藝術(shù)營銷視角下兒童“局外人藝術(shù)”畫作的消費(fèi)意愿研究
——基于審美感知的中介效應(yīng)

秦浦紅 邵家瑜 李昆

（澳門城市大學(xué)，澳門 999078；上海視覺藝術(shù)學(xué)院，上海 201620；澳門城市大學(xué)，澳門 999078）

一、前言

“局外人藝術(shù)”（羅杰·卡蒂諾Roger Cardinal,1972）常被定義為特殊人群較為原真的藝術(shù)表現(xiàn)方式。是特殊人群（罹患某些心理疾病或精神障礙）的精神狀態(tài)、非傳統(tǒng)的想法或幻想等的反映。一般認(rèn)為藝術(shù)作品的審美價(jià)值是影響藝術(shù)市場的首要因素。哪怕“局外人藝術(shù)”“顯得陌生，出人意料以至于令人厭惡”，[1]卻一直廣受藝術(shù)界的關(guān)注和肯定。草間彌生（Yayoi Kusama）等人的藝術(shù)作品持續(xù)受到社會追捧，不斷刷新著“局外人藝術(shù)”的成交價(jià)格記錄。

藝術(shù)市場對“局外人藝術(shù)”的營銷策略常因其刻板性而廣受批評。在“瘋狂=天才”的觀念影響下，不少與“局外人藝術(shù)”相關(guān)的展覽都在強(qiáng)調(diào)局外人藝術(shù)家異于常人的藝術(shù)生產(chǎn)狀態(tài)，如1992 年舉辦的“瘋狂與藝術(shù)：阿道夫·沃爾夫利（Walter Morgenthaler）的生活和作品展”、2011 年在德國羅馬貝格席恩藝術(shù)館畫廊舉辦“世界變形金剛：局外人的藝術(shù)”等。在藝術(shù)品消費(fèi)時(shí)大眾往往會被創(chuàng)作者病癥信息所干擾，反而忽視了對于藝術(shù)純粹性的審美體驗(yàn)。本文試圖探索大眾對“局外人藝術(shù)”畫作的消費(fèi)意愿，并觸達(dá)“局外人藝術(shù)”畫作的消費(fèi)是否受到特定情境線索的影響。研究有利于優(yōu)化“局外人藝術(shù)”的營銷策略。

二、理論概述和文獻(xiàn)回顧

（一）兒童“局外人藝術(shù)”的美學(xué)價(jià)值

“局外人藝術(shù)”不是以“風(fēng)格”或“體裁”等藝術(shù)特征來標(biāo)識的，而是由藝術(shù)家的創(chuàng)作狀態(tài)來定義的，被“輸家贏”的規(guī)則所統(tǒng)治。[2]局外藝術(shù)家被定位為不受市場或傳統(tǒng)社會習(xí)俗污染的創(chuàng)造力的化身。[3]藝術(shù)評論家們認(rèn)為“局外人藝術(shù)”中具有的“真實(shí)性”和“原創(chuàng)性”是既定藝術(shù)世界擁抱外來者的核心基礎(chǔ)。[4]畫家菲爾·林哈爾斯(Phil Linhares)認(rèn)為：“局外人藝術(shù)”是令人耳目一新的，因?yàn)樗耆收?，發(fā)自內(nèi)心地去做。[5]

局外人藝術(shù)家往往在兒童時(shí)期就利用藝術(shù)創(chuàng)作來緩解精神障礙?！皟和?“局外人藝術(shù)”的標(biāo)簽使得“原生”性特征格外顯眼，也強(qiáng)化了“局外人藝術(shù)”作品的審美價(jià)值。越來越多的精神障礙類兒童通過藝術(shù)形式進(jìn)行療愈，為本研究提供豐富的研究資料。

