人际关系质量对新市民文化消费意愿的影响——有调节的中介效应模型

李光明，段师锐

（河海大学 商学院，江苏 南京 211100）

新市民是指城镇化过程中由农村向城市转移的新增城市常住人口。[1]随着城镇化的推进，新市民数量迅速增大：2018年我国城镇化率为59.58%，比上年末提高1.06个百分点，新增城镇常住人口1790万人。新型城镇化的核心是人的城镇化。文化消费具有启蒙教化、促进社交和发展个性等重要塑造消费者的功能，因而在人的城镇化方面具有至关重要的推动作用。[2][3]因此，理解新市民文化消费影响因素对于扩大内需和提高城镇化质量都具有重要的现实意义。

学术界对于文化消费行为的影响因素主要基于社会学和经济学两个角度来解释。基于社会学视角的文化消费研究大多是沿用布迪厄“结构产生惯习，惯习决定实践，实践再生结构”的观点，考察社会阶层、[4]惯习[5]和文化资本[6][7]等因素对文化消费的影响。基于经济学视角的文化消费研究则更多是以需求和供给的理论为基础，检验收入[8][9]、价格[10]、供给水平[10]等因素对文化消费的影响。这些研究为我们理解新市民文化消费行为提供了很好的借鉴，但仍存在亟待完善之处：一是缺乏对消费者的认知和情感等个体主观因素的考量，二是将消费者作为一个整体进行考察会忽视文化消费的群体异质性效应。

新市民从农村进入城市工作生活，原有在农村中以血缘、地缘和业缘相互交织而形成的紧密型关系被打破，取而代之的是以职业为轴心、以个人或者核心家庭的形式居住在散户社区中的松散型关系。[11]新市民构建的新的人际关系通常伴有城乡二元结构带来的生活方式、消费习惯和生产组织等方面差异的碰撞，其人际关系质量则是这一碰撞结果的体现。文化消费不仅可以满足人的精神需求，也可以促进社交。[2]那么，人际关系质量的优劣是会提升还是会削弱新市民文化消费意愿呢？其中的影响机理又是怎样的呢？基于此，本文构建了人际关系质量对新市民文化消费意愿影响机理模型，并通过问卷调查法获取数据进行检验，旨在从消费者心理和行为视角探究文化消费的影响因素，并为扩大我国文化消费规模、提升城镇化质量提供决策参考依据。

一、理论与假设

（一） 人际关系质量

人际关系是个体之间通过人际交往与互动而形成的直接的心理关系，是个体在交往过程中进行情感交换的情感纽带[12]。它体现了个体在满足其社会关系方面的需求时所产生的一种状态，其发展变化取决于交往双方在其社会需要方面的实现程度[13]。人际关系质量则是将这种心理关系外化和具体化，是对个体人际关系的具体呈现和主观评价。[14]从个体的主观体验来看，人际关系具体表现出了交往双方心理相容或冲突的两种主观体验状况，以人际关系质量的积极或消极维度具体表现出来。[14]人际关系质量的积极维度主要表现出了交往双方在交往过程中相互陪伴、认同等特征；而消极维度则表现出是交往双方在交往过程中表现出排斥、冲突等特征。[15]

新市民由农村进入城市工作生活，从农业代表的农村文明迈向工业代表的城市文明，人际关系需要重新建构。[3]不过，我国城乡二元结构导致城乡居民在工作机会、社会地位、生活方式和消费习惯等方面存在巨大差异，新市民与城市居民在互动中建立的人际关系关系既有认同，也可能表现为排斥。因此，本文主要考察了新市民人际关系质量两个维度：认同和排斥，它们分别代表着人际关系质量的积极维度和消极维度。

（二） 文化消费意愿

文化消费是指消费者为了满足个人精神追求而对精神文化产品及服务进行占有、欣赏、享受和使用。[2]文化消费内容形式多种多样，有休闲型文化消费、享受型文化消费、社交型文化消费和发展型文化消费等。[2]文化消费内容形式不同，所具备的功能也有所差异，有的可以愉悦身心，有的则可以通过发展提升自我或促进社交来帮助消费者构建人力资本和社会资本，[16]因此，消费者选择不同的文化产品或者服务是基于对该种文化产品或服务功能价值的认知。

