人際關系質量對新市民文化消費意愿的影響
——有調節的中介效應模型

李光明，段師銳

（河海大學 商學院，江蘇 南京 211100）

新市民是指城鎮化過程中由農村向城市轉移的新增城市常住人口。[1]隨著城鎮化的推進，新市民數量迅速增大：2018年我國城鎮化率為59.58%，比上年末提高1.06個百分點，新增城鎮常住人口1790萬人。新型城鎮化的核心是人的城鎮化。文化消費具有啟蒙教化、促進社交和發展個性等重要塑造消費者的功能，因而在人的城鎮化方面具有至關重要的推動作用。[2][3]因此，理解新市民文化消費影響因素對于擴大內需和提高城鎮化質量都具有重要的現實意義。

學術界對于文化消費行為的影響因素主要基于社會學和經濟學兩個角度來解釋。基于社會學視角的文化消費研究大多是沿用布迪厄“結構產生慣習，慣習決定實踐，實踐再生結構”的觀點，考察社會階層、[4]慣習[5]和文化資本[6][7]等因素對文化消費的影響。基于經濟學視角的文化消費研究則更多是以需求和供給的理論為基礎，檢驗收入[8][9]、價格[10]、供給水平[10]等因素對文化消費的影響。這些研究為我們理解新市民文化消費行為提供了很好的借鑒，但仍存在亟待完善之處：一是缺乏對消費者的認知和情感等個體主觀因素的考量，二是將消費者作為一個整體進行考察會忽視文化消費的群體異質性效應。

新市民從農村進入城市工作生活，原有在農村中以血緣、地緣和業緣相互交織而形成的緊密型關系被打破，取而代之的是以職業為軸心、以個人或者核心家庭的形式居住在散戶社區中的松散型關系。[11]新市民構建的新的人際關系通常伴有城鄉二元結構帶來的生活方式、消費習慣和生產組織等方面差異的碰撞，其人際關系質量則是這一碰撞結果的體現。文化消費不僅可以滿足人的精神需求，也可以促進社交。[2]那么，人際關系質量的優劣是會提升還是會削弱新市民文化消費意愿呢？其中的影響機理又是怎樣的呢？基于此，本文構建了人際關系質量對新市民文化消費意愿影響機理模型，并通過問卷調查法獲取數據進行檢驗，旨在從消費者心理和行為視角探究文化消費的影響因素，并為擴大我國文化消費規模、提升城鎮化質量提供決策參考依據。

一、理論與假設

（一） 人際關系質量

人際關系是個體之間通過人際交往與互動而形成的直接的心理關系，是個體在交往過程中進行情感交換的情感紐帶[12]。它體現了個體在滿足其社會關系方面的需求時所產生的一種狀態，其發展變化取決于交往雙方在其社會需要方面的實現程度[13]。人際關系質量則是將這種心理關系外化和具體化，是對個體人際關系的具體呈現和主觀評價。[14]從個體的主觀體驗來看，人際關系具體表現出了交往雙方心理相容或沖突的兩種主觀體驗狀況，以人際關系質量的積極或消極維度具體表現出來。[14]人際關系質量的積極維度主要表現出了交往雙方在交往過程中相互陪伴、認同等特征；而消極維度則表現出是交往雙方在交往過程中表現出排斥、沖突等特征。[15]

新市民由農村進入城市工作生活，從農業代表的農村文明邁向工業代表的城市文明，人際關系需要重新建構。[3]不過，我國城鄉二元結構導致城鄉居民在工作機會、社會地位、生活方式和消費習慣等方面存在巨大差異，新市民與城市居民在互動中建立的人際關系關系既有認同，也可能表現為排斥。因此，本文主要考察了新市民人際關系質量兩個維度：認同和排斥，它們分別代表著人際關系質量的積極維度和消極維度。

（二） 文化消費意愿

文化消費是指消費者為了滿足個人精神追求而對精神文化產品及服務進行占有、欣賞、享受和使用。[2]文化消費內容形式多種多樣，有休閑型文化消費、享受型文化消費、社交型文化消費和發展型文化消費等。[2]文化消費內容形式不同，所具備的功能也有所差異，有的可以愉悅身心，有的則可以通過發展提升自我或促進社交來幫助消費者構建人力資本和社會資本，[16]因此，消費者選擇不同的文化產品或者服務是基于對該種文化產品或服務功能價值的認知。

