非物质文化遗产中价值感知和消费意愿关系

110
文化纵横
非物质文化遗产中价值感知和消费意愿关系
非物质文化遗产[1]指被各群体、团体、有时为个人所视为其文化遗产的各种实践、表演、表现形式、知识体系和技能及其有关的工具、实物、工艺品和文化场所。

非物质文化遗产所蕴含的集聚功能和文化品牌效应决定着一个地方的综合竞争力，作为地区软实力的重要标志，它能助推产业集聚群联动性发展。

大连贝雕是具有大连地方特色的非物质文化遗产，值得作为大连的名片推向全国乃至全世界。

与此同时，大连贝雕产业化能够在保护贝雕的同时还能产生经济效益和社会效益，带动大连经济发展，实现大连贝雕文化与经济的融合。

尽管国内非遗产业化势头良好，但也存在着许多问题。

手工艺类非遗发展往往陷入了单一开发模式的困境，没有充分挖掘和展示非遗的文化内涵。

贝雕尽管是非遗，但是知晓并且了解的人很少，更不用说它的市场发展潜力，所以作为非遗的贝雕产业化发展举步维艰。

消费意愿指消费者愿意为有某种特质的产品或服务付费的可能性，其包括两部分，一是心理上是否愿意支付，是普遍性的，二是在经济上到底愿意付多少，在各种状况下愿意付的上限。

影响消费意愿的主要因素有了解程度、学历年龄、收入等。

在复杂多变的市场环境下，人们逐渐认识到价值感知是消费者消费意愿的关键影响因素。

Zeithmal认为价值感知中所付出的包括货币成本和非货币成本，顾客付出货币和其他资源以获得产品或服务。

Monroe认为价值感知是感知利得与利失之比，认为价值感知实际上是对利得的感知或为获得产品而支付价格产生利失的感知之间的一种权衡。

Sheth等人提出了价值感知模型，并将价值感知划分为5个维度：认知价值、功能价值、社会价值、情感价值和情境价值。

研究价值感知并将其运用影响到大众的消费意愿上，以此发展非物质文化遗产。

并且通过其产生经济效益和社会效益，
沈元　谭一鸣　徐航
（东北财经大学　辽宁大连市　116025）
摘　要：非物质文化遗产的价值感知对于企业销售有重大影响。

本文通过分析国内外价值感知理论和消费意愿研究现状及其不足，解构了价值感知系统的三个要素维度：情感价值、货币行为价值、质量价值，并构建了与其消费意愿的理论模型和相应假设；通过问卷调查对所提出的的理论假设进行了统计验证分析，证明价值感知三要素以保护态度为中介有显著影响。

