אי־ודאות וחרדה בתקופת ציפייה למלחמה: דפוסי צריכת מידע ונכונות להפצת שמועות בקרב ישראלים ערב מלחמת “שאגת הארי”
Uncertainty and Anxiety in the Pre-War Period: Information Consumption Patterns and Rumor-Sharing Intentions Among Israelis Before Operation Roaring Lion
תקציר
תקופות של ציפייה להסלמה צבאית מאופיינות ברמות גבוהות של אי־ודאות ציבורית ובחיפוש מוגבר אחר מידע. מחקר זה בוחן את הקשרים בין חוסר סבילות לאי־ודאות, חרדה מצבית, אמון בתקשורת, דפוסי צריכת מדיה ונכונות להפצת שמועות בתקופה של ציפייה להסלמה ביטחונית. הנתונים נאספו באמצעות סקר מקוון בקרב 413 משתתפים בוגרים בישראל, שגויסו באמצעות פאנל מכסות מקוון, יומיים לפני פרוץ מלחמת “שאגת הארי” (28 בפברואר 2026). בניתוח הרכיבים העיקריים של מקורות המידע זוהה מבנה תלת־רכיבי של צריכת מידע: תקשורת ממוסדת, רשתות חברתיות ומידע ספקולטיבי (שאינו מבוסס). ניתוח מתאמים הצביע על קשר בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין חרדה מצבית, צריכת מידע ברשתות החברתיות ונכונות להפצת שמועות. חרדה מצבית נקשרה במיוחד לצריכת מידע ספקולטיבי, ואמון בתקשורת נקשר הן לצריכת תקשורת ממוסדת והן לנכונות להפצת שמועות. ניתוח רגרסיה מרובה העלה כי צריכת מידע ברשתות החברתיות, חוסר סבילות לאי־ודאות, אמון בתקשורת וצריכת מידע ספקולטיבי ניבאו נכונות להפצת שמועות, בעוד חרדה מצבית וצריכת תקשורת ממוסדת לא ניבאו אותה. מודל נתיבים משולב הראה כי חרדה מצבית קשורה לנכונות להפצת שמועות בעיקר בעקיפין – דרך צריכת מידע ספקולטיבי – וכי דפוסי צריכת המידע מתווכים את הקשר בין המאפיינים האישיים ובין הנכונות להפצה; הממצאים נותרו יציבים גם לאחר בקרה על משתנים דמוגרפיים ופוליטיים. הממצאים מדגישים את השפעתם של גורמים פסיכולוגיים על דפוסי צריכת מידע כבר בשלב הציפייה למשבר, ומצביעים על כך שזהו שלב קריטי, שבו דפוסי צריכת מידע ממקורות בלתי פורמליים ומאפיינים אישיים של התמודדות עם אי־ודאות מעצבים את הנכונות להפצת שמועות עוד לפני שהאירוע הביטחוני מתרחש בפועל.
Abstract
Periods of anticipation of military escalation are characterized by high levels of public uncertainty and intensified information-seeking. This study examines the relationships between intolerance of uncertainty, state anxiety, trust in the media, patterns of media consumption, and willingness to spread rumors during a period of anticipated security escalation. Data were collected through an online survey among 413 adult participants in Israel, recruited through an online quota panel, two days before the outbreak of the “Roaring Lion” War (February 28, 2026). Principal component analysis of information sources identified a three-component structure of information consumption: institutional media, social media, and speculative (unverified) information. Correlation analyses indicated associations between intolerance of uncertainty and state anxiety, social media consumption, and willingness to spread rumors. State anxiety was particularly associated with the consumption of speculative information, while media trust was associated with both institutional media consumption and willingness to spread rumors. Multiple regression analysis revealed that social media consumption, intolerance of uncertainty, media trust, and speculative information consumption predicted willingness to spread rumors, whereas state anxiety and institutional media consumption did not. An integrated path model showed that state anxiety was associated with rumor-spreading primarily indirectly, through speculative information consumption, and that information consumption patterns mediated the relationship between individual characteristics and willingness to spread rumors. The findings remained robust after controlling for demographic and political variables. The findings highlight the role of psychological factors in shaping information consumption patterns already during the anticipation phase of a crisis, and suggest that this phase constitutes a critical window in which informal information-seeking patterns and individual characteristics related to coping with uncertainty begin to shape willingness to spread rumors, even before the security event occurs.
מבוא
תקופות של מתיחות ביטחונית מתמשכת מאופיינות ברמות גבוהות של אי־ודאות ציבורית ובחיפוש מוגבר אחר מידע. כאשר מצטברים סימנים להסלמה אפשרית, הציבור נדרש להתמודד עם עמימות באשר להתפתחויות העתידיות, להיקף הסיכון ולמשמעות האירועים. מצב זה מאפיין במיוחד תקופות של ציפייה לעימות צבאי, שבהן אנשים מבקשים לפרש סימנים מוקדמים ולהעריך תרחישים אפשריים (Austin et al., 2012; DiFonzo %�5GN���Bordia%�IN���8N��n>).
בתקופת הציפייה להסלמה אפשרית, הציבור עשוי להיחשף למידע ממגוון מקורות, ובהם התקשורת הממוסדת, רשתות חברתיות וערוצי תקשורת בין־אישית (Van Aelst et al., 2021). סביבה תקשורתית זו כוללת דיווחים רשמיים, פרשנויות, הערכות ושמועות, המתקיימים במקביל ומתחרים על תשומת הלב הציבורית (Jin et al., 2014). בהקשרים כאלה, צריכת המידע אינה משמשת רק אמצעי להתעדכנות, אלא גם מנגנון להתמודדות עם איום נתפס, עם חוסר שליטה ועם עמימות (Freiling et al., 2023; Jones et al., 2017).
חוקרים בתחום של תקשורת בעיתות משבר עסקו בהרחבה בדפוסי צריכת מידע, אמון במקורות מידע והפצת שמועות במהלך מלחמות, מגפות ואסונות (Muhammed & Mathew, 2022; Olinder, 2024; Zou & Tang, 2021). עם זאת, מרבית המחקרים התרכזו בשלבים שבהם המשבר כבר מתרחש בפועל. לעומת זאת, שלב הציפייה למשבר, שבו האיום נתפס כקרוב אך המידע עליו עדיין חלקי והעתיד עמום, זכה לתשומת לב מועטה יחסית (Freeston et al., 2020; Liu et al., 2016).
פער נוסף שנבחן במחקר הנוכחי נוגע לדפוסי הצריכה של מקורות המידע. במאמר קודם שלנו (Elishar et al., 2025) בחנו את ההשפעות של משתנים פסיכולוגיים על הפצת שמועות בזמן מלחמה, בתיווך דפוסי צריכת תקשורת בנושא המלחמה. אולם, לא בדקנו כיצד משתנים אלה משפיעים על דפוסי הצריכה עצמם, והתייחסנו רק לתקשורת ממוסדת ורשתות חברתיות. מחקרים רבים הבחינו בין תקשורת ממוסדת לרשתות חברתיות, אך מיעטו לעסוק בערוצים שמטרתם אינה רק לתאר את המציאות, אלא גם להעריך הסתברויות עתידיות. מקורות מידע ספקולטיביים (שאינם מבוססים), כגון אתרי חיזוי, שוקי הימורים ומרחבים שבהם מופצות הערכות כמותיות לגבי העתיד, עשויים להיות רלוונטיים במיוחד במצבים של איום מתקרב, משום שהם מציעים לכאורה תרגום של עמימות להסתברות ושל אי־ידיעה לחיזוי. אף על פי כן, מקומם במבנה צריכת המידע בזמן משבר כמעט שלא נבחן בשיטתיות.
מחקר זה נערך בתקופה שקדמה למלחמת “שאגת הארי”, כאשר רווחה בשיח הציבורי הישראלי תחושת אי־ודאות רבה סביב האפשרות להסלמה צבאית בין ישראל וארצות הברית לאיראן. ימים ספורים לאחר איסוף הנתונים עבור מחקר זה אכן החל מבצע “שאגת הארי”, שבמסגרתו ישראל וארצות הברית תקפו מטרות צבאיות באיראן. התפתחות זו מגבירה את רלוונטיות הבחינה של דפוסי צריכת המידע בשלב הציפייה שקדם לו.
קשרים בין משתנים פסיכולוגיים – חוסר סבילות לאי־ודאות, אמון בתקשורת וחרדה – ובין דפוסי צריכת מדיה תועדו בספרות המחקרית, אך נבחנו לרוב בנפרד זה מזה ובמהלך המשבר עצמו. המחקר הנוכחי נועד לתרום לספרות בשלושה מישורים. ראשית, הוא מאגד משתנים אלה למודל תהליכי אחד ובוחן את הקשרים ביניהם בשלב הציפייה למשבר ולא בשלב מימושו. שנית, הוא בוחן מבנה תלת־ממדי של צריכת מידע, אשר לצד תקשורת ממוסדת ורשתות חברתיות כולל גם מקורות מידע ספקולטיביים – ממד שטרם נבחן בשיטתיות במחקרים על תקשורת בעיתות משבר. שלישית, הוא ממקם את הנכונות להפצת שמועות כהתנהגות שבמוקד המודל, בתקופה של חוסר במידע רשמי וביקוש גבוה למידע.
רקע תיאורטי
צריכת תקשורת במצבי משבר
תקופות של משברים ציבוריים מאופיינות בעלייה ניכרת בצריכת מידע. לפי תיאוריית התלות במערכת התקשורת (Media System Dependency; Ball-Rokeach, 1985; Ball-Rokeach & DeFleur, 1976), כאשר אנשים חווים אי־ודאות או איום הם נוטים להסתמכות מוגברת על מערכת התקשורת לשם קבלת מידע והבנת המציאות, ומשלבים בין מקורות מידע מוסדיים, כגון כלי תקשורת חדשותיים, למקורות מידע בלתי פורמליים, כגון רשתות חברתיות מקוונות (Austin et al., 2012; Elishar et al., 2025). רמת התלות משתנה מאדם לאדם: לפי מודל חיפוש מידע על סיכונים ועיבודו (Risk Information Seeking and Processing, RISP; Griffin et al., 1999), מא%D��5GN���<N���D7%D�@9N���9N��0ישיים יציבים ותגובות רגשיות מצביות מעצבים את אופן חיפוש המידע ועיבודו, ובהמשך גם את התנהגות המדיה הנגזרת מהם. מסגרת זו מארגנת את המחקר הנוכחי: היא מציבה את חוסר הסבילות לאי־ודאות והאמון בתקשורת כמאפיינים אישיים, את החרדה המצבית ודפוסי צריכת המידע כחוליות מתווכות, ואת הנכונות להפצת שמועות כהתנהגות שבמוקד הבחינה. מאחר שהמחקר מבוסס על נתוני חתך, מודל זה משקף סדר מבני המעוגן בתיאוריה ולא קשר סיבתי; בחלק מן החוליות – ובמיוחד בין אמון לחשיפה לתקשורת ובין חרדה לחשיפה לתקשורת – סביר שמתקיימים קשרים הדדיים (reinforcing spirals; Tsfati et al., 2025).