消費意愿是消費者購買某類產品或者服務的可能性。[17]即在各類因素的影響下消費者對某樣產品或者品牌的態度轉化為產生該產品或品牌的消費行為的幾率。[18]消費意愿直接決定了消費主體如何采取消費行為以及采取特定消費行為可能性的大小，是預測個體消費行為的重要指標。[17]基于此，本文將文化消費意愿定義為消費者對某種文化產品或服務產生消費行為的可能性，是文化消費行為的重要預測因素。

（三） 研究假設

根據參照群體理論，人際關系質量會直接影響新市民文化消費意愿。所謂參照群體是指個體在消費決策時，用以作為參照、比較的群體，參照群體具有規范和學習兩大功能。[19]而新市民與城市居民產生的關系質量決定著新市民是否會以城市居民作為參照群體。如果新市民感知到被城市居民認同和接納，他們就更傾向于以城市居民作為參照群體。從參照群體的信息性影響來看，認同感越高的新市民與城市居民之間的交流互動就會更為密切，文化消費行為也就更容易受到城市居民的影響[20]。在較為頻繁的交流互動過程中，他們會向城市居民了解熟悉城市文化產品和服務的信息，學習借鑒城市居民的文化消費方式和行為。[21]從參照群體的規范效應來看，認同感越高的新市民越傾向于以城市居民行為規范來要求自己。而在我國，城鎮居民文化消費水平較農村居民相比明顯要高。[22]因此，由農村進入城市工作生活的新市民在城市居民的規范影響下，文化消費意愿也會得到提升。相反，排斥感越高，新市民就不會以城市居民作為參照群體，文化消費意愿也會下降。據此，提出如下假設：

H1a：人際關系質量的排斥維度對新市民的文化消費意愿具有正向影響。

H1b：人際關系質量的認同維度對新市民的文化消費意愿具有負向影響。

孤獨感是個體感知到人際關系水平達不到預期水平，為此感到不滿意而產生痛苦、不愉快的情感體驗。[23]認知加工理論認為，個體會以預期的人際關系為標準，運用自身知識和經驗對人際互動進行認知加工。[23]在認知加工的過程中，當個體認為目前的人際互動達到了預期的人際關系標準時，就會以人際關系質量的積極特征呈現出來，個體就越能夠在人際互動中獲得積極的情感反應，譬如：快樂感、親密感和集體融入感等，而不容易感到孤獨；反之，當個體認為人際互動達不到預期的人際關系標準時，則會以人際關系質量的消極特征呈現出來，此時個體就越容易產生孤獨感等消極情感反應。可見，當新市民感知到來自互動對象的排斥越強烈，他就越容易產生孤獨感；當新市民的認同感越強烈，產生孤獨感的可能性就會較低。新市民進入城市工作生活，與城市居民的互動接觸頻率大幅度增加，農村文明與城市文明的碰撞較為激烈。由于城市包容性文化、新市民個體差異以及進城時間等方面的不同，兩類文明碰撞過程可能會讓新市民感知城市居民的排斥，也有可能感知到的是城市居民的認同。面對外來者—新市民，有些城市居民會通過排斥來與新市民保持一定距離，從而確保自身所屬群體的先進性和優越性，增強群體內部的同質性和親密性。[24]但是，這種排斥讓新市民更多感知到人際關系質量的消極維度，產生孤獨感。認同是城市居民與新市民在互動過程中對對方所表現出來的價值觀念和行為方式的一種肯定和接納。[25]認同使得交往雙方基于比較和反思而產生了觀念和意義，同時也使雙方通過建立一種特殊的情感聯系而進行相同的群體歸類。[25]城市居民對新市民的接納和認同有助于新市民對新構建的人際關系質量積極維度的感知，從而降低新市民的孤獨感。因此，提出如下假設：