消费意愿是消费者购买某类产品或者服务的可能性。[17]即在各类因素的影响下消费者对某样产品或者品牌的态度转化为产生该产品或品牌的消费行为的几率。[18]消费意愿直接决定了消费主体如何采取消费行为以及采取特定消费行为可能性的大小，是预测个体消费行为的重要指标。[17]基于此，本文将文化消费意愿定义为消费者对某种文化产品或服务产生消费行为的可能性，是文化消费行为的重要预测因素。

（三） 研究假设

根据参照群体理论，人际关系质量会直接影响新市民文化消费意愿。所谓参照群体是指个体在消费决策时，用以作为参照、比较的群体，参照群体具有规范和学习两大功能。[19]而新市民与城市居民产生的关系质量决定着新市民是否会以城市居民作为参照群体。如果新市民感知到被城市居民认同和接纳，他们就更倾向于以城市居民作为参照群体。从参照群体的信息性影响来看，认同感越高的新市民与城市居民之间的交流互动就会更为密切，文化消费行为也就更容易受到城市居民的影响[20]。在较为频繁的交流互动过程中，他们会向城市居民了解熟悉城市文化产品和服务的信息，学习借鉴城市居民的文化消费方式和行为。[21]从参照群体的规范效应来看，认同感越高的新市民越倾向于以城市居民行为规范来要求自己。而在我国，城镇居民文化消费水平较农村居民相比明显要高。[22]因此，由农村进入城市工作生活的新市民在城市居民的规范影响下，文化消费意愿也会得到提升。相反，排斥感越高，新市民就不会以城市居民作为参照群体，文化消费意愿也会下降。据此，提出如下假设：

H1a：人际关系质量的排斥维度对新市民的文化消费意愿具有正向影响。

H1b：人际关系质量的认同维度对新市民的文化消费意愿具有负向影响。

孤独感是个体感知到人际关系水平达不到预期水平，为此感到不满意而产生痛苦、不愉快的情感体验。[23]认知加工理论认为，个体会以预期的人际关系为标准，运用自身知识和经验对人际互动进行认知加工。[23]在认知加工的过程中，当个体认为目前的人际互动达到了预期的人际关系标准时，就会以人际关系质量的积极特征呈现出来，个体就越能够在人际互动中获得积极的情感反应，譬如：快乐感、亲密感和集体融入感等，而不容易感到孤独；反之，当个体认为人际互动达不到预期的人际关系标准时，则会以人际关系质量的消极特征呈现出来，此时个体就越容易产生孤独感等消极情感反应。可见，当新市民感知到来自互动对象的排斥越强烈，他就越容易产生孤独感；当新市民的认同感越强烈，产生孤独感的可能性就会较低。新市民进入城市工作生活，与城市居民的互动接触频率大幅度增加，农村文明与城市文明的碰撞较为激烈。由于城市包容性文化、新市民个体差异以及进城时间等方面的不同，两类文明碰撞过程可能会让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认同。面对外来者—新市民，有些城市居民会通过排斥来与新市民保持一定距离，从而确保自身所属群体的先进性和优越性，增强群体内部的同质性和亲密性。[24]但是，这种排斥让新市民更多感知到人际关系质量的消极维度，产生孤独感。认同是城市居民与新市民在互动过程中对对方所表现出来的价值观念和行为方式的一种肯定和接纳。[25]认同使得交往双方基于比较和反思而产生了观念和意义，同时也使双方通过建立一种特殊的情感联系而进行相同的群体归类。[25]城市居民对新市民的接纳和认同有助于新市民对新构建的人际关系质量积极维度的感知，从而降低新市民的孤独感。因此，提出如下假设：