ההקשר הישראלי מציע בסיס ייחודי לבחינת הקשר בין אי־ודאות ביטחונית ובין דפוסי צריכת מידע. כבר בתקופת ההמתנה שקדמה למלחמת ששת הימים, בהיעדר שידורי טלוויזיה ישראליים, נחשפו אזרחים לשידורי תעמולה ממדינות ערב – חשיפה ששימשה זרז להחלטה להקים טלוויזיה ישראלית (Katz, 1971). במקביל, התקשורת הכתובה מילאה תפקיד פעיל בעיצוב הלכי הרוח הציבוריים, שיקפה חרדה עמוקה לגורל המדינה והגבירה את רצון הציבור למצוא דמות מנהיג שתספק מוצא ממצב האי־ודאות (ברזילי, 1991). אפיזודות אלה ממחישות כי כבר בשלב הציפייה לעימות, כאשר המידע הרשמי אינו מספק מענה, הציבור פונה למקורות חלופיים והתקשורת הופכת לזירה מרכזית לעיבוד החרדה שלו. פלד וכץ (Peled & Katz, 1974) מצאו שבמלחמת יום הכיפורים הרדיו הפך למקור המידע המרכזי בשעת חירום, וחלה עלייה ניכרת בצורכי המידע הקוגניטיביים והרגשיים של הציבור. דותן וכהן (Dotan & Cohen, 1976) הראו כי קיימים פערים גדולים בדפוסי צריכת המדיה במשפחה בין תקופת מלחמה לימי שלום. עם זאת, מחקרים אלה התמקדו בעיקר במשבר שהתרחש בפועל או בשלביו הראשוניים. סביבת המידע העכשווית, הכוללת רשתות חברתיות, פלטפורמות מסרים מיידיים ומקורות ספקולטיביים, מעלה את השאלה כיצד שלב הציפייה מתבטא בדפוסי צריכת מידע בעידן הדיגיטלי.
התפתחות המדיה הדיגיטליים הרחיבה מאוד את מגוון מקורות המידע הזמינים לציבור. רשתות חברתיות ופלטפורמות מסרים מיידיים הפכו לערוצי מידע מרכזיים בתקופות משבר, המאפשרים הפצה מהירה ונרחבת של מידע, אך גם של שמועות והערכות בלתי מבוססות (Hermida, 2010; Vosoughi et al., 2018; Weimann-Saks et al., 2024). לצד זאת, בשנים האחרונות מתפתחים מקורות מידע ספקולטיביים חדשים, כדוגמת שוקי הימורים פוליטיים ואתרים לחיזוי הסתברות, המציעים הערכות כמותיות באשר לסבירות התרחשותם של אירועים עתידיים (Park et al., 2025). מקורות אלה משקפים ממד ייחודי של צריכת מידע, אשר עד כה לא זכה כמעט לבחינה שיטתית במחקרים על תקשורת בעיתות משבר.
חוסר סבילות לאי־ודאות וחרדה מצבית
אי־ודאות מתוארת בספרות הפסיכולוגית כמצב שבו הפרט מתקשה להעריך את הסבירות לאירועים עתידיים או את משמעותם (Carleton, 2016; Gu et al., 2020). מצבים כאלה קשורים לעיתים קרובות לתחושות של חוסר שליטה, עמימות ואיום פוטנציאלי. מחקרים מצביעים על כך שאי־ודאות ממלאת תפקיד חשוב בהקשר של חרדה והערכת סיכונים, במיוחד סביב מצבי חירום או איומים ביטחוניים. במצבים כאלה נפגעת תחושת השליטה, והמציאות עלולה להיתפס כעמומה, לא יציבה ומאיימת (Freeston et al., 2020). מחקרים בפסיכולוגיה של חרדה מצאו שעמימות וחוסר יכולת לנבא את העתיד הם תנאים מרכזיים לעלייה ברמות הדאגה, הדריכות והמצוקה (Taha et al., 2014).
עם זאת, אנשים נבדלים זה מזה ביכולתם להתמודד עם מצבי אי־ודאות. המושג “חוסר סבילות לאי־ודאות” (Intolerance of Uncertainty, IU) מתייחס לנטייה האישית לתפוס מצבי עמימות כנסבלים או בלתי נסבלים (Carleton et al., 2007; Gu et al., 2020). אנשים בעלי רמות גבוהות של חוסר סבילות לאי־ודאות נוטים לחוות מצוקה %��<N��CN��� י�@DN��IN��A8 במצבי עמימות ולחפש מידע באופן אינטנסיבי במטרה להפחית את תחושת האי־ודאות (Freeston et al., 2020). מחקרים שנערכו בהקשר של מגפת הקורונה הראו כי חוסר סבילות לאי־ודאות קשור להערכת יתר של איומים, לחרדה ספציפית למשבר ולדפוסי שימוש בלתי מסתגלים במדיה מקוונים, כגון חיפוש כפייתי אחר מידע רפואי ושימוש לא מידתי ברשתות החברתיות (Sun et al., 2022). מחקרי שדה מתקופת המגפה הראו כי חוסר סבילות לאי־ודאות קשור להערכת איום מוגברת, לתחושת שליטה מועטה ולמידת חרדה גבוהה (Taha et al., 2014). באופן דומה, נמצא שחוסר סבילות לאי־ודאות מנבא מצוקה נפשית, חרדה ותגובות התמודדות בלתי מסתגלות (Rettie & Daniels, 2021).
מכאן עולה כי חוסר סבילות לאי־ודאות הוא משתנה בעל משמעות מיוחדת במצבים של איום ביטחוני. כאשר העתיד הקרוב נתפס כקרוב אך לא ידוע, וכאשר המידע הזמין חלקי או סותר, ניתן לצפות כי אנשים המתקשים לשאת אי־ודאות יחוו רמות גבוהות יותר של חרדה מצבית.
חרדה מצבית (state anxiety) היא תגובה רגשית זמנית המאופיינת במתח, דאגה ותחושת איום (Saviola et al., 2020; Spielberger et al., 1983). במצבי אי־ודאות, חרדה עשויה להגדיל את המוטיבציה לנטר את הסביבה ולאסוף מידע (Kim & Hong, 2022; Rosen & Knäuper, 2009), ובמיוחד כאשר מדובר באיום פוטנציאלי בעל השלכות נרחבות על הביטחון האישי או הלאומי (Grupe & Nitschke, 2013; Gu et al., 2020). ממצא זה זכה לתמיכה ניסויית במחקרם של צ’ן ואח’ (Chen et al., 2018), שהדגימו כי חוסר סבילות לאי־ודאות מנבא רמות גבוהות של חרדה מצבית ודאגה, גם כאשר רמת האיום נשלטת בתנאי מעבדה. בהתאם לכך הוצעה ההשערה הבאה:
השערה 1: יימצא קשר חיובי בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין חרדה מצבית.
חיפוש מידע במצבי אי־ודאות
חיפוש מידע הוא אחד המנגנונים המרכזיים להתמודדות עם אי־ודאות. מחקרים מראים כי אי־ודאות מגבירה את המוטיבציה לאסוף מידע, במיוחד במצבים בעלי חשיבות אישית רבה וכאשר קיים פער בין הידע הנתפס לידע הנדרש (Griffin et al., 1999; Park et al., 2023; Rosen & Knäuper, 2009). רגשות שליליים כגון פחד ודאגה מחזקים גם את הצורך להפחית עמימות ולהשיב תחושת שליטה (Kim & Hong, 2022; Park et al., 2023).
במצבי משבר בעידן הנוכחי, הרשתות החברתיות משמשות כלי מרכזי למילוי צורך זה. הן מספקות עדכונים מיידיים, נקודות מבט רבות, תיעוד בזמן אמת ותחושה של גישה ישירה להתרחשויות. הן עשויות להיות אטרקטיביות במיוחד עבור פרטים שמתקשים לשאת אי־ודאות, כיוון שהן מאפשרות ניטור רציף ומהיר של ההתפתחויות (Austin et al., 2012; Jones et al., 2017). אולם, בשל תכונות אלה הן גם רוויות מידע סותר, לא מאומת ולעיתים ספקולטיבי (Lee & Choi, 2024).
על בסיס הספרות על חוסר סבילות לאי־ודאות ועל חיפוש מידע בזמן משבר, ניתן לשער כי אנשים בעלי רמות גבוהות של חוסר סבילות לאי־ודאות ייטו לפנות לרשתות החברתיות כמקור מידע בתקופה של ציפייה להסלמה. מאפייני הרשתות – זמינות מתמדת, עדכון רציף ומגוון מקורות – עשויים לענות על הצורך המוגבר בהפחתת עמימות, המאפיין פרטים אלה, גם אם במקביל הן חושפות אותם למידע בלתי מאומת. יש להבחין כאן בין חיפוש מידע מכוון (information seeking) – פנייה אקטיבית למקור מסוים – ובין סריקה (scanning) – חשיפה שגרתית ומתמשכת לזרם מידע. זמינותן המתמדת של הרשתות החברתיות הופכת אותן לערוץ אופייני לסריקה, המזין את הפרט בעדכונים שוטפים בלא חיפוש ממוקד. בהתאם לכך הוצעה ההשערה הבאה:
השערה 2: יימצא קשר חיובי בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין צריכת מידע ברשתות חברתיות.
חוסר סבילות לאי־ודאות ונכונות ל%�CN���8N��� ��5GN���CN��D7ות
לפי הספרות הקלאסית על שמועות, שמועות מתפשטות בתנאים של חשיבות רבה (כלומר מידת החשיבות שמייחס הציבור לנושא) ואי־ודאות רבה (Allport & Postman, 1947; Rosnow, 1988). כאשר לנושא יש חשיבות אישית או ציבורית רבה, אך המידע עליו חלקי, עמום או מתעכב, נוצר כר נוח להתפתחות של מידע לא מאומת ולהפצתו. מחקרים מאוחרים יותר הראו כי חרדה, תפיסת המצב כעמום ואמונה בתוכן המופץ מגבירים את הסיכוי להעברת שמועות (Pezzo & Beckstead, 2006).
מנקודת מבט זו, שמועה היא לא רק מידע שגוי, אלא גם מנגנון חברתי להתמודדות עם חוסר ידיעה. פרטים עשויים לשתף מידע לא מאומת מתוך רצון למלא פערי ידע, להתריע, לפרש את המצב או לסייע לאחרים להבין מה צפוי להתרחש. במצבים של ציפייה להסלמה, שבהם העיסוק בעתיד הוא אינטנסיבי והמידע הרשמי מוגבל, פרטים המאופיינים בחוסר סבילות גבוה לאי־ודאות עשויים להיות פגיעים יותר מאחרים לדפוס פעולה זה.
מחקרים הראו כי חרדה וחשיפה למידע משברי ברשתות החברתיות קשורות לאמונה במידע שגוי ולנכונות לשתפו (Freiling et al., 2023), וכי פערים בתקשורת הרשמית מלווים בעלייה בהפצת שמועות וברמת המצוקה (Jones et al., 2017). לפיכך, אפשר לשער כי גם חוסר סבילות לאי־ודאות יהיה קשור לנכונות להפצת שמועות. בהתאם לכך הוצעה ההשערה הבאה:
השערה 3: יימצא קשר חיובי בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין נכונות להפצת שמועות.