H2a：人際關系質量的排斥維度對新市民的孤獨感具有正向影響。

H2b：人際關系質量的認同維度對新市民的孤獨感具有負向影響。

情感滲透模型（Affect Infusion Model）提出，個體的每種情感均負荷了特定的信息，情感滲透過程就是情感信息影響個體判斷和決策的過程，在這個過程中，個體做出的行為決策一般都會和他們目前的情感狀態相一致[26]。處于積極情感狀態的個體所做出的決策更加積極樂觀，而消極情感狀態下的個體所做出的決策則較為悲觀。[26]因此，處于孤獨感這種消極情感狀態下的新市民則容易做出消極的決策、采取悲觀的應對方式。孤獨感是由新市民對當前的人際關系質量不滿意造成的，與其一致的消極應對方式體現在新市民會回避社交活動[3]。但是，文化消費具有社交性的特征，即個體可以通過與他人共同參與文化活動來進行社交互動，達到維系情感的目的。因此，對于孤獨感較高的新市民，回避社交的具體方式就是減少文化活動。[3]據此，提出如下假設：

H3：孤獨感對新市民文化消費意愿存在負向影響。

根據歸因理論，新市民的歸因方式會對對孤獨感與文化消費意愿的關系存在調節作用。歸因方式是個體根據以往的經驗以及對當前事件期望的基礎上，對生活中各種事件或行為的原因以一種習慣性的或相似的方式進行解釋的過程。[27]它可以分為內部歸因和外部歸因兩個方面，內部歸因主張基于自身尋找原因，例如自身能力、性格和態度等；外部歸因則主張從外部環境尋找原因，例如獎懲、環境和工作性質等。[28]對新市民而言，當他們感到孤獨時，也會為這種消極情感體驗尋求一個合理的解釋，進行內部或外部的歸因。傾向于外部歸因的新市民會將孤獨感的產生歸結為不可控制的外部因素，如運氣、個人背景等，從而保證他們的自我效能感被維護在較高水平狀態。此時，新市民不會為了孤獨感這一消極情情感的產生進行自我指責、甚至自我否定，而更愿意通過努力嘗試其他方法來進行彌補，[29]因此，孤獨感對文化消費意愿的負面效應會被削弱。傾向于內部歸因的新市民會把孤獨產生的原因歸結于自身人際交往技巧缺乏或是不夠努力等方面。此時，他們的自我效能感降低，容易產生偏低的自我認知評價，甚至產生自卑感和社交恐懼。[30]因此，傾向于內部歸因的新市民會采取社交退縮的方式而回避文化消費。也就是說，當新市民傾向于內部歸因時，孤獨感對文化消費意愿的負面影響會更大。因此，提出如下假設：

H4：歸因方式在新市民孤獨感對文化消費意愿的影響關系中具有調節作用。

二、研究設計

（一） 問卷設計

本研究問卷主要包括五個部分：第一部分是開頭語，主要是介紹本次調查的組織者、調查目的、調查數據的用途以及對受訪者的支持表示感謝等。第二部分為指導語，內容主要是向受訪者說明問卷填寫時的要求和注意事項。第三部分是篩選受訪者部分，通過是否有農村到城市的遷移經歷以及目前在城市居住時間來篩選出本文研究對象新市民。第四部分是人口統計變量，具體由受訪者的性別、戶口、職業、年齡、婚姻狀況、受教育程度和月收入等內容構成。問卷第五部分是本研究所涉及的主要變量的測量量表，包括了人際關系質量、孤獨感、歸因方式和文化消費意愿等四個變量的21個問項。

為了保證變量測量的信效度，本研究量表部分全部借鑒已有研究中的成熟量表。其中，人際關系質量的兩個維度共6個問項，均采用Furman等（2010）編制的人際關系質量量表；[14]孤獨感的4個問項參考了Wittenberg等（1986）的研究；[31]歸因方式的4個問項來自Lefcourt等（1979）的研究；[32]文化消費意愿的3個問項借鑒了Moon等（2001）的研究，[33]為了防止新市民不理解文化消費的含義和內容，我們在測量文化消費意愿時，具體加入了去電影院看電影、去KTV唱歌等新市民接觸較多的文化消費活動予以明確。所有變量均采用李克特5點量表，數值越小表示符合程度越低，數值越大越表示符合程度越高。

（二） 預調查與探索性因子分析

鑒于量表由國外的研究翻譯所得，為了保證問卷的信度和效度，本文在正式調查前進行了預調查。此次預調查全部采用紙質問卷進行。每發放一份問卷前，都通過口頭詢問的方式對被訪者基本情況進行了解，確認被訪者的身份是新市民后，再邀請被訪者填寫問卷。同時，在問卷的第三部分也設計了兩個單選題再一次核實被訪者的新市民身份。預調查共發放問卷200份，回收194份，最終有效問卷為167份，達到預調查樣本數量的要求。

