人際關(guān)系質(zhì)量對新市民文化消費(fèi)意愿的影響
——有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型

李光明，段師銳

（河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100）

新市民是指城鎮(zhèn)化過程中由農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移的新增城市常住人口。[1]隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，新市民數(shù)量迅速增大：2018年我國城鎮(zhèn)化率為59.58%，比上年末提高1.06個(gè)百分點(diǎn)，新增城鎮(zhèn)常住人口1790萬人。新型城鎮(zhèn)化的核心是人的城鎮(zhèn)化。文化消費(fèi)具有啟蒙教化、促進(jìn)社交和發(fā)展個(gè)性等重要塑造消費(fèi)者的功能，因而在人的城鎮(zhèn)化方面具有至關(guān)重要的推動(dòng)作用。[2][3]因此，理解新市民文化消費(fèi)影響因素對于擴(kuò)大內(nèi)需和提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)術(shù)界對于文化消費(fèi)行為的影響因素主要基于社會(huì)學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)兩個(gè)角度來解釋?；谏鐣?huì)學(xué)視角的文化消費(fèi)研究大多是沿用布迪厄“結(jié)構(gòu)產(chǎn)生慣習(xí)，慣習(xí)決定實(shí)踐，實(shí)踐再生結(jié)構(gòu)”的觀點(diǎn)，考察社會(huì)階層、[4]慣習(xí)[5]和文化資本[6][7]等因素對文化消費(fèi)的影響。基于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角的文化消費(fèi)研究則更多是以需求和供給的理論為基礎(chǔ)，檢驗(yàn)收入[8][9]、價(jià)格[10]、供給水平[10]等因素對文化消費(fèi)的影響。這些研究為我們理解新市民文化消費(fèi)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(fèi)者的認(rèn)知和情感等個(gè)體主觀因素的考量，二是將消費(fèi)者作為一個(gè)整體進(jìn)行考察會(huì)忽視文化消費(fèi)的群體異質(zhì)性效應(yīng)。

新市民從農(nóng)村進(jìn)入城市工作生活，原有在農(nóng)村中以血緣、地緣和業(yè)緣相互交織而形成的緊密型關(guān)系被打破，取而代之的是以職業(yè)為軸心、以個(gè)人或者核心家庭的形式居住在散戶社區(qū)中的松散型關(guān)系。[11]新市民構(gòu)建的新的人際關(guān)系通常伴有城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)帶來的生活方式、消費(fèi)習(xí)慣和生產(chǎn)組織等方面差異的碰撞，其人際關(guān)系質(zhì)量則是這一碰撞結(jié)果的體現(xiàn)。文化消費(fèi)不僅可以滿足人的精神需求，也可以促進(jìn)社交。[2]那么，人際關(guān)系質(zhì)量的優(yōu)劣是會(huì)提升還是會(huì)削弱新市民文化消費(fèi)意愿呢？其中的影響機(jī)理又是怎樣的呢？基于此，本文構(gòu)建了人際關(guān)系質(zhì)量對新市民文化消費(fèi)意愿影響機(jī)理模型，并通過問卷調(diào)查法獲取數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，旨在從消費(fèi)者心理和行為視角探究文化消費(fèi)的影響因素，并為擴(kuò)大我國文化消費(fèi)規(guī)模、提升城鎮(zhèn)化質(zhì)量提供決策參考依據(jù)。

一、理論與假設(shè)

（一） 人際關(guān)系質(zhì)量

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

新市民由農(nóng)村進(jìn)入城市工作生活，從農(nóng)業(yè)代表的農(nóng)村文明邁向工業(yè)代表的城市文明，人際關(guān)系需要重新建構(gòu)。[3]不過，我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民在工作機(jī)會(huì)、社會(huì)地位、生活方式和消費(fèi)習(xí)慣等方面存在巨大差異，新市民與城市居民在互動(dòng)中建立的人際關(guān)系關(guān)系既有認(rèn)同，也可能表現(xiàn)為排斥。因此，本文主要考察了新市民人際關(guān)系質(zhì)量兩個(gè)維度：認(rèn)同和排斥，它們分別代表著人際關(guān)系質(zhì)量的積極維度和消極維度。

