文化生态保护区居民地方文化认同的影响机制——基于徽州文化生态保护区的调查数据

王永桂

中国各类文化生态保护区拥有丰富的地方传统文化资源， 在发展文化旅游产业方面具有得天独厚的优势。然而，在发展文化旅游产业的过程中，文化生态保区也面临着居民文化认同的危机，文化保护与传承已成为文化生态保护区发展文化旅游首当其冲的问题。地方传统文化的保护和传承离不开地方居民，居民的文化认同是保护与传承地方传统文化的前提和基础。因此，研究居民文化认同的影响机制，对于文化生态保护区保护和传承地方文化，深度发展文化旅游产业具有重要的现实意义。

当前国内对于文化生态保护区建设与发展研究主要集中在文化生态保护区建立的意义、理论基础、政府角色、基本原则等方面[1-4]。这些研究主要是采用质性研究的方法，从宏观或中观层面上开展研究，而对于文化生态保护区居民文化认同的研究相对较少。李凡等基于佛山传统祠堂文化的研究表明，外生文化渗透对地方的文化认同有很大影响[5]。易鑫等基于对德国“整合性乡村发展规划”的分析，认为居民文化认同可以通过满足地方居民的经济、社会与文化需求得以加强[6]。相关研究也认为文化认同与居民的生计与经济利益的诉求具有相关性。邓苗认为文化认同与个体、社区和地方社会具有紧密的关系[7]。刘博等发现对岭南画派的文化认同体现在认知、情感和意向三个层面上[8]。

国外对个体文化认同的研究主要从两个方面展开。Mayo等通过案例分析了文化认同与社会发展，尤其是社区居民的健康与幸福的相关性[9]。Usborne E等认为文化认同会影响个体幸福感生发的内在机制[10]。Jang A等研究了社会资本和社会控制对文化认同的影响机制[11]。Schindler等以波兰裔德国人为调查对象，研究发现二元文化的个体会根据他们所属的典型文化转换其文化认同[12]。Samoraj M 研究了波兰 Kurpie地区民间传统文化的认同与教育的内在关系[13]。Nuksunova A M通过对卡尔梅克共和国青年的调查，分析了该国青年对本土文化的认同现状[14]。

综上所述，国内现有文献侧重从宏观与中观层面对文化认同进行研究，多以规范性研究为主；而国外现有文献主要以二元文化或多元文化为背景进行文化认同的研究。笔者拟构建一个文化认同分析框架，对社区依附、社区认同、生活满意和文化认同之间的内在影响机制进行较为深入的分析。

一、研究假设与分析框架

社区依附涵盖了居民对特定社区情感和意识的依附[15]。社区依附体现了居民对其居住地的承诺，这种承诺既可以是情感方面的，也可以是行为方面的。居民对居住地的依附性越强，说明居民对居住地的承诺越强，居民更容易对社区表现出积极的情感或行为。Walker & Ryan研究认为，居民对社区依附性越强，就越愿意维系社区的社会和环境特征[16]。社区认同作为社区心理学领域的一个重要概念，其本质上与居民对社区的认知和情感有关[17]。社区认同反映的是居民对其所居住社区的认同程度[18]。居民的社区认同受居民社区环境认知、社区情感等相关因素的影响[19]。这说明社区依附与社区认同存在一定的内在关联性，居民社区依附性的强弱会影响到居民对社区认同感的强弱。而文化认同则是指个体定义他们自己与所属群体关系的方式，体现了个体对所属群体文化的态度和自我定位[20-21]。作为社区社会特征集中体现的地方文化与居民社区依附具有密切的关联性。居民对社区依附的程度越高，居民对社区所属的地方文化维系程度越强，越容易认同这种文化。由此做出如下假设：

H1：社区依附对文化认同具有显著的正向效应。

H2：社区依附对社区认同具有显著的正向效应。

生活满意度反映的是一个人对他自己生活的总体认知判断。个体生活满意情况是影响个体意识和行为的重要影响因素。有关研究对生活满意度和群体认同关系进行了实证分析，认为两者存在显著关系[22]。也有研究者认为居民生活满意度与阶层认同具有显著的正向关系[23]。居民在社区的生活状况很大程度上会影响到居民对社区的认知和情感。居民生活满意度越高，越能强化居民对社区的认知和情感，形成更强的社区认同感。同时有相关研究注意到了生活满意度与文化等相关因素的相互影响关系[24-25]。Moscato研究分析了生活满意度、社区意识和文化认同的相互关系，认为三者存在内在关联性[26]，生活满意度越高，居民对地方文化认同更积极。生活满意度强化了居民社区依附对文化认同的作用。由此，假设如下：

