受眾觀看動機對傳統文化節目忠誠度的影響研究

1 研究緣起及問題的提出

在國家政策和受眾需求的驅動下，傳統文化節目在經歷了數次“斷裂式發展”后迎來了新的轉機：各種傳統文化節目如雨后春筍般出現在大眾視野中，吸引了受眾的關注，引起了傳統文化節目的熱潮，也重新激發了受眾對中華傳統文化的熱情。

一檔節目“走紅”之后，便會有模仿者接踵而至；但在節目更迭如此之快的今天，受眾作為節目接收的終端，其對傳統文化節目的持續關注度也應是需要關注的問題。目前對于傳統文化節目的研究主要集中在節目文本的分析和文化內涵的分析，而從受眾角度出發探討節目效果的研究相對較少，那么受眾選擇觀看傳統文化節目的原因是什么？這些原因和受眾持續關注傳統文化節目是否有關系？基于此，筆者以受眾為研究對象，傳統文化節目為研究案例，動機為研究視角，試圖探討受眾的觀看動機是否會影響其持續觀看節目，即對節目忠誠度的影響，著力解決以下幾個問題：

1）對于傳統文化節目來說，受眾的觀看動機是什么？

2）受眾不同的觀看動機對節目忠誠度有何影響？

3）人口統計學特征的不同是否對節目忠誠度產生影響？

2 相關文獻綜述

2.1 有關文化類節目的研究

通過梳理相關文獻，筆者發現針對文化類節目的研究主要集中在以下3 個方面（需要說明的是：傳統文化節目屬于文化類節目范疇，以傳統文化節目作為樣本的研究較少，在此僅從宏觀角度對文化類節目做出綜述）：

2.1.1 以某一節目案例進行個案分析

這一類研究主要針對節目中的某一特點進行分析，或以對節目本身的分析來闡述個人觀點。尹慶民、張璐、杜建邦以《經典詠流傳》為案例，認為該節目以詩詞音樂為表現內容，實現了主流價值體系在節目中的傳播與顯現，這一形式的創新為文化類節目提供了很好的借鑒。王素芳從人文堅守和趣味性兩個方面對《中華好故事》進行了分析和探討，他提出“如何讓這股文化風走出綜藝娛樂節目的誤區、獲得可持續發展，是當下電視節目創作在娛樂當道的大背景下亟待解決的重要命題”[1]。

2.1.2 挖掘文化類節目背后的共性問題

胡智鋒和王錕認為，文化類節目的熱播可能會造成對傳統文化的快餐化利用，不管是政府還是媒體，都應承擔起自己的責任，把握文化類節目的出發點，以文化為根本，從而保證文化類節目的可持續發展。葉志良則表示，“央視系列中國文化類電視節目的推出，對于建構中國式文化類節目的范式與形態，引導全民接受與共享，彰顯民族文化與文化自信開辟了一條原創道路”[2]。

2.1.3 以傳播學角度對文化類節目的研究

張貞、胡雪瑩提出，當下文化類節目的傳播出現了新的特征，即“傳播主體多元化、傳播過程的互動性、節目接受的分眾化”[3]。劉全亮認為，電視文化節目的儀式化傳播主要體現在內容上的文化和崇高，情感上的價值認同與情感共鳴，形式上的參與共享3 個方面。

2.2 有關節目忠誠度的研究

筆者以“節目忠誠度”為關鍵詞在知網進行搜索，相關內容共有21 條文獻結果。

通過梳理發現，文獻資料共分為兩大類：一類是以個案樣本分析為主要研究內容，如李育強在《綜藝節目受眾需求及忠誠度分析——以<爸爸去哪兒>為例》中，從節目特色分析、受眾群體需求分析和如何建立受眾群體的忠誠度3 個方面進行了探討；另一類則是以忠誠度為出發點，探討其對電視節目的影響及提升措施，如楊華在《觀眾忠誠度管理是收視突圍的新策略》一文中，以深圳廣電集團為案例，提出“必須有計劃、有目標、分步驟，反復實踐，并對每一個創作、生產細節都要用忠誠度標準來掌控，從而實現預想的目標”[4]。

3 研究設計

3.1 變量的測量

3.1.1 自變量——觀看動機

本研究是針對文化綜藝節目觀看動機的一次探索性研究，對于觀看動機量表的制定主要包括了以下兩個方面：首先，隨機選取12 名觀看過文化綜藝節目的人員進行一對一的深度訪談，了解他們的觀看動機并作為研究樣本；其次，由于沒有相關的受眾觀看節目動機量表，筆者結合相關文獻，借鑒了國內外學者對于媒介使用動機量表的一些操作化指標，并根據文化綜藝節目的特性做了適當調整。通過以上兩個方面，本研究初步提出了6 個觀看動機（表1）：

1）社交動機：即社會交往，人與人之間進行相互往來和交流的一種社會性活動，也是人的社會性的表現形式之一。陳紅梅在對博客的受眾研究中發現，有的用戶僅僅只是因為朋友在使用而去嘗試使用。