H2a：人际关系质量的排斥维度对新市民的孤独感具有正向影响。

H2b：人际关系质量的认同维度对新市民的孤独感具有负向影响。

情感渗透模型（Affect Infusion Model）提出，个体的每种情感均负荷了特定的信息，情感渗透过程就是情感信息影响个体判断和决策的过程，在这个过程中，个体做出的行为决策一般都会和他们目前的情感状态相一致[26]。处于积极情感状态的个体所做出的决策更加积极乐观，而消极情感状态下的个体所做出的决策则较为悲观。[26]因此，处于孤独感这种消极情感状态下的新市民则容易做出消极的决策、采取悲观的应对方式。孤独感是由新市民对当前的人际关系质量不满意造成的，与其一致的消极应对方式体现在新市民会回避社交活动[3]。但是，文化消费具有社交性的特征，即个体可以通过与他人共同参与文化活动来进行社交互动，达到维系情感的目的。因此，对于孤独感较高的新市民，回避社交的具体方式就是减少文化活动。[3]据此，提出如下假设：

H3：孤独感对新市民文化消费意愿存在负向影响。

根据归因理论，新市民的归因方式会对对孤独感与文化消费意愿的关系存在调节作用。归因方式是个体根据以往的经验以及对当前事件期望的基础上，对生活中各种事件或行为的原因以一种习惯性的或相似的方式进行解释的过程。[27]它可以分为内部归因和外部归因两个方面，内部归因主张基于自身寻找原因，例如自身能力、性格和态度等；外部归因则主张从外部环境寻找原因，例如奖惩、环境和工作性质等。[28]对新市民而言，当他们感到孤独时，也会为这种消极情感体验寻求一个合理的解释，进行内部或外部的归因。倾向于外部归因的新市民会将孤独感的产生归结为不可控制的外部因素，如运气、个人背景等，从而保证他们的自我效能感被维护在较高水平状态。此时，新市民不会为了孤独感这一消极情情感的产生进行自我指责、甚至自我否定，而更愿意通过努力尝试其他方法来进行弥补，[29]因此，孤独感对文化消费意愿的负面效应会被削弱。倾向于内部归因的新市民会把孤独产生的原因归结于自身人际交往技巧缺乏或是不够努力等方面。此时，他们的自我效能感降低，容易产生偏低的自我认知评价，甚至产生自卑感和社交恐惧。[30]因此，倾向于内部归因的新市民会采取社交退缩的方式而回避文化消费。也就是说，当新市民倾向于内部归因时，孤独感对文化消费意愿的负面影响会更大。因此，提出如下假设：

H4：归因方式在新市民孤独感对文化消费意愿的影响关系中具有调节作用。

二、研究设计

（一） 问卷设计

本研究问卷主要包括五个部分：第一部分是开头语，主要是介绍本次调查的组织者、调查目的、调查数据的用途以及对受访者的支持表示感谢等。第二部分为指导语，内容主要是向受访者说明问卷填写时的要求和注意事项。第三部分是筛选受访者部分，通过是否有农村到城市的迁移经历以及目前在城市居住时间来筛选出本文研究对象新市民。第四部分是人口统计变量，具体由受访者的性别、户口、职业、年龄、婚姻状况、受教育程度和月收入等内容构成。问卷第五部分是本研究所涉及的主要变量的测量量表，包括了人际关系质量、孤独感、归因方式和文化消费意愿等四个变量的21个问项。

为了保证变量测量的信效度，本研究量表部分全部借鉴已有研究中的成熟量表。其中，人际关系质量的两个维度共6个问项，均采用Furman等（2010）编制的人际关系质量量表；[14]孤独感的4个问项参考了Wittenberg等（1986）的研究；[31]归因方式的4个问项来自Lefcourt等（1979）的研究；[32]文化消费意愿的3个问项借鉴了Moon等（2001）的研究，[33]为了防止新市民不理解文化消费的含义和内容，我们在测量文化消费意愿时，具体加入了去电影院看电影、去KTV唱歌等新市民接触较多的文化消费活动予以明确。所有变量均采用李克特5点量表，数值越小表示符合程度越低，数值越大越表示符合程度越高。

（二） 预调查与探索性因子分析

鉴于量表由国外的研究翻译所得，为了保证问卷的信度和效度，本文在正式调查前进行了预调查。此次预调查全部采用纸质问卷进行。每发放一份问卷前，都通过口头询问的方式对被访者基本情况进行了解，确认被访者的身份是新市民后，再邀请被访者填写问卷。同时，在问卷的第三部分也设计了两个单选题再一次核实被访者的新市民身份。预调查共发放问卷200份，回收194份，最终有效问卷为167份，达到预调查样本数量的要求。