本文利用SPSS 20.0軟件分別對變量測量量表部分進行了探索性因子分析。探索性因子分析采用主成分分析法，并選擇最大變異法正交旋轉，選取特征根大于1。人際關系質量的KMO為0.89；孤獨感的KMO為0.91；文化消費意愿的KMO為0.74；歸因方式KMO為0.81，Bartlett球體檢驗均通過（p<0.001），說明預調查的數據具備因子分析條件。探索性因子分析結果表明，因子載荷在0.62～0.91之間，各問項與其所屬因子的對應關系與原有量表一致，未出現交叉負荷現象，說明量表具有良好的內容效度。此外，各個因子的克隆巴哈α系數均在0.79～0.88之間，均高于0.70。可見，量表具有良好的信效度，可用于正式調查。

（三） 正式調查與樣本特征

正式調查方式與預調查實施過程相同，共發放問卷750份，回收702份，最終有效問卷為614份。樣本描述性統計如下：從性別來看，男性占52.1%，女性占47.9%，性別結構較為均衡；從年齡結構來看，超過一半的新市民集中在18到35歲之間，36到60歲之間的占比次之；從婚姻狀況來看，已婚占62.1%，未婚占37.9%；從城市連續居住時間來看，有六成以上的新市民在城市里居住時間在3年到5年之間；從受教育程度來看，初中和高中的占比最高，合計超過70%，大學以上學歷的偏少；從職業來看，工人和服務人員的占比最高，超過40%，個體工商戶和專業技術人員比重排名第二，而公司辦公職員、政府機關和事業單位工作人員相對較少；從個人月收入來看，新市民的收入主要集中在3001～5000元之間，比重達40.9%，3000元以下的占比也較大，5000以上的比重偏小。樣本整體反應了我國新市民收入低、學歷低的基本特征，具有代表性。

三、數據分析與假設檢驗

（一） 信效度檢驗

運用LISREL8.7軟件對正式調查數據進行驗證性因子分析，并檢驗量表的組合信度、收斂效度和區分效度。測量模型的擬合指標如下：χ2=435.61，d.f.= 174，χ2/d.f.=2.50，遠小于5.0的標準值；RMSEA=0.05，明顯小于參考標準 0.08；NFI=0.99，CFI=0.99，均大于 0.90 的門檻值；GFI=0.94，大于0.85；AGFI=0.92，大于0.80的標準值；可見，各擬合指標均達到標準要求，表明測量模型的擬合優度可以接受。從驗證性因子分析的因子載荷來看，各個問項在對應因子上的載荷標準化系數在0.80～0.97之間，遠高于0.60的門檻要求，且t值顯著。可見，測量模型可以接受。

基于驗證性因子分析結果計算了每個變量的組合信度（CR）和平均方差萃取量（AVE）。如表1所示，所有變量的組合信度都在0.90以上，平均方差萃取量在0.70～0.90之間，分別高于0.60和0.50的標準，說明各主要變量的組合信度和收斂效度較好。進一步，我們還檢測了量表的區分效度：通過計算各個變量的平均方差萃取量的平方根，然后把各個變量的相關系數和平均方差萃取量的平方根進行比較。如表1所示，各變量平均方差萃取量的平方根均高于該變量與其他變量間的相關系數，這表明各個變量之間的區分效度是顯著的。

（二） 假設檢驗

本研究把性別、年齡、婚姻狀況和受教育水平作為控制變量，人際關系質量的兩個維度（排斥和認同）作為自變量，文化消費意愿作為因變量，進行多元回歸來檢驗研究假設。在回歸分析前，我們先檢驗了變量的多重共線性問題和序列相關問題。根據檢驗結果，VIF在1.004～1.241之間，說明不存在多重共線性問題；DW值為1.894，說明也不存在序列相關問題，可以進行回歸分析。如表2所示，模型1中人際關系質量的兩個維度對新市民文化消費意愿存在顯著影響：排斥對文化消費意愿存在顯著負向影響（β= -0.548，p<0.001），認同對文化消費意愿存在顯著正向效應（β=0.469，p<0.001），假設1全部得到驗證。