（二） 文化消費(fèi)意愿

文化消費(fèi)是指消費(fèi)者為了滿足個(gè)人精神追求而對精神文化產(chǎn)品及服務(wù)進(jìn)行占有、欣賞、享受和使用。[2]文化消費(fèi)內(nèi)容形式多種多樣，有休閑型文化消費(fèi)、享受型文化消費(fèi)、社交型文化消費(fèi)和發(fā)展型文化消費(fèi)等。[2]文化消費(fèi)內(nèi)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(fā)展提升自我或促進(jìn)社交來幫助消費(fèi)者構(gòu)建人力資本和社會(huì)資本，[16]因此，消費(fèi)者選擇不同的文化產(chǎn)品或者服務(wù)是基于對該種文化產(chǎn)品或服務(wù)功能價(jià)值的認(rèn)知。

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

（三） 研究假設(shè)

根據(jù)參照群體理論，人際關(guān)系質(zhì)量會(huì)直接影響新市民文化消費(fèi)意愿。所謂參照群體是指個(gè)體在消費(fèi)決策時(shí)，用以作為參照、比較的群體，參照群體具有規(guī)范和學(xué)習(xí)兩大功能。[19]而新市民與城市居民產(chǎn)生的關(guān)系質(zhì)量決定著新市民是否會(huì)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(rèn)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(rèn)同感越高的新市民與城市居民之間的交流互動(dòng)就會(huì)更為密切，文化消費(fèi)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(dòng)過程中，他們會(huì)向城市居民了解熟悉城市文化產(chǎn)品和服務(wù)的信息，學(xué)習(xí)借鑒城市居民的文化消費(fèi)方式和行為。[21]從參照群體的規(guī)范效應(yīng)來看，認(rèn)同感越高的新市民越傾向于以城市居民行為規(guī)范來要求自己。而在我國，城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)水平較農(nóng)村居民相比明顯要高。[22]因此，由農(nóng)村進(jìn)入城市工作生活的新市民在城市居民的規(guī)范影響下，文化消費(fèi)意愿也會(huì)得到提升。相反，排斥感越高，新市民就不會(huì)以城市居民作為參照群體，文化消費(fèi)意愿也會(huì)下降。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1a：人際關(guān)系質(zhì)量的排斥維度對新市民的文化消費(fèi)意愿具有正向影響。

H1b：人際關(guān)系質(zhì)量的認(rèn)同維度對新市民的文化消費(fèi)意愿具有負(fù)向影響。

孤獨(dú)感是個(gè)體感知到人際關(guān)系水平達(dá)不到預(yù)期水平，為此感到不滿意而產(chǎn)生痛苦、不愉快的情感體驗(yàn)。[23]認(rèn)知加工理論認(rèn)為，個(gè)體會(huì)以預(yù)期的人際關(guān)系為標(biāo)準(zhǔn)，運(yùn)用自身知識和經(jīng)驗(yàn)對人際互動(dòng)進(jìn)行認(rèn)知加工。[23]在認(rèn)知加工的過程中，當(dāng)個(gè)體認(rèn)為目前的人際互動(dòng)達(dá)到了預(yù)期的人際關(guān)系標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，就會(huì)以人際關(guān)系質(zhì)量的積極特征呈現(xiàn)出來，個(gè)體就越能夠在人際互動(dòng)中獲得積極的情感反應(yīng)，譬如：快樂感、親密感和集體融入感等，而不容易感到孤獨(dú)；反之，當(dāng)個(gè)體認(rèn)為人際互動(dòng)達(dá)不到預(yù)期的人際關(guān)系標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，則會(huì)以人際關(guān)系質(zhì)量的消極特征呈現(xiàn)出來，此時(shí)個(gè)體就越容易產(chǎn)生孤獨(dú)感等消極情感反應(yīng)?？梢姡?dāng)新市民感知到來自互動(dòng)對象的排斥越強(qiáng)烈，他就越容易產(chǎn)生孤獨(dú)感；當(dāng)新市民的認(rèn)同感越強(qiáng)烈，產(chǎn)生孤獨(dú)感的可能性就會(huì)較低。新市民進(jìn)入城市工作生活，與城市居民的互動(dòng)接觸頻率大幅度增加，農(nóng)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(gè)體差異以及進(jìn)城時(shí)間等方面的不同，兩類文明碰撞過程可能會(huì)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(rèn)同。面對外來者—新市民，有些城市居民會(huì)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(jìn)性和優(yōu)越性，增強(qiáng)群體內(nèi)部的同質(zhì)性和親密性。[24]但是，這種排斥讓新市民更多感知到人際關(guān)系質(zhì)量的消極維度，產(chǎn)生孤獨(dú)感。認(rèn)同是城市居民與新市民在互動(dòng)過程中對對方所表現(xiàn)出來的價(jià)值觀念和行為方式的一種肯定和接納。[25]認(rèn)同使得交往雙方基于比較和反思而產(chǎn)生了觀念和意義，同時(shí)也使雙方通過建立一種特殊的情感聯(lián)系而進(jìn)行相同的群體歸類。[25]城市居民對新市民的接納和認(rèn)同有助于新市民對新構(gòu)建的人際關(guān)系質(zhì)量積極維度的感知，從而降低新市民的孤獨(dú)感。因此，提出如下假設(shè)：