本文利用SPSS 20.0软件分别对变量测量量表部分进行了探索性因子分析。探索性因子分析采用主成分分析法，并选择最大变异法正交旋转，选取特征根大于1。人际关系质量的KMO为0.89；孤独感的KMO为0.91；文化消费意愿的KMO为0.74；归因方式KMO为0.81，Bartlett球体检验均通过（p<0.001），说明预调查的数据具备因子分析条件。探索性因子分析结果表明，因子载荷在0.62～0.91之间，各问项与其所属因子的对应关系与原有量表一致，未出现交叉负荷现象，说明量表具有良好的内容效度。此外，各个因子的克隆巴哈α系数均在0.79～0.88之间，均高于0.70。可见，量表具有良好的信效度，可用于正式调查。

（三） 正式调查与样本特征

正式调查方式与预调查实施过程相同，共发放问卷750份，回收702份，最终有效问卷为614份。样本描述性统计如下：从性别来看，男性占52.1%，女性占47.9%，性别结构较为均衡；从年龄结构来看，超过一半的新市民集中在18到35岁之间，36到60岁之间的占比次之；从婚姻状况来看，已婚占62.1%，未婚占37.9%；从城市连续居住时间来看，有六成以上的新市民在城市里居住时间在3年到5年之间；从受教育程度来看，初中和高中的占比最高，合计超过70%，大学以上学历的偏少；从职业来看，工人和服务人员的占比最高，超过40%，个体工商户和专业技术人员比重排名第二，而公司办公职员、政府机关和事业单位工作人员相对较少；从个人月收入来看，新市民的收入主要集中在3001～5000元之间，比重达40.9%，3000元以下的占比也较大，5000以上的比重偏小。样本整体反应了我国新市民收入低、学历低的基本特征，具有代表性。

三、数据分析与假设检验

（一） 信效度检验

运用LISREL8.7软件对正式调查数据进行验证性因子分析，并检验量表的组合信度、收敛效度和区分效度。测量模型的拟合指标如下：χ2=435.61，d.f.= 174，χ2/d.f.=2.50，远小于5.0的标准值；RMSEA=0.05，明显小于参考标准 0.08；NFI=0.99，CFI=0.99，均大于 0.90 的门槛值；GFI=0.94，大于0.85；AGFI=0.92，大于0.80的标准值；可见，各拟合指标均达到标准要求，表明测量模型的拟合优度可以接受。从验证性因子分析的因子载荷来看，各个问项在对应因子上的载荷标准化系数在0.80～0.97之间，远高于0.60的门槛要求，且t值显著。可见，测量模型可以接受。

基于验证性因子分析结果计算了每个变量的组合信度（CR）和平均方差萃取量（AVE）。如表1所示，所有变量的组合信度都在0.90以上，平均方差萃取量在0.70～0.90之间，分别高于0.60和0.50的标准，说明各主要变量的组合信度和收敛效度较好。进一步，我们还检测了量表的区分效度：通过计算各个变量的平均方差萃取量的平方根，然后把各个变量的相关系数和平均方差萃取量的平方根进行比较。如表1所示，各变量平均方差萃取量的平方根均高于该变量与其他变量间的相关系数，这表明各个变量之间的区分效度是显著的。

（二） 假设检验

本研究把性别、年龄、婚姻状况和受教育水平作为控制变量，人际关系质量的两个维度（排斥和认同）作为自变量，文化消费意愿作为因变量，进行多元回归来检验研究假设。在回归分析前，我们先检验了变量的多重共线性问题和序列相关问题。根据检验结果，VIF在1.004～1.241之间，说明不存在多重共线性问题；DW值为1.894，说明也不存在序列相关问题，可以进行回归分析。如表2所示，模型1中人际关系质量的两个维度对新市民文化消费意愿存在显著影响：排斥对文化消费意愿存在显著负向影响（β= -0.548，p<0.001），认同对文化消费意愿存在显著正向效应（β=0.469，p<0.001），假设1全部得到验证。

