非物質文化遺產中價值感知和消費意愿關系

沈元 譚一鳴 徐航

非物質文化遺產[1]指被各群體、團體、有時為個人所視為其文化遺產的各種實踐、表演、表現形式、知識體系和技能及其有關的工具、實物、工藝品和文化場所。非物質文化遺產所蘊含的集聚功能和文化品牌效應決定著一個地方的綜合競爭力，作為地區軟實力的重要標志，它能助推產業集聚群聯動性發展。大連貝雕是具有大連地方特色的非物質文化遺產，值得作為大連的名片推向全國乃至全世界。與此同時，大連貝雕產業化能夠在保護貝雕的同時還能產生經濟效益和社會效益，帶動大連經濟發展，實現大連貝雕文化與經濟的融合。

盡管國內非遺產業化勢頭良好，但也存在著許多問題。手工藝類非遺發展往往陷入了單一開發模式的困境，沒有充分挖掘和展示非遺的文化內涵。貝雕盡管是非遺，但是知曉并且了解的人很少，更不用說它的市場發展潛力，所以作為非遺的貝雕產業化發展舉步維艱。

消費意愿指消費者愿意為有某種特質的產品或服務付費的可能性，其包括兩部分，一是心理上是否愿意支付，是普遍性的，二是在經濟上到底愿意付多少，在各種狀況下愿意付的上限。影響消費意愿的主要因素有了解程度、學歷年齡、收入等。在復雜多變的市場環境下，人們逐漸認識到價值感知是消費者消費意愿的關鍵影響因素。Zeithmal認為價值感知中所付出的包括貨幣成本和非貨幣成本，顧客付出貨幣和其他資源以獲得產品或服務。Monroe認為價值感知是感知利得與利失之比，認為價值感知實際上是對利得的感知或為獲得產品而支付價格產生利失的感知之間的一種權衡。Sheth等人提出了價值感知模型，并將價值感知劃分為5個維度：認知價值、功能價值、社會價值、情感價值和情境價值。

研究價值感知并將其運用影響到大眾的消費意愿上，以此發展非物質文化遺產。并且通過其產生經濟效益和社會效益，實現經濟與文化的二元價值容介態，具有重要的現實意義。然而關于價值感知如何影響消費意愿等問題，還有一些問題急需探索：影響消費意愿的價值感知包括幾個維度;價值感知對于消費意愿的作用機制如何。

2理論與與假設

2.1價值感知對貝雕消費意愿的影響

在情感經濟時代，消費者行為逐漸走出了理性消費，越來越傾向感性消費。美國營銷學之父菲利普.科特勒將人們的消費行為分為三個部分：量的消費階段、質的消費階段、感情的消費階段。現在的營銷環境已經進入了情感營銷階段，消費者更加注重一種情感上的滿足和心靈上的認同。消費者的情感價值指消費者內在的感受、情緒和期望能創造積極、正面、使消費者滿意的情感體驗。通過建立并拓展與消費者的情感關聯，能夠在一定程度上消除與消費者客觀上的時空距離，穩固與其情感上的關系，實現利益最大化。因此提出假設H1a：

H1a：情感價值對消費意愿有正向影響。

然而所有消費者的最基本要求是產品的價格是否合理、購買是否方便、聲譽是否良好。這三個因素統稱為貨幣行為價值。價格是價值的體現，物美價廉、購買渠道便利的產品才能更加具有競爭性。聲譽一般是該產品以及該產品公司的品牌價值。Park認為對品牌形象的感知越好，消費者的消費意愿越高，從品牌策略的角度出發，提出品牌形象對消費者購買行為有積極的影響。因此，企業通過大力改善產品價格、購買渠道和品牌形象，能夠促進消費者購買。由此提出假設H1b：

H1b：貨幣行為價值對消費意愿有正向影響。

Changu認為質量是比較全面的對產品價值的判斷。Bala等人經過長時間的探索，證實了質量感知是一種類似于態度的全面評價。當消費者接受該產品時，如果感受到的質量價值越低，就不會購買該產品。在中國特定情境下，石青輝以白酒行業為例也做了相關的研究，結果顯示產品質量感知價值越高越能提高消費意愿[2]。根據以上研究，因此提出假設H1c：

H1c質量價值對消費意愿有正向影響。

2.2保護態度的中介作用

對大連貝雕的保護態度是對貝雕價值感知和消費意愿的中間變量——消費者的價值感知決定了消費者的保護態度，消費者的保護態度影響消費意愿。并且消費者的消費意愿越謹慎，消費者越偏向低消費的活動。所以市場開發過程中應該找準消費者消費心理，在產品的外觀質量、價格、情感價值與社交價值上讓顧客滿意，從而使消費者對貝雕有著正向的保護態度，消費者對貝雕的正向保護態度能夠增強消費意愿，因此提出假設2。

