה למיסגור התקשורתי מרפה-הידיים או המעצים לבין הון פסיכולוגי, בשתי רמות התייחסות: אישית (H1a) ולאומית (H1b).
  2. קיים קשר בין חשיפת הפרט למיסגור התקשורתי מרפה-הידיים או המעצים לבין תחושת רווחה נפשית (H2).

כלומר, חשיפה למיסגור המעצים תהיה קשורה לעלייה בהון הפסיכולוגי ובתחושת הרווחה הנפשית, ואילו חשיפה למיסגור מרפה-הידיים תהיה קשורה לירידה בהם.

  1. בתקופת שיגרה, השפעת המיסגור התקשורתי על הרווחה הנפשית וההון הפסיכולוגי, תהיה נמוכה יותר בהשוואה לתקופת משבר (כלומר, עוצמת הקשרים בין החשיפה למיסגור לבין המשתנים תהיה גבוהה יותר באירוע משברי בהשוואה לשיגרה; 3H). כאמור, בשונה משיגרה, אירוע משברי מעלה בציבור את עוצמת הצורך לחיפוש אחר מידע, את תשומת הלב לרמזים בקשר לסיבות האירוע ולאחראים לאירוע (Coombs & Holladay, 2004). יתר על-כן, סיקורו בתקשורת והשיח הפרשני עליו אינם יורדים מסדר היום הציבורי עד השיבה לשיגרה (ויצטום, 2006), ולמצב זה יש פוטנציאל לעלות את התגובה הרגשית בציבור. בשל הטיית השליליות, התגובה למסרים שליליים צפויה להיות מהירה וחזקה יותר (Feinberg, 2001). כלומר, באירוע משברי, הציבור רגיש יותר להשפעתם של מסרי המיסגור (Chong & Druckman, 2007).

מתודולוגיה

בדומה למחקר שערכו דה וריס ועמיתיו (2001, de Vreese, Peter, & Semetko), המחקר הנוכחי משווה בין מסגרות תקשורתיות המופיעות בסיקור החדשותי, בעת אירוע משברי ביטחוני ובתקופת שיגרה. המחקר מתבסס על ההנחה, שאפשר להצביע על הבדל בדפוס הסיקור התקשורתי של סוגיה ביטחונית בין אירוע משברי לבין תקופת שיגרה (למשל, Perse, 2000). הסוגיה הביטחונית שנבחרה לתקופת שיגרה הייתה האיום האיראני, שהיה חלק מהשיח התקשורתי בחודשים שקדמו לסקר ובמהלכו. האירוע המשברי שנבחר הינו מבצע “עמוד ענן”, שהתפתח לאירוע צבאי באופן פתאומי, כאשר במהלכו, כמתאפיין בעיתות משבר, הכיסוי החדשותי בכלי התקשורת השונים התמקד כמעט בלעדית במבצע ובהשלכותיו, כדי לספק מידע והסברים על המתרחש (למשל, Perse, 2001). המחקר כולל שני גלים של סקרים, ובמועדים חופפים גם איסוף כתבות חדשותיות וטורי דעה מהעתונות המודפסת ומהאינטרנט. הנוסח המלא של פריטי הסקר בהם נעשה שימוש במחקר הנוכחי נמצא בנספח האלקטרוני.

הסקרים. משתתפי הסקרים היוו מדגם מייצג של האוכלוסייה היהודית הבוגרת (מעל גיל 18) במדינת ישראל. הנתונים נאספו באמצעות סקר טלפוני שנערך בעזרת חברת ‘דיאלוג’, אשר השתמשה במדגם שכבות על-פי אזורי חיוג בצורה אקראית תוך שמירה על מכסות כלליות של מין וגיל. הסקר הטלפוני בוצע בזמן שיגרה ובאירוע משברי. בגל הראשון (שיגרה) נסקרו 300 משתתפים במשך שלושה ימים בין התאריכים 21.8.12 ל-23.8.12 בשיעור היענות של 3.5% שחושבו עפ”י הנוסחה RR1 של AAPOR (שיעורי ההיענות בסקרים טלפוניים נמצאים בירידה חדה בעשורים האחרונים, ועל פי אומדנים השיעורים המקובלים נמצאים מתחת לעשרה אחוזים, Wang et al., 2014). בגל השני (אירוע משברי ביטחוני – מבצע “עמוד ענן”), בוצעו סקרים בשני מועדים: סקר ראשון במשך יומיים ב-18.11.12 – 19.11.12, וסקר נוסף ב-27.11.12 – 28.11.12. בשני המועדים יחד השתתפו 310 איש, אך מאחר שמתוכם 32 נדגמו גם בגל הראשון, משתתפים אלו הורדו מהחישובים הסטטיסטיים כדי למנוע הפרה של ההנחה של חוסר תלות ברגרסיה. על-כן,  סך המשתתפים בגל השני היה  278. שיעורי ההיענות היו של 5.1% במועד הראשון ו-5.6% במועד השני.

ההחלטה לבצע סקר בשני מועדים באירוע משברי, נשענה על כך שבדפוס הסיקור התקשורתי חל בדרך כלל שינוי, והוא עובר מדפוס סולידרי של התלכדות ‘סביב הדגל’ בתחילת האירוע לדפוס ביקורתי בסיומו (לדוגמה, Perse, 2001). משהתברר מהממצאים שאין הבדלים סטטיסטיים משמעותיים בנתוני הסקרים בין תחילת האירוע לבין סיומו הוחלט לאחדם ולנתחם כגל שני.

מדדים

לשם תיקוף השאלון ובחינת התאמתו לצרכי המחקר, נערך מחקר חלוץ (פיילוט) עליו השיבו כ-40 משתתפים. על הנתונים שהתקבלו בוצעו ניתוחי גורמים מגששים וניתוחי אלפא (a) של קרונבך, ולשאלון המחקר הסופי נבחרו רק שאלות של פריטים בעלי טעינוּת הגבוהה מ-0.4 למשתנה, בעלי תוקף מבחין גבוה, בעלי תרומה גבוהה לשונות המוסברת ומהימנות טובה דייה (>.70 a). בעקבות משוב שהתקבל מחלק ממשתתפי מחקר החלוץ, הוכנסו לשאלון מספר שינויים, לדוגמה: נעשה מעבר לסולמות מדידה אחידים (סקאלה של 1- 5); מהימנות ותוקף השאלון נבחנו שוב לאחר העברת הסקרים באמצעות ניתוח גורמים מסוג PCA (Principal Component Analysis) עם רוטציה מסוג Varimax. הניתוח כלל שימוש בקריטריון של הגדרת מספר הגורמים הרצויים על פי התיאוריה. פריטים בעלי טעינות הגבוהה מ-0.4 נכללו בגורם. מרבית פריטי השאלונים היו בעלי טעינות גבוהה על גורמי המחקר. פריטים שלא אוששו את התיאוריה, כלומר לא היו בעלי תוקף מבחין, הוסרו (פירוט ניתוחי הגורמים למשתני המחקר המרכזיים בנספח). לאחר פעולות ההתאמה, בוצעו מבחני מהימנות (אלפא של קרונבך או מתאם פירסון עבור שני פריטים), ומשתני המחקר נמצאו מהימנים דיים (לרוב, אלפא קרונבך גבוה מ-.70), למעט שני ממדים: ממד האופטימיות במשתנה הון פסיכולוגי לאומי בעל שני פריטים כל אחד שנמצאו בעלי מהימנות נמוכה (α=.60), אך סבירה עבור ממד בעל שני פריטים בלבד.