H3：生活满意度可调节社区依附对文化认同的关系。生活满意度越高，社区依附对文化认同的影响越大。

H4：生活满意度可调节社区依附对社区认同的关系。生活满意度越高，社区依附对社区认同的影响越大。

从社区认同和文化认同两者的内涵来看，两者具有一定的内在联系，居民对居住地所属文化的认同是建立在居民对居住地的认同的基础之上。当居民对居住地的认同程度越强时，居民对居住地文化介入程度越强，会对该文化表现出积极的认知和情感，并更愿意维系这种文化，从而表现出对该文化较高的认同程度。尽管社区认同经常被研究人员描述为直接影响幸福感、集体行动、意愿等的变量[27-28]，但社区认同也有中介其他变量的效应[29]。同时根据前述来看，居民生活满意状况对社区认同与文化认同具有强化效应，表明社区认同对社区依附与文化认同的中介效应受到生活满意度的影响。因此，做出如下假设：

H5：社区认同在社区依附对文化认同的影响中具有中介效应。

H6：社区认同的中介效应受生活满意度的调节。

基于上述分析和假设，建立如下分析框架(图1)，表示社区依附对文化认同具有直接和间接效应。该模型还假设社区认同是社区依附对文化认同效应的中介变量，同时生活满意度是社区依附所有效应的调节变量，社区依附的直接和间接效应因生活满意度的不同而不同。

图1 居民文化认同分析框架

二、 数据来源和样本特征

徽州文化生态保护区包括安徽省黄山市和绩溪县、江西省婺源县，是徽州文化产生、发展和传承的主要地理空间。徽州文化生态保护区具有天独厚的自然生态资源，也具有传统表演艺术、传统手工技能、民俗活动等丰富的非物质文化遗产资源。本研究主要选择徽州文化生态保护实验区中9个县级行政区域的 36个街道、乡镇的居民进行调查。共发放问卷1 800份，最终得到1 561份有效问卷。所调查对象男性居民占55.41%，平均年龄为49.02岁，平均居住年限为28.23年，平均受教育年限为9.26年。受访者对题项的回答采用李克特5点量表法，从1(完全不重要)到5(完全重要)，由受访者结合自己情况针对每个题项的问题进行选择。

社区依附测量采用Brehm的量表[15]，包括社会依附和自然环境依附两个维度，共7个题项。社区认同测量运用辛自强等开发的量表[30]，包括功能性认同和情感性认同两个维度，共8个题项。生活满意度测量采用Diener等的量表[31]，包括5个题项。文化认同测量采用改编后的 Phinney等的民族认同量表[32]，共6个题项。主要变量的题项和样本特征如表1所示。数据表明各变量量表测度项的因子载荷均显著，各变量平均抽取方差均大于0.5，说明研究变量的量表具有较好的聚合效度。

表1 变量测量题项和样本特征

另外，居民的年龄、社区居住年限、受教育年限对居民的认知、意识和行为也可能是相关的影响因素。考虑到这些因素对研究模型中变量间关系的可能影响，将这三个变量作为控制变量来观察研究变量间的关系。

三、研究结果及其分析

表2显示了变量的描述性统计情况和变量间的相关系数。数据表明研究变量与控制变量间的相关性不显著，而社区依附、社区认同、生活满意度、文化认同等研究变量间相关性显著，说明理论模型中的变量适合进行回归分析。由此，构建以下多元回归方程进行回归检验。

其中 b0为常数，xk为自变量(k=1,2,3,…,n)，ε为误差项。

表2 变量的描述性统计及相关系数

社区依附对社区认同和文化认同的效应采用多元层级回归方法进行检验。为避免回归分析中出现多重共线性问题，在进行回归分析前对相关变量进行中心化处理，控制变量进入第一模块，相关研究变量依次进入不同的模块[33]。检验理论模型中的中介效应和中介调节效应按照Baron和 Kenny[34]，Muller等[35]提出的程序进行。