表 1 各主要變量的相關系數、組合信度、平均方差萃取量及其平方根

表 2 回歸結果分析

模型5是以孤獨感為結果變量，人際關系質量的兩個維度為自變量的回歸模型。結果顯示，人際關系質量的兩個維度對新市民孤獨感存在顯著影響：排斥對新市民的孤獨感存在顯著正向影響（β=0.531，p<0.001），認同對新市民的孤獨感存在顯著負向影響（β= -0.384，p<0.001）。假設 2 全部得到驗證。

模型2是以文化消費意愿作為因變量，孤獨感為自變量的回歸模型。結果顯示，孤獨感對新市民文化消費具有顯著負向影響（β= -0.615，p<0.001）。假設3也得到驗證。

本文采用多元調節回歸分析方法來檢驗歸因方式對新市民孤獨感與文化消費意愿之間關系的調節作用。我們先將孤獨感和歸因方式進行標準化處理，減小回歸中變量間共線性的問題，然后構造孤獨感與歸因方式的乘積項，最后進行逐步回歸分析來進行檢驗（如表2）。在模型2的基礎上增加歸因方式作為自變量構成模型3，模型解釋力并沒有提高（ΔR2=0.000，p＞0.05）；在模型3的基礎上添加孤獨感與歸因方式的乘積項得到模型4，模型解釋力顯著提升（ΔR2=0.007，p<0.01）。從回歸系數來看，歸因方式顯著負向調節孤獨感與文化消費意愿之間的關系（β=-0.083，p<0.01）。這表明，當新市民越是傾向于內部歸因時，孤獨感對文化消費意愿的負面影響效應會更大，就越是愿意進行文化消費活動。假設4得到驗證。

四、結論與啟示

（一） 結論

1. 人際關系質量不僅對新市民文化消費意愿存在顯著的直接效應，還會通過影響新市民孤獨感進而間接對其文化消費意愿產生影響

一方面，由于參照群體效應，人際關系質量的排斥維度會降低新市民的文化消費意愿，而認同維度則會提升新市民文化消費意愿。另一方面，由于認知加工效應以及情感滲透效應，人際關系質量的排斥維度會提升新市民的孤獨感進而對文化消費意愿產生負面效應，認同維度則會通過降低新市民的孤獨感而提升新市民的文化消費意愿。

2. 歸因方式對新市民孤獨感與文化消費之間的關系具有調節作用

傾向于內部歸因的新市民會認為孤獨感產生的原因是自己能力等方面的原因造成，會進行自我否定，自我效能感也會降低，因而會采取社交退縮的方式來回避文化消費。也就是說，當新市民傾向于內部歸因時，孤獨感對文化消費意愿的負面影響會更大。

（二） 啟示

1. 加快戶籍制度改革，實現城鄉統籌發展

我國戶籍制度不僅涉及到社會管理，在資源分配中也具有重要的意義，因而導致了城鄉二元結構的產生。只有從根本上打破戶籍藩籬的制約，實現城鄉統籌發展，城市居民與農村居民享受同等的資源和機會，才能夠消除排斥，提升認同，從而提高新市民的文化消費意愿。

2. 加大溝通交流，減少城市居民對新市民的排斥，提高認同感

城市社區可以舉辦豐富多彩的社區活動，加強市民與新市民之間的交流，消除市民群體與新市民群體的隔閡，營造城市主動接納新市民的氛圍，提升城市居民對新市民的認同。

3. 提供優惠措施，鼓勵新市民參與繼續教育

教育不僅可以提高新市民的文化消費能力和慣習，還可以塑造新市民，提升他們的人力資本和社會資本，彌補他們資源稟賦先天不足帶來的劣勢地位，實現社會階層的攀升和城市融入。這可以從客觀上減少排斥，提高認同，從而促進新市民文化消費的提升。因此，政府部門可以通過補貼、繼續教育積分落戶、減免教育費用等方式鼓勵新市民參加繼續教育，并鼓勵學習型社區、學習型單位的建設。

4. 多舉措降低新市民的孤獨感

研究結果顯示，孤獨感對文化消費意愿具有顯著負向效應。除了通過新市民自身努力改善人際關系質量，社區和街道還可以通過對屬地新市民提供社會支持、減少流動性等方式降低新市民的孤獨感。