（二）“局外人藝術(shù)”研究的理論回顧

1、美感經(jīng)驗(yàn)與審美感知

審美被定義為一種融入情感元素的體驗(yàn)。[6]朱光潛使用心理距離解釋“美感經(jīng)驗(yàn)”,認(rèn)為審美主體對審美對象要保持的不即不離恰到好處的距離才能達(dá)到審美的最佳狀態(tài)。[7]美感經(jīng)驗(yàn)受個(gè)人生活背景、文化認(rèn)知、人際關(guān)系、美學(xué)理念等影響。審美主體對審美對象的美感經(jīng)驗(yàn)越豐富，就越能充分地感知到審美價(jià)值的存在。這里“審美感知”被沃爾頓[8]定義為持續(xù)的主觀心理狀態(tài)。德國美學(xué)家馬丁·澤爾[9]創(chuàng)造“顯現(xiàn)美學(xué)”來描述繪畫藝術(shù)作品的屬性，如風(fēng)格、手法、布局等。但兒童“局外人藝術(shù)”作品跳脫常規(guī)、常態(tài)的風(fēng)格特征概述：不受傳統(tǒng)規(guī)范約束；無視任何標(biāo)準(zhǔn)，無先置性“范疇”邊界的影響。

2、審美感知和消費(fèi)意愿

近年來大量研究表明，消費(fèi)者對商品或服務(wù)的感知價(jià)值會影響其消費(fèi)意愿，并最終導(dǎo)致消費(fèi)行為的發(fā)生。[10]霍布魯克（Holbrook）建議將消費(fèi)者基于消費(fèi)行為的價(jià)值感知定義為“交互式相對論偏好體驗(yàn)”[11]，即消費(fèi)行為與產(chǎn)品的交互體驗(yàn)直接相關(guān)，其中審美感知是基于消費(fèi)者內(nèi)生性和主動性價(jià)值感知的類別。

強(qiáng)烈的“意愿”促使消費(fèi)行為的發(fā)生，在文化藝術(shù)消費(fèi)領(lǐng)域，消費(fèi)者審美體驗(yàn)過程中的審美感知是消費(fèi)意愿可能發(fā)生的充分條件。而具有個(gè)人特征的審美認(rèn)知顯現(xiàn)和審美經(jīng)驗(yàn)復(fù)現(xiàn)的美感經(jīng)驗(yàn)也會影響消費(fèi)行為的最終實(shí)現(xiàn)。消費(fèi)者對藝術(shù)創(chuàng)作者的共情心理越深，就越有可能觸發(fā)特定情緒導(dǎo)致強(qiáng)烈消費(fèi)意愿。

（三）“局外人藝術(shù)”營銷的相關(guān)理論

從研究對象的實(shí)踐角度出發(fā)，藝術(shù)營銷是消費(fèi)者對產(chǎn)品“美”的需求，將高水平藝術(shù)設(shè)計(jì)元素融入到市場營銷中實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品銷量的提升。[12]或者直接是關(guān)于藝術(shù)類產(chǎn)品營銷。藝術(shù)營銷可細(xì)分為：“用藝術(shù)”-藝術(shù)元素營銷、藝術(shù)發(fā)展?fàn)I銷和藝術(shù)實(shí)驗(yàn)營銷研究；“為藝術(shù)”-藝術(shù)權(quán)威營銷和藝術(shù)社會營銷。[13]本文是基于“為藝術(shù)”的藝術(shù)營銷視角開展。

科爾伯特（Francois Colbert）認(rèn)為藝術(shù)營銷管理的對象是文化藝術(shù)品的商業(yè)性變量。如廣告、推廣、促銷等商業(yè)變量構(gòu)成價(jià)值效用最大的線索信息，吸引更多的消費(fèi)者。[14]藝術(shù)營銷通過將文本、圖像、顏色、場景等信息構(gòu)成情境線索，轉(zhuǎn)化為刺激消費(fèi)的動力。探索兒童“局外人藝術(shù)”畫作中情境線索的影響研究，有利于幫助其藝術(shù)價(jià)值向市場價(jià)值的轉(zhuǎn)化。

三、問題聚焦

筆者參觀華東地區(qū)某場兒童“局外人藝術(shù)”公益畫展，共訪談了30 名觀眾（其中男性12 人，女性18 人）。他們均非藝術(shù)專家或藝術(shù)從業(yè)者。訪談就“是否會購買精神障礙類兒童的畫作？”等問題展開。對訪談文本運(yùn)用基于開放式編碼的扎根理論[15]，進(jìn)行逐級編碼、聚焦發(fā)現(xiàn)潛藏的關(guān)鍵構(gòu)念。[16]訪談記錄按照初始層、核心層和概念層三個(gè)層級整理。使用NVivo 12①NVivo是質(zhì)性分析（Qualitative Analysis）常用的軟件，能夠分析多種不同類型的數(shù)據(jù)，如文字、圖片、錄音和錄像等。對初始含義進(jìn)行開放式編碼及加權(quán)綜合篩選，得到包括生存狀態(tài)困窘、融入社會困難等初始層范疇清單40 個(gè)；核心層B 建立初始層概念間的有機(jī)聯(lián)系，以聚類方式形成18 個(gè)主題，包括是否有購買意愿、藝術(shù)價(jià)值的決定因素等。最后形成統(tǒng)領(lǐng)性概念層C 主題清單8 個(gè)，包括生活狀況、消費(fèi)意愿等。（表1）