H2a：人際關(guān)系質(zhì)量的排斥維度對新市民的孤獨(dú)感具有正向影響。

H2b：人際關(guān)系質(zhì)量的認(rèn)同維度對新市民的孤獨(dú)感具有負(fù)向影響。

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

H3：孤獨(dú)感對新市民文化消費(fèi)意愿存在負(fù)向影響。

根據(jù)歸因理論，新市民的歸因方式會(huì)對對孤獨(dú)感與文化消費(fèi)意愿的關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。歸因方式是個(gè)體根據(jù)以往的經(jīng)驗(yàn)以及對當(dāng)前事件期望的基礎(chǔ)上，對生活中各種事件或行為的原因以一種習(xí)慣性的或相似的方式進(jìn)行解釋的過程。[27]它可以分為內(nèi)部歸因和外部歸因兩個(gè)方面，內(nèi)部歸因主張基于自身尋找原因，例如自身能力、性格和態(tài)度等；外部歸因則主張從外部環(huán)境尋找原因，例如獎(jiǎng)懲、環(huán)境和工作性質(zhì)等。[28]對新市民而言，當(dāng)他們感到孤獨(dú)時(shí)，也會(huì)為這種消極情感體驗(yàn)尋求一個(gè)合理的解釋，進(jìn)行內(nèi)部或外部的歸因。傾向于外部歸因的新市民會(huì)將孤獨(dú)感的產(chǎn)生歸結(jié)為不可控制的外部因素，如運(yùn)氣、個(gè)人背景等，從而保證他們的自我效能感被維護(hù)在較高水平狀態(tài)。此時(shí)，新市民不會(huì)為了孤獨(dú)感這一消極情情感的產(chǎn)生進(jìn)行自我指責(zé)、甚至自我否定，而更愿意通過努力嘗試其他方法來進(jìn)行彌補(bǔ)，[29]因此，孤獨(dú)感對文化消費(fèi)意愿的負(fù)面效應(yīng)會(huì)被削弱。傾向于內(nèi)部歸因的新市民會(huì)把孤獨(dú)產(chǎn)生的原因歸結(jié)于自身人際交往技巧缺乏或是不夠努力等方面。此時(shí)，他們的自我效能感降低，容易產(chǎn)生偏低的自我認(rèn)知評價(jià)，甚至產(chǎn)生自卑感和社交恐懼。[30]因此，傾向于內(nèi)部歸因的新市民會(huì)采取社交退縮的方式而回避文化消費(fèi)。也就是說，當(dāng)新市民傾向于內(nèi)部歸因時(shí)，孤獨(dú)感對文化消費(fèi)意愿的負(fù)面影響會(huì)更大。因此，提出如下假設(shè)：