רווחה נפשית מתייחסת למידת שביעות הרצון הכללית מהחיים בשני ממדים: קוגניטיבי ורגשי. הממד הקוגניטיבי נבחן ב-3 שאלות שנלקחו מהשאלוןSWB  שפיתחו פאבוט ודיינר (Pavot & Diener, 1993), והממד הרגשי נבחן בשאלה מהשאלון שפיתחו ליבומירסקי ולפר (Lyubomirsky & Lepper, 1999). שניהם נאמדו בסולם שבין (1) המציין “כלל לא” לבין (5) “במידה רבה מאוד”. הפריט   “אני מרוצה מחיי” מדגים את המימד הקוגניטיבי, והפריט “חלק מהאנשים בדרך כלל מאוד מאושרים. הם נהנים מהחיים למרות המתרחש, ומצליחים למצות את המרב מכל דבר. “באיזו מידה תיאור זה מאפיין אותך?” מדגים את המימד הרגשי.

כך חושב משתנה משוקלל אשר מהימנותו על פי קרונבך בגל הראשון הייתה a=.68 ובגל השני a=.58. למרות המהימנות הנמוכה, נמצא קשר חזק בין הממד הקוגניטיבי לרגשי (r=.42 בגל הראשון ו-r=.52 בגל השני). בניתוח גורמים של ממדי הרווחה הנפשית נמצא, שהם אכן טוענים על גורם אחד ולכן הניתוחים בהמשך התייחסו למשתנה המשוקלל. בתקופת שיגרה, הממוצע שהתקבל M=3.74 (SD=.85) היה נמוך מהממוצע בתקופת האירוע M=4.02 (SD=.74) והבדל זה נמצא מובהק (t(576)=4.16, p<.001).

ההון הפסיכולוגי האישי מייצג ארבעה ממדים רגשיים-קוגניטיביים (Luthans et al., 2007): חוללות (למשל: “הודות לתושייה שלי אני יודע/ת כיצד להתמודד עם מצבים ביטחוניים בלתי צפויים“), תקווה (למשל: “גם כעת, על רקע המצב הביטחוני, ישנן דרכים רבות לעקוף כל בעיה שעומדת בפניי“), אופטימיות (למשל: “גם בתקופות של אי-ודאות ביטחונית, אני בדרך כלל מצפה לטוב ביותר”), ועמידות (“אני בדרך כלל לוקח/ת מצבים ביטחוניים מלחיצים בקלות או זורם/מת אתם“). כל מימד נמדד באמצעות ארבעה פריטים, וקטגוריות התשובה נעו בין (1) “כלל לא מתאר אותי” ל-(5) “מתאר אותי במידה רבה מאוד”. בגל השני, המשתתפים התבקשו להתייחס למצב הביטחוני הנוכחי. התייחסות זו היא תוספת לשאלון המקורי. למשל, באיזו מידה ההצהרות הבאות מתארות בצורה הטובה ביותר מה שאת/ה חושב/ת על עצמך ברגע זה על רקע המצב הביטחוני העכשווי“.בניתוח גורמים, שכלל שימוש בקריטריון מגביל לארבעה גורמים על פי התיאוריה, נמצא שהפריטים מתנהגים בהתאם לתיאוריה, למעט פריט אחד מממד העמידות. הוא נמצא קשור גם לממד האופטימיות ועל-כן הוסר משיקולי תוקף מבחין נמוך. נציין, שרק פריטים בעלי טעינות גבוהה מ-0.4 נכללו. בוצע ניתוח גורמים ונמצא שארבעת הממדים (גורמים) אכן טוענים על גורם אחד ולכן חושב משתנה משוקלל להון פסיכולוגי אישי, שכלל 15 פריטים על בסיס ארבעת הממדים ומהימנותו הייתה α=.82 בשני גלי הסקר. הממוצע בתקופת שיגרה M=3.56 (SD=.83) היה נמוך בהשוואה לממוצע בתקופת אירוע M=3.89 (SD=.73) בהבדל מובהק (t(576)=5.1, p<.001).

הון פסיכולוגי לאומי נבדק במחקר זה בדומה למשתנה הון פסיכולוגי אישי על בסיס ארבעת הממדים הרגשיים-קוגניטיביים: חוללות, תקווה, אופטימיות ועמידות. אולם, בשונה ממנו, התבקשו המשתתפים להעריך את המצב של המדינה ולא את מצבם האישי. דוגמה לפריט: “אני אופטימי ביחס לעתיד ישראל” (בעוד במשתנה הון פסיכולוגי אישי הופיע הפריט: “אני אופטימי ביחס לעתידי“). השאלון המקורי כלל 11 פריטים. בניתוח גורמים שכלל שימוש בקריטריון מגביל לארבעה גורמים על פי התיאוריה, נמצא שחלוקת הפריטים תואמת לתיאוריה למעט פריט מממד העמידות – “מדינת ישראל תסתדר בדרך זו או אחרת“. פריט זה נמצא בגל הראשון קשור יותר לממדי האופטימיות והחוללות ובשני הן לממד העמידות והן לאופטימיות. לפיכך, הוסר משיקולי תוקף מבחין נמוך. נציין שנכללו רק פריטים בעלי טעינות הגבוהה מ-0.4. לאחר מכן, בוצע ניתוח גורמים מגשש של ארבעת הממדים ונמצא שהם אכן טוענים על גורם אחד, לכi חושב משתנה משוקלל הון פסיכולוגי לאומי על בסיס ארבעת הממדים. מהימנותו על-פי קרונבך בתקופת שיגרה הייתה a=.76 ובתקופת האירוע a=.67. הממוצע בשיגרה M=3.77 (SD=.78) היה נמוך בהשוואה לממוצע בזמן אירועM=4.15  (SD=.60) בהבדל מובהק (t(576) =6.53, p<.001).

בנספח האלקטרוני רוכזו מדדי מרכז ופיזור ומהימנויות משתני המחקר, ומשתני הבקרה.

ניתוח התוכן

במחקר נדגמו כתבות חדשותיות וטורי-דעה בהקשר מדיני-ביטחוני מן העיתונות הכתובה המייצגת את המיינסטרים הישראלי. מהעיתונות המודפסת נבחרו ידיעות אחרונות, מעריב, הארץ, וישראל היום; ומהעיתונות המקוונת – אתר החדשות האינטרנטי ynet (לא כולל מכתבים למערכת, מבזקי ידיעות ב-ynet וכתבות מגזיניות), שאיסופם החל יומיים לפני עריכת מדגמי הסקר ובמועדים החופפים לעריכתם. בגל הראשון (תקופת שיגרה) במשך חמישה ימים, בין 19.8.12 ל-23.8.12, נאספו כל הכתבות וטורי הדעה שהתמקדו בסוגיה הביטחונית של האיום האיראני. בגל השני נדגמו כל הכתבות החדשותיות וטורי-הדעה שעסקו במבצע “עמוד ענן” במשך חמישה ימים, בין 15.11.12 ל-19.11.12, ובמשך יומיים נוספים, בין 27.11.12 ל-28.11.12. בסך הכל, הכיל הקורפוס  717 פריטים – 569 כתבות ו-148 טורי דעה. ניתוחי התוכן של הכתבות מהעיתונות המודפסת והמקוונת, שימשו ליצירת משתני המיסגור המעצים ומרפה הידיים וכן לחישוב משתני החשיפה למיסגור, שיתוארו בהמשך.

דף הקידוד כלל 22 פריטים ששימשו לזיהוי המרכיבים הטקסטואליים, אשר מייצגים מיסגור מרפה-ידיים ומיסגור מעצים. על המקודדים היה לזהות ארבעה ממדים לכל מסגרת. הניסוח שלהם נגזר מההגדרות התיאורטיות של לותאנס ועמיתיו לארבעת ממדי ההון הפסיכולוגי (2007,Luthans et al.). יחידת הניתוח היתה הכתבה. עבור כל היגד מ-22 ההיגדים בקודבוק, נרשמו מספר המופעים שלו (כלומר, מספר הפעמים שהטקסט הכיל אותו. למשל, מספר הפעמים שהטקסט הכיל את הטענה שאירוע חיובי התרחש במקרה). כל הכתבות קודדו בידי שני מקודדים, לאחר השגת מהימנות והסכמה בין שופטים של מקדם בגובה 0.7 ומעלה לפי קריפנדורף (Krippendorff, 2004). הנספח האלקטרוני מציג את מהימנות פריטי הקוד-בוק. עבור כל ממד בוצע ניתוח גורמים מגשש, שבחן אילו מתוך הפריטים אכן רלוונטיים לממד. הוסרו פריטים בעלי טעינות נמוכה על הגורם (מתחת ל-0.4), ועפ”י ניתוח זה נבנו משתנים המתארים את המימדים השליליים  (חוסר תקווה, חוסר-חוללות, פסימיות, וחוסר-חוסן) והחיוביים (תקווה, חוללות, אופטימיות וחוסן).