2）信息動機：即通過接收信息來滿足自身對工作、學習、生活等方面的知識需求；在本研究中，信息動機就是通過觀看節目來獲取自身所需信息。

3）興趣動機：是指人們認識或接受事物的某種心理傾向。受眾會根據自身的興趣來對信息進行選擇性地接觸和接受，這一動機也是決定受眾是否會觀看節目的要素之一。

4）娛樂動機：受眾通過觀看電視節目來獲得愉悅和快感。

5）習慣性動機：吳紅雨在對電視受眾需求模塊的創建中提出一項操作化指標——“有時候受眾接觸媒介只是出于習慣”，也就是說受眾觀看節目并沒有特定的指向或目標，知識一種習慣性的收看行為，也不太在意節目所傳播的信息內容。

6）情感動機：在深度訪談過程中，被訪談者提到“觀看傳統文化節目會產生情感共鳴”；另外，朱雯在對文化類節目受眾需求中也提到了文化認同感和情感共鳴，基于以上兩點提出此動機。

3.1.2 因變量——忠誠度

忠誠度的測量參考了蓋洛普CE11 量表（Gallup CE11），這一量表分成了L3 和A8 兩個部分。在本研究中，筆者將忠誠度分為態度和行為兩個層面，并采用里克特五級量表進行測量；題項的設定則是在上述Gallup CE11 量表中L3 的基礎上，結合文化綜藝節目的特性和深度訪談的內容進行了調整，最終設計了以下8 個題項：態度層面包括“這類節目很好，有意義”“希望這類節目持續不斷的推出”“我很享受觀看節目的過程”“我對節目的內容和形式非常滿意”；行為層面包括“會繼續觀看這類節目”“會向周邊朋友推薦這類節目”“會去搜索節目相關信息”“有參加過節目互動的經歷（微博話題、彈幕評論、預熱活動等）”。

3.2 研究假設

針對前文提出的研究問題，以及本研究中對節目忠誠度劃分的兩個維度，提出以下幾個假設：

假設一：受眾觀看動機與節目忠誠度中的態度維度有顯著關系；

假設二：受眾觀看動機與節目忠誠度中的行為維度有顯著關系；

假設三：人口統計學特征與節目忠誠度有顯著關系。

3.3 問卷設計及發放

在問卷設計之前，筆者先對傳統文化節目相關內容進行了解和整理，歸納了可能性的觀看動機；之后利用深度訪談對受眾觀看動機進行了篩選，從而優化問卷中的觀看動機量表；最后，在參考借鑒了相關動機量表和忠誠度量表的基礎上形成了問卷的初稿。

問卷的發放采用實地和網絡同時進行，網絡選用微信轉發、QQ 群等方式；實地則采用隨機抽樣法，在學校、商場等公共場所進行發放。問卷于2019 年12 月21 日—2019 年12 月26 日、2020 年1 月13 日—2020 年1 月18 日兩次發放，共收回問卷341 份，有效問卷317 份，有效率為93%。

4 數據結果分析

4.1 信度分析

在對數據進行分析之前，筆者先對問卷中的人口特征進行了描述性統計分析。在317 份有效樣本中，男性受眾為46.3%，女性受眾為53.7%；受教育程度方面，占比較高的是本科和高中，分別占比為56.4%和27.1%；職業選項中有學生、上班族、自由職業、待業和其他，分別占比為38.2%、42.7%、9.6%、5.3%、4.2%。

本研究采用Cronbachα 系數對量表進行信度的檢驗：自變量量表的Cronbachα系數為0.719（表2），因變量量表的Cronbachα 系數為0.722（表3），二者都具有較高的可信度。

表2 自變量量表信度分析

表3 因變量量表信度分析

4.2 因子分析

因子分析的前提要看兩個數值，一個是KMO 檢驗統計量，其數值要在0.5 以上，越接近1 越好；另一個數值是Bartlett 球形檢驗，要看其是否具有顯著性，二者都滿足條件才可以進行因子分析。從表4 中的結果來看，自變量量表的KMO 檢驗為0.731，Bartlett 球形檢驗具有顯著性，適合因子分析。

本研究對自變量量表采用主成分因子分析來提取出公因子，并通過方差最大法對因子矩陣進行正交旋轉。在第一次因子分析中，表5 中“出于好奇心理觀看”和“排遣孤獨、放松心情”兩項的因子載荷均沒有0.5 以上，所以將二者剔除后進行第二次因子分析。

在第二次因子分析中，KMO 檢驗為0.727，Bartlett 球形檢驗值為0.000，具有顯著性，可以進行因子分析。通過旋轉后得出4 個公因子，如表6 所示，分別命名為興趣動機、信息動機、情感動機、習慣性動機；同時，4 個公因子的累計貢獻率為75.878，說明效度較好（表7）。

表4 KMO 和 Bartlett 的檢驗

表5 自變量量表旋轉后的因子載荷矩陣

興趣動機：主要基于受眾本身的興趣，即對某事物所產生的積極的、帶有傾向性的態度或者是情緒。本研究中，這一動機主要表現為“傳統文化愛好者”“在感興趣的范疇內”等，受眾觀看傳統文化類節目的出發點是對節目內容的選擇性傾向，在節目傳播過程中，信息內容的傳遞符合受眾“口味”的需求。