H4：歸因方式在新市民孤獨(dú)感對文化消費(fèi)意愿的影響關(guān)系中具有調(diào)節(jié)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一） 問卷設(shè)計(jì)

本研究問卷主要包括五個(gè)部分：第一部分是開頭語，主要是介紹本次調(diào)查的組織者、調(diào)查目的、調(diào)查數(shù)據(jù)的用途以及對受訪者的支持表示感謝等。第二部分為指導(dǎo)語，內(nèi)容主要是向受訪者說明問卷填寫時(shí)的要求和注意事項(xiàng)。第三部分是篩選受訪者部分，通過是否有農(nóng)村到城市的遷移經(jīng)歷以及目前在城市居住時(shí)間來篩選出本文研究對象新市民。第四部分是人口統(tǒng)計(jì)變量，具體由受訪者的性別、戶口、職業(yè)、年齡、婚姻狀況、受教育程度和月收入等內(nèi)容構(gòu)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(guān)系質(zhì)量、孤獨(dú)感、歸因方式和文化消費(fèi)意愿等四個(gè)變量的21個(gè)問項(xiàng)。

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(guān)系質(zhì)量的兩個(gè)維度共6個(gè)問項(xiàng)，均采用Furman等（2010）編制的人際關(guān)系質(zhì)量量表；[14]孤獨(dú)感的4個(gè)問項(xiàng)參考了Wittenberg等（1986）的研究；[31]歸因方式的4個(gè)問項(xiàng)來自Lefcourt等（1979）的研究；[32]文化消費(fèi)意愿的3個(gè)問項(xiàng)借鑒了Moon等（2001）的研究，[33]為了防止新市民不理解文化消費(fèi)的含義和內(nèi)容，我們在測量文化消費(fèi)意愿時(shí)，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(fèi)活動(dòng)予以明確。所有變量均采用李克特5點(diǎn)量表，數(shù)值越小表示符合程度越低，數(shù)值越大越表示符合程度越高。

（二） 預(yù)調(diào)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(diào)查前進(jìn)行了預(yù)調(diào)查。此次預(yù)調(diào)查全部采用紙質(zhì)問卷進(jìn)行。每發(fā)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(jìn)行了解，確認(rèn)被訪者的身份是新市民后，再邀請被訪者填寫問卷。同時(shí)，在問卷的第三部分也設(shè)計(jì)了兩個(gè)單選題再一次核實(shí)被訪者的新市民身份。預(yù)調(diào)查共發(fā)放問卷200份，回收194份，最終有效問卷為167份，達(dá)到預(yù)調(diào)查樣本數(shù)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(jìn)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(zhuǎn)，選取特征根大于1。人際關(guān)系質(zhì)量的KMO為0.89；孤獨(dú)感的KMO為0.91；文化消費(fèi)意愿的KMO為0.74；歸因方式KMO為0.81，Bartlett球體檢驗(yàn)均通過（p<0.001），說明預(yù)調(diào)查的數(shù)據(jù)具備因子分析條件。探索性因子分析結(jié)果表明，因子載荷在0.62～0.91之間，各問項(xiàng)與其所屬因子的對應(yīng)關(guān)系與原有量表一致，未出現(xiàn)交叉負(fù)荷現(xiàn)象，說明量表具有良好的內(nèi)容效度。此外，各個(gè)因子的克隆巴哈α系數(shù)均在0.79～0.88之間，均高于0.70?？梢姡勘砭哂辛己玫男判Ф?，可用于正式調(diào)查。

（三） 正式調(diào)查與樣本特征

正式調(diào)查方式與預(yù)調(diào)查實(shí)施過程相同，共發(fā)放問卷750份，回收702份，最終有效問卷為614份。樣本描述性統(tǒng)計(jì)如下：從性別來看，男性占52.1%，女性占47.9%，性別結(jié)構(gòu)較為均衡；從年齡結(jié)構(gòu)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(xù)居住時(shí)間來看，有六成以上的新市民在城市里居住時(shí)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(jì)超過70%，大學(xué)以上學(xué)歷的偏少；從職業(yè)來看，工人和服務(wù)人員的占比最高，超過40%，個(gè)體工商戶和專業(yè)技術(shù)人員比重排名第二，而公司辦公職員、政府機(jī)關(guān)和事業(yè)單位工作人員相對較少；從個(gè)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(dá)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(yīng)了我國新市民收入低、學(xué)歷低的基本特征，具有代表性。