חרדה מצבית וצריכת מידע ספקולטיבי
במצב של ציפייה להסלמה, הצורך לדעת מה קורה עשוי להתחלף בצורך לדעת מה עומד לקרות. מבחינה זו, מקורות מידע ספקולטיביים עשויים להיות אטרקטיביים במיוחד עבור פרטים החווים חרדה, משום שהם מציעים דרך סמלית לתרגם עמימות להסתברות ולהמיר חרדה מפני העתיד באומדן של תרחישים אפשריים. אף שעדיין לא נערכו מחקרים רבים על סוג זה של צריכת מידע, מחקרים על חיפוש מידע בזמן משבר תומכים בטענה כי חרדה מגבירה פנייה למידע כאשר הסביבה נחווית כבלתי יציבה (Kim & Hong, 2022; Park et al., 2023; Rosen & Knäuper, 2009). במצבים כאלה, חרדה עשויה להשפיע גם על התנהגויות מדיה, כך שאנשים הסובלים מחרדה נוטים לעיסוק רב יותר בחיפוש מידע ופונים למקורות מידע שונים בניסיון להבין את המצב ולהפחית תחושות של חוסר שליטה (Holman et al., 2020).
בהקשר זה, שרפנטייר ואח’ (Charpentier et al., 2022) הראו כי חרדה מגבירה באופן סלקטיבי את חיפוש המידע, במיוחד בתגובה לשינויים בולטים בסביבה. כלומר, במצבים של שינוי ואי־ודאות, חרדה אינה מובילה בהכרח להגברת צריכת המידע הכללית, אלא לחיפוש מידע ממוקד יותר. ממצאי מחקרים על משברים אחרים מלמדים כי חרדה והתרגשות שלילית הן מתווכים מרכזיים בין תחושות של אי־ודאות ובין התנהגויות מידע מקוונות, וכי הם מנבאים את מגוון המקורות שאנשים פונים אליהם (Wright et al., 2022). מכאן שבשלב הציפייה החרדה עשויה לכוון את החיפוש הסלקטיבי דווקא אל מקורות המתרגמים את האיום העתידי לאומדן הסתברותי – היינו, אל מידע ספקולטיבי. בהתאם לכך הוצעה ההשערה הבאה:
השערה 4: יימצא קשר חיובי בין חרדה מצבית לצריכת מידע ספקולטיבי.
אמון בתקשורת וצריכת תקשורת ממוסדת
גורם נוסף המשפיע על דפוסי צריכת המידע הוא האמון בתקשורת, כלומר עד כמה הציבור תופס את כלי התקשורת כמקור אמין (Kohring & Matthes, 2007). יעבץ ואח’ (Yavetz et al., 2025) מצאו קשר בתקופת מלחמת חרבות ברזל בין אמון בממשלה ובין דפוסי צריכת מדיה שונים, והראו כי בתקופות של סכסוך מזוין יש לאמון במקורות רשמיים תפקיד חשוב יותר מאשר בתקופות שגרה. לע%��8N��IN���ם �CN���5GN��95בות, אמון במקורות חדשותיים קשור להישענות מוגברת על התקשורת הממוסדת, במיוחד בתקופות משבר, שבהן הציבור נזקק לעדכונים שוטפים ולהכוונה (Moon & Peifer, 2025; Wu & Shen, 2022).
מחקרים על דינמיקות של אמון וצריכת מדיה מצביעים על קשר הדדי בין שני המשתנים, כך שצריכת חדשות ואמון בתקשורת עשויים לחזק זה את זה לאורך זמן (Tsfati et al., 2025). במצבי איום ביטחוני, שבהם למידע הרשמי ולמסגור החדשותי יש חשיבות ציבורית רבה, ניתן לצפות כי מי שמביעים אמון רב בתקשורת ייטו לפנות לתקשורת הממוסדת כמקור מידע. בהתאם לכך הועלתה ההשערה הבאה:
השערה 5: יימצא קשר חיובי בין אמון בתקשורת לצריכת תקשורת ממוסדת.
צריכת מידע ונכונות להפצת שמועות
מצבי אי־ודאות נחשבים גורם מזרז להפצת שמועות. לפי התיאוריה הקלאסית של שמועות, שמועה נוטה להתפשט כאשר מידע בעל חשיבות לציבור הוא חסר או מעורפל (Allport & Postman, 1947). בהמשך לכך, רוסנו (Rosnow, 2001) מציין כי שמועות אינן מופצות רק מפה לאוזן, אלא גם באמצעות מדיה מודפסים, אלקטרוניים ומקוונים, ולכן ההסבר להיווצרותן ולהפצתן טמון חלקית בערוצי המידע עצמם. מחקרים מראים כי רשתות חברתיות ופלטפורמות מסרים מיידיים מזרזות הפצת שמועות בתקופות משבר (DiFonzo & Bordia, 2007; Vosoughi et al., 2018). ברשתות החברתיות במיוחד קיימים תנאים נוחים לחשיפה למידע סותר ולפרשנויות בלתי מבוססות, וכן להעברה מהירה של תכנים בין משתמשים (Lee & Choi, 2024). מנגנון זה מבהיר מדוע דפוסי הצריכה עצמם – ולא רק המצב הרגשי – קשורים גם הם להפצה: ככל שפרטים נחשפים יותר לתכנים בלתי מאומתים בערוצים המאפשרים שיתוף מיידי, כך מתרבות ההזדמנויות להעביר אותם הלאה וגוברת הנטייה לעשות זאת.
רוסנו (Rosnow, 1991) הדגיש כי שמועות מתפשטות ביעילות רבה בעיקר כאשר רמת החרדה גבוהה בקרב האוכלוסייה, כאשר הציבור חש אי־ודאות לגבי העתיד וכאשר מדובר בנושא נתפס כחשוב – שלושה תנאים המתקיימים במובהק בתקופות של ציפייה להסלמה צבאית. ממצאים דומים מופיעים במחקרם של יו ומוסטפה (Yu & Mustafa, 2023) בנוגע להתנהגות של אזרחים בסין בזמן מגפת הקורונה. במקרים רבים, הפצת שמועות היא מנגנון חברתי להתמודדות עם אי־ודאות ולשיתוף מידע הנתפס כרלוונטי לאחרים.
בדומה לכך, גם חיפוש אחר מידע ספקולטיבי עשוי להיות קשור לנכונות להפיץ שמועות, משום ששני הדפוסים נובעים מניסיון להשלים פערי ידע בנוגע לעתיד ולחלוק עם אחרים הערכות לגבי התפתחויות אפשריות. במובן זה, חיפוש אחר מידע ספקולטיבי והפצת שמועות עשויים להיתפס כחלק מאותו ניסיון חברתי לפרש מצבי אי־ודאות ולהשלים מידע חסר (Rosnow, 2001). לפיכך, לצד הקשר הישיר המשוער בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין הפצת שמועות, ראוי לבחון גם את תרומתם של דפוסי צריכת המידע להפצת שמועות. בהתאם לכך הוצעו ההשערות הבאות:
השערה 6א: יימצא קשר חיובי בין צריכת מידע ברשתות החברתיות לנכונות להפצת שמועות.
השערה 6ב: יימצא קשר חיובי בין צריכת מידע ספקולטיבי לנכונות להפצת שמועות.
לבסוף, כדי לבחון אם חוסר סבילות לאי־ודאות, צריכת מידע ברשתות החברתיות וצריכת מידע ספקולטיבי תורמים לניבוי של נכונות להפצת שמועות גם בבקרה על משתנים נוספים, הוצעה השערת ניבוי כוללת:
השערה 6ג: יימצא כי חוסר סבילות לאי־ודאות, צריכת מידע ברשתות החברתיות וצריכת מידע ספקולטיבי תורמים באופן חיובי ומובהק לניבוי של נכונות להפצת שמועות, גם בבקרה על חרדה מצבית, אמון בתקשורת וצריכת תקשורת ממוסדת.%�IN��@DN���D
��9N��CN��0D
המחקר הנוכחי
המחקר מתמקד בתקופה שלפני מבצע “שאגת הארי” (סוף פברואר 2026), אשר התאפיינה בהערכות רבות בדבר ההסלמה הצבאית המתקרבת מחד גיסא, ובחוסר ודאות נרחב בקרב הציבור הישראלי מאידך גיסא. בדומה למצבי חירום אחרים (או סף חירום, במקרה זה), הצורך במידע עדכני על ההתרחשויות הצפויות אינו מקבל מענה מלא ממקורות המידע הרשמיים, ובשל כך הוא מנותב לצריכת מידע ממקורות חלופיים. במצבים מעין אלה עולה גם החשיפה לשמועות וצריכתן.
בהתבסס על הספרות הקיימת ועל ההקשר של תקופת הציפייה להסלמה ביטחונית, נשאלת שאלה המחקר הבאה: כיצד קשורים חוסר סבילות לאי־ודאות, חרדה מצבית ואמון בתקשורת לדפוסי צריכת מידע (תקשורת ממוסדת, רשתות חברתיות ומידע ספקולטיבי) ולנכונות להפיץ שמועות בתקופה של ציפייה להסלמה צבאית? לצורך בחינת שאלה זו, המחקר הנוכחי מבחין בין שלוש קטגוריות של מקורות מידע – תקשורת ממוסדת, רשתות חברתיות וערוצי מידע ספקולטיביים – ובוחן את הקשרים בין חוסר סבילות לאי־ודאות, חרדה מצבית ואמון בתקשורת ובין דפוסי צריכת מידע ונכונות להפצת שמועות, כמפורט בהשערות שהוצגו לעיל.
שיטת המחקר
משתתפים והליך המחקר
הנתונים נאספו בתאריכים 25–26 בפברואר 2026 – ימים בודדים לפני שהחל מבצע “שאגת הארי” (28 בפברואר), בתקופה של מתיחות גיאופוליטית רבה ואי־ודאות ציבורית בנוגע לאפשרות של הסלמה הקשורה לאיראן. כלל הנתונים נאספו אפוא בשלב הציפייה לעימות, ולא במהלכו. לפיכך, הסקר משקף עמדות ותגובות רגשיות בשלב הציפייה, המאופיין בסיקור חדשותי אינטנסיבי ובספקולציות ציבוריות נרחבות.
לפני תחילת איסוף הנתונים, ועדת האתיקה המוסדית בדקה ואישרה את פרוטוקול המחקר. תוכנן מחקר חתך המבוסס על סקר. המשתתפים גויסו באמצעות חברת “פאנל המדגם”, המשתמשת בפאנל מקוון ובשיטת דגימות מכסות פרופורציונליות, שנועדו להתאים בקירוב את התפלגות המדגם למאפיינים דמוגרפיים מרכזיים של האוכלוסייה הבוגרת בישראל על פי נתוני הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה.
לפני המעבר לשאלון הוצג למשתתפים טופס הסכמה מדעת הכולל פירוט של מטרת המחקר, משך הזמן המשוער למילוי השאלון (כ־10 דקות), והדגשת אופייה ההתנדבותי של ההשתתפות. לנשאלים הובהר כי הם רשאים להפסיק את השתתפותם בכל עת ללא כל השלכה, וכי תשובותיהם יישמרו באנונימיות מלאה. רק לאחר מתן הסכמה פעילה ניתן היה להמשיך לשאלון. המשתתפים קיבלו תגמול מחברת הפאנל בהתאם למדיניותה.