H2：保護態度對貝雕消費意愿有正向影響。

基于上述研究假設，本文構建了以保護態度為中介，價值感知對貝雕消費意愿的影響機制研究框架，如圖1所示。

圖1 影響機制研究框架圖

3研究方法

3.1數據收集

本次調研首先于2017年9月中旬在大連地區進行了前測，前測階段共發放樣本50份，回收有效問卷47份，我們對回收的問卷進行了信度檢驗，其值均在 0.8以上，說明問卷具有很好的信度。隨后我們于2017年10月～11月進行大規模發放問卷，共發放問卷372份，回收275份，不合格問卷24份，獲得有效問卷251份，有效回收率67%，滿足研究需要。根據回收的有效問卷，被調查者信息統計如下：按所屬區域看，大連地區約占63%，其他地區約占37%;按年齡段看，18-25歲約占41%。

3.2變量測度和檢驗

（1）價值感知

借鑒Petrick（2002）建立的感知價值量表，并參考在實地調研訪談中顧客對文化商品的評價標準，設計如下問題（PV1～PV9）：在眾多文化商品中，顧客感到①貝雕工藝產品的外觀是我喜愛的類型;②貝雕工藝產品的質量可靠;③貝雕工藝產品的一致性強;④貝雕工藝產品價格合理;⑤貝雕工藝產品購買方便;⑥貝雕工藝產品及服務考慮周到;⑦貝雕工藝產品給我欣喜的感受;⑧貝雕工藝產品提升我的形象;⑨貝雕工藝產品的購買看起來是個不錯的交易。采用Likert五點評分法設進行設計，以“非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意”分別由低到高賦1～5分。

使用 SPSS19.0對量表進行因子分析、信度和效度檢驗。測量量表的克朗巴哈α值為0.912，說明量表具有較好的內部一致性。樣本的適應性檢驗 KMO 值為0. 921，超過 0. 500，Barlett的球形度檢驗的近似卡方（χ2 ）值為1253.464，顯著水平小于 0. 001，適合進行因子分析。因子分析結果如表1所示，共生成3個因子，分別對應情感價值、貨幣行為價格和質量價值3個維度，其中情感價值對應題項PV1、PV7和PV8，貨幣行為價格對應題項PV5、PV6、PV9和PV4，質量價值對應題項PV3和PV2。進一步分別對3個因子進行可靠性分析得出，各題項在各自維度上的 CITC 系數均大于0.300，刪除任一題項并不能使所在維度的總體α值得以提高，說明結構效度較好。反映題項一致性的總體α值分別為0. 835、0.853和0.777，均大于0.700，說明量表的一致性程度較高。

除了內容一致性（信度）檢驗，本研究還對量表進行效度檢驗，主要包括內容效度、區別效度和收斂效度。本研究中的所有量表均綜合國內外相關領域的研究成果，并經過實地調研和專家建議等環境，因此內容有效性較高。區別效度和收斂效度主要通過相關吸收進行檢驗，因子內部各題項相關系數較高，具有收斂效度，因子間各題項相關系數較低具有區別效度。使用 SPSS19.0對價值感知量表進行相關系數分析，得出相關系數矩陣（見表2）。分析結果表明3個因子中各題項的相關系數均超過0.500，因子間題項的相關系數較低說明該量表具有較強區別有效性和收斂有效性。

表1? ?價值感知量表旋轉成分矩陣和可靠性分析

（2）保護態度

借鑒Engel等（1995）、張國超（2012）和敬靜芬（2014）使用的經典量表，并根據實地訪談結果進行調整，最終確立了本研究對遺產保護態度的4個測量題項（AP1～AP4）：①應該提高人們對貝雕等非物質文化遺產的認識;②應該加強人們對貝雕等非物質文化遺產保護的教育;③應該加強人們對貝雕等非物質文化遺產管理條例認知;④應該加強旅游活動對貝雕等非物質文化遺產的影響。采用Likert五點評分法設進行設計，以“非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意”分別由低到高賦1～5分。

樣本的適應性檢驗 KMO 值為0.836，Bartlett 球形度檢驗的χ2 為769.589，顯著性水平小于 0.001，且因子分析結果顯示，共生成1個因子。

對量表進行可靠性分析，題項在各自維度上的 CITC系數均大于0.300，說明其結構效度較好。反映題項一致性的總體α值為 0.919，大于0.700，說明量表的一致性程度較高。消費意愿中各題項的相關系數均超過 0.500，說明該量表具有較高收斂有效性。

