文化自信与文化归属对文化保护行为的影响机制——基于徽州文化生态保护区居民的调查

王永桂 赵士德

(黄山学院 经济管理学院，安徽 黄山 245041； 黄山学院 “互联网+文化”管理研究中心，安徽 黄山 245041)

0 引 言

从2007年原文化部批准设立“闽南文化生态保护实验区”以来，目前仅国家级文化生态保护区的数量已达21个。我国文化生态保护区经过10余年的建设和发展取得了显著成果，各类文化生态保护区的设立使具有明显地方特色的非物质文化遗产得以区域性整体保护。诸多的研究人员从各层面、各领域开展针对文化生态保护区建设和发展的研究，其中，地方居民作为非物质文化遗产的承载主体，他们的文化保护行为也越来越受到更多的关注。地方居民作为文化生态保护区建设和发展的重要主体，其积极的文化保护行为对地方文化的传承和发展具有重要作用。李然、李兴军研究认为，居民是地方文化的主体，提高居民文化自主保护意识有利于文化生态保护区的建设。[1]113-118地方居民是地方文化活载体，其文化保护的参与是保护地方文化的重要途径。[2]75-79因此，探讨影响地方居民文化保护行为的前因机制对于文化生态保护区的建设和发展具有重要的现实意义。

1 相关文献综述

已有学者对文化生态保护区地方居民的文化保护行为进行了研究。关于居民保护行为影响机制的研究主要体现在两个层面，一是基于外在影响因素的研究。孔翔、卓方勇等以黄山市宏村、呈坎、许村三地居民为调查对象，发现在旅游业发展能增加居民的收入的情境下，能积极影响到居民对古村落文化的保护意识和行为。[3]216-224戴湘毅，王晓文等研究发现，居民相关人口统计特征、住房面积、住宅状况等因素对居民保护态度和行为有显著影响。[4]74-78焦开山研究认为，居民的生活质量水平、社会资本、社会经济地位对居民保护行为具有显著的影响。[5]138-140二是基于内在影响因素的研究。王纯阳、屈谕林研究认为，居民的社区认同、社区情感对居民保护行为具有显著的影响作用。[6]121-129柳红波、 郭英之等基于态度与行为的关联研究发现，文化遗产保留认同对文化遗产保护行为具有积极的影响效应。[7]189-195唐文跃通过对徽州古村落居民的研究认为，居民的情感因素对其自觉保护行为具有积极影响作用。[8]87-92胡小海、黄震方通过对周庄古镇的居民调查研究发现，居民的情感因素、认知因素对保护行为具有积极的影响作用。[9]116-120综观相关的研究文献，现有的有关文化保护行为的研究成果仍更多地体现在政府的保护行为层面上。[10]98-102而对于居民个体的文化保护行为影响机制的研究边界显得不够宽广，并且由于研究变量的有限性导致了研究路径狭窄。胡小海、黄震方研究指出，当前对于影响居民文化保护行为的因素和机制的分析缺乏更多经验性、实证性研究的证明。[9]117本研究以社会认知理论为依据，从地方居民对地方文化认知的层面，对居民文化保护行为的前因机制进行理论模型的构建。分析保护区居民的文化自信与文化归属对文化保护行为的影响机制，以期对文化生态保护有所裨益。

2 理论分析和假设

社会认知理论作为一种研究人的认知和信息处理的方法和理论，认为个体的情感、动机和其它属性影响到人的认知，以及个体如何解释社会世界。[11]275-305同时社会认知理论认为，个体的认知会影响到其行为的选择和强度，在个体因素、外部情境、行为三者的相互作用过程中，个体的认知对个体的行为结果往往具有决定性作用。由于个体的文化自信、文化归属及文化认同体现为个体对特定文化的认知，这些认知将会影响到个体对特定文化表现出的相关行为的选择和强度，据此本文构建理论模型，该理论模型表明文化自信与文化归属对文化认同和文化保护行为具有正向的影响效应，同时，文化认同中介了文化自信与文化归属对文化保护行为的影响效应。文化自信与文化归属对文化保护行为的影响机制理论模型见图1。

图1 文化自信与文化归属对文化保护行为的影响机制

文化自信和文化归属是文化主体对特定文化所产生的文化认知和文化情感。文化自信体现了文化主体对特定文化的价值肯定及文化生命力的信念。文化归属则体现了文化主体对特定文化的自我归属和心理情感。文化主体对特定文化的认知和情感将会影响文化传承和发展的相关行为，典型的诸如对特定文化表现出来的文化保护行为。而文化保护行为是指个体由于对特定文化的情感、认知、责任感和价值观，而积极主动采取行动来保护特定文化的有意识行为。[12]21-27有研究表明：居民的文化自信有助于加强居民的文化保护意识和行为。[3]216王德刚基于乡村文化的研究认为，村民对乡村文化的自信能使村民积极和自觉地传承和发展乡村文化。[13]9-11胡小海、黄震方研究也表明，居民的归属情感因素对其文化保护行为具有明显影响效应。[9]116由此，本文提出以下假设：