בסך הכול ניגשו לסקר 430 משיבים. בניכוי תשובות חלקיות או בלתי תקינות, המדגם הסופי כלל 413 ישראלים בוגרים. המדגם היה מאוזן מבחינת מגדר, וכלל 49.2% גברים ו־50.8% נשים. גיל המשתתפים נע בין 18 ל־92 (ממוצע=45.41, סטיית תקן=16.13). באשר להשכלה, 9.4% מהמשתתפים היו בוגרי עד 12 שנות לימוד, 13.6% בוגרי תיכון, 36.3% בעלי השכלה על־תיכונית, 25.9% בעלי תואר ראשון, ו־14.8% בעלי תארים מתקדמים. מבחינת רמת הכנסה, 39.5% דיווחו כי הכנסתם נמוכה או נמוכה בהרבה מהממוצע, 31.2% דיווחו על הכנסה ממוצעת, ו־29.3% דיווחו על הכנסה גבוהה או גבוהה בהרבה מהממוצע. ההרכב האתני והדתי של המדגם נועד לשקף בקירוב את ההרכב הדמוגרפי של ישראל: 79.7% הזדהו כיהודים, 11.1% כמוסלמים, 5.1% כדרוזים ו־4.1% כנוצרים. בקרב המשיבים היהודים, 48.7% הגדירו עצמם חילוניים, 24.7% מסורתיים, 13.1% דתיים ו־13.6% חרדים.
מתוך 413 המשתתפים שהשלימו את הסקר, נמצא מספר קטן של תצפיות חסרות במשתנים שונים: 4 ערכים חסרים בחוסר סבילות לאי־ודאות (N=409), 8 ערכים חסרים בחרדה מצבית (N=405), ו־10 ערכים חסרים באמון בתקשורת ובמשתני צריכת המדיה (N=403 בכל אחד מהם). שיעור הנתונים החסרים היה נמוך (עד 2.4%). בש%�@DN��@9N���9ע�~FN���<N��חוסרים הנמוך, בוצעו ניתוחים סטטיסטיים באמצעות מחיקה על בסיס רשימה (listwise deletion), כך שהמדגם האנליטי בנתוני המתאם והרגרסיה כלל 403 משתתפים.
כלי המחקר
השאלון המקוון כלל מספר סולמות פסיכולוגיים ותקשורתיים מתוקפים, שתורגמו לעברית והותאמו להקשר הגיאופוליטי הנוכחי. צוות המחקר בדק את הסולמות המתורגמים כדי לוודא שהנוסח העברי משקף נאמנה את הפריטים המקוריים ומתאים להקשר הישראלי. כל הפריטים, אלא אם צוין אחרת, נמדדו באמצעות סולם ליקרט בן חמש דרגות, מ־1 (איני מסכים כלל / לעולם לא) עד 5 (מסכים מאוד / תמיד). מדדי המשתנים חושבו כממוצע הפריטים הרלוונטיים לכל משתתף.
חוסר סבילות לאי־ודאות: נמדד באמצעות הגרסה המקוצרת בת 12 הפריטים של סולם IUS-12 (Carleton et al., 2007). דוגמאות לפריטים: “אירועים בלתי צפויים מערערים אותי מאוד”, “אני חייב להימנע מכל מצב של אי־ודאות”. לסולם נמצאה מהימנות גבוהה (Cronbach’s α=.916, M=3.09, SD=0.86).
חרדה מצבית: נמדדה באמצעות גרסה מקוצרת בת חמישה פריטים של שאלון החרדה המצבית STAI (Spielberger et al., 1983). השימוש במדד החרדה המצבית ולא במדד חרדה כללית (כגון GAD-7) נעשה במכוון, משום שהמחקר מתמקד בתגובה הרגשית האקוטית והמצבית לשלב הציפייה (state) ולא בנטייה יציבה לחרדה (trait). הבחנה זו עולה בקנה אחד עם ההבחנה בין state ל־trait העומדת בבסיס המודל. המשתתפים דירגו את תחושותיהם הנוכחיות, למשל: “אני מרגיש עצבני”; “אני מרגיש מבולבל”. התשובות ניתנו בסולם בן ארבע דרגות, מ־1 (כמעט אף פעם) עד 4 (כמעט תמיד). המהימנות הייתה גבוהה (Cronbach’s α=.879, M=2.03, SD=0.68).
כדי לבסס את ההבחנה בין חוסר סבילות לאי־ודאות (תכונה) ובין חרדה מצבית (מצב), נערך ניתוח גורמים מאשש (CFA). מודל המבחין בין שני הפנים של חוסר הסבילות (prospective, inhibitory) ובין החרדה המצבית התאים היטב לנתונים (CFI=.934, TLI=.922, RMSEA=.075), ועלה במובהק על מודל גורם יחיד (CFI=.747, RMSEA=.145). המתאמים בין הגורמים הסמויים היו בינוניים בלבד (חרדה מצבית עם הפן ה־prospective r=.33 ועם הפן ה־inhibitory r=.38), אך נמצא קשר חזק בין שני הפנים של חוסר הסבילות (r=.71). ממצאים אלה תומכים בתפיסה שחוסר סבילות לאי־ודאות וחרדה מצבית הם מבנים מובחנים. בהתאם לכך, ולאור המהימנות הגבוהה של הסולם המלא (α=.92), נעשה שימוש בציון הכולל של IUS-12 בניתוחים שלהלן.
אמון בתקשורת: נמדד באמצעות סולם בן שישה פריטים שנועד לבחון את מידת האמון של המשיבים בכלי התקשורת. הסולם מתבסס על השאלון ממחקרם של קורינג ומאת’ס (Kohring & Matthes, 2007) לאמון בחדשות. הפריטים נוסחו בעברית והותאמו למקרה הישראלי. המהימנות הפנימית של הסולם נבדקה במחקר הנוכחי. דוגמאות לפריטים: “אפשר לסמוך על אמצעי התקשורת”; “כשמדובר בנושאים חשובים באמת, אני סומך על אמצעי התקשורת”; “גם אם אמצעי התקשורת טועים לפעמים, יש מספיק מקורות טובים שאפשר לסמוך עליהם”. התשובות ניתנו בסולם ליקרט בן חמש דרגות, מ־1 (איני מסכים כלל) עד 5 (מסכים מאוד). מדד האמון בתקשורת חושב כממוצע של ששת הפריטים. לסולם נמצאה מהימנות פנימית גבוהה (Cronbach’s α=.851, M=2.80, SD=0.78).
נכונות להפצת שמועות: הכוונה ההתנהגותית לשתף מידע בלתי מאומת נמדדה באמצעות סולם בן ארבעה פריטים ששימש במחקרים אחרים על תקשורת בעיתות משבר (Ariel et al., 2022). דוגמאות לפריטים: “אני רוצה לשתף אחרים במידע כזה”; “אעביר מידע גם אם איני בטוח שהוא נכון”. הסולם הראה מהימנות פנימית גבוהה (Cronbach’s α=.903, M=2.39, SD=0.93). יש להדגיש כי המדד שנבחן משקף נכונות מוצהרת להפצת שמועות ולא התנהגות בפועל, ולכן ייתכן פער בין העמדות המדווחות להתנהגות ממשית.
צריכת מדיה: המשתתפים דיווחו על תדירות ההתעדכנות במידע על ההסלמה האפשרית דרך עשרה מקורות מידע ופלטורמ%�@9N���9N���94%A��<N��@DN��ות ניתנו בסולם בן שבע דרגות, מ־1 (כלל לא) עד 7 (כל שעה). מבין המקורות, שמונה היו פלטפורמות מדיה ונכללו בניתוח הגורמים ובמדדי הצריכה המרכזיים. שני פריטים נוספים – “שמועות במפגשים פנים אל פנים” ו”מכרים המקורבים למקבלי ההחלטות” – נמדדו לצורך תיאור משלים של סביבת המידע בתקופת הציפייה, אך לא נכללו בניתוח הגורמים או במדדי הצריכה, שכן הם מייצגים ערוצי מידע בין־אישיים ולא פלטפורמות מדיה.
כדי לבחון את מבנה הממדים של צריכת המידע בתקופת הציפייה לעימות צבאי, נערך ניתוח רכיבים עיקריים (Principal Component Analysis – PCA) עם רוטציה Varimax, שנבחר כפתרון ראשוני לזיהוי מבנה רכיבים ברור. הניתוח כלל את שמונת פריטי הפלטפורמות, ובכללם הפריט “פרשני התקשורת הישראלית הממוסדת” (q5_7); שני פריטי המקורות הבין־אישיים – שמועות במפגשים פנים אל פנים ומכרים המקורבים למקבלי החלטות – לא נכללו בו. בדיקות מקדימות אישרו את התאמת הנתונים לניתוח גורמים: מדד KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) היה 0.713, ערך המעיד על התאמה סבירה עד טובה, ומבחן הכדוריות של ברטלט (Bartlett’s test of sphericity) היה מובהק סטטיסטית (χ²[28]=923.28, p<0.001), מה שמעיד על כך שמטריצת המתאמים שונה ממטריצת יחידה ומתאימה לניתוח גורמים.
בהתאם לקריטריון קייזר (Eigenvalue גדול מ־1), זוהה מבנה תלת־גורמי ראשוני. שלושת הגורמים הסבירו יחד 68.72% מהשונות הכוללת. הגורם הראשון הסביר 37.74% מהשונות, הגורם השני – 17.35%, והגורם השלישי הסביר 13.64%. בניתוח הוחל סף טעינות מינימלי של 0.40. בלוח 1 מוצגת טעינות הפלטפורמות השונות על שלושת המרכיבים של מקורות המידע. הגורם הראשון, רשתות חברתיות, כלל ארבע פלטפורמות: ערוצי טלגרם, קבוצות וואטסאפ בנושאי ביטחון, קבוצות וואטסאפ אחרות ודפים ברשתות החברתיות. הגורם השני, מידע ספקולטיבי, כלל שני פריטים: שוקי הימורים ואתרים לחיזוי ההסתברות למלחמה. אף שמדובר בשני פריטים בלבד, השילוב ביניהם עשוי ללמד על ממד ייחודי של צריכת מידע – מקורות המציעים הערכות הסתברותיות כמותיות לגבי אירועים עתידיים, להבדיל מדיווח עובדתי או שיתוף חברתי. נמצא מתאם גבוה בין שני הפריטים (r=0.708, Spearman-Brown=0.829). הגורם השלישי, תקשורת ממוסדת, כלל פרשנים וכתבים בתקשורת הישראלית וערוצים זרים. אפשר להבין את שיוכם של ערוצים זרים לגורם זה כנובע מכך שמדובר בערוצי טלוויזיה, רדיו ואתרי חדשות מקצועיים, שאף שמקורם בחו״ל הם מייצגים פרקטיקה של עיתונאות ממוסדת, בדומה לתקשורת הישראלית. בניתוח נצפו שתי טעינות חוצות מעל 0.30: הפריט “דפים ברשתות חברתיות” הראה טעינה של 0.39 גם על גורם התקשורת הממוסדת (לצד טעינה ראשית של 0.65 על רשתות חברתיות), והפריט “ערוצים זרים” הראה טעינה של 0.47 על גורם המידע הספקולטיבי (לצד טעינה ראשית של 0.57 על תקשורת ממוסדת). טעינות חוצות אלה מעידות על מורכבות מסוימת בסיווג המקורות הללו, אך הפריטים שובצו לגורם שעליו הטעינה הייתה הגבוהה ביותר. מבנה זה – שלושה גורמים בעלי ערך עצמי מעל 1, טעינות ראשיות גבוהות (0.65–0.89) ומיעוט טעינות חוצות – תומך בהנחה שניתן להבחין אמפירית בין שלושת הממדים של צריכת המידע.