להלן שמונת הממדים (ארבעה חיוביים וארבעה שליליים) והאינדיקטורים שלהם:

  • א. ממד התקווה כולל שני פריטים: היגד למרכיב הטקסטואלי שעסק במוטיבציה והיגד למרכיב שעסק בדרכים לפתרון (טעינות כל אינדיקטור על הממד היא .73).
  • ב. ממד החוללות כולל 2 פריטים המייצגים את תפיסת הסיכויים להצליח. היגד אחד התמקד בסיכויים להגיע להישגים: “קיים ייחוס בטקסט לכך שיש סיכוי להצליח ולהגיע להישגים” ושני התמקד בסיכויים לבצע משימה בהצלחה (טעינות כל פריט על הממד היא .78).
  • ג. ממד אופטימיות בעל 3 פריטים: היגד המייצג את אופן הצגת האירוע השלילי כחולף וכזמני וכניתן לשינוי. היגד המצביע על גורם פנימי כמוביל לאירוע חיובי, והיגד המתמקד בהצגת האירוע החיובי כדבר שקורה בדרך כלל, דהיינו לא מקרי אלא יציב (טעינות האינדיקטור הראשון היא .71, האינדיקטור השני .75 והשלישי .69).
  • ד. ממד החוסן כלל פריט אחד והוא היגד המתייחס ליכולת שימוש במגוון משאבים לטובת התמודדות עם המצב או חזרה לתפקוד.

ארבעת הממדים השליליים:

  • א. ממד חוסרתקווה כלל ארבעה פריטים, אך לאחר ניתוח הגורמים הושארו שני פריטים: האחד היגד המייצג חוסר-מוטיבציה והשני היגד/אינדיקטור המייצג תפיסה שאין דרכים לפתרון המצב, ונוסח “האם מצוין בטקסט שהדרך שנבחרה יוצרת בעיה או לא פותרת את הבעיה?” (טעינות הפריט הראשון היא .84 והטעינות של הפריט השני .80 חלוקה התואמת את התיאוריה).
  • ב. ממד חוסר-חוללות כלל ארבעה פריטים, אולם לאחר ניתוח גורמים הוסר אחד. נשארו שלושה פריטים: היגד שנועד לזהות מרכיב טקסטואלי של ספקנות, היגד שביטא חוסר אונים לנוכח המצב, והיגד המייצג האשמה בשל אי-לקיחת אחריות או אי-תפקוד (טעינות הפריט הראשון היא .74, הפריט השני .62 והשלישי .65).
  • ג. ממד הפסימיות כולל חמישה פריטים: היגד שמציג אירוע חיובי כמתרחש במקרה, או כאירוע שיש בו אי-ודאות לגבי המשכיותו החיובית; היגד שני המצביע על שליטה של גורם חיצוני על המציאות החיובית; היגד שלישי שמצביע על גורם פנימי המוביל למצב השלילי; היגד הרביעי התייחס למרכיב הטקסטואלי של אופן הצגת האירוע השלילי כקבוע, יציב ולא ניתן לשינוי. לבסוף, היגד החמישי שעסק בהיקף ההשפעה של האירוע השלילי (טעינות הפריט הראשון היא .73 והשני .74 על גורם אחד, והטעינות של הפריטים השלישי .62 , הרביעי .73 והחמישי .75 על גורם שני, של הממד. חלוקה התואמת את התיאוריה).
  • ממד חוסר-חוסן בעל פריט אחד: ההיגד המתייחס לחוסר יכולת שימוש במיגוון משאבים לטובת התמודדות עם המצב או חזרה לתפקוד.

בהתבסס על ניתוח גורמים (טבלה מפורטת בנספח), חושבו עבור כל כלי החדשות בקורפוס שני משתנים: באמצעות ממוצע ארבעת הממדים השליליים, חושב מיסגור מרפה-ידיים עבור כל עיתון מיינסטרים ו-ynet, ובאופן דומה, באמצעות ממוצע ארבעת הממדים החיוביים, חושב עבור כל  עיתון מיינסטרים ו-ynet המשתנה מיסגור מעצים. כלומר, כל כלי תקשורת בקורפוס קיבל שני ציונים לתקופה, מיסגור מעצים ומיסגור מרפה ידיים. פירוט נמצא בטבלה 2.

ציון חשיפה למיסגור מרפה-ידיים ולמיסגור מעצים

בכדי ליצור את משתני החשיפה למיסגור מעצים ומרפה-ידיים, נשאלו המשתתפים לגבי המקורות מהם הם צורכים חדשות במדיה המודפסת והמקוונת. משתנה זה נבחן באמצעות חמש שאלות פתוחות על ההעדפות בתוך המדיום הנבחר. לדוגמה, “בימים אלו ממש, באילו עיתונים את/ה קורא/ת בכדי לעקוב אחר חדשות והתפתחויות בנוגע לחדשות?

בהמשך, לכל משתתף חושבו ציוני חשיפה למיסגור על פי דיאטת הצריכה שלו (אילו עיתונים קרא) בשני הגלים (שיגרה ואירוע משברי). משתנה החשיפה למיסגור המעצים ולמיסגור מרפה הידיים, חושב אך ורק למשתתפי הסקר אשר דיווחו שקראו את העיתונים הרלוונטיים ו/או ynet. הציונים נבנו על בסיס ניתוחי התוכן, אשר משקפים את המיסגור הממוצע (מרפה-הידיים או המעצים) של כל ארגון חדשות שבקורפוס.  כלומר, כל כלי תקשורת (כלומר, עיתוני המיינסטרים והאתר המקוון ynet) קיבל שני ציונים, האחד מיסגור מרפה ידיים והשני מיסגור מעצים. באמצעות ממוצע ארבעת הממדים השליליים, חושב מיסגור מרפה-ידיים עבור כל עיתון מיינסטרים ו-ynet. באופן דומה, באמצעות ממוצע ארבעת הממדים החיוביים, חושב עבור כל  עיתון מיינסטרים ו-ynet המשתנה מיסגור מעצים (נציין שלא חושב ציון סופי המשקלל את המיסגור המעצים ומרפה-הידיים מאחר ואין משמעות לציון סופי כאשר מדובר על מסגרות שקולות, שכל אחת מעוררת מנגנון סכמתי אחר).

בשלב השני, חושב משתנה החשיפה. לדוגמא, משתתפים שדיווחו על צריכת חדשות באתר ynet קיבלו את ציוני המיסגור של ארגון חדשות זה, בעוד שמשתתפים שדיווחו על צריכת חדשות באתר ynet והארץ קיבלו את ממוצע ציוני המיסגור של שני ארגוני חדשות אלו. משתתפים אשר דיווחו, כי צרכו יותר מעיתון אחד, קיבלו את הציונים הממוצעים של מיסגורי העיתונים אותם קרא. משתתפים שלא נחשפו לאף אחד מהעתונים המודפסים והמקוונים שבקורפוס, לא נלקחו בחשבון בחישובים הסטטיסטיים הקשורים בבחינת הקשר בין חשיפה למיסגור לבין משתני המחקר, הון פסיכולוגי אישי לאומי ורווחה נפשית.