H1：文化自信对文化保护行为具有正向影响效应。

H2：文化归属对文化保护行为具有正向影响效应。

文化认同是指个体与所属特定文化群体的关系。[14]6-23它体现了个体对特定文化的自我态度和自我定位，其反映的是个体对特定文化的认知与态度。[15]68-75文化主体的文化自信是对其所属特定文化充分认同的基础动力。对于个体来说，就是对特定文化的价值认同和身份认同。[16]21-24杨丽萍研究认为，文化自信是民族文化认同的根基。[17]26-30这说明个体的文化自信与文化认同具有内在密切关联性。同时，个体对特定文化的归属和情感集中体现为对该文化的认同。也有研究认为，地域性文化具有地方特色或民族特色，明确文化归属是文化认同的标志。[18]157-160可见，个体的文化归属也与文化认同密切相关。因此本文提出以下假设：

H3：文化自信对文化认同具有正向影响效应。

H4：文化归属对文化认同具有正向影响效应。

相关研究表明，文化认同与文化保护行为具有内在联系。孔翔、卓方勇等认为，文化保护的重要基础在于居民对地方传统文化的认同[3]21。有研究者提出民众的地方文化认同有效地驱动了其对文化遗产的保护。[19]114-120因此，居民的文化认同有助于居民对特定文化产生积极的行为来介入和维系这种文化。也有研究表明，没有社区居民的积极保护行为，会导致破坏文化遗产的原真性和完整性，并提出，居民的认同和情感对居民保护行为具有显著的正影响作用。[6]121胡小海、黄震方通过研究旅游地居民文化保护态度的影响因素，认为对地方文化认同度较高的居民表现出积极的保护行为倾向。[20]100-106相反，居民的文化认同危机负面影响了居民的保护行为。[7]189也有研究人员提出文化认同缺失成为非物质文化遗产空间保护的障碍。[21]197-201这充分说明居民的文化认同对文化保护行为具有积极的作用。因此本文提出以下假设：

H5：文化认同对文化保护行为具有正向影响效应。

H6：文化认同中介了文化自信和文化归属对文化保护行为的影响效应。

3 研究设计与方法

3.1 研究区域概况

2008年国家批准成立徽州文化生态保护区，经过10多年的建设和发展，该保护区在文化空间的保护方面取得了显著的成效，并且“徽州文化生态保护实验区建设工程”项目入选了2010年十大“国家文化创新工程”，尤其是保护区内非物质文化遗产得以有效传承和发展，诸如徽墨制作技艺、歙砚制作技艺、徽州三雕、万安罗盘制作技艺、目连戏、徽剧等入选了国家级非物质文化遗产名录。徽州文化生态保护区是一个典型的跨省级行政区域的文化生态保护区，保护区涵盖了安徽黄山市、绩溪县以及江西省婺源县，这三地即古徽州文化的地理空间，而目前黄山市则是徽州文化的核心地理空间。该保护区面积达13 000多平方公里，保护区内人口达200万。著名的徽州文化是一个典型的区域文化体系，被称为三大地域文化之一，其文化内容丰富，体系健全，富有特色，徽州文化的表现形式涉及徽州社会、经济、艺术、文学、教育、建筑、工艺、医学、民俗等相关领域。徽州文化生态保护区内物质文化遗产和非物质文化遗产资源丰富，独具特色，特别是非物质文化遗产包含了传统手工技艺、民俗表演活动、传统表演艺术、礼仪节庆等各大门类。黄山市作为徽州文化生态保护区的核心地理空间，提出了“打好黄山牌，做好徽文章”的发展路径，通过对自然生态和文化生态的保护，有效地促进了徽州文化生态保护区的建设和发展，并且地方居民也逐步形成了正确的保护理念和意识。

3.2 样本

通过开展问卷调查进行数据收集。调查区域包括黄山市市辖三区(屯溪区、黄山区、徽州区)四县(歙县、休宁县、祁门县、黟县)中10个街道及乡镇(老街街道、黎阳镇、太平湖镇、潜口镇、徽城镇、深度镇、齐云山镇、祁红乡、宏村镇、西递镇)，这些乡镇都是黄山市在文化和旅游方面具有较好基础的特色小镇，文化旅游产业发展态势较好，地方居民对于徽州文化具有较好感知和认知，且其调查点的选择具有一定的代表性。调查人员在取得受访居民的同意后，进入受访居民的工作场所或生活场所开展问卷调查，向受访居民说明调查的目的及填写问卷应注意的问题，同时进行了相关信息保密性的声明。受访居民在调查人员的指导下现场完成问卷的填写。本研究选择了10个调查点，共发出问卷600份，回收问卷600份。剔除48份无效问卷，最后得到552份有效问卷，有效问卷率为92%。调查对象的人口统计特征见表1。