三、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)

（一） 信效度檢驗(yàn)

運(yùn)用LISREL8.7軟件對正式調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，并檢驗(yàn)量表的組合信度、收斂效度和區(qū)分效度。測量模型的擬合指標(biāo)如下：χ2=435.61，d.f.= 174，χ2/d.f.=2.50，遠(yuǎn)小于5.0的標(biāo)準(zhǔn)值；RMSEA=0.05，明顯小于參考標(biāo)準(zhǔn) 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(biāo)準(zhǔn)值；可見，各擬合指標(biāo)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求，表明測量模型的擬合優(yōu)度可以接受。從驗(yàn)證性因子分析的因子載荷來看，各個(gè)問項(xiàng)在對應(yīng)因子上的載荷標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)在0.80～0.97之間，遠(yuǎn)高于0.60的門檻要求，且t值顯著?？梢?，測量模型可以接受。

基于驗(yàn)證性因子分析結(jié)果計(jì)算了每個(gè)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(biāo)準(zhǔn)，說明各主要變量的組合信度和收斂效度較好。進(jìn)一步，我們還檢測了量表的區(qū)分效度：通過計(jì)算各個(gè)變量的平均方差萃取量的平方根，然后把各個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)和平均方差萃取量的平方根進(jìn)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(guān)系數(shù)，這表明各個(gè)變量之間的區(qū)分效度是顯著的。

（二） 假設(shè)檢驗(yàn)

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(guān)系質(zhì)量的兩個(gè)維度（排斥和認(rèn)同）作為自變量，文化消費(fèi)意愿作為因變量，進(jìn)行多元回歸來檢驗(yàn)研究假設(shè)。在回歸分析前，我們先檢驗(yàn)了變量的多重共線性問題和序列相關(guān)問題。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)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(guān)問題，可以進(jìn)行回歸分析。如表2所示，模型1中人際關(guān)系質(zhì)量的兩個(gè)維度對新市民文化消費(fèi)意愿存在顯著影響：排斥對文化消費(fèi)意愿存在顯著負(fù)向影響（β= -0.548，p<0.001），認(rèn)同對文化消費(fèi)意愿存在顯著正向效應(yīng)（β=0.469，p<0.001），假設(shè)1全部得到驗(yàn)證。

表 1 各主要變量的相關(guān)系數(shù)、組合信度、平均方差萃取量及其平方根

表 2 回歸結(jié)果分析

模型5是以孤獨(dú)感為結(jié)果變量，人際關(guān)系質(zhì)量的兩個(gè)維度為自變量的回歸模型。結(jié)果顯示，人際關(guān)系質(zhì)量的兩個(gè)維度對新市民孤獨(dú)感存在顯著影響：排斥對新市民的孤獨(dú)感存在顯著正向影響（β=0.531，p<0.001），認(rèn)同對新市民的孤獨(dú)感存在顯著負(fù)向影響（β= -0.384，p<0.001）。假設(shè) 2 全部得到驗(yàn)證。

模型2是以文化消費(fèi)意愿作為因變量，孤獨(dú)感為自變量的回歸模型。結(jié)果顯示，孤獨(dú)感對新市民文化消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響（β= -0.615，p<0.001）。假設(shè)3也得到驗(yàn)證。