לוח 1: מטריצת גורמים לאחר רוטציה עבור מקורות מידע בתקופת הציפייה לעימות (טעינות מעל 0.30)
פריט |
רשתות חברתיות |
מידע ספקולטיבי |
תקשורת ממוסדת |
|---|---|---|---|
| ערוצי טלגרם | .698 | ||
| קבוצות וואטסאפ בנושאי ביטחון או עימות עם איראן | .795 | ||
| קבוצות וואטסאפ ��9N��~FN���7��������@9N��D | .854 | ||
| דפים ברשתות החברתיות | .649 | ||
| אפליקציות או אתרים לניבוי ההסתברות למלחמה | .883 | ||
| שוקי הימורים | .889 | ||
| פרשנים וכתבים בתקשורת הישראלית (טלוויזיה, רדיו, אתרי חדשות) | .887 | ||
| ערוצים זרים | .577 |
ממצאים
הצגת הממצאים מאורגנת בארבעה שלבים: תחילה, ניתוחים מקדימים לביסוס מבנה המדידה (ניתוח רכיבים עיקריים של מקורות המידע וניתוח גורמים מאשש להבחנה בין חוסר הסבילות לאי־ודאות ובין החרדה המצבית); לאחר מכן, סטטיסטיקה תיאורית ומתאמים דו־משתניים לבחינת השערות המחקר; בהמשך מודל רגרסיה מרכזי לניבוי הנכונות להפצת שמועות (מודל 1, ובתוספת משתני בקרה דמוגרפיים ופוליטיים – מודל 2); ולבסוף, מודל נתיבים משולב, הבוחן כיצד קשרים אלה פועלים יחד ובודק את תפקידם המתווך של דפוסי צריכת המידע.
ניתוחים ראשוניים: צריכת מידע בתקופת ציפייה לעימות
ניתוח תיאורי של מקורות המידע המוצגים בלוח 1 העלה כי הפריט “התקשורת הממוסדת הישראלית” (טלוויזיה, רדיו ואתרי חדשות), שנכלל בגורם התקשורת הממוסדת בניתוח הרכיבים (לצד הערוצים הזרים), היה מקור המידע הנפוץ ביותר. עם זאת, בממצאים בלטה מרכזיותם של ערוצי מידע בין־אישיים. כ־76% מהמשיבים דיווחו כי שמועות הגיעו אליהם במפגשים פנים אל פנים. כ־47% ציינו כי קיבלו מידע ממכרים הנתפסים כבעלי גישה למידע פנימי. ממצאים אלו מלמדים שלצד מקורות המידע הפורמליים והדיגיטליים, ערוצי מידע בלתי פורמליים ובין־אישיים ממלאים תפקיד חשוב בתקופות של ציפייה למשבר. הדבר מצדיק את ההחלטה לבחון את מקורות המידע לא רק על ציר של פורמלי מול דיגיטלי, אלא גם כמערכת הכוללת רשתות בין־אישיות.
לוח 2: שימוש בערוצי מידע בתקופת הציפייה לעימות, לפי תדירות ממוצעת (N=403)
<t�~FN��3D”width: 11%;” width=”11%”>15.63.0
ערוץ מידע |
ממוצע (M) |
סטיית תקן (SD) |
אחוז שימוש |
אחוז שימוש תכוף |
|---|---|---|---|---|
| פרשנים וכתבים בתקשורת הישראלית (טלוויזיה, רדיו, אתרי חדשות) | 3.84 | 1.76 | 86.1 | 44.4 |
| רשתות חברתיות (Facebook, X) | 3.18 | 2.00 | 66.7 | 33.0 |
| קבוצות וואטסאפ אחרות (כלליות) | 3.02 | 2.04 | 61.0 | 29.8 |
| שמועות במפגשים פנים אל פנים | 2.89 | 1.58 | 76.2 | 21.1 |
| ערוצי טלגרם | 2.63 | 2.05 | 49.9 | 25.3 |
| קבוצות וואטסאפ (בנושאי ביטחון / איראן) | 2.44 | 1.90 | 46.9 | 20.3 |
| תקשורת ממוסדת זרה (טלוויזיה, רדיו, אתרי חדשות) | 2.12 | 1.49 | 48.6 | 10.4 |
| מכרים המקורבים למקבלי החלטות | 2.02 | 1.44 | 47.1 | 8.7 |
| אתרים לחיזוי ההסתברות למלחמה | 1.53 | 1.23 | 20.1 | 4.5 |
| שוקי הימורים | 1.36 | 0.99 |
סולם המדידה נע בין 1 (כלל לא) ל־7 (כל שעה). אחוז שימוש = שיעור המשיבים שדיווחו על ערך גדול מ־1. אחוז שימוש תכוף = שיעור המשיבים שדיווחו על ערך של 5 ומעלה (כמה פעמים ביום או יותר).
לוח 3 מציג את הסטטיסטיקות התיאוריות של משתני המחקר. רמות החרדה המצבית היו מתונות יחסית (M=2.03, SD=0.68), בעוד רמת חוסר הסבילות לאי־ודאות הייתה מעל נקודת האמצע של הסולם (M=3.09, SD=0.86). צריכת המידע הספקולטיבית הייתה מועטה יחסית (M=1.45, SD=1.03), עם התפלגות מוטה ימינה, מה שמרמז על אופיין הנישתי של הפלטפורמות הללו. יש להביא בחשבון התפלגות זו בפרשנות הממצאים הנוגעים למשתנה זה. ציון האמון בתקשורת היה מעט מתחת לנקודת האמצע של הסולם (M=2.80, SD=0.78) – ממצא שמרמז על רמת אמון מתונה בכלי התקשורת בקרב המשיבים.
לוח 3: סטטיסטיקות תיאוריות של משתני המחקר
משתנה* |
N |
ממוצע (M) |
סטיית תקן (SD) |
מינימום |
מקסימום |
|---|---|---|---|---|---|
| חוסר סבילות לאי־ודאות | 409 | 3.09 | 0.86 | 1.00 | 5.00 |
| חרדה מצבית | 405 | 2.03 | 0.68 | 1.00 | 4.00 |
| אמון בתקשורת | 403 | 2.80 | 0.78 | 1.00 | 5.00 |
| תקשורת ממוסדת | 403 | 2.98 | 1.29 | 1.00 | 7.00 |
| רשתות חברתיות | 403 | 2.82 | 1.54 | 1.00 | 7.00 |
| מידע ספקולטיבי | 403 | 1.45 | 1.03 | 1.00 | 7.00 |
| נכונות להפצת שמועות | 404 | 2.39 | 0.93 | 1.00 | 5.00 |
* חרדה מצבית נמדדה בסולם של 1–4; משתני צריכת המדיה נמדדו בסולם של 1–7; וכל שאר המשתנים נמדדו בסולם של 1–5. הערה: ה־N אינו קבוע עבור כלל המשתנים בשל נתונים חסרים; ניתוחי המתאם והרגרסיה בוצעו על בסיס N=403 (listwise).
מתאמים בין המשתנים
כדי לבחון את הקשרים בין המשתנים נערך ניתוח מתאמי פירסון, שהצביע על קשרים מובהקים בין משתני המחקר. בהתאם לנתונים המובאים בלוח 4, נמצא קשר חיובי חזק בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין חרדה מצבית (r=.561, p<.001) – ממצא שמאושש את השערה 1. נוסף על כך, נמצאו קשרים בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין נכונות להפצת שמועות (r=.258, p<.001), וכן בינה ובין צריכת מידע ברשתות החברתיות (r=.203, p<.001), בהתאם להשערות 2 ו־3. חרדה מצבית קשורה במיוחד לצריכת מידע ספקולטיבי (r=.187, p<.001), בהתאם להשערה 4. אמון בתקשורת נקשר בעיקר לצריכת תקשורת ממוסדת (r=.260, p<.001), בהתאם להשערה 5, וגם לנכונות להפצת שמועות (r=.213, p<.001).
לוח 4: מתאמי פירסון בין משתני המחקר (N=403)
משתנה |
חוסר סבילות לאי־ודאות |
חרדה מצבית |
אמון בתקשורת |
תקשורת ממוסדת |
רשתות חברתיות |
מידע ספקולטיבי |
|---|---|---|---|---|---|---|
| חרדה מצבית | .561*** | |||||
| אמון בתקשורת | .114* | .056 | ||||
| תקשורת ממוסדת | .168*** | .148** | .260*** | |||
| רשתות חברתיות | .203*** | .133** | .163** | .299*** | ||
| מידע ספקולטיבי | .110* | .187*** | .045 | .252*** | .315*** | |
| נכונות להפצת שמועות | .258*** | .199*** | .213*** | .211*** | .302*** | .231*** |
N=403 (Listwise). *p<.05, **p<.01, ***p<.001
גורמים המנבאים נכונות להפצת שמועות
כדי לבחון את השערה 6, העוסקת במנבאים של נכונות מוצהרת להפצת שמועות, בוצעה רגרסיה ליניארית מרובה שבה המשתנה התלוי היה הנכונות להפצת שמועות (כוונה התנהגותית מדווחת), והמשתנים הבלתי תלויים היו אמון בתקשורת, חרדה מצבית, חוסר סבילות לאי־ודאות, צריכת מידע ברשתות החברתיות, צריכת מידע ספקולטיבי וצריכת תקשורת ממוסדת.
בטרם הניתוח נבדקו הנחות הרגרסיה. בדיקת מולטי־קולינאריות הראתה שערכי ה־VIF של כלל המנבאים נעו בין 1.09 ל־1.51, וערכי הסבילות (Tolerance) נעו בין 0.66 ל־0.92 – ערכים המרוחקים מסף הבעיה המקובל ומעידים על היעדר מולטי־קולינאריות. בדיקה גרפית של השאריות לא הצביעה על הפרה בולטת של ההנחות של נורמליות והומוסקדסטיות. תוצאות הרגרסיה מוצגות בלוח 5, הכולל את מודל הבסיס (מודל 1) ואת המודל בתוספת משתני בקרה דמוגרפיים ופוליטיים (מודל 2). מודל 1 היה מובהק סטטיסטית (F(6, 396)=14.10, p<0.001, R²=0.18, Adjusted R²=0.16).
כדי לבחון את עמידות הממצאים, במודל 2 נוספו משתני בקרה: מין, השכלה, גיל, רמת דתיות ועמדה פוליטית סובייקטיבית (ימין–שמאל). מודל 2 (N=379) נותר מובהק (R²=.21), וארבעת המנבאים המרכזיים נותרו מובהקים ויציבים: אמון בתקשורת (β=.19, p<.001), חוסר סבילות לאי־ודאות (β=.16, p=.008), צריכת מידע ברשתות החברתיות (β=.17, p=.001) וצריכת מידע ספקולטיבי (β=.13, p=.016). מבין משתני הבקרה, עמדה פוליטית הייתה מנבא מובהק (β=-.11, p=.039; נטייה לימין נקשרה לנכונות גבוהה יותר להפצת שמועות) וכך גם רמת דתיות (β=.13, p=.026). רמת ההכנסה נבחנה אף היא, אך לא תרמה לניבוי (p=.78), ולכן, כדי לשמר את גודל המדגם, לא נכללה במודל הסופי. חרדה מצבית וצריכת תקשורת ממוסדת נותרו מנבאים לא מובהקים של הנכונות להפצת שמועות גם לאחר הבקרה.