文章最后探讨并且总结了本研究的展望与不足。

关键词：非物质文化遗产；价值感知；消费意愿
实现经济与文化的二元价值容介态，具有重要的现实意义。

然而关于价值感知如何影响消费意愿等问题，还有一些问题急需探索：影响消费意愿的价值感知包括几个维度；价值感知对于消费意愿的作用机制如何。

理论与与假设
价值感知对贝雕消费意愿的影响
在情感经济时代，消费者行为逐渐走出了理性消费，越来越倾向感性消费。

美国营销学之父菲利普.科特勒将人们的消费行为分为三个部分：量的消费阶段、质的消费阶段、感情的消费阶段。

现在的营销环境已经进入了情感营销阶段，消费者更加注重一种情感上的满足和心灵上的认同。

消费者的情感价值指消费者内在的感受、情绪和期望能创造积极、正面、使消费者满意的情感体验。

通过建立并拓展与消费者的情感关联，能够在一定程度上消除与消费者客观上的时空距离，稳固与其情感上的关系，实现利益最大化。

因此提出假设H1a:
H1a:情感价值对消费意愿有正向影响。

然而所有消费者的最基本要求是产品的价格是否合理、购买是否方便、声誉是否良好。

这三个因素统称为货币行为价值。

价格是价值的体现，物美价廉、购买渠道便利的产品才能更加具有竞争性。

声誉一般是该产品以及该产品公司的品牌价值。

Park认为对品牌形象的感知越好，消费者的消费意愿越高，从品牌策略的角度出发，提出品牌形象对消费者购买行为有积极的影响。

因此，企业通过大力改善产品价格、购买渠道和品牌形象，能够促进消费者购买。

由此提出假设H1b:
H1b:货币行为价值对消费意愿有正向影响。

Changu认为质量是比较全面的对产品价值的判断。

Bala 等人经过长时间的探索，证实了质量感知是一种类似于态度的
文化纵横
全面评价。

当消费者接受该产品时，如果感受到的质量价值越低，就不会购买该产品。

在中国特定情境下，石青辉以白酒行业为例也做了相关的研究，结果显示产品质量感知价值越高越能提高消费意愿[2]。

根据以上研究，因此提出假设H1c: H1c质量价值对消费意愿有正向影响。

保护态度的中介作用
对大连贝雕的保护态度是对贝雕价值感知和消费意愿的中间变量——消费者的价值感知决定了消费者的保护态度，消费者的保护态度影响消费意愿。

并且消费者的消费意愿越谨慎，消费者越偏向低消费的活动。

所以市场开发过程中应该找准消费者消费心理，在产品的外观质量、价格、情感价值与社交价值上让顾客满意，从而使消费者对贝雕有着正向的保护态度，消费者对贝雕的正向保护态度能够增强消费意愿，因此提出假设2。

H2：保护态度对贝雕消费意愿有正向影响。

基于上述研究假设，本文构建了以保护态度为中介，价值感知对贝雕消费意愿的影响机制研究框架，如图1所示。

图1　影响机制研究框架图
研究方法
数据收集
本次调研首先于2017年9月中旬在大连地区进行了前测，前测阶段共发放样本50份，回收有效问卷47份，我们对回收的问卷进行了信度检验，其值均在 0.8以上，说明问卷具有很好的信度。

随后我们于2017年10月～11月进行大规模发放问卷，共发放问卷372份，回收275份，不合格问卷24份，获得有效问卷251份，有效回收率67%，满足研究需要。

根据回收的有效问卷，被调查者信息统计如下:按所属区域看，大连地区约占63%，其他地区约占37%;按年龄段看，18-25岁约占41%。

变量测度和检验
（1）价值感知
借鉴Petrick（2002）建立的感知价值量表，并参考在实地调研访谈中顾客对文化商品的评价标准，设计如下问题（PV1~PV9）：在众多文化商品中，顾客感到①贝雕工艺产品的外观是我喜爱的类型；②贝雕工艺产品的质量可靠；③贝雕工艺产品的一致性强；④贝雕工艺产品价格合理；⑤贝雕工艺产品购买方便；⑥贝雕工艺产品及服务考虑周到；⑦贝雕工艺产品给我欣喜的感受；⑧贝雕工艺产品提升我的形象；⑨贝雕工艺产品的购买看起来是个不错的交易。

采用Likert五点评分法设进行设计，以“非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意”分别由低到高赋1~5分。

使用 SPSS19.0对量表进行因子分析、信度和效度检验。

测量量表的克朗巴哈α值为0.912，说明量表具有较好的内部一致性。

样本的适应性检验 KMO 值为0. 921，超过 0. 500，Barlett 的球形度检验的近似卡方(χ2 )值为1253.464，显著水平小于 0. 001，适合进行因子分析。

因子分析结果如表1所示，共生成3个因子，分别对应情感价值、货币行为价格和质量价值3个维度，其中情感价值对应题项PV1、PV7和PV8，货币行为价格对应题项PV5、PV6、PV9和PV4，质量价值对应题项PV3和PV2。

进一步分别对3个因子进行可靠性分析得出，各题项在各自维度上的 CITC 系数均大于0.300，删除任一题项并不能使所在维度的总体α值得以提高，说明结构效度较好。

反映题项一致性的总体α值分别为0. 835、0.853和0.777，均大于0.700，说明量表的一致性程度较高。

除了内容一致性(信度)检验，本研究还对量表进行效度检验，主要包括内容效度、区别效度和收敛效度。

本研究中的所有量表均综合国内外相关领域的研究成果，并经过实地调研和专家建议等环境，因此内容有效性较高。

区别效度和收敛效度主要通过相关吸收进行检验，因子内部各题项相关系数较高，具有收敛效度，因子间各题项相关系数较低具有区别效度。

使用 SPSS19.0对价值感知量表进行相关系数分析，得出相关系数矩阵(见表2)。

分析结果表明3个因子中各题项的相关系数均超过0.500，因子间题项的相关系数较低说明该量表具有较强区别有效性和收敛有效性。

（2）保护态度
借鉴Engel等(1995)、张国超(2012）和敬静芬(2014)使用的经典量表，并根据实地访谈结果进行调整，最终确立了本研究对遗产保护态度的4个测量题项（AP1~AP4）：①应该提高人们对贝雕等非物质文化遗产的认识；②应该加强人们对贝雕等非物质文化遗产保护的教育；③应该加强人们对贝雕等非物质文化遗产管理条例认知；④应该加强旅游活动对贝雕等非物质文化遗产的影响。