表1 訪談記錄的三個(gè)層級編碼表（節(jié)選）

將結(jié)果統(tǒng)一形成概念層級聯(lián)系：美感經(jīng)驗(yàn)（審美經(jīng)驗(yàn)、生活狀況、藝術(shù)天賦）、購買意愿、審美感知（如藝術(shù)價(jià)值）等。團(tuán)隊(duì)邀請3 位專家參與討論并達(dá)成共識，認(rèn)可概念層級分類的有效性。最后根據(jù)訪談文本逐步收斂圍繞在“兒童‘局外人藝術(shù)’的消費(fèi)意愿的影響因素”這一主題范圍內(nèi)。

基于以上問題，研究者試圖構(gòu)建藝術(shù)營銷下的美感經(jīng)驗(yàn)-審美感知-消費(fèi)意愿的主體模型。模型對消費(fèi)者在不同情境線索下，美感經(jīng)驗(yàn)是否有差異、美感經(jīng)驗(yàn)的差異是否導(dǎo)致消費(fèi)意愿的不同、消費(fèi)者對兒童“局外人藝術(shù)”的審美感知在美感經(jīng)驗(yàn)和消費(fèi)意愿是否具有顯著中介效應(yīng)，從而影響消費(fèi)者對兒童局外人畫作的購買意愿這三個(gè)問題作出了有效回答。

四、研究假設(shè)

藝術(shù)營銷中的情境線索以是否曝露兒童病癥信息為唯一控制指標(biāo)。消費(fèi)者的消費(fèi)意愿可能受兒童病癥信息的干擾?！懊栏薪?jīng)驗(yàn)”根據(jù)中科院心理研究所開發(fā)的AES②AES（Aesthetic）是上世紀(jì)90年代中科院心理研究所與香港中文大學(xué)心理系合作編制的“中國人個(gè)性測量表”（CPAI）中的子量表。CPAI量表涵蓋中國文化共有或共通的性格維度。目前CPAI-2共有28個(gè)一般性格量表，12個(gè)臨床性格量表和3個(gè)效度量表。其中AES是一般性格量表中的“唯美感/藝術(shù)感”量表，用來測量一個(gè)人在多大程度上珍視和享受生命中的美和藝術(shù)。藝術(shù)感量表進(jìn)行改編，共4 個(gè)題項(xiàng)，如“我認(rèn)為精神障礙（如自閉癥等）兒童在記憶、藝術(shù)等方面具有超出常人的天賦”等，用來測量消費(fèi)者個(gè)人美感經(jīng)驗(yàn)的差異程度。在此基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)H1：藝術(shù)營銷中不同的情境線索會引發(fā)消費(fèi)者對兒童“局外人藝術(shù)”作品美感經(jīng)驗(yàn)的差異。

邁柯唯（Maquet，1979）等人通過研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者的美感經(jīng)驗(yàn)通過審美體驗(yàn)和美學(xué)圖式等方面對生活美學(xué)產(chǎn)生直接影響，而這在藝術(shù)審美中表現(xiàn)的更為突出。[17]研究衡量消費(fèi)意愿的變量共4 個(gè)題項(xiàng)[18]，“愿意購買以上畫作”“主動關(guān)注類似的展覽信息或動態(tài)”等題項(xiàng)。因此提出研究假設(shè)H2：消費(fèi)者不同美感經(jīng)驗(yàn)對兒童“局外人藝術(shù)”畫作消費(fèi)意愿有正向影響。