ממוצע החשיפה למיסגור מרפה-ידיים באירוע M=.18 (SD=.06) היה נמוך מממוצע החשיפה למיסגור מרפה הידיים בשיגרה M=.66 (SD=.17), ואילו ממוצע החשיפה למיסגור המעצים היה גבוה יותר בעת האירוע M=.47 (SD=.09) מאשר בשיגרה M=.40 (SD=.06). פירוט נוסף בטבלה 3. פירוט של התפלגות השכיחויות נמצא בנספח.

משתני בקרה

כיוןן שהמחקר הנוכחי הוא מחקר מתאמי, נלקחו בחשבון מספר גורמים מתערבים אשר הוכנסו כמשתני בקרה במטרה לשלוט בהשפעתם (Chong & Druckman, 2007; Lecheler & de Vreese, 2010; Weimann, 2000). משתנים אלו כוללים את הידע הפוליטי של המשתתפים, האידיאולגיה הפוליטית שלהם, חוללות פוליטית, מעורבות פוליטית, תחושת שייכות (משאב שיכול להשפיע על תחושת הרווחה ועל ההון הפסיכולוגי), התנסות באירוע טראומטי אישי או לאומי בעבר (שנמצאה קשורה במחקרים קודמים למשתנים אלו), תפיסת אִיום אישי (התפיסה של הפרט את הסכנות העתידיות הניצבות בפניו, ומאופיינת בדרך כלל בהערכת יתר של גורמי הסיכון (Huddy et al., 2005), משתני תדירות צריכת מדיה (רדיו וטלויזיה) ומשתנים סוציו-דמוגרפיים (גיל, מין, מוצא, מצב משפחתי, השכלה, הכנסה ורמת דתיות). הפרטים המלאים לגבי משתנים אלו מצויים כולם בנספח האלקטרוני.

ממצאים

ניתוח התוכן

בטרם נדווח על הממצאים בהתייחס לבדיקת השערות המחקר, נעמוד בקצרה על השימוש במיסגור המעצים ומרפה-הידיים בקורפוס התוכן התקשורתי. טבלה 1 מציגה את ציוני המיסגור המעצים ומרפה הידיים על מרכיביהם השונים, בעת שיגרה ובתקופת המשבר. למרות השוני שנמצא בשימוש במיסגור המעצים בעת האירוע המשברי בהשוואה לזמן שיגרה [בשיגרה M=.42  (SD=.40) ובאירוע M=.50 (SD=.53)], ההבדל בין הגלים לא נמצא מובהק ( t(715)= 1.67, p< .10)]. ממוצע ממד התקווה היה נמוך יותר בעת האירוע המשברי M=.52 (SD=.75) לעומת בעת שיגרה M=.76 (SD=.75), וההבדל ברמתו הממוצעת בין הגלים היה מובהק (t(715)=2.99, p<.01). ההיפך היה נכון לגבי ממדי האופטימיות והחוסן: ממוצע ממד האופטימיות היה גבוה בעת האירוע M=.41 (SD=.62) בהשוואה לשיגרה M=.28 (SD=.47), וההבדל בין הגלים  היה מובהק (t(715)=2.63, p<.01) וכך גם לגבי ממד החוסן [באירוע M=.74 (SD=1.22) לעומת בשיגרה M=.41 (SD=.74) (t(715)=3.78, p<.001)]. ההבדל בממוצע ממד החוללות בין תקופת השיגרה לאירוע המשברי לא היה מובהק מבחינה סטטיסטית [בשיגרהM=.32  (SD=.64) ובאירוע – M=.25 (SD=.44)].

טבלה 2 מציגה גם את ממוצעי המיסגור מרפה-הידיים על המימדים המרכיבים אותו. ממוצע המיסגור מרפה-הידיים בתקופת האירוע M=.21 (SD=.41) היה נמוך באופן ניכר מן הממוצע בשיגרה M=.69 (SD=.65) והבדל זה בין הגלים נמצא מובהק [F(1,707)=91.89, p<.001]. כל מימדי המיסגור מרפה-הידיים התנהגו באופן דומה. כך, בתקופת שיגרה הסיקור התקשורתי השתמש בפרשנויות שהדגישו יותר חוסר-תקווה [בזמן האירוע M=.18 (SD=.60) בהשוואה לזמן שיגרה M=.73 (SD=.89)], חוסר חוללות [בזמן האירוע M=.21 (SD=.47) לעומת בשיגרה M=.61 (SD=.70)], פסימיות [בתקופת האירוע M=.27 (SD=.43) בהשוואה לשיגרה M=.68 (SD=.59)] וחוסר חוסן [בזמן האירועM=.20  (SD=.73) לעומת בשיגרה M=.72  (SD=1.23)], בהשוואה לתקופת המשבר הביטחוני. בכל המקרים היה ההבדל בין הגלים מובהק (p<.001).

לסיכום, נצפה דפוס של ירידה מובהקת בשכיחות הממוצעת של שימוש התקשורת במיסגור מרפה-ידיים בתקופת האירוע בהשוואה לשיגרה. כלומר, נוכחות נמוכה יותר של מרכיבים טקסטואליים שליליים בעיתונות הכתובה בזמן מבצע “עמוד ענן”. אולם, לא נמצאה שונות בין הגלים עבור המיסגור המעצים.  ניתן לומר, שבתקופת האירוע הייתה אווירה תקשורתית פחות שלילית מאשר בתקופת השיגרה.

ההבדלים בין ארגוני החדשות שבקורפוס ברמות המיסגור המעצים ומרפה-הידיים, בשני גלי המחקר (שיגרה מול אירוע משברי), מוצגים בטבלה 4. הבדלים מובהקים מצויינים באמצעות אותיות עיליות שונות. כפי שמראה הטבלה, לא היו הבדלים בין אמצעי התקשורת השונים ברמות המיסגור המעצים בשיגרה ובעת משבר. מנגד, בעתון הארץ נמדדו בעת משבר רמות גבוהות יותר של מיסגור מרפה-ידיים, בהשוואה לשאר כלי התקשורת שבמדגם [M=.40 (SD=.47)], ודפוס דומה נמדד גם בעת שיגרה (אם כי ההבדל בשיגרה בין הארץ לידיעות אחרונות לא היה מובהק).

בדיקת ההשערות

לבדיקת ההשערות הרצנו מודלים של רגרסיה לינארית, בהם המשתנים התלויים היו הון פסיכולוגי אישי, הון פסיכולוגי לאומי ותחושת רווחה נפשית. המשתנים הבלתי תלויים היו כלל משתני הבקרה התקשורתיים הדמוגרפים והפוליטיים ואלה הקשורים בחשיפה לחוויות ואירועים ביטחוניים. המשתנים הבלתי תלויים המרכזיים היו: החשיפה למיסגורים התקשורתיים (המעצים ומרפה-הידיים). המקדמים המרכזיים מדווחים בטבלה 5, בעוד דיווח לגבי משתני הבקרה נמצא בנספח האלקטרוני.