采用Likert五点评分法设进行设计，以“非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意”分别由低到高赋1~5分。

样本的适应性检验 KMO 值为0.836，Bartlett 球形度检验的χ2 为769.589，显著性水平小于 0.001，且因子分析结果显示，共生成1个因子。

对量表进行可靠性分析，题项在各自维度上的 CITC系数均大于0.300，说明其结构效度较好。

反映题项一致性的总体α值为 0.919，大于0.700，说明量表的一致性程度较高。

消费意愿中各题项的相关系数均超过 0.500，说明该量表具有较高收敛有效性。

（３）消费意愿
借鉴Paul, Geoffrey（2009）使用的经典量表，
从非遗产
111
112
文化纵横
品消费出发，设置以下8个测度题项（CI1~CI8）：①您购买贝雕的意愿强；②您购买贝雕的可能性很大；③您愿意为贝雕产品支付更多；④您对贝雕产品的忠诚度高；⑤您对贝雕有转换倾向；⑥您再次购买贝雕产品的可能性高；⑦您向亲友推荐的可能性高；⑧如果有机会您愿意增加购买量。

采用Likert五点评分法设进行设计，以“非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意”分别由低到高赋1~5分。

样本的适应性检验 KMO 值为0.938，Bartlett球形度检验的χ2为 1983.087，显著性水平小于 0.001，且因子分析结果显示，共生成1个因子。

其中删除题项CI5后能提高整体α值，因此删去题项CI5。

对删除题项CI5后的量表进行可靠性分析，各题项在各自维度上的 CITC系数均大于0.300，说明其结构效度较好。

反映题项一致性的总体α值为 0. 964，大于0.700，说明量表的一致性程度较高。

消费意愿中各题项的相关系数均超过0.500，说明该量表具有较高收敛有效性。

模型验证
信度检验
测量总量表的克朗巴哈a值为0.81，说明量表具有较好的内部一致性。

模型中5个基本维度（情感价值、货币行为价值、质量价值、保护态度、消费意愿）的克朗巴哈α值为0.835、0.863、0.777、0.919、0.964，均大于0.5的标准，说明各题项
可信度较高。