בחינת מקדמי מודל 1 העלתה כי צריכת מידע ברשתות החברתיות הייתה המנבא המובהק החזק ביותר לנכונות להפצת שמועות (β=.19, p<.001, 95% CI [0.05, 0.17]): ככל שרמת הצריכה של מידע ברשתות החברתיות ובאפליקציות המסרים המיידיים גבוהה יותר, כך עולה הנכונות להפיץ שמועות. נוסף על כך נמצא כי חוסר סבילות לאי־ודאות ניבא באופן חיובי ומובהק את הנכונות להפצת שמועות (β=.15, p=.006, 95% CI [0.05, 0.29]), כלומר אנשים המתקשים להתמודד עם מצבי אי־ודאות מביעים נכונות רבה יותר להפיץ שמועות. שני מנבאים מובהקים נוספים היו אמון בתקשורת (β=.14, p=.003, 95% CI [0.06, 0.28]) וצריכת מידע ספקולטיבי (β=.13, p=.011, 95% CI [0.03, 0.20]). לעומת זאת, חרדה מצבית (β=.05, p=.383, 95% CI [-0.08, 0.22]) וצריכת תקשורת ממוסדת (β=.05, p=.281, 95% CI [-0.03, 0.11]) לא נמצאו כמנבאים מובהקים של הנכונות להפצת שמועות.
הממצאים יכולים ללמד על כך שהנכונות להפצת שמועות מנובאת באמצעות שילוב בין גורמים: צריכת מידע ממקורות בלתי פורמליים (רשתות חברתיות ומידע ספקולטיבי), חוסר סבילות לאי־ודאות ואמון בתקשורת. לעומת זאת, חרדה מצבית וצריכת תקשורת ממוסדת לא ניבאו את הנכונות להפצת שמועות מעבר לתרומתם של שאר המנבאים. השערה 6 אוששה אפוא חלקית: צריכת מידע ברשתות החברתיות, צריכת מידע ספקולטיבי וחוסר סבילות לאי־ודאות אכן ניבאו נכונות להפצת שמועות, כפי שנצפה, אולם גם אמון בתקשורת נמצא כמנבא מובהק – ממצא שלא נכלל בהשערה.
לוח 5: רגרסיה ליניארית מרובה לניבוי הנכונות להפצת שמועות
משתנה |
מודל 1 (β) |
מודל 2 (β) |
|---|---|---|
| חוסר סבילות לאי־ודאות | .15** | .16** |
| חרדה מצבית | .05 | .12 |
| אמון בתקשורת | .14** | .19*** |
| צריכת מידע ברשתות חברתיות | .19*** | .17** |
| צריכת מידע ספקולטיבי | .13* | .13* |
| צריכת תקשורת ממוסדת | .05 | .01 |
| מין | – | -.06 |
| השכלה | – | -.05 |
| גיל | – | .08 |
| רמת דתיות | – | .13* |
| עמדה פוליטית (ימין–שמאל) | – | -.11* |
| N | 403 | 379 |
| R² | .18 | .21 |
| Adj. R² | .16 | .18 |
F(6, 396)=14.10 (מודל 1), p<.001. β=מקדמים סטנדרטיים. N: מודל 1=403, מודל 2=379 (מחיקה על בסיס רשימה במשתני הבקרה). –=המשתנה לא נכלל במודל. *p<.05, **p<.01, ***p<.001
לסיכום, השערות 1–5 אוששו: נמצאו קשרים חיוביים ומובהקים בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין חרדה מצבית (השערה 1), צריכת מידע ברשתות החברתיות (השערה 2) ונכונות להפצת שמועות (השערה 3); בין חרדה מצבית לצריכת מידע ספקולטיבי (השערה 4); ובין אמון בתקשורת לצריכת תקשורת ממוסדת (השערה 5). השערה 6 אוששה חלקית: צריכת מידע ברשתות החברתיות, צריכת מידע ספקולטיבי וחוסר סבילות לאי־ודאות ניבאו נכונות להפצת שמועות כפי שנצפה, אך גם אמון בתקשורת ניבא נכונות זו – ממצא שלא נכלל בהשערה המקורית; ואילו חרדה מצבית וצריכת תקשורת ממוסדת לא ניבאו במובהק נכונות להפצת שמועות.
בעוד ניתוח הרגרסיה מצביע על הגורמים המנבאים נכונות להפצת שמועות, מודל הנתיבים בוחן כיצד קשרים אלה פועלים יחד ובודק את תפקידם המתווך של דפוסי צריכת המידע. לפיכך נבנה מודל נתיבים שבו משתני הרקע הפסיכולוגיים (חוסר סבילות לאי־ודאות ואמון בתקשורת) מנבאים חרדה מצבית ודפוסי צריכת מידע, ואלה בתורם מנבאים את הנכונות להפצת שמועות (ראו איור 1). מאחר שמדובר בנתוני חתך, המודל משקף סדר מבני המעוגן בתיאוריה ואינו מבסס קשרים סיבתיים; וכפי שצוין, ייתכנו אף קשרים הדדיים בין המשתנים המצביים.
המודל התאים היטב לנתונים (CFI=.97, TLI=.94, RMSEA=.05). כל הנתיבים המשוערים נמצאו מובהקים: מחוסר סבילות לחרדה (β=.56), מחוסר סבילות לרשתות חברתיות (β=.17), מחרדה למידע ספקולטיבי (β=.15), ומאמון לתקשורת ממוסדת (β=.23); וכן הנתיבים הישירים מחוסר סבילות להפצה (β=.18) ומאמון להפצה (β=.14). צריכת מידע ברשתות החברתיות (β=.18) וצריכת מידע ספקולטיבי (β=.13) ניבאו נכונות להפצת שמועות, ואילו צריכת תקשורת ממוסדת לא ניבאה אותה (β=.06, לא מובהק). המודל הסביר 18% מהשונות בנכונות להפצת שמועות. יש לציין כי המקדם המבני בין חוסר סבילות לאי־ודאות לחרדה מצבית (β=.56) מבוסס על ציוני הסולמות הגלויים, ולפיכך הוא גבוה מן המתאם בין הגורמים הסמויים שדווח ב־CFA (r=.33–.38), המנכה את שגיאת המדידה.
ניתוח האפקטים העקיפים (bootstrap, רווח סמך 95%) העלה שלושה נתיבי תיווך מובהקים: מחרדה דרך מידע ספקולטיבי להפצה (β=.020, CI [.004, .048]); מחוסר סבילות דרך רשתות חברתיות להפצה (β=.031, CI [.009, .059]); ומחוסר סבילות דרך חרדה ומידע ספקולטיבי להפצה (β=.012, CI [.002, .026]). ממצא זה ממקם את החרדה המצבית כמשפיעה על הנכונות להפצה בעיקר בעקיפין – דרך צריכת מידע ספקולטיבי – ולא במישרין. לעומת זאת, הנתיב מאמון דרך תקשורת ממוסדת להפצה לא היה מובהק (CI [-.012, .042]), כך שהשפעת האמון על ההפצה היא ישירה. עם זאת, שיעורי השונות המוסברת במשתני צריכת המידע היו נמוכים (R² בין .04 ל־.07). לפיכך, האפקטים העקיפים מובהקים אך מתונים בגודלם, ואת עיקר ההשפעה על ההפצה נושאים הנתיבים הישירים.
תרשים 1. מודל הנתיבים לנכונות להפצת שמועות
קווים מלאים מציינים נתיבי תיווך; קווים מקווקווים מציינים השפעות ישירות על המשתנה התלוי ואת הנתיב הלא מובהק (מתקשורת ממוסדת אל נכונות להפצת שמועות)
דיון
המחקר הנוכחי בחן את הקשרים בין חוסר סבילות לאי־ודאות, חרדה מצבית ואמון בתקשורת ובין דפוסי צריכת מידע ונכונות להפצת שמועות בתקופת ציפייה להסלמה צבאית. רמת חוסר הסבילות לאי־ודאות הייתה מעל נקודת האמצע של הסולם, בעוד רמות החרדה המצבית היו מתונות – פער שעשוי לשקף את אופיו של שלב הציפייה, שבו האי־ודאות כבר מורגשת אך האיום טרם התממש. נמצא קשר חזק בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין חרדה מצבית, בהתאם לממצאי מחקרים שזיהו בחוסר סבילות לאי־ודאות גורם לעלייה בחרדה ספציפית למשבר (Chen et al., 2018; Wright et al., 2022), ולמודלים נוירו־פסיכולוגיים המקשרים בין עמימות, ציפייה לאיום ותגובות חרדה (Grupe & Nitschke, 2013). המחקר הנוכחי מרחיב קשרים אלה להקשר של ציפייה לסכסוך ביטחוני – נושא שטרם נחקר ישירות, למיטב ידיעתנו.
הממצאים מלמדים על קשר מובהק בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין התנהגויות מדיה מגוונות. נמצא כי חוסר סבילות גבוה לאי־ודאות קשור הן לצריכת מידע ברשתות חברתיות והן להפצת שמועות. ממצא זה עשוי לרמז כי אנשים שמתקשים להתמודד עם אי־ודאות נוטים לחפש מידע בערוצי תקשורת בלתי פורמליים ואף לשתפו עם אחרים, אולי כדרך להפחית עמימות או להבין את המצב. ממצאים דומים דווחו בהקשר של מגפת הקורונה, כאשר חוסר סבילות לאי־ודאות נקשר לשימוש בעייתי ברשתות החברתיות (Sun et al., 2022) ולחיפוש מידע כפייתי בערוצים מקוונים. עם זאת, ממצא זה כולל ממד חדש – הקשר בין חוסר סבילות לאי־ודאות ובין הנכונות להפיץ שמועות, שטרם נבחן ישירות בהקשר של ציפייה לסכסוך ביטחוני.
ייתכן שהעברת מידע לאחרים היא דרך רגשית להתמודד עם חוסר ודאות: שיתוף המידע נותן לפרט תחושת שליטה, ומאפשר לבדוק פרשנויות למידע באמצעות תגובות מהסביבה החברתית. נמצא כי חרדה מצבית במיוחד קשורה לצריכת מידע ספקולטיבי ממקורות כמו אתרים לחיזוי ההסתברות למלחמה או שוקי הימורים, אשר מבוססים על הערכות וספקולציות. ממצא זה עשוי להעיד על כך שחרדה מגבירה את הנטייה לחפש תחזיות כמותיות לגבי העתיד, אולי כדי להמיר את תחושת האי־בהירות במידע אובייקטיבי ומספרי. במחקרים על חיפוש מידע בריאותי במצבי משבר (Wright et al., 2022) נמצאה דינמיקה דומה: חרדה מובילה לחיפוש אינטנסיבי אחר מידע שמפחית אי־ודאות, אך לעיתים, כשאין בהירות במידע, האי־ודאות דווקא גוברת. הממצא הנוכחי כולל תחום חדש – מקורות ספקולטיביים בהקשר ביטחוני – ומראה שנטיות אלה מופיעות לא רק במצבי משבר בתחום הבריאות, אלא גם בתקופות של ציפייה להסלמה צבאית. הוא תואם את הממצאים של שרפנטייר ואח’ (Charpentier et al., 2022), שמראים כי חרדה מגבירה חיפוש מידע סלקטיבי במצבים של שינוי ואי־ודאות.
כמו כן, נמצא קשר חיובי בין אמון בתקשורת לצריכת תקשורת ממוסדת. ממצא זה תואם את ההנחה שאנשים שמביעים אמון רב במקורות חדשותיים יפנו אליהם בתדירות גבוהה. הוא עולה בקנה אחד עם הממצאים של צפתי וקפלה (Tsfati & Cappella, 2003) על הקשר בין אמון בתקשורת לצריכת חדשות, וכן עם הממצאים של יעבץ ואח’ (Yavetz et al., 2025) על התפקיד שממלא האמון במוסדות בעיצוב דפוסי צריכת מדיה בעת סכסוך מזוין. ממצא נוסף שראוי לציינו הוא הקשר החיובי בין אמון בתקשורת ובין הנכונות להפצת שמועות, קשר שנשאר מובהק גם ברגרסיה לאחר בקרה על שאר המנבאים. ניתן להציע מספר הסברים אפשריים לממצא זה, אולם הם משוערים ודורשים בחינה אמפירית נוספת.