בדיקת המקדמים במודלים הראתה אמנם שסימני המקדמים עבור המיסגור מרפה-הידיים היו בכיוון המנובא, הן בתקופת האירוע המשברי והן בתקופת שיגרה, אולם רק החשיפה למיסגור מרפה-הידיים בתקופת האירוע המשברי הייתה קשורה באופן משמעותי ומובהק למשתני ההון הפסיכולוגי האישי וההון הפסיכולוגי הלאומי, אולם, בניגוד למשוער בהשערה השנייה, לא נמצאה קשורה באופן מובהק למשתנה רווחה נפשית (נמצא קשר גבולי מבחינה סטטיסטית). החשיפה למיסגור מרפה-הידיים בעת אירוע משברי הייתה קשורה באופן מובהק  לירידה בהון הפסיכולוגי האישי (B=-3.92, p<.05, SE=1.53), ובאופן דומה לירידה בהון הפסיכולוגי הלאומי (B=-4.60, p<.001, SE=1.18). מגמה דומה נמצאה בבדיקת הקשר  בין החשיפה למיסגור מרפה-הידיים לבין רווחה נפשית (B=-2.26, p<.10, SE=1.31), אך כאמור, כאן הירידה אינה מובהקת (אלא גבולית מבחינה סטטיסטית). התרומה לשונות המוסברת הייתה נמוכה, עבור ההון הפסיכולוגי האישי היא הסתכמה בכ-5%, עבור ההון הפסיכולוגי הלאומי בכ-10% ועבור תחושת הרווחה כ-1% בלבד. לעומת זאת, בתקופת שיגרה לא נמצאה תרומה משמעותית סטטיסטית לחשיפה למיסגור מרפה-ידיים. יתר על-כן, לא נמצאה תרומה מובהקת לחשיפה למיסגור המעצים בעל הערכיות החיובית בשתי התקופות, הן בשיגרה והן באירוע משברי. ההשערה השלישית, שניבאה כי בתקופת שיגרה, השפעת המיסגור התקשורתי על הרווחה הנפשית וההון הפסיכולוגי, תהיה נמוכה יותר בהשוואה לתקופת משבר, זכתה לתמיכה לגבי המיסגור מרפה הידיים, אך לא לגבי המעצים. המקדמים בתקופת משבר היו חזקים במובהק עבור מיסגור זה  עבור משתני ההון הפסיכולוגי (עבור הון פסיכולוגי אישי t(575)=3.58, p < .001, עבור הון פסיכולוגי לאומי,  t(575)=2.52, p = .01), אך לא עבור רווחה נפשית (t(575)=1.30, p = .17).

לפיכך, ההשערה הראשונה זכתה לתמיכה באופן חלקי. כלומר, החשיפה אכן קשורה להון הפסיכולוגי האישי וההון הפסיכולוגי הלאומי של הפרט, אך רק בחשיפה למיסגור מרפה-ידיים. ההשערה השנייה, לגבי השפעת החשיפה למיסגור על תחושת הרווחה הנפשית, לא זכתה לתמיכה באופן מובהק. ההשערה השלישית, באשר לאפקטים חזקים יותר בזמן משבר, זכתה לתמיכה באשר למיסגור מרפה הידיים.

נמצא, שההבדלים בין שתי רמות ההתייחסות, האישית והלאומית, של ההון הפסיכולוגי, מובהקים הן בשיגרה (t(299)=6.44, p<.001) והן באירוע משברי (t(277)=7.63, p<.001). ממוצע שני המשתנים באירוע, גבוה בהשוואה לשיגרה. בשתי התקופות, ממוצע ההון הפסיכולוגי הלאומי גבוה מממוצע ההון הפסיכולוגי האישי. כלומר, הערכתו של הפרט את מצבו ואת יכולתו להתמודד עם המצב נמוכה יותר בהשוואה להערכתו את מצבה ויכולתה של המדינה להתמודד עם המצב (התייחסות לממצא זה בדיון). כמו-כן, הפער בין הממוצעים נמצא גדול יותר בעת האירוע המשברי. עבור שני המשתנים, החשיפה למיסגור מרפה-ידיים באירוע התבטאה בירידה בערכיהם, כשירידה ניכרת יותר חלה בהון הפסיכולוגי הלאומי בהשוואה להון הפסיכולוגי האישי.

דיון

הממצא המרכזי של מחקר זה הוא שחשיפה למיסגור תקשורתי מעצים מול מרפה-ידיים הייתה קשורה למשתנים פסיכו-חברתיים, כמו תחושת רווחה נפשית והון פסיכולוגי אישי ולאומי, בשליטה על שלל משתנים פוליטיים ודמוגרפיים.

הממצאים מראים, שהשילוב של מיסגור מרפה-ידיים ושל אירוע משברי היה קשור באופן הבולט ביותר למשתני המחקר. ממצאי המחקר מצביעים, כי בתקופת המשבר החשיפה למיסגור מרפה הידיים הייתה קשורה שלילית למשתנים התלויים (מול חוסר קשר עבור החשיפה למיסגור המעצים) ואילו בתקופת השיגרה לא נמצא קשר בין החשיפה לשני סוגי המיסגור לבין המשתנים התלויים במחקר. בהתאם למדווח בספרות, הפרט מושפע יותר מהכיסוי החדשותי בתקופת אירוע משברי לעומת בשיגרה, והשפעה זו נגזרת מאופי התוכן התקשורתי (Perse, 2001, p.79). הסבר אפשרי להשפעת המיסגור התקשורתי באירוע משברי מבוסס על הקדשת תשומת לב רבה יותר של הפרט למסרים של התקשורת בשל חשיבות האירוע עבורו (Perse, 2001). בנוסף, עקרון הטיית השליליות (Feinberg, 2001), הגורס כי למידע בעל ערכיות שלילית יש השפעה שיטתית חזקה יותר על השיפוט של הפרט, בהשוואה למידע בעל ערכיות חיובית (Kahneman & Tverskey, 1984), עשוי להסביר מדוע למיסגור מרפה הידיים היו השפעות חזקות יותר בהשוואה למיסגור המעצים, בוודאי בעת אירוע משברי.

אם כן, יש להסביר מדוע בעת שיגרה לא נמצאו קשרים בין דיאטת החשיפה למיסגור לבין ההון הפסיכולוגי האישי, הלאומי ולתחושת הרווחה הנפשית. ייתכן, שבתקופת שיגרה פעל מנגנון ההסתגלות לנסיבות (Kahneman & Krueger, 2006). בתקופת השיגרה, התמקד הסיקור התקשורתי בסוגיית האיום האירני כאירוע תקשורתי מתמשך. הסוגיה עלתה על בימת התקשורת מדי כמה ימים בעצימות גבוהה, ואחר כך שכך הדיון בה וחוזר חלילה. סביר להניח, על פי עקרון ההסתגלות, שחלק מהציבור פיתח חסינות לריטואלים אלה  שהציגו איום ספקולטיבי ולא קונקרטי (מול האפשרות הפחות ספקולטיבית להיפגע ישירות או בעקיפין כתוצאה מהלחימה בעזה). כמו כן, בהשוואה לסיקור האיום האיראני, הסיקור במבצע “עמוד ענן” היה של אירוע משברי מתפתח ודינמי, ונסיבות אלה לא אִפשרו לציבור להסתגל אליו או להתחסן מולו. באופן כללי, צרכני התקשורת אינם פסיביים באינטראקציה עם המיסגור התקשורתי (Cappella & Jamieson, 1997). ציבור מודע יהיה סלקטיבי במה שהוא צורך מהתקשורת, הוא יבחר את מקורות המידע ורמת הביקורתיות שלו לגבי הפרשנות המוצגת תהיה גבוהה (Weimann, 2000, עמ’ 366–374). מכאן ניתן להניח, שלחלק מצרכני התקשורת, כפועל יוצא מהבדלים אישיותיים, לנוכח התנאים בעת שיגרה, יש את היכולת להתמודד עם סיקור שלילי או להסתגל אליו מבלי שיושפעו.

המחקר בחן את השפעת המיסגור על ההון הפסיכולוגי של הפרט בשתי רמות התייחסות: אישית ולאומית. ממצא מעניין הוא שבשתי התקופות היה ממוצע ההון הפסיכולוגי הלאומי גבוה מממוצע ההון הפסיכולוגי האישי. המשתתפים העריכו באופן חיובי יותר את יכולתה של המדינה להתמודד עם המצב, מאשר ציפיותיהם לגבי מסוגלותם האישית. דפוס דומה נמצא בממצאי סקר שביצע אריאן (Arian, 1995: pp.33-37) בסמוך למלחמת ששת הימים. גם אז, אנשים העריכו את מצבם כפחות טוב בהשוואה למצב המדינה. ייתכן,  כי ממצא זה מעיד על מנגנון פיצוי בדומה להסבר של אריאן (שם). כלומר, הפרט חש במצב ‘לא ממש טוב’, אבל מבחינתו לפחות המדינה במצב טוב, וזה גורם לו להרגיש טוב. נציין, ששני גלי הסקר בוצעו בתקופה של אי ודאות ביטחונית, כאשר האיום האיראני היה ברקע של הסקר בתקופת שיגרה ומבצע צבאי ברקע של הסקר שבוצע בעת האירוע.