信息動機：媒介本身就是信息的載體之一，受眾使用媒介，如觀看電視節目就是獲取信息的方式之一。傳統文化節目主要聚焦于文字、詩詞、古跡、文物等，幫助受眾更加形象、全面、生動地了解相關知識，主要包括“能夠邊看邊漲知識”“能夠解讀傳統文化內涵”等。

情感動機：這一動機主要是情緒、情感對受眾行為的一種引導，即朝向目標的一種情緒內驅力。傳統文化是我國文化的瑰寶，將這一點作為節目內容進行傳播，在一定程度上有助于提升受眾的民族自豪感，如“感受到傳統文化之美”“可以獲得情感共鳴”等。

習慣性動機：即沒有具體的、明確的指向性，只是出于一種習慣性行為；也就是說傳統文化節目只是受眾隨機觀看，具有不確定性，表現為“沒有特別原因，隨機收看”“打發時間”“周邊的人向我推薦這個節目”。

4.3 相關分析

本研究對于節目忠誠度的考量分為態度和行為兩個維度，主要對每個動機與這兩個維度的相關性作出分析。

從表8 可以看出，興趣動機與態度（r=0.628，p=0.000）、信息動機與態度（r=0.411，p=0.000）、情感動機與態度（r=0.272，p=0.000）存在著顯著相關性，其中興趣動機與態度的r 值為0.628，說明二者的相關性強度較高。在行為維度上，只有興趣動機（r=0.552，p=0.000）、信息動機（r=0.364，p=0.000）與行為有顯著相關性。所以在原假設中，“習慣性動機越強，節目忠誠度的態度維度越強”“習慣性動機越強，節目忠誠度的行為維度越強”和“情感動機越強，節目忠誠度的行為維度越強”3 個子假設均不成立。

表6 自變量量表旋轉后的因子載荷矩陣

表7 解釋的總方差

表8 觀看動機與節目忠誠度的相關分析

通過以上分析可以看出，受眾的興趣動機和信息動機對傳統文化節目忠誠度有一定的影響，即興趣動機和信息動機越強，受眾對節目忠誠度越高。

5 研究結論與討論

通過研究中的因子分析，提取出受眾對于傳統文化節目的觀看動機主要有興趣動機、情感動機、信息動機和習慣性動機；其中，興趣動機的因子貢獻率最高，說明受眾的興趣對節目的選擇影響較大。興趣這一要素具有特定的方向和作用力，當受眾的興趣與節目的內容越接近時，其與節目的距離就越近，也就越容易產生心理共鳴；傳統文化節目在內容上有較強的指向性，而這一指向性會體現在受眾的興趣點上。

本研究對節目忠誠度分為態度和行為兩個維度。從態度方面來看，“這類節目很好，有意義”（M=4.29）、“我對節目內容和形式非常滿意”（M=3.71）、“希望這類節目持續不斷的推出”（M=4.02）這幾項的均值都較高，也就是說大部分受眾對傳統文化節目的態度還是較為認可和積極的；而興趣動機、信息動機和情感動機與態度成均有顯著相關性，表明這三項動機對節目忠誠度的態度方面影響較大。在行為方面，“會去搜索節目相關信息”（M=3.29）、“有參加過節目互動的經歷”（M=3.07）、“會向周邊朋友推薦這類節目”（M=3.4）等指標的均值都不是很高，說明在行為層面上，受眾的參與度較低；只有興趣動機、信息動機與行為有著明顯的顯著性。綜合以上兩點，受眾的興趣動機和信息動機越強，其對節目的忠誠度也就越強；由此也可以看出，受眾的興趣不只是對節目的表面關心，任何一種興趣都是由于獲得這方面的知識或參與這種活動而使人體驗到情緒上的滿足而產生的。

在性別因素上，情感動機和信息動機有顯著差異，男性的情感動機弱于女性，而信息動機強于女性；對于節目忠誠度的態度和行為沒有明顯差異。在職業因素上，學生的興趣動機和信息動機都較強于其他職業，同時，在節目忠誠度的行為上有顯著差異。而受教育程度上，不管是受眾觀看動機還是節目忠誠度均沒有相關性。

6 結語

受眾對節目的選擇是基于自身的訴求，而興趣則是眾多訴求中的基礎。對于傳統文化節目而言，受眾對傳統文化方面的興趣傾向會影響其對這類節目的關注度，而這類節目對受眾的滿足程度又決定了其觀看這類節目的持續性。費孝通在1997 年提出了“文化自覺”的概念，他認為“生活在某種特定文化中的人，要對自己的文化有清醒的認識，明白它的來龍去脈、歷史進程和發展方向”[5]；提升大眾對傳統文化的“文化自覺”及興趣度是傳統文化節目保持其續航力的基礎。同時，在激烈的節目市場競爭中，傳統文化節目更應打破同質化內容的單純模仿及淺層次挖掘的節目現狀，加大對傳統文化節目廣度和深度的挖掘，保證對受眾的傳統文化信息補給，從而真正使傳統文化節目成為傳統文化意識的載體，以此來贏得受眾對傳統文化節目的忠誠。