表1 调查对象人口统计特征

3.3 变量测量

运用李克特5点量表法对各个变量进行测量，各变量赋值为1～5，分别表示完全不同意、不同意、不确定、同意、完全同意，受访居民根据自己的感知进行选择。文化保护行为共有8个测量题项。文化认同的测量包括6个测量题项。文化自信的测量包括5个测量题项。文化归属有5个测量题项。各变量的测量题项及克朗巴赫α系数见表2。变量的克朗巴赫α系数值范围从0.850～0.955之间，达到了相关建议的阈值，[22]74-97说明测量题项的内部一致性信度较好。

表2 研究变量测量题项和标准因子载荷

续表2：

项目变量名称描述标准因子载荷克朗巴赫α系数T-值文化保护行为题项1题项2题项3题项4题项5题项6题项7题项8我会尽力学习如何解决保护徽州文化的有关问题我会阅读有关徽州文化的报道或书籍我会与他人讨论有关徽州文化的保护问题我会尽力劝说他人保护徽州文化当我看到他人试图破坏徽州文化的行为,我会向有关部门反映我会采用合法手段制止破坏徽州文化的行为我会经常参加有关徽州文化的文化活动如果开展有关保护徽州文化的活动,我会愿意参加0.820.820.850.870.890.880.850.840.95523.5423.4524.5325.8626.7526.3124.8824.16

4 结果分析

4.1 描述性统计分析

研究变量的平均值、标准差和相关系数见表3。

表3显示文化自信、文化归属、文化认同和文化保护行为的相关系数均在p<0.01水平上显著，并且均为正相关。同时文化自信、文化归属与文化保护行为的相关系数分别为0.41和0.40，均小于文化自信、文化归属与文化认同的相关系数及文化认同与文化保护行为的相关系数，因此，可以进一步对理论模型中的假设进行检验。

表3 研究变量的相关系数和描述性统计

注释：1.N=552；**表示p<0.01； 2.表3中对角线粗体数字为各变量的平均抽取方差(AVE)。

4.2 验证性因子分析

通过LISREL8.8软件进行验证性因子分析来检验研究变量测量的效度。检验结果显示：研究变量中测量题项的标准因子载荷值均大于0.7，且各测量题项的T值均大于3.28，表明各测量题项均在p<0.001水平上显著(见表2)。同时研究变量的平均抽取方差值均大于0.5(见表3)，达到了聚合效度的相关阈值要求，说明研究变量的测量题项具备了良好的聚合效度。根据变量测量题项区分效度的相关要求，[23]39-50变量平均抽取方差应大于变量之间相关系数的平方，从表3中可以看出，研究变量符合上述要求，说明研究变量的测量题项具有较好区分效度。

4.3 结构方程分析

根据图1理论模型，文化自信和文化归属为外生潜变量，文化认同和文化保护行为是内生潜变量，共有24个观察变量(见表2)，适合进行结构方程模型分析。在此，采用了LISREL8.8软件对结构方程模型进行拟合参数的估计分析，并且通过结构方程模型中的标准回归系数进行假设的检测。模型检验的拟合参数见表4。

表4 模型检验的拟合参数

下面进行完全中介模型的拟合参数估计分析，即假设文化认同完全中介了文化自信及文化归属对文化保护行为的效应，但由于文化认同的中介作用导致文化自信及文化归属对文化保护行为的直接效应不显著，因此，再进行部分中介模型的拟合参数估计分析，即假设文化认同仅部分中介了文化自信及文化归属对文化保护行为的影响效应。从表4显示的两类模型的拟合参数来看，部分中介模型中拟合参数值要优于完全中介模型中拟合参数值，并且各项拟合参数值均达到了参数阈值的有关要求。因此选择部分中介模型作为假设检验的最终模型。部分中介模型路径系数见图2。

图2表明文化自信到文化保护行为、文化认同的路径系数分别为0.27和0.41，并均在p<0.001水平上显著，说明假设1和假设3成立；文化归属到文化保护行为、文化认同的路径系数分别为0.12和0.18，同时均在p<0.01水平上显著，因此，假设2和假设4也成立；文化认同到文化保护行为的路径系数为0.49，并在p<0.001水平上显著，由此，假设5也成立。为了验证假设6，即文化认同的中介作用的显著性，在此，采用重置抽样法对文化认同的“中介效应”进行检验。检测结果表明：从文化自信到文化保护行为路径，文化认同中介效应检验的95%偏差校正重置抽样的置信区间为0.139 3至0.261 3；而从文化归属到文化保护行为路径，文化认同中介效应检验的重置抽样的置信区间为0.060 9至0.189 0；并且文化认同、文化归属对文化保护行为的间接效应分别为0.20和0.09，因此，文化认同的中介效应显著，假设6成立。文化自信与文化归属对文化保护行为的影响效应见表5。