在兒童藝術(shù)畫作消費(fèi)中，消費(fèi)者首先通過審美活動感知藝術(shù)作品的藝術(shù)美感、注意和興趣、情緒愉悅度等方面。萊德爾（Leder）等人提出審美體驗(yàn)是由審美欣賞和審美情感構(gòu)成的。[19]感興趣的、喜愛的畫作能夠引發(fā)正向的積極情緒反應(yīng)。本研究采用喜愛程度、藝術(shù)興趣、情感效價(jià)和審美評價(jià)量化審美感知（均以 7 分制的李克特量表）。審美評價(jià)“美”作為審美吸引力的原型維度[20]。消費(fèi)者不同的美感經(jīng)驗(yàn)會持續(xù)對藝術(shù)作品的審美感知疊加熟悉效應(yīng)進(jìn)而引起注意，影響消費(fèi)者的審美感知。因此提出研究假設(shè)H3：對兒童“局外人藝術(shù)”畫作的美感經(jīng)驗(yàn)會正向影響消費(fèi)者的審美感知。審美感知是消費(fèi)者在藝術(shù)畫作的審美體驗(yàn)中獲得“美”的綜合評價(jià)。消費(fèi)者對畫作的審美體驗(yàn)越積極，審美評價(jià)越“美”，審美興趣越濃厚，越會影響其最終的消費(fèi)意愿。因此提出研究假設(shè)H4: 消費(fèi)者對兒童“局外人藝術(shù)”作品審美感知水平差異影響了消費(fèi)意愿。

五、實(shí)證研究

1、研究思路

以幫助特殊兒童群體為展覽理念的“局外人藝術(shù)”畫作營銷活動，使消費(fèi)者能夠欣賞和體驗(yàn)這些藝術(shù)作品，感知其審美價(jià)值，驚嘆于其藝術(shù)表現(xiàn)力，從而探討消費(fèi)者對此類藝術(shù)營銷策略下的消費(fèi)行為態(tài)度指標(biāo)。本文采用層次遞進(jìn)的研究方法。第一是采用質(zhì)性研究方法，通過概念聚焦逐步確定研究維度。第二是歸納概念進(jìn)行量表設(shè)計(jì)。第三是通過網(wǎng)絡(luò)正式調(diào)查獲知研究結(jié)論。

2、調(diào)查對象及實(shí)驗(yàn)材料

通過網(wǎng)絡(luò)發(fā)放，小額金錢回報(bào)的方法隨機(jī)招募被試收集數(shù)據(jù)。研究采用單因素組間設(shè)計(jì)[21]，通過網(wǎng)絡(luò)在線招募259 名被試，最終得到有效樣本244 份留存（12 名被試因中途放棄被剔除，3 名被試回答問卷時(shí)間過少被剔除），有效問卷率為94.21%。其中年齡25 歲之下的占74.3%，女性占比52.89%，受教育程度大學(xué)專科及本科以上的占75.3%。所有被試都有正?；虺C正到正常的視力，色覺感知正常。實(shí)驗(yàn)前所有參與者均被告知本實(shí)驗(yàn)調(diào)查目的。

問卷使用的實(shí)驗(yàn)材料選自現(xiàn)實(shí)中精神障礙類兒童的真實(shí)繪畫作品，來源于華東地區(qū)某藝術(shù)治療機(jī)構(gòu)的結(jié)課成果。但這些作品未公開展覽展出過，即被試均首次接觸該作品，排除作品熟悉度的影響。經(jīng)專家遴選兩組抽象藝術(shù)畫，在風(fēng)格、顏色、表現(xiàn)方式等屬性無顯著差別。畫作被制作成形狀大小一致的靜態(tài)圖像，右下角同位置匹配創(chuàng)作者的姓名（化名）和年齡（真實(shí)）以增加情境真實(shí)感。所有刺激圖像的分辨率均為1920×1080像素，被嵌入黑木紋畫框中營造藝術(shù)成品感。

本實(shí)驗(yàn)采用不同藝術(shù)營銷方式（情境線索曝露與否）的組間設(shè)計(jì)，被試等比例隨機(jī)進(jìn)入A、B 兩組，其中A 組（控制組）采用掩蔽兒童病癥信息的畫作，B 組（實(shí)驗(yàn)組）采用曝露兒童病癥信息（如自閉癥、腦癱、抑郁癥等）的畫作。每個(gè)組別中被試分別觀察5 幅畫作，使用自由時(shí)間完成，計(jì)算各變量平均分值。

3、共同方法偏差和信、效度檢驗(yàn)