（3）消費意愿

借鑒Paul， Geoffrey（2009）使用的經典量表，從非遺產品消費出發，設置以下8個測度題項（CI1～CI8）：①您購買貝雕的意愿強;②您購買貝雕的可能性很大;③您愿意為貝雕產品支付更多;④您對貝雕產品的忠誠度高;⑤您對貝雕有轉換傾向;⑥您再次購買貝雕產品的可能性高;⑦您向親友推薦的可能性高;⑧如果有機會您愿意增加購買量。采用Likert五點評分法設進行設計，以“非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意”分別由低到高賦1～5分。

樣本的適應性檢驗 KMO 值為0.938，Bartlett球形度檢驗的χ2為 1983.087，顯著性水平小于 0.001，且因子分析結果顯示，共生成1個因子。其中刪除題項CI5后能提高整體α值，因此刪去題項CI5。對刪除題項CI5后的量表進行可靠性分析，各題項在各自維度上的 CITC系數均大于0.300，說明其結構效度較好。反映題項一致性的總體α值為 0. 964，大于0.700，說明量表的一致性程度較高。消費意愿中各題項的相關系數均超過0.500，說明該量表具有較高收斂有效性。

4模型驗證

4.1信度檢驗

測量總量表的克朗巴哈a值為0.81，說明量表具有較好的內部一致性。模型中5個基本維度（情感價值、貨幣行為價值、質量價值、保護態度、消費意愿）的克朗巴哈α值為0.835、0.863、0.777、0.919、0.964，均大于0.5的標準，說明各題項可信度較高。組合信度（CR）為0.79、0.93、0.90、0.91、0.86，表明觀測變量內部具有異質性。平均變異抽取量（AVE）為0.58、0.73、0.83、0.77、0.64，大于標準值0.5，表示觀測變量可較好解釋對應潛變量，不用刪除測量項。

4.2效度檢驗?

驗證性因子分析結果顯示，所有觀測變量的標準化負荷取值在 0.42～0.98 之間 （圖 2），符合大于 0.4 的標準。結構方程模型進行路徑系數分析結果顯示，4個假設中3個均在0.01水平上達到顯著，1個在0.05水平上達到顯著。

圖2 結構方程模型圖

表3 擬合度檢驗結果

4.3結構模型檢驗及修正

通過運用極大似然估計對假設模型進行擬合度檢驗。結果顯示（表3），假設 模型絕對擬合度χ2/df=3.297，GFI、AGFI、NFI、NNFI 在 0.616～0.794之間。為降低卡方值，增加顯著性，嘗試修正模型。修正模型有兩種途徑，一是通過增加因素提高模型的擬合度，二是通過刪除或限制因素使模型變得簡約[3]。故刪除不成立假設的相關關系，同時根據修正指數 MI值，增添測量誤差變量間的因素關系進行模型修正。經過修正后發現，χ2/df=2.030，雖然 AGFI，IFI未達 0.9標準，但臨近 0.9[4]，表8中標識模型擬合度可以接受。

5結論和討論

5.1研究結果與意義

通過上述分析，本文得出了以下主要研究結論。

（1）價值感知三要素顯著影響了支付意愿。情感價值、貨幣行為價值、質量價值這三個要素對于支付意愿具有重大的意義，且三者的影響程度具有差別。

（2）大多數關于價值感知與支付意愿關系的研究大多體現在普通商品上，并不能完全用來完全指導非物質文化遺產的商品化售賣過程中。本研究從情感價值、貨幣行為價值、質量價值得出了三個維度的影響機理以及保護態度的中介作用等結論。

上述結論豐富了價值感知的維度，對于研究價值感知與支付意愿的關系有著新的意義。

5.2啟示

（1）提高大眾對非遺的價值感知強度。對價值感知的理念的分析有助于企業了解大眾的消費特點，并培養企業關注價值感知和采取相關措施的能力，培養人們對于非遺的情感。

（2）注重價值感知的綜合影響。必須認識到價值感知是一個組合，各能力對于支付意愿的影響具有些許差異，并且可能隨著環境或其他因素而發生變化。因此要開發其他對價值感知有影響的維度，來提高支付意愿。

（3）明確大眾對于非遺保護態度的重要性。必須認識到大眾保護態度與支付意愿呈顯著的正相關，因此只有提高大眾對于非遺的保護意識，才能夠提高他們的支付意愿。

（4）政策環境引導。政府應該給予制作或銷售非物質文化遺產的企業以政策和財力上的支持，給非物質文化遺產一個有利的環境，以使得其能夠茁壯成長。

5.3展望

因學識和篇幅限制，本文只研究了價值感知的三個維度，答案可能不夠精確。本文調查的數據容量不夠大，覆蓋面不夠廣，因此得出的數據帶有局限性，未來需要進一步擴大調查范圍和數量，以求更準確的結果。可以根據本文所構建的價值感知與支付意愿的模型做出修正，使得模型更加符合實際。

參考文獻：

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