表 1 各主要变量的相关系数、组合信度、平均方差萃取量及其平方根

表 2 回归结果分析

模型5是以孤独感为结果变量，人际关系质量的两个维度为自变量的回归模型。结果显示，人际关系质量的两个维度对新市民孤独感存在显著影响：排斥对新市民的孤独感存在显著正向影响（β=0.531，p<0.001），认同对新市民的孤独感存在显著负向影响（β= -0.384，p<0.001）。假设 2 全部得到验证。

模型2是以文化消费意愿作为因变量，孤独感为自变量的回归模型。结果显示，孤独感对新市民文化消费具有显著负向影响（β= -0.615，p<0.001）。假设3也得到验证。

本文采用多元调节回归分析方法来检验归因方式对新市民孤独感与文化消费意愿之间关系的调节作用。我们先将孤独感和归因方式进行标准化处理，减小回归中变量间共线性的问题，然后构造孤独感与归因方式的乘积项，最后进行逐步回归分析来进行检验（如表2）。在模型2的基础上增加归因方式作为自变量构成模型3，模型解释力并没有提高（ΔR2=0.000，p＞0.05）；在模型3的基础上添加孤独感与归因方式的乘积项得到模型4，模型解释力显著提升（ΔR2=0.007，p<0.01）。从回归系数来看，归因方式显著负向调节孤独感与文化消费意愿之间的关系（β=-0.083，p<0.01）。这表明，当新市民越是倾向于内部归因时，孤独感对文化消费意愿的负面影响效应会更大，就越是愿意进行文化消费活动。假设4得到验证。

四、结论与启示

（一） 结论

1. 人际关系质量不仅对新市民文化消费意愿存在显著的直接效应，还会通过影响新市民孤独感进而间接对其文化消费意愿产生影响

一方面，由于参照群体效应，人际关系质量的排斥维度会降低新市民的文化消费意愿，而认同维度则会提升新市民文化消费意愿。另一方面，由于认知加工效应以及情感渗透效应，人际关系质量的排斥维度会提升新市民的孤独感进而对文化消费意愿产生负面效应，认同维度则会通过降低新市民的孤独感而提升新市民的文化消费意愿。

2. 归因方式对新市民孤独感与文化消费之间的关系具有调节作用

倾向于内部归因的新市民会认为孤独感产生的原因是自己能力等方面的原因造成，会进行自我否定，自我效能感也会降低，因而会采取社交退缩的方式来回避文化消费。也就是说，当新市民倾向于内部归因时，孤独感对文化消费意愿的负面影响会更大。

（二） 启示

1. 加快户籍制度改革，实现城乡统筹发展

我国户籍制度不仅涉及到社会管理，在资源分配中也具有重要的意义，因而导致了城乡二元结构的产生。只有从根本上打破户籍藩篱的制约，实现城乡统筹发展，城市居民与农村居民享受同等的资源和机会，才能够消除排斥，提升认同，从而提高新市民的文化消费意愿。

2. 加大沟通交流，减少城市居民对新市民的排斥，提高认同感

城市社区可以举办丰富多彩的社区活动，加强市民与新市民之间的交流，消除市民群体与新市民群体的隔阂，营造城市主动接纳新市民的氛围，提升城市居民对新市民的认同。

3. 提供优惠措施，鼓励新市民参与继续教育

教育不仅可以提高新市民的文化消费能力和惯习，还可以塑造新市民，提升他们的人力资本和社会资本，弥补他们资源禀赋先天不足带来的劣势地位，实现社会阶层的攀升和城市融入。这可以从客观上减少排斥，提高认同，从而促进新市民文化消费的提升。因此，政府部门可以通过补贴、继续教育积分落户、减免教育费用等方式鼓励新市民参加继续教育，并鼓励学习型社区、学习型单位的建设。

4. 多举措降低新市民的孤独感

研究结果显示，孤独感对文化消费意愿具有显著负向效应。除了通过新市民自身努力改善人际关系质量，社区和街道还可以通过对属地新市民提供社会支持、减少流动性等方式降低新市民的孤独感。