本文采用多元調(diào)節(jié)回歸分析方法來檢驗(yàn)歸因方式對新市民孤獨(dú)感與文化消費(fèi)意愿之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。我們先將孤獨(dú)感和歸因方式進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，減小回歸中變量間共線性的問題，然后構(gòu)造孤獨(dú)感與歸因方式的乘積項(xiàng)，最后進(jìn)行逐步回歸分析來進(jìn)行檢驗(yàn)（如表2）。在模型2的基礎(chǔ)上增加歸因方式作為自變量構(gòu)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(chǔ)上添加孤獨(dú)感與歸因方式的乘積項(xiàng)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(shù)來看，歸因方式顯著負(fù)向調(diào)節(jié)孤獨(dú)感與文化消費(fèi)意愿之間的關(guān)系（β=-0.083，p<0.01）。這表明，當(dāng)新市民越是傾向于內(nèi)部歸因時(shí)，孤獨(dú)感對文化消費(fèi)意愿的負(fù)面影響效應(yīng)會(huì)更大，就越是愿意進(jìn)行文化消費(fèi)活動(dòng)。假設(shè)4得到驗(yàn)證。

四、結(jié)論與啟示

（一） 結(jié)論

1. 人際關(guān)系質(zhì)量不僅對新市民文化消費(fèi)意愿存在顯著的直接效應(yīng)，還會(huì)通過影響新市民孤獨(dú)感進(jìn)而間接對其文化消費(fèi)意愿產(chǎn)生影響

一方面，由于參照群體效應(yīng)，人際關(guān)系質(zhì)量的排斥維度會(huì)降低新市民的文化消費(fèi)意愿，而認(rèn)同維度則會(huì)提升新市民文化消費(fèi)意愿。另一方面，由于認(rèn)知加工效應(yīng)以及情感滲透效應(yīng)，人際關(guān)系質(zhì)量的排斥維度會(huì)提升新市民的孤獨(dú)感進(jìn)而對文化消費(fèi)意愿產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，認(rèn)同維度則會(huì)通過降低新市民的孤獨(dú)感而提升新市民的文化消費(fèi)意愿。

2. 歸因方式對新市民孤獨(dú)感與文化消費(fèi)之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用

傾向于內(nèi)部歸因的新市民會(huì)認(rèn)為孤獨(dú)感產(chǎn)生的原因是自己能力等方面的原因造成，會(huì)進(jìn)行自我否定，自我效能感也會(huì)降低，因而會(huì)采取社交退縮的方式來回避文化消費(fèi)。也就是說，當(dāng)新市民傾向于內(nèi)部歸因時(shí)，孤獨(dú)感對文化消費(fèi)意愿的負(fù)面影響會(huì)更大。

（二） 啟示

1. 加快戶籍制度改革，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展

我國戶籍制度不僅涉及到社會(huì)管理，在資源分配中也具有重要的意義，因而導(dǎo)致了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的產(chǎn)生。只有從根本上打破戶籍藩籬的制約，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，城市居民與農(nóng)村居民享受同等的資源和機(jī)會(huì)，才能夠消除排斥，提升認(rèn)同，從而提高新市民的文化消費(fèi)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(rèn)同感

城市社區(qū)可以舉辦豐富多彩的社區(qū)活動(dòng)，加強(qiáng)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(dòng)接納新市民的氛圍，提升城市居民對新市民的認(rèn)同。

3. 提供優(yōu)惠措施，鼓勵(lì)新市民參與繼續(xù)教育

教育不僅可以提高新市民的文化消費(fèi)能力和慣習(xí)，還可以塑造新市民，提升他們的人力資本和社會(huì)資本，彌補(bǔ)他們資源稟賦先天不足帶來的劣勢地位，實(shí)現(xiàn)社會(huì)階層的攀升和城市融入。這可以從客觀上減少排斥，提高認(rèn)同，從而促進(jìn)新市民文化消費(fèi)的提升。因此，政府部門可以通過補(bǔ)貼、繼續(xù)教育積分落戶、減免教育費(fèi)用等方式鼓勵(lì)新市民參加繼續(xù)教育，并鼓勵(lì)學(xué)習(xí)型社區(qū)、學(xué)習(xí)型單位的建設(shè)。

4. 多舉措降低新市民的孤獨(dú)感

研究結(jié)果顯示，孤獨(dú)感對文化消費(fèi)意愿具有顯著負(fù)向效應(yīng)。除了通過新市民自身努力改善人際關(guān)系質(zhì)量，社區(qū)和街道還可以通過對屬地新市民提供社會(huì)支持、減少流動(dòng)性等方式降低新市民的孤獨(dú)感。