首先检验了社区依附对社区认同的预测效应，结果如表3所示。数据表明社区依附与文化认同之间存在正的主效应(b=0.248，p<0.001；表3中的模型2)，H1得到支持。为验证生活满意度的调节效应，表 3中模型 3加入社区依附和生活满意度的交互项，数据表明生活满意度的调节作用显著(b=0.156，p<0.001，表3中的模型3)，说明H3成立。

表3 生活满意度对社区依附与文化认同、社区认同的调节效应

图2显示了不同生活满意度下社区依附与文化认同之间的关系。在高生活满意度下的曲线要比低生活满意度下的曲线斜率更大，说明生活满意度越高，社区依附对文化认同的正效应越强。

图2 社区依附与生活满意度对文化认同的相互影响

图3 社区依附与生活满意度对社区认同的相互影响

数据表明社区依附对社区认同的正效应显著(b=0.244，p<0.001，表3中的模型5)，说明假设H2得到了支持。社区依附和生活满意度的交互项被加入到回归分析方程中进行检验，数据显示生活满意度在社区依附和社区认同间的调节效应显著(b=0.120，p<0.001，表3中的模型6)，H4成立。图3描绘了不同生活满意度下，生活满意度对社区依附和社区认同之间关系的调节效应。该图表明当生活满意度高时，社区依附与社区认同间关系曲线的斜率要高于生活满意水平低时的曲线斜率。这说明生活满意度越高，居民社区依附对社区认同的正效应就越强。

Baron和 Kenny认为在所有回归方程中的效应都显著的条件下，如果回归方程中加入中介变量时，自变量对因变量的效应小于回归方程没有中介变量时的效应，就说明中介效应显著存在。根据Baron和 Kenny提出的程序进行检验(表4，模型1、2、3)，结果表明社区认同中介了社区依附对文化认同的效应，H5成立(b=0.239，p<0.001，见模型3；b=0.297，p<0.001，模型 2)。

为验证社区认同的中介效应是否受到生活满意度的调节，回归分析采用Muller提出的检验程序(表4，模型4、5、6)。Muller认为如果自变量对因变量的主效应显著，当调节变量被控制时自变量对中介变量的主效应显著，当调节变量变化时中介变量对因变量效应的变化显著，则说明存在中介调节效应。表4的数据表明，社区依附对文化认同的主效应显著(b=0.197，p<0.001，模型 4)；同时，社区依附对社区认同的主效应显著(b=0.204，p<0.001，模型 5)；并且社区认同和生活满意度的交互效应显著(b=0.073，p<0.05，模型 6)。因此，H6得到了支持。

表4 检验中介和中介调节效应的回归分析

四、研究结论与启示

基于徽州文化生态保护区的调查数据，对文化生态保护区居民文化认同的影响机制进行探讨。实证分析结果表明：社区依附对文化认同产生正向的效应，文化生态保护区居民社区依附性越强，居民对地方文化的认同程度越高。研究发现社区依附对社区认同具有直接效应，另外社区认同对文化认同具有正向的积极作用，说明社区依附对文化认同既有直接效应又有间接效应。社区依附与社区认同、社区依附与文化认同之间的关系因居民生活满意状况的不同而不同，生活满意度强化了它们之间的关系。另外，研究发现社区认同对社区依附与文化认同之间关系的中介作用受到了生活满意度的调节，生活满意度正向强化社区认同的中介作用。

根据上述研究结论，文化生态保护区要强化居民的文化认同，促进居民积极主动保护和传承地方文化，应从以下几方面着手：

首先，要提高地方居民的社区依附性。一方面要提高地方居民的社会依附性，使地方居民拥有稳定的社会关系网络，通过开展丰富的社区文化活动，让地方居民对当地传统文化形成良好的文化体验。另一方面要提高地方居民的自然环境依附性，切实保护好自然生态环境，为地方居民创造宜居、宜生活的自然生态环境，实现人与自然的和谐共存。

其次，要加强地方居民的社区认同感。文化生态保护区应通过完善社区基础设施，提高社区管理水平，改善社区环境，满足社区居民生活需求，创造和谐的社区氛围来推动地方居民形成强烈的社区认同感。

再次，提升地方居民的生活满意度。虽然生活满意度是个体主观层面的概念，但却是影响个体意愿和行为的重要因素，文化生态保护区的建设与发展需要高度重视地方居民生活满意度的状况，通过不断提升居民的生活满意度，来加强居民对地方文化的认同感。

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