图2 部分中介模型路径系数

表5 文化自信与文化归属对文化保护行为的影响效应

5 研究结论、意义和局限性

5.1 研究结论

本研究依据社会认知理论，构建了研究的理论模型，并运用结构方程分析方法，对文化生态保护区居民文化保护行为的影响机制进行了实证研究。研究结果表明：

(1)文化自信对居民的文化认同和文化保护行为具有正向影响效应。居民文化自信程度越高，越能强化居民对地方文化产生认同感和积极主动的文化保护行为。

(2)文化归属对居民的文化认同和文化保护行为具有正向影响作用。居民文化归属感越强，越能强化居民对地方文化产生认同感和积极主动的文化保护行为。

(3)文化认同对居民的文化保护行为具有正向的影响效应。居民的文化认同感越强，越能强化居民对地方文化产生积极主动的文化保护行为。

(4)文化认同部分中介了文化自信与文化归属对居民文化保护行为的效应。说明文化自信、文化归属及文化认同的相互作用形成了对文化保护行为的一种有效影响机制。

5.2 研究意义

从理论意义层面来看，现有的有关居民文化保护行为研究主要聚焦于外部影响因素对居民文化保护行为的影响，而在一定程度上忽略了居民的文化认知到文化保护行为的影响机理研究。本研究基于社会认知理论，拓展了居民文化保护行为前因机制的研究，深化了对居民文化保护行为内在影响机制的探讨，丰富了文化保护行为研究相关文献的内容和研究路径。

从实践意义层面来看，当前部分地区文化在传承与发展过程中正遇到文化认同危机的瓶颈[24]70-74。文化生态保护区居民对地方文化认同的危机甚至缺失的问题，严重影响了居民对地方文化保护行为的选择和强度，成为文化生态保护区地方文化传承与发展的重要障碍。因此，强化居民的文化保护行为是文化生态保护区建设和发展的重要工作。本研究认为文化生态保护区应采取以下措施来强化居民积极主动的文化保护行为：

(1)加强地方文化的宣传与教育，提升居民对地方文化的自信。文化生态保护区应充分利用各种媒介广泛宣传地方文化的传承历史、文化资源及文化知识，促进地方居民对地方文化的充分了解和认知，通过各种宣传与教育手段培养居民对地方文化的自信感、荣誉感和责任感，使地方居民树立对地方文化的自信。

(2)夯实地方居民的文化获得感，强化居民对地方文化的归属感。文化生态保护区应利用地方丰富的文化资源开展形式多样、丰富多彩的地方文化活动，让地方文化走进居民，让居民贴近地方文化，全方位地满足地方居民的精神文化生活需求，切实让居民感受到文化获得感，从而强化居民对地方文化的归属感。

(3)增强居民的地方文化依恋度，形成居民对地方文化的认同感。文化生态保护区应采取各种措施增强居民对地方文化形成无论是在客观上还是主观上的高度依恋性，从而使地方居民与地方文化形成高度关联性，以加强居民对地方文化的认同感。形成一种长效的作用机制来促进居民积极主动的文化保护行为。

5.3 研究局限性

首先，本研究采用的分析数据来源于对国家级徽州文化生态保护区调查的横截面数据，由此对于研究结果中研究变量之间的因果关系难以保证足够的可靠性，可能还不足以完全说明研究变量之间的因果关系，未来的研究需要通过开展纵向研究搜集数据来进一步验证研究变量的因果关系。其次，我国文化生态保护区众多，涉及不同区域、不同民族，并且文化形态多样化，文化差异程度较大。由于文化特色、文化传统、地理环境、人口特征等多种因素的差异，各文化生态保护区必然存在客观上较大差异性。本研究仅以国家级徽州文化生态保护区为研究对象，这在一定程度上可能导致研究结果适用于其它文化生态保护区存在外部效度有效性问题的争议。因此，未来的研究需要以多个具有代表性的文化生态保护区为研究区域，通过对多个文化生态保护区样本数据的比较分析来保证研究结果的外部效度性。再次，是居民的文化保护行为是一个复杂的社会系统问题，受到政治、经济、社会、文化因素的影响，影响文化保护行为的前因机制也必然纷繁复杂。本研究仅从社会认知理论的视角研究了文化保护行为的前因机制，未来的研究需要拓展更多前因机制的研究路径。