נמצא גם, שהפער בין הממוצעים גדל באירוע משברי לעומת בעת שיגרה. כלומר, בעקבות חשיפה למיסגור מרפה-ידיים באירוע משברי, חלה ירידה בערכים של שני המשתנים, אך ירידה ניכרת יותר חלה בהון הפסיכולוגי הלאומי. ייתכן, שהשילוב של סיקור תקשורתי שלילי בעת אירוע שעסק במבצע “עמוד ענן” ברמה לאומית, עם אירוע משברי, שבו יש לפרט רק מעט ניסיון אישי ישיר, יצר שוני בהתייחסותו של הפרט לרמה הלאומית בהשוואה לרמה האישית. כלומר, הפרט היה מוטרד מיכולתה של המדינה להתמודד עם המצב יותר מאשר דאג ליכולת של עצמו. ייתכן וממצא זה מצביע על כך, שהפרט נסמך על כלי התקשורת בבואו להעריך את מצבה של המדינה. לעומת זאת, בבואו להעריך את מצבו – יש לו גם עוגנים אובייקטיבים במציאות בנוסף לתקשורת ועל-כן, השפעת המיסגור התקשורתי תהיה פחותה. נראה, כי בעת האירוע לציבור הייתה פחות תקווה לגבי יכולת המדינה (והצבא) להתמודד עם המצב.

בהמשך לכך, ממצא מעניין נוסף, ואולי אף מפתיע, הראה שממוצעי המשתנים הון פסיכולוגי אישי, הון פסיכולוגי לאומי ורווחה נפשית, היו גבוהים יותר באירוע משברי בהשוואה לתקופת שיגרה. היינו מצפים, שקיומו של המשבר הביטחוני – יגרום דווקא לירידה בממוצעיהם בהשוואה לשיגרה. ייתכן והממצאים משקפים את תחושות ה”התלכדות סביב הדגל” וההתגייסות הרגשית של הציבור בעת אירוע. ממצא זה הינו בהלימה עם ה”אווירה התקשורתית” שעלתה מממצאי המחקר, כלומר שכיחות נמוכה יותר של המרכיבים הטקסטואליים השליליים בתקופת האירוע בהשוואה לתקופת השיגרה. תקופת האירוע התאפיינה באווירה תקשורתית שלילית פחות, או בתחושה חיובית יותר (כנראה בשל ה’התלכדות מאחורי הדגל’). אם כך, הסבר אחר לממצאים אלו הוא, שהם משקפים את ההשפעה שיש ל”אווירה התקשורתית” על המורל הציבורי.

ממצאים מתחום הפסיכולוגיה החיובית עשויים לתמוך בהסבר זה. פרדריקסון (למשל, Fredrickson & Losada, 2005) מצאה במחקריה, שאנשים מדווחים על תחושת שגשוג (הנאה ממצבים מורכבים, דינמיים והישרדותיים; התמודדות טובה עם מצבים קשים; בניית משאבים פסיכולוגיים ומנטליים ועוד) רק כאשר הם מתנסים ברגשות חיוביים ביחס שעולה על 1:3 בהשוואה לרגשות שליליים. במחקר הנוכחי, המשתתפים נחשפו בעת אירוע משברי ל-2.6 מסגרות מעצימות על כל חשיפה אחת למיסגור מרפה-ידיים, כלומר ביחס של 1:2.61, ואילו בשיגרה היה היחס של 1:0.60. כלומר, על כל חשיפה אחת למיסגור מרפה-ידיים נחשפו ל-.600 חשיפות למיסגור המעצים. על-פי פרדריקסון, ההתנסות ברגשות חיוביים בשני הגלים הייתה נמוכה מהנדרש בכדי לחוש שגשוג, אולם, היחס בתקופת האירוע היה קרוב יותר ליחס שמייצר תחושות שגשוג.

ממצאים נוספים הראויים לתשומת לב, קשורים לשכיחות המיסגורים השונים בשיגרה ובעת חירום, כפי שעלו מניתוח התוכן. ממוצע שכיחותו של המיסגור מרפה-הידיים נמצא נמוך יותר בתקופת אירוע משברי בהשוואה לשיגרה. ההסבר לכך הוא שלערכיות שלילית בפרקטיקה העיתונאית יש ערך חדשותי גבוה, ומכאן הנטייה בדרך כלל לכלול מרכיבים טקסטואליים שליליים שחלקם נכללים במיסגור מרפה-הידיים. בעתות משבר, בשל נטיית התקשורת להתלכד סביב הדגל ולבנות סולידריות (Perse, 2001, p. 73), פוחת השימוש במרכיבים שליליים. ניתן היה לצפות לעלייה בשימוש במרכיבים טקסטואליים חיוביים בעת משבר, אולם לא נמצא הבדל מובהק בשכיחות השימוש במרכיבים החיוביים בין שיגרה לאירוע משברי. מעניין לציין, שלמרות האווירה התקשורתית “החיובית” יותר בעת האירוע המשברי, עצם החשיפה למיסגור השלילי (אם כי בשכיחות נמוכה יותר) גרמה לירידה בתחושתו החיובית של הפרט (כלומר, בהון הפסיכולוגי האישי, הלאומי וברווחה הנפשית). אבחנה נוספת ראויה לציון היא שהפרקטיקה בעיתון הארץ, בהשוואה לעיתוני המיינסטרים האחרים ואתר החדשות ynet, התאפיינה בשימוש מרובה במרכיבים טקסטואליים שליליים של מיסגור מרפה-ידיים בשתי התקופות. לדוגמה, באירוע משברי ממוצע המיסגור מרפה-הידיים בעיתון הארץ היה M=.40 ואילו בשאר העיתונים נעו הממוצעים בין 15. לבין 24. הסבר לכך עשוי להיות הקו הפוליטי של הארץ כעיתון ליברלי (ליביו, 2005), ובשל כך גם ביקורתי יותר כלפי מדיניות הממשלה.

תרומה נוספת של המחקר היא מתודולוגית. בעוד מרבית המחקרים על השפעות של מסגרות שקולות נערכו בתנאי מעבדה (Druckman, 2004), מחקר זה בוצע בתנאים של העולם האמיתי במערך קורלטיבי, ששילב נתוני סקר עם נתוני תוכן, ולכן נהנה מתוקף חיצוני גבוה. מאפיינים אלו מסייעים להוספת תוקף חיצוני לממצאי ניסויי המעבדה ולהגדלת יכולתנו להכליל לגבי השפעות מיסגור גם במצבי משבר.