對問卷題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析，所有題項(xiàng)中因子解釋的變異越多，說明存在的共同方法偏差越嚴(yán)重（CMB）。[22]采用哈曼（Harman）單因素檢驗(yàn)法對共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)特征根大于1 的因子超過1 個(gè)；最大因子解釋的最大方差僅占26.372%，遠(yuǎn)小于40%，故不存在嚴(yán)重共同方法偏差。[23]

探索性因子分析顯示KMO 值為0.865，Bartlett 球形檢驗(yàn)顯著（Sig.＜0.000），表示變量間偏相關(guān)性較強(qiáng)，適合做因子分析；運(yùn)用極大方差法對樣本數(shù)據(jù)做因子旋轉(zhuǎn)，8 個(gè)因子的特征值＞1，方差解釋率累計(jì)為71.988%；說明問卷測量題項(xiàng)可以較好的體現(xiàn)研究維度。隨后運(yùn)用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)，除情感效價(jià)維度外，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均為0.8 以上，問卷各維度的克隆巴赫系數(shù)（Cronbach's alpha）均大于0.6 以上（除情感效價(jià)外），總體問卷的克隆巴赫系數(shù)的值α=0.911，量表具有良好的信度；組合信度（composite reliability，CR）值均大于0.75，平均提取方差值（average variance extracted，AVE）值均大于0.65（除情感效價(jià)外），說明量表具有較好的收斂效度。（表2）隨后對AVE 值平方根進(jìn)行運(yùn)算以檢驗(yàn)維度間的區(qū)別效度，發(fā)現(xiàn)各維度AVE 值平方根均大于各維度與其他維度的相關(guān)系數(shù)值，表明各維度變量間的區(qū)別效度得到檢驗(yàn)。

表2 觀察變量的信、效度分析

4、實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析

（1）情境線索的有效性檢驗(yàn)

不同的情境線索下被試對兒童“局外人藝術(shù)”畫作的美感經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行卡方獨(dú)立性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)被試在對兒童“局外人藝術(shù)”畫作的美感經(jīng)驗(yàn)上存在顯著性差異（x2=7.39，p=0.025＜0.05）；說明藝術(shù)營銷中僅僅是兒童病癥信息的曝露，就引發(fā)被試美感經(jīng)驗(yàn)水平的顯著性差異。實(shí)驗(yàn)組被試美感經(jīng)驗(yàn)（M=3.59，SD=1.37）比控制組（M=3.33，SD=1.17）被試美感經(jīng)驗(yàn)水平更高，（F（1,242）=27.75，p=0.009＜0.05）。說明不同情境線索對美感經(jīng)驗(yàn)控制有效。

情境線索引發(fā)被試美感經(jīng)驗(yàn)的差異，在兒童“局外人藝術(shù)”畫作的消費(fèi)意愿上呈現(xiàn)不同的特征。滿足方差齊性前提下（F（1,237）=1.60，P=0.16＞0.05），經(jīng)事后多重比較發(fā)現(xiàn)對低和中美感經(jīng)驗(yàn)的被試而言，A 組消費(fèi)意愿（M=4.75，SD=1.12）顯著高于B 組消費(fèi)意愿（M=4.27，SD=0.95，P＜0.001）；而對高美感經(jīng)驗(yàn)的被試而言，B組的消費(fèi)意愿（M=6.20，SD=0.66）顯著高于A 組的消費(fèi)意愿（M=5.94，SD=0.59，P＜0.001）。說明不同情境線索對被試產(chǎn)生的美感經(jīng)驗(yàn)差異直接導(dǎo)致消費(fèi)意愿的不同。情境線索也引發(fā)被試美感經(jīng)驗(yàn)的差異，在兒童“局外人藝術(shù)”畫作美感經(jīng)驗(yàn)上呈現(xiàn)不同表現(xiàn)特征。滿足方差齊性前提下（F（1,237）=1.233，P=0.294＞0.05），事后多重比較發(fā)現(xiàn)對低水平美感經(jīng)驗(yàn)的被試而言，B 組的審美感知（M=4.42，SD=0.795）高于A 組（M=4.31，SD=0.76，P＜0.01）的審美感知；對高水平美感經(jīng)驗(yàn)的被試而言，A 組審美感知（M=5.69，SD=0.65）高于B 組的審美感知（M=5.36，SD=0.599，P＜0.001）；中等水平美感經(jīng)驗(yàn)的被試在審美感知上無顯著差異。（圖1）