ניתוח הרגרסיה מעלה ממצא נוסף: מבין ששת המנבאים שנבדקו, ארבעה חזו במובהק את הנכונות להפצת שמועות – צריכת מידע ברשתות החברתיות, חוסר סבילות לאי־ודאות, אמון בתקשורת וצריכת מידע ספקולטיבי; בעוד חרדה מצבית וצריכת תקשורת ממוסדת לא היו משמעותיים לניבוי. ממצא זה מראה שהנכונות להפיץ שמועות בזמן משבר אינה תוצאה ישירה של מצב רגשי, כגון חרדה, או של צריכת מידע ממקורות ממוסדים, אלא מאפיינת בעיקר אנשים הפונים לערוצי מידע בלתי פורמליים, מתקשים להתמודד עם עמימות ומאמינים באמינותם של המקורות הזמינים להם. ממצאים אלה תואמים את הגישה של דיפונזו ובורדיה (DiFonzo & Bordia, 2007), לפיה שמועות מתפשטות בעיקר בערוצים בלתי פורמליים ובהקשרים של חוסר במידע רשמי, ומרחיבים את ממצאינו במחקר קודם (Elishar et al., 2025), שהראו כי דפוסי צריכת תקשורת מתווכים את הקשר בין משתנים פסיכולוגיים להפצת שמועות בפועל. לצד מובהקות המודל הסטטיסטי, יש לציין כי שיעור השונות שהמודל מסביר הוא מתון יחסית (18%), דבר המצביע על האפשרות שמשתנים נוספים, שלא נכללו במחקר, כגון אוריינות מדיה ואמון במוסדות המדינה, ממלאים תפקיד חשוב בנכונות להפיץ שמועות.
לבסוף, הממצאים התיאוריים ממחישים את חשיבותם של ערוצי תקשורת בין־אישיים בתקופות של ציפייה למשבר. אף שהתקשורת הממוסדת בישראל – טלוויזיה, רדיו ואתרי חדשות – הייתה מקור המידע המרכזי, רוב המשיבים דיווחו על קבלת מידע במפגשים פנים אל פנים (76%), או דרך מכרים שנתפסים כמקור למידע פנימי (47%). ממצא זה מעיד כי בזמנים של אי־ודאות ביטחונית, צרכני תקשורת אינם מסתמכים רק על התקשורת הממוסדת והרשתות החברתיות, אלא גם על רשתות מידע בין־אישיות. ממצא זה תואם את תיאוריית התלות במערכת התקשורת (Ball-Rokeach & DeFleur, 1976), שלפיה באירועי משבר גוברת תלותו של הציבור במקורות מידע מגוונים; וכן תומך במחקרים על שמועות (Rosnow, 1991), המצביעים על התפקיד המרכזי של ערוצי מידע בין־אישיים בהעברת מידע בזמני עמימות. מעניין במיוחד הממצא שמחצית מהמשיבים פנו למכרים הנתפסים כ”יודעי דבר”, מה שמלמד על קיומה של היררכיה בלתי פורמלית של מקורות מידע, כאשר חלק ניכר מהמידע הבין־אישי מתקבל דרך אנשים שאינם עיתונאים או דוברים רשמיים, אך נתפסים כבעלי גישה למידע פנימי. ייתכן שבהקשר הישראלי מתחדד דפוס זה: גיוסי מילואים נרחבים וחברה מלוכדת המתאפיינת בהשתתפות מקיפה בפעילות הצבאית יוצרים רשתות חברתיות שבהן לרבים יש קרבה – ישירה או בתיווך של גורם יחיד – לאנשים הנתפסים כבעלי גישה למידע ביטחוני, ומכאן ההסתמכות הרווחת על מקורות בין־אישיים דווקא בשלב הציפייה. הסבר זה הוא פרשני וטעון בחינה אמפירית נוספת.
מעבר למנבאים המרכזיים, נמצא קשר בין שני משתני בקרה לנכונות להפצת שמועות: נטייה פוליטית ימינה ורמת דתיות גבוהה (מודל 2). ממצא זה לא נכלל בהשערות, ופרשנותו ראשונית בלבד. ייתכן שהוא משקף הבדלים בין משתתפים מהצד הימני של המפה הפוליטים למשתתפים מהצד השמאלי שלה, ובין משתתפים המגדירים עצמם דתיים או מסורתיים למשתתפים המגדירים עצמם חילונים, מבחינת דפוסי האמון בתקשורת הממוסדת ובמערכות מידע חלופיות, השתייכות לקהילות מידע שונות, או רמות חשיפה שונות לערוצים בלתי פורמליים שעסקו בתכנים של ציפייה למלחמה. עם זאת, בהיעדר מדידה ישירה של מנגנונים אלה, אלו הסברים משוערים, הדורשים בדיקה ייעודית במחקרי המשך.
מגבלות המחקר
למחקר מספר מגבלות שיש להביא בחשבון בעת פרשנות הממצאים. ראשית, הוא התבסס על מחקר חתך רוחבי שבו הנתונים נאספו בנקודת זמן יחידה, ולכן לא ניתן להסיק ממנו על קשרים סיבתיים בין המשתנים שנבדקו.
שנית, הנתונים מבוססים על דיווח עצמי של המשתתפים, ולכן ייתכן שחלק מהתגובות מושפעות מהטיות דיווח או מזיכרון סלקטיבי. בהקשר זה יש לציין כי המשתנה התלוי המרכזי, נכונות להפצת שמועות, מבטא כוונה התנהגותית מדווחת ולא התנהגות הפצה בפועל, וייתכן שקיים פער בין הנכונות המדווחת ובין ההתנהגות הלכה למעשה.
שלישית, אף שבמודל 2 נכללו משתני בקרה דמוגרפיים ופוליטיים, המחקר התמקד במשתנים פסיכולוגיים ותקשורתיים ברמת הפרט ולא כלל משתני בקרה נוספים שעשויים להיות רלוונטיים, כגון רמת אמון במוסדות המדינה, קרבה פיזית לאיום או אוריינות מדיה. בהקשר זה, מחקרים שנערכו בעת מלחמת חרבות ברזל (Elishar et al., 2025) מלמדים כי קרבה פסיכולוגית לסכסוך עשויה למתן או להגביר את הקשר בין חרדה להפצת שמועות. רביעית, ממצאי המחקר נאספו בהקשר היסטורי מסוים – הימים שקדמו למבצע “שאגת הארי”, וייתכן כי יימצאו דפוסים אחרים בתקופות ציפייה שונות או בהקשרים גיאופוליטיים שונים.
תרומת המחקר וכיוונים למחקרים עתידיים
המחקר תורם לספרות על תקשורת במצבי משבר בכך שהוא מציע כי שלב הציפייה למשבר הוא תקופה מובחנת, שבה אי־ודאות אינה רק תגובה לאירוע, אלא מנגנון מארגן של דפוסי צריכת מידע והתנהגות מדיה. תרומה זו באה לידי ביטוי בארבעה מישורים עיקריים. ראשית, ההתמקדות בשלב הציפייה לעימות ולא בשלב המימוש, שזכתה עד כה לתשומת לב מחקרית מוגבלת בלבד, מראה כי קיימים קשרים בין תחושות של אי־ודאות, תגובות רגשיות ודפוסי צריכת מידע עוד לפני תחילת האירוע הביטחוני. במחקרים עתידיים ניתן לעשות שימוש במערכי מחקר אורך כדי לבחון כיצד תחושות של אי־ודאות, חרדה ודפוסי צריכת מידע משתנים לאורך זמן, במיוחד כאשר מצב של ציפייה לעימות מתפתח לאירוע ביטחוני בפועל.
שנית, הזיהוי הראשוני של ממד המידע הספקולטיבי כרכיב נפרד בצריכת מידע, אף שהוא מבוסס על שני פריטים בלבד, מצביע על כך שתלות הציבור בתקשורת בתקופות משבר עשויה לכלול גם מקורות הנותנים מענה לצורך הספציפי להעריך הסתברויות. מחקרים עתידיים יוכלו להרחיב את המדידה של ממד זה באמצעות פריטים נוספים ולבחון את מקומן של פלטפורמות חיזוי והערכה נוספות במבנה צריכת המידע.
במישור השלישי ניצב הממצא שלפיו אמון בתקשורת נקשר לנכונות להפצת שמועות, אשר מאתגר את ההנחה האינטואיטיבית שאמון רב מגן מפני הפצת מידע בלתי מאומת. ממצא זה דורש אימות נוסף, ומחקרים עתידיים יוכלו לבחון את המנגנונים העומדים בבסיסו באמצעות מודלים מתווכים או ממתנים.
רביעית, הממצאים התיאוריים מדגימים את חשיבותם של ערוצי תקשורת בין־אישיים בתקופות ציפייה למשבר, אשר משתקפת בשיעור הגבוה של משיבים שדיווחו על קבלת מידע במפגשים פנים אל פנים ודרך מכרים הנתפסים כבעלי גישה למידע פנימי. במחקרים עתידיים אפשר להשתמש במדדים של הפצת מידע בפועל, למשל באמצעות נתוני שיתוף מפלטפורמות דיגיטליות, ולבחון כיצד דפוסי צריכת המידע והנכונות להפצת שמועות משתנים בשלבים שונים של משבר ביטחוני, החל משלב הציפייה לעימות, דרך שלב ההתפרצות של האירוע ועד לתקופה שלאחריו.
רשימת המקורות
ברזילי, ג’ (1991). תקשורת המונים ומלחמות. קשר, 10, 25–32. https://www.jstor.org/stable/23908256
Bibliography
Allport, G. W., & Postman, L. (1947). The psychology of rumor. Henry Holt and Company.
Ariel, Y., Elishar-Malka, V., Seah, S., Weimann-Saks, D., & Weimann, G. (2022). #RumorsCOVID-19: Predicting the forwarding of online rumors in Wuhan, China, and in Israel. International Communication Gazette, 84(6), 550–569. https://doi.org/10.1177/17480485221074848
Austin, L., Liu, B. F., & Jin, Y. (2012). How audiences seek out crisis information: Exploring the social-mediated crisis communication model. Journal of Applied Communication Research, 40(2), 188–207. https://doi.org/10.1080/00909882.2012.654498
Ball-Rokeach, S. J. (1985). The origins of individual media-system dependency: A sociological framework. Communication Research, 12(4), 485–510. https://doi.org/10.1177/009365085012004003
Ball-Rokeach, S. J., & DeFleur, M. L. (1976). A dependency model of mass-media effects. Communication Research, 3(1), 3–21. https://doi.org/10.1177/009365027600300101
Barzilai, G. (1991). Tikshoret hamonim u-milhamot [Mass communication and wars]. Kesher, 10, 25–32. https://www.jstor.org/stable/23908256
Carleton, R. N. (2016). Into the unknown: A review and synthesis of contemporary models involving uncertainty. Journal of Anxiety Disorders, 39, 30–43. https://doi.org/10.1016/j.janxdis.2016.02.007
Carleton, R. N., Norton, M. A. P. J., & Asmundson, G. J. G. (2007). Fearing the unknown: A short version of the Intolerance of Uncertainty Scale. Journal of Anxiety Disorders, 21(1), 105–117. https://doi.org/10.1016/j.janxdis.2006.03.014
Charpentier, C. J., Cogliati Dezza, I., Vellani, V., Globig, L. K., Gädeke, M., & Sharot, T. (2022). Anxiety increases information-seeking in response to large changes. Scientific Reports, 12, Article 7385. https://doi.org/10.1038/s41598-022-10813-9
Chen, S., Yao, N., & Qian, M. (2018). The influence of uncertainty and intolerance of uncertainty on anxiety. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 61, 60–65. https://doi.org/10.1016/j.jbtep.2018.06.005
DiFonzo, N., & Bordia, P. (2007). Rumor psychology: Social and organizational approaches. American Psychological Association.