כמו לכל מחקר, גם למחקר הנוכחי מספר חולשות. ראשית, ניתוח התוכן התמקד בכתבות מן העיתונות הכתובה, המודפסת והמקוונת (ynet), וזאת משיקולים פרקטיים, ובשים לב ששיעורי החשיפה לחדשות בעתונים ובאינטרנט גבוהים לפחות כמו שיעורי החשיפה בטלויזיה (מן ולב-און, 2017, השוו נתונים בעמוד 34, לאלו בעמודים 31, ו-32). החלטה זאת התבססה על ההנחה שהמיסגור התקשורתי בערוצי התקשורת השונים המייצגים את המיינסטרים (מקורות מדיה לאומיים, בעלי שיעורי הפצה גדולים) יהיה דומה למדיי, עקב ערכים מקצועיים משותפים, אילוצי עריכה דומים, מקורות מידע זהים ומבנה השוק (כפי שמעידים למשל, ממצאי מחקרם של Smetko & Valkenburg (2000) המצביעים על כך שאין הבדל מהותי במיסגור בין העיתונים לערוצי הטלוויזיה, מאותו הסוג) ובהתבסס על הנטייה של מחקרי מיסגור באופן כללי להתמקד בעתונות כתובה (Chong & Druckman, 2007). עם זאת, איינגר (Iyengar, 1991) מצביע על הטלוויזיה כמדיום הולם יותר לביצוע מחקרי השפעה של מיסגור אפיזודי ותמטי. הוא מציין שאופי חדשות הטלוויזיה, המבנה, הנורמות והאתיקה העיתונאית המלוות את הפקתן, מובילים לשימוש רב יותר במיסגור אפיזודי בהשוואה למיסגור תמטי בחדשות הטלוויזיה. גם ההשפעה של חדשות הטלויזיה על ‘הטיית הנגישות’ של הפרט למידע, גבוהה יותר מזו של העיתונות הכתובה. ייתכן והבדלים אלו, עליהם מצביע איינגר, בהקשר למיסגור תמטי ואפיזודי קיימים גם עבור המיסגור המוצע במחקר זה. ניתן יהיה לבחון זאת באמצעות מחקר המשך שיבחן הן את שכיחות המיסגור מרפה הידיים והמיסגור המעצים בחדשות הטלוויזיה בהשוואה לעיתונות המודפסת וכן את מידת ההשפעה של החשיפה למיסגור על הקוראים מול הצופים.

מגבלה נוספת של המחקר היא שכל אחד ממשתתפיו נחשף למגוון של אמצעי תקשורת, אך מטעמים של משאבים מוגבלים, במחקר זה חושב עבור כל משתתף ציון חשיפה רק על-פי דיאטת צריכת חדשות בעיתונות הכתובה (עיתוני המיינסטרים ואתר ynet). מגבלה נוספת של המחקר קשורה לשיעור ההיענות הנמוך לסקר בשתי התקופות (כ-5% עפ”י AAPOR). ייתכן שהיענות זו מצביעה על הטיית חוסר השבה (מנע, ניר ורומנוב, 2012), שאופיינית מאוד לסקרים טלפוניים בשנים האחרונות. ראוי לציין, שלמרות אחוזי ההיענות הנמוכים באופן יחסי, בבדיקה אל מול נתוני הלמ”ס נמצא שהמדגם מייצג באופן הולם את האוכלוסייה.

מחקרי המשך יוכלו לשפר את מדידת החשיפה למיסגורים המוצעים למחקר, למשל ע”י הוספת אינדיקטור לבדיקת מידת העניין ותשומת הלב של קהלים בתוכן החדשותי, וכן למדידת העוצמה האַפקטיבית (הרגשית) של המיסגור. שני אלו ידועים כממלאים תפקיד משמעותי בתהליכי מיסגור (למשל עפ”י Druckman, 2004).

מטעמי פשטות, התמקד המחקר בהשפעות שנבחנו על משתני המיסגור המשוקללים ולא על ממדיהם. יש כאן קרקע פורייה למחקר המשך, שאחד מכיווניו האפשריים הוא בחינה מעמיקה יותר של השפעת ממדי המיסגור מרפה-הידיים והמיסגור המעצים על המשתנים התלויים. למשל, ניתן היה לבחון באיזו מידה שכיחים בסיקור החדשותי ממדים מסויימים של המיסגור, כתקווה במיסגור המעצים, או פסימיות במיסגור מרפה-הידיים. כמו כן, ניתן לבחון את דפוס השימוש בממדי המיסגור השונים כתלות בתקופה או בעיתון ומי מהם משפיע יותר על צרכני התקשורת.

על פי לווין ועמיתיו (Levin et al., 1998), חשיפה למסגרות שקולות מעוררת בזיכרון אסוציאציות עם ערכיות חיובית או שלילית. ייתכן, שתהליך ההשפעה של דיאטת החשיפה למיסגור מרפה-הידיים ולמיסגור המעצים, כמוהו כהתנסות ברגשות חיוביים או שליליים. אם כך, בהמשך לממצאים של פרדריקסון (למשל: Fredrickson & Losada, 2005), ניתן להציע מחקר המשך שיבחן באיזה יחס של חשיפה יכולה להיות השפעה מחסנת למיסגור החיובי (מעצים) על המיסגור השלילי (מרפה הידיים).

יכולת ההתמודדות של הציבור באירועים משבריים היא סוגיה בעלת חשיבות רבה לקובעי המדיניות ומקבלי ההחלטות והיא שימשה כר נרחב למחקרים בעשור האחרון (להד, 2010; פרי, 2017). ממצאי המחקר מחזקים את הידע המצטבר בנוגע לתפקידה של התקשורת בנוגע לחוסן ולפגיעות הציבור בעתות משבר (למשל, Perse, 2001). ממצאיו מצביעים על כך, ששימוש במיסגור מרפה-הידיים באירוע תורם לפגיעות הציבור (מפחית את ההון הפסיכולוגי האישי והלאומי ומגמה דומה נצפתה גם לגבי הרווחה הנפשית) למרות שכיחותו הנמוכה. בעתות של משבר, אנשי ונשות ציבור ותקשורת ניצבים בפני דילמה מקצועית אם לפעול מתוך אחריות חברתית המכתיבה דאגה ליציבות וללכידות החברתית, או לשמש ככלבי שמירה על זכות הציבור להיחשף גם למרכיבים שליליים של המציאות. המחקר עשוי לסייע לעיתונאים ולאנשי הציבור לבחור את המרכיבים הטקסטואליים שהם עושים בהם שימוש מתוך מודעות ומתוך אחריות להשפעתם של מרכיבים אלה.

הערות

* ד”ר רונית טל בלום (ronitbloom@gmail.com), פרופ’ יריב צפתי (ytsfati@com.haifa.ac.il) ופרופ’ גבי וימן (weimann@com.haifa.ac.il), החוג לתקשורת, אוניברסיטת חיפה

רשימת המקורות

ויצטום, ד’ (2006), מהדורה מיוחדת: שידורי טלוויזיה באותות מצוקה. ירושלים: כתר.

להד, מ’ (2010), חוסן לאומי. אוחזר ב-10 נובמבר, 2010 מתוך: http://www.herzliyaconference.org/_uploads/2946mulilahad.ppt

ליביו, א’ (2005), “הארץ’ מתיישר לשמאל”, העין השביעית, 1.7.2005. אוחזר מתוך:
https://www.the7eye.org.il/28306

מן, ר., ולב-און, א. (2017). התקשורת בישראל 2016: סדר יום, שימושים, ומגמות. אריאל: אוניברסיטת אריאל בשומרון. זמין להורדה בכתובת: https://store.ariel.ac.il/downloadable/download/sample/sample_id/6/

מוסקוביצ’י, ש’ (1984), התופעה של ייצוגים חברתיים. בתוך: א’ אור וס’ בן אשר (עורכות), המוכר והזר (עמ’ 19–68). שדה בוקר: אוניברסיטת בן-גוריון בנגב.

סליגמן, א’ פ’ (2002), אושר אמיתי. בן שמן: מודן.

פרי, י. (2017), מלחמות מונחות תקשורת: פרדוקס העוצמה והדילמה האסטרטגית של צה”ל. ת”א: המכון למחקרי בטחון לאומי.

שמיר, י’ ושמיר, מ’ (2000), דעת קהל כישות רב-ממדית: המקרה של האינתיפאדה. בתוך: ח’ הרצוג (עורכת), חברה במראה (עמ’ 211–233). תל-אביב: רמות-אוניברסיטת תל-אביב.

Arian, A. (1995). Security threatened: Surveying Israeli opinion on peace and war. In: J. H. Kuklinski & R.S. Wyer (Eds.). Cambridge: Cambridge University Press.

Bandura, A. (1986). Social foundation of thought and action: A social cognitive theory. Englewood Cliff, NJ: Prentice Hall.

Bandura, A., & Cervone, D. (1983). Self-evaluative and self-efficacy mechanisms governing the motivational effects of goal systems. Journal of Personality and Social Psychology, 45, 1017-1028.