组合信度(CR)为0.79、0.93、0.90、0.91、0.86，表明观测变量内部具有异质性。

平均变异抽取量(AVE)为0.58、0.73、0.83、0.77、0.64，大于标准值0.5，表示观测变量可较好解释对应潜变量，不用删除测量项。

效度检验
验证性因子分析结果显示，所有观测变量的标准化负荷取值在 0.42~0.98 之间 （图 2），符合大于 0.4 的标准。

结构方程模型进行路径系数分析结果显示，4个假设中3个均在0.01水平上达到显著，1个在0.05水平上达到显著。

结构模型检验及修正
通过运用极大似然估计对假设模型进行拟合度检验。

结果显示（表3），假设 模型绝对拟合度χ2/df=3.297，GFI、AGFI、NFI、NNFI 在 0.616~0.794之间。

为降低卡方值，增加显著性，尝试修正模型。

修正模型有两种途径，一是通过增加因素提高模型的拟合度，二是通过删除或限制因素使模型变得简约[3]。

故删除不成立假设的相关关系，同时根据修正指数 MI 值，增添测量误差变量间的因素关系进行模型修正。

经过修正后发现，χ2/df=2.030，虽然 AGFI,IFI未达 0.9标准，但临近 0.9[4]，
表8中标识模型拟合度可以接受。

结论和讨论
研究结果与意义
表1　价值感知量表旋转成分矩阵和可靠性分析
题项
成份
CITC 删除后总体123α值α值
PV1贝雕工艺产品的外观是我喜爱的类型 0.8870.4320.5630.6560.6860.835PV7贝雕工艺产品给我欣喜的感受 0.8610.5910.5120.7210.698PV8贝雕工艺产品提升我的形象0.7750.6260.6800.7600.763PV5贝雕工艺产品购买方便0.3150.8610.4280.6080.8230.853PV6贝雕工艺产品及服务考虑周到0.5490.8500.4910.7280.799PV9贝雕工艺产品的购买看起来是个不错的交易
0.5500.8420.4890.7230.800PV4贝雕工艺产品价格合理0.5810.7560.4990.6910.830PV3贝雕工艺产品的一致性强0.5040.4830.9570.6450.0000.777PV2贝雕工艺产品的质量可靠
0.681
0.586
0.810
0.737
0.000
表2　价值感知量表相关系数矩阵
因子
题项因子1
因子2
因子3
PV1PV7
PV8
PV5
PV6
PV9
PV4
PV3
PV2
因子1
PV1
1PV70.6171PV80.6270.6421因子2
PV5
0.3380.4280.3681PV60.4540.3340.3010.6011PV90.4430.4760.3640.5780.6951PV4
0.4970.3340.2390.5610.5560.5741因子3
PV30.3170.3040.3950.3870.4380.2770.3671PV2
0.393
0.407
0.424
0.434
0.379
0.350
0.431
0.635
1
113
文化纵横
通过上述分析，本文得出了以下主要研究结论。

（1）价值感知三要素显著影响了支付意愿。

情感价值、货币行为价值、质量价值这三个要素对于支付意愿具有重大的意义，且三者的影响程度具有差别。

（2）大多数关于价值感知与支付意愿关系的研究大多体现在普通商品上，并不能完全用来完全指导非物质文化遗产的商品化售卖过程中。

本研究从情感价值、货币行为价值、质量价值得出了三个维度的影响机理以及保护态度的中介作用等结论。

上述结论丰富了价值感知的维度，对于研究价值感知与支付意愿的关系有着新的意义。

启示
（1）提高大众对非遗的价值感知强度。

对价值感知的理念的分析有助于企业了解大众的消费特点，并培养企业关注价值感知和采取相关措施的能力，培养人们对于非遗的情感。

（2）注重价值感知的综合影响。

必须认识到价值感知是一个组合，各能力对于支付意愿的影响具有些许差异，并且可能随着环境或其他因素而发生变化。

因此要开发其他对价值感知有影响的维度，来提高支付意愿。

（3）明确大众对于非遗保护态度的重要性。

必须认识到大众保护态度与支付意愿呈显著的正相关，因此只有提高大众对于非遗的保护意识，才能够提高他们的支付意愿。

（4）政策环境引导。

政府应该给予制作或销售非物质文化遗产的企业以政策和财力上的支持，给非物质文化遗产一个有
利的环境，以使得其能够茁壮成长。

展望
因学识和篇幅限制，本文只研究了价值感知的三个维度，答案可能不够精确。

本文调查的数据容量不够大，覆盖面不够广，因此得出的数据带有局限性，未来需要进一步扩大调查范围和数量，以求更准确的结果。

可以根据本文所构建的价值感知与支付意愿的模型做出修正，使得模型更加符合实际。

参考文献
[1]文化互惠与遗产观念——回到一种人群互动与自主的文化遗产观[J]. 赵旭东. 民族艺术. 2019(02)
[2]浅析中国文化遗产的价值体系——基于价值的特点、关系和本土语境[J]. 王巍,吴葱. 中国文化遗产. 2019(01)
[3]“文物”的变迁[J]. 刘毅. 东南文化. 2016(01)
[4]文化遗产存在价值论[J]. 伍长云. 社会科学战线. 2015(11)[5]世界文化遗产保护事业的战略转型[J]. 单霁翔.世界遗产. 2013(01)
[6]文物保护单位制度与建国初的文物保护形势——新中国文物保护制度的背景考察之三[J]. 王运良. 中国文物科学研究. 2011(03)
[7]近代以来中国文物保护制度的实践及效果分析[J]. 张伟明. 中国国家博物馆馆刊. 2011(06)
[8]中国文化遗产保护三十年[J]. 吕舟. 建筑学报. 2008(12)
表3　拟合度检验结果
拟合指数绝对拟合指数
增值拟合指数
精简拟合指数χ2/df GFI RMSEA RMR AGFI NFI CFI IFI NNFI PNFI 理想值1~3>0.9<0.1<0.05>0.9>0.9>0.9>0.9>0.90~10~1初始模型 3.2970.7180.2930.1260.6890.7940.6340.6160.6600.5210.538修正模型
2.030
0.921
0.107
0.041
0.881
0.931
0.959
0.860
0.928
0.680
0.703
图2 结构方程模型图。