圖1 不同情境線索下美感經(jīng)驗(yàn)導(dǎo)致消費(fèi)意愿和審美感知差異示意圖

對研究中使用的變量進(jìn)行數(shù)據(jù)整理后進(jìn)行相關(guān)分析。發(fā)現(xiàn)被試的美感經(jīng)驗(yàn)、消費(fèi)意愿以及審美感知各維度（喜愛程度，審美評價(jià)，藝術(shù)興趣和情緒效價(jià)）均呈現(xiàn)兩兩相關(guān)，且具有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。（表3）

表3 各變量相關(guān)性分析列表

（2）審美感知各維度差異

為了解被試對兒童“局外人藝術(shù)”畫作的美感經(jīng)驗(yàn)如何影響審美感知的各維度。研究發(fā)現(xiàn)，美感經(jīng)驗(yàn)不同的被試在審美感知的組間主體效應(yīng)顯著。（F（2，242）=32.22，P＜0.001，偏η2=0.21）審美感知的四個(gè)維度均通過方差齊性檢驗(yàn)（α＞0.05），其中喜愛程度F（1,244）=26.26，P＜0.001，偏η2=0.18；審美評價(jià)F（1,244）=20.89，P＜0.001，偏η2=0.16；藝術(shù)興趣F（1,244）=30.28，P＜0.001，偏η2=0.20；情緒效價(jià)F（1,244）=20.92，P＜0.001，偏η2=0.16。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：被試審美感知在喜愛程度、審美評價(jià)、藝術(shù)興趣和情感效價(jià)四個(gè)維度上，美感經(jīng)驗(yàn)組間差異均具有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。（sig＜0.001）

經(jīng)事后多重檢驗(yàn)比較，在喜愛程度上低美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.54，SD=0.89）和中美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.97，SD=0.75）及高美感經(jīng)驗(yàn)（M=5.68，SD=0.66）存在顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P=0.001＜0.05）。在審美評價(jià)上，低美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.53，SD=0.96）和中美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.94，SD=0.81）及高美感經(jīng)驗(yàn)（M=5.63，SD=0.70）存在顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P=0.000＜0.05）。在藝術(shù)興趣上，低美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.20，SD=1.03）和中美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.81，SD=0.79）及高美感經(jīng)驗(yàn)（M=5.55，SD=0.68）存在顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P=0.000＜0.05）。在情感效價(jià)上，低美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.08，SD=0.83）和中美感經(jīng)驗(yàn)（M=4.40，SD=0.80）及高美感經(jīng)驗(yàn)（M=5.15，SD=0.92）存在顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異（P=0.000＜0.05）。說明不同程度的美感經(jīng)驗(yàn)會直接影響消費(fèi)者的審美感知。（圖2）

圖2 不同美感經(jīng)驗(yàn)下審美感知的維度差異

（3）審美感知的中介效應(yīng)

通過社會科學(xué)統(tǒng)計(jì)軟件SPSS（Statistical Package for the Social Sciences）的PROCESS③PROCESS是Andrew F.Hayes基于SPSS和SAS開發(fā)了用于進(jìn)行中介和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的插件。4.1 中的模型4，使用有偏差矯正的Bootstrap④Bootstrap是一種通過抽取多個(gè)樣本來估計(jì)抽樣分布的方法。法對數(shù)據(jù)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析。結(jié)果表明對兒童“局外人藝術(shù)”畫作而言，消費(fèi)者的美感經(jīng)驗(yàn)分別顯著正向預(yù)測消費(fèi)意愿。審美感知作為中介變量，美感經(jīng)驗(yàn)依然顯著正向預(yù)測消費(fèi)意愿，且審美感知可顯著中介預(yù)測消費(fèi)意愿。偏正的Bootstrap 檢驗(yàn)表明，消費(fèi)者審美感知的中介效應(yīng)顯著,間接效應(yīng)值為0.147，95%的置信區(qū)間為（0.082，0.220），中介效應(yīng)值占總效應(yīng)（0.471）的比例為31.36%，中介效應(yīng)的影響具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。（sig＜0.001）這表明美感經(jīng)驗(yàn)對消費(fèi)意愿產(chǎn)生直接影響，又通過審美感知的部分中介作用產(chǎn)生影響。（表4）

表4 審美感知的中介效應(yīng)

為了解審美感知各維度的中介效應(yīng)對消費(fèi