Cappella, J. N., & Jamieson, K. H. (1997). Framing the news,spiral of cynicism: The press and the public good. Oxford University Press.

Cho, S. H., & Gower, k. (2006). Framing effect on the public’s response to crisis: Human interest, frame and crisis type influencing responsibility and blame. Public Relations Review, 32, 420–422.

Chong, D., & Druckman, J. N. (2007). A Theory of framing and opinion formation in competitive elite environment. Journal of Communication, 57, 99-118.

deVreese, C. H., Peter, J., & Semetko, H. A. (2001). Framing politics at the launch of the Euro: A cross-national comparative study of frame news. Political communication, 18, 107-122.

Diener, E., Oishi, S., & Lucas, R. E. (2003). Personality, culture, and subjective well-being: Emotional and cognitive evaluation of life. Annual Review Psychological, 403-425.

Diener, E., Suh, E. M., Lucas, R. E., & Smith, H. L. (1999). Subjective well being: Three decades of progress. Psychological Bulletin, 125(2), 276-302.

Elran, M. (2010). The Israeli home front: From civil defense to societal resilience. Institute for National Security Studies, Tel – Aviv University.Retrieved 10/4/2015 fromhttp://www.gwumc.edu.hspi/events/Elran.csf

Entman, R. M. (1993). Framing: Toward clarification of a fractured paradigm. Journal of Communication, 43(4), 51-58.

Feinberg, T. E. (2001). Altered egos: How the brain creates the self. New-York: Oxford University Press.

Fredrickson, B. L., & Losada, M. F. (2005). Positive Affect and the Complex Dynamics of Human Flourishing. American Psychologist, 60 (7), 678-686.

Gadarian, K. S., (2010). The Politics of threats: How terrorism news shapes foreign policy attitudes. The Journal of Politics, 72, 469-483.

Gal, R. (2014). Social Resilience in Times of Protracted Crises. An Israeli Case Study. Armed Forces & Society40(3), 452-475.

Haidt, J. (2006). The happiness hypothesis : Finding modern truth in ancient wisdom. New York: Basic Books.

Higgins, E. T. (1998). Promotion and Prevention: Regulatory Focus as a Motivational Principle Advances. Experimental Social Psychology, 30, 1-46

Hobfoll, S.T. (2001). The Influence of Culture Community and The Nested-Self in The Stress Process: Advancing Conservation of Resources Theory. Applied Psychology, an International Review, 50(3), 337-421.

Huddy, L., Feldman, S., Taber, C., & Lahav, G. (2005). Threat, anxiety, and support of antiterrorism policies. American Journal Political Science, 49(3), 593-608.

Iyengar, S. (1991). Is Anyone Responsible?: How television frames political issues. University of Chicago Press.

Kahneman, D., & Krueger, B. (2006). Development in the measurement of subjective well-being. Journal of Economic Perspective, 20(1), 3-24.

Kahneman, D., & Tversky, A. (1984). Choices, values and frames. American Psychologist, 39, 341-350.

Kahneman, D., & Tversky, A. (1979). Prospect theory: An analysis of decision under risk.Econometrical: Journal of the Econometric Society, 263-291.

Kimhi, S. (2014). Levels of resilience: Associations among individual, community, and national resilience. Journal of health psychology, 1359105314524009. Retrieved from: hpq.sagepub.com at university of Haifa on july 25, 2015

Kimhi, S., & Eshel, Y. (2009). Individual and public resilience and coping with long term outcomes of war. Journal of Applied Behavioral Research, 14(2), 70-89.

Krippendorff, K. (2004). Reliability in content analysis. Human Communication Research, 30(3), 411-433.

Lecheler, S., & de Vreese, C.H. (2010). What a different a day made? The effect of repetitive and competitive news framing over time. Paper presented at the Annual meetings of the International Communication Association, Singapore.

Luthans, F., Youssef, C.M., & Avolio, B.J. (2007). Psychology capitaldeveloping the human competitive edge. Oxford University Press.

Lyubomirsky, S., & Lepper, H. S. (1999). A measure of subjective happiness: Preliminary reliability and construct validation. Social Indicators Research, 46, 137-155.

Mutz, D. (1998). Impersonal Influence. Cambridge University Press.

Pavot, W., & Diener, E. (1993). Review of the satisfaction with life scale. Psychological Assessment, 5(2), 164-172.

Perse, E. M. (2001). Media effects and society. Routledge.

Price, V., & Tewksbury, D. (1997). News values and public opinion: A theoretical account of media priming and framing. In: G.A., Barnett & F.J., Boster (Ed.). Progressing Communication Sciences: Advances in Persuasion, 13, 173-212.

Scheufele, D.A. (1999). Framing as theory of media effects. International Communication Association, 103-122.

Scheufele, D.A., & Moy, P. (2000). Twenty-five years of the spiral of silence: A conceptual review and empirical outlook. International Journal of Public Opinion Research, 12(1), 3-28.

Sheafer, T., (2007). How to evaluate it: The role of story-evaluation tone in agenda setting and priming. Journal of Communication, 57, 21- 37.

Shoshani, A., & Slone, M. (2008). The drama of media coverage of terrorism: Emotional and attitudinal impact on the audience. Studies in Conflict & Terrorism, 31(7), 627-640.

Semetko, H. A., & Valkenburg, P. M. (2000). Framing European politics: A content analysis of press and television news. Journal of communication,50(2), 93-109.

Slone, M. (2000). Responses to media coverage of terrorism. Journal of Conflict Resolution, 44(4), 508-522.

Sniderman, P. M., & Theriault, S. M. (2004). The structure of political argument and the logic of issue framing. Studies in public opinion: Attitudes, nonattitudes, measurement error, and change, 133-65.

Snyder, C.R., Sympson, S.C., Ybasco, F.C., Borders, T.F., Babyak, M.A. & Higgins, R.L.,(1996). Development and validation of the state hope scale. Journal of personality and social psychology, 70(2), 321-335.

Tierney, K., Bevc, C., & Kuligowski, E. (2006). Metaphors matter: Disaster myths, media frames, and their consequences in hurricane Katrina. The ANNALS of the American Academy of Political and Social Science, 604, 57-81.

Tversky, A., & Kahneman, D. (1974). Judgment under uncertainty: Heuristics and biases. Science, 185 (4157), 1124-1131.

Wang, W., Rothschild, D., Goel, S., & Gelman, A. (2014). Forecasting elections with non-representative polls. International Journal of Forecasting, 31 (3), 980-991.

Weimann, G. (2000). Communicating Unreality: Modern media and the reconstruction of reality. Sage Publication.

Weiner, B. (1995). Judgment of responsibility: A foundation for theory of social conduct, (pp. 4-22). NY: Guilford Press.

Wolfsfeld, G. (1997). Media and political conflict: News from the Middle East. Cambridge University.

Zeidner, M., Ben-Zur, H., & Reshef-Weil, S. (2011). Vicarious life threat: An experimental test of conservation of resources (COR) theory. Personality and Individual Differences. Retrieved Feb. 2014 from: www.elsevier.com/locate

טבלה 1:  מהימנות על-פי קריפנדורף של פריטי הקוד-בוק

טבלה 1

טבלה 2: ממוצעים וסטיות תקן והשוואה בין אירוע משברי ושיגרה של המיסגור המעצים ומרפה-הידיים, על מימדיהם

טבלה 2

טבלה 3: התפלגות המשתנים חשיפה למיסגור מעצים ולמיסגור מרפה ידיים באירוע משברי ובתקופת שיגרה

טבלה 3

טבלה 4: ממוצעי המיסגור המעצים ומרפה-הידיים, לפי תקופה ואמצעי תקשורת

טבלה 3

טבלה 5: ריכוז ממצאים של תרומת החשיפה למיסגור מעצים ולמיסגור מרפה-הידיים
על משתני המחקר בתקופות שיגרה ואירוע משברי, בשליטה על משתני הבקר

טבלה 5



דילוג לתוכן