Dotan, J., & Cohen, A. A. (1976). Mass media use in the family during war and peace: Israel 1973–1974. Communication Research, 3(4), 393–402. https://doi.org/10.1177/009365027600300403
Elishar, V., Ariel, Y., & Weimann-Saks, D. (2025). Psychological dynamics and media influence on rumor propagation during the 2023–2024 Israel-Hamas war: A comparative analysis of early- and late-stage conflict. Asian Journal of Communication, 35(5), 448–468. https://doi.org/10.1080/01292986.2025.2531498
Freeston, M. H., Tiplady, A., Mawn, L., Bottesi, G., & Thwaites, S. (2020). Towards a model of uncertainty distress in the context of coronavirus (COVID-19). The Cognitive Behaviour Therapist, 13, Article e31. https://doi.org/10.1017/S1754470X2000029X
Freiling, I., Krause, N. M., Scheufele, D. A., & Brossard, D. (2023). Believing and sharing misinformation, fact-checks, and accurate information on social media: The role of anxiety during COVID-19. New Media & Society, 25(1), 141–162. https://doi.org/10.1177/14614448211011451
Griffin, R. J., Dunwoody, S., & Neuwirth, K. (1999). Proposed model of the relationship of risk information seeking and processing to the development of preventive behaviors. Environmental Research, 80(2, Pt. 2), S230–S245. https://doi.org/10.1006/enrs.1998.3940
Grupe, D. W., & Nitschke, J. B. (2013). Uncertainty and anticipation in anxiety: An integrated neurobiological and psychological perspective. Nature Reviews Neuroscience, 14(7), 488–501. https://doi.org/10.1038/nrn3524
Gu, Y., Gu, S., Lei, Y., & Li, H. (2020). From uncertainty to anxiety: How uncertainty fuels anxiety in a process mediated by intolerance of uncertainty. Neural Plasticity, 2020, Article 8866386. https://doi.org/10.1155/2020/8866386
Hermida, A. (2010). Twittering the news: The emergence of ambient journalism. Journalism Practice, 4(3), 297–308. https://doi.org/10.1080/17512781003640703
Holman, E. A., Thompson, R. R., Garfin, D. R., & Silver, R. C. (2020). The unfolding COVID-19 pandemic: A probability-based, nationally representative study of mental health in the United States. Science Advances, 6(42), Article eabd5390. https://doi.org/10.1126/sciadv.abd5390
Jin, Y., Liu, B. F., & Austin, L. L. (2014). Examining the role of social media in effective crisis management: The effects of crisis origin, information form, and source on publics’ crisis responses. Communication research, 41(1), 74–94. https://doi.org/10.1177/0093650211423918
Jones, N. M., Thompson, R. R., Dunkel Schetter, C., & Silver, R. C. (2017). Distress and rumor exposure on social media during a campus lockdown. Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America, 114, 11663–11668. https://doi.org/10.1073/pnas.1708518114
Katz, E. (1971). Television comes to the Middle East. Trans-Action, 8(8), 42–50. https://doi.org/10.1007/BF02908326
Kim, H. J., & Hong, H. (2022). Predicting information behaviors in the COVID-19 pandemic: Integrating the role of emotions and subjective norms into the Situational Theory of Problem Solving (STOPS) framework. Health Communication, 37(13), 1640–1649. https://doi.org/10.1080/10410236.2021.1911399
Kohring, M., & Matthes, J. (2007). Trust in news media: Development and validation of a multidimensional scale. Communication Research, 34(2), 231–252. https://doi.org/10.1177/0093650206298071
Lee, J., & Choi, J. (2024). Creating vicious information cycle: Trust, exposure and misperception in online and offline information dynamics during health crises. Online Information Review, 48, 1177–1196. https://doi.org/10.1108/OIR-11-2023-0582
Liu, B., Bartz, L., & Duke, N. (2016). Communicating crisis uncertainty: A review of the knowledge gaps. Public Relations Review, 42, 479–487. https://doi.org/10.1016/j.pubrev.2016.03.003
Moon, J., & Peifer, J. T. (2025). Explaining mainstream news media use in the context of the COVID-19 pandemic: The roles of partisanship, perceptions of threat, negative emotions, and news media trust. Mass Communication and Society, 28(6), 1008–1033. https://doi.org/10.1080/15205436.2024.2366228
Muhammed T. S., & Mathew, S. K. (2022). The disaster of misinformation: a review of research in social media. International Journal of Data Science and Analytics, 13(4), 271–285. https://doi.org/10.1007/s41060-022-00311-6
Olinder, H. (2024). When rumors take hold in crisis communication: Statements by politicians and authorities during crises. In B. F. Liu & A. M. Mehta (Eds.), Routledge handbook of risk, crisis, and disaster communication (pp. 257–264). Routledge.
Park, H.-W., Kim, J.-H., & Osman, N. S. (2025). From E-democracy to C-democracy: Analyzing transnational political discourse during South Korea’s 2024 presidential impeachment on Polymarket. Information, 16(11), Article 980. https://doi.org/10.3390/info16110980
Park, T., Ju, I., Ohs, J. E., Hinsley, A., & Muzumdar, J. (2023). Information seeking during the COVID-19 pandemic: Application of the risk information seeking and processing model. Research in Social and Administrative Pharmacy, 19(6), 956–964. https://doi.org/10.1016/j.sapharm.2023.03.010
Peled, T., & Katz, E. (1974). Media functions in wartime: The Israel home front in October 1973. In J. G. Blumler & E. Katz (Eds.), The uses of mass communications: Current perspectives on gratifications research (pp. 49–69). Sage.
Pezzo, M. V., & Beckstead, J. W. (2006). A multilevel analysis of rumor transmission: Effects of anxiety and belief in two field experiments. Basic and Applied Social Psychology, 28(1), 91–100. https://doi.org/10.1207/s15324834basp2801_8
Rettie, H., & Daniels, J. (2021). Coping and tolerance of uncertainty: Predictors and mediators of mental health during the COVID-19 pandemic. American Psychologist, 76(3), 427-437. https://psycnet.apa.org/doi/10.1037/amp0000710
Rosen, N. O., & Knäuper, B. (2009). A little uncertainty goes a long way: State and trait differences in uncertainty interact to increase information seeking but also increase worry. Health Communication, 24, 228–238. https://doi.org/10.1080/10410230902804125
Rosnow, R. L. (1988). Rumor as communication: A contextualist approach. Journal of Communication, 38, 12–28. https://doi.org/10.1111/j.1460-2466.1988.tb02033.x
Rosnow, R. L. (1991). Inside rumor: A personal journey. American Psychologist, 46(5), 484–496. https://doi.org/10.1037/0003-066X.46.5.484
Rosnow, R. L. (2001). Rumor and gossip in interpersonal interaction and beyond: A social exchange perspective. In R. M. Kowalski (Ed.), Behaving badly: Aversive behaviors in interpersonal relationships (pp. 203–232). American Psychological Association.
Saviola, F., Pappaianni, E., Monti, A., Grecucci, A., Jovicich, J., & De Pisapia, N. (2020). Trait and state anxiety are mapped differently in the human brain. Scientific Reports, 10(1), Article 11112. https://doi.org/10.1038/s41598-020-68008-z
Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L., Lushene, R. E., Vagg, P. R., & Jacobs, G. A. (1983). Manual for the State-Trait Anxiety Inventory (STAI). Consulting Psychologists Press.
Sun, C., Li, Y., Kwok, S. Y. C. L., & Mu, W. (2022). The relationship between intolerance of uncertainty and problematic social media use during the COVID-19 pandemic: A serial mediation model. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(22), Article 14924. https://doi.org/10.3390/ijerph192214924
Taha, S., Matheson, K., Cronin, T., & Anisman, H. (2014). Intolerance of uncertainty, appraisals, coping, and anxiety: The case of the 2009 H1N1 pandemic. British Journal of Health Psychology, 19(3), 592–605. https://doi.org/10.1111/bjhp.12058
Tsfati, Y., & Cappella, J. N. (2003). Do people watch what they do not trust? Exploring the association between news media skepticism and exposure. Communication Research, 30(5), 504–529. https://doi.org/10.1177/0093650203253371
Tsfati, Y., Vliegenthart, R., Strömbäck, J., & Lindgren, E. (2025). An asymmetrical reinforcing spiral? Disentangling the longitudinal dynamics of media use and mainstream media trust. Journal of Communication, 75(1), 16–26. https://doi.org/10.1093/joc/jqae039
Van Aelst, P., Toth, F., Castro, L., Štětka, V., de Vreese, C. H., Aalberg, T., Cardenal, A. S., Corbu, N., Esser, F., Hopmann, D. N., Koc-Michalska, K., Matthes, J., Schemer, C., Sheafer, T., Splendore, S., Stanyer, J., Stępińska, A., Strömbäck, J., & Theocharis, Y. (2021). Does a crisis change news habits? A comparative study of the effects of COVID-19 on news media use in 17 European countries. Digital Journalism, 9(9), 1208–1238. https://doi.org/10.1080/21670811.2021.1943481
Vosoughi, S., Roy, D., & Aral, S. (2018). The spread of true and false news online. Science, 359(6380), 1146–1151. https://doi.org/10.1126/science.aap9559
Weimann-Saks, D., Elishar, V., & Ariel, Y. (2024). FIFA World Cup as a media event: Psychological factors’ influence on second screen usage. Journal of Broadcasting & Electronic Media, 68(5), 736–757. https://doi.org/10.1080/08838151.2024.2406864
Wright, R. N., Faul, L., Graner, J. L., Stewart, G. W., & LaBar, K. S. (2022). Psychosocial determinants of anxiety about the COVID-19 pandemic. Journal of Health Psychology, 27(10), 2344–2360. https://doi.org/10.1177/13591053211030981
Wu, Y., & Shen, F. (2022). Exploring the impacts of media use and media trust on health behaviors during the COVID-19 pandemic in China. Journal of Health Psychology, 27(6), 1445–1461. https://doi.org/10.1177/1359105321995964
Yavetz, G., Zumofen, R., & Mabillard, V. (2025). Trust in government and media consumption during an armed conflict: The case of the Israeli public during the Swords of Iron War. Armed Forces & Society. Advance online publication. https://doi.org/10.1177/0095327X251365854
Yu, C. G., & Mustafa, H. (2023). Rumor response strategy and rumor behavioral intention: The mediating roles of anxiety on Chinese social media during COVID-19. SEARCH Journal of Media and Communication Research, Special issue: SEARCH 2022 Conference, 17–32.
Zou, W., & Tang, L. (2021). What do we believe in? Rumors and processing strategies during the COVID-19 outbreak in China. Public Understanding of Science, 30(2), 153–168. https://doi.org/10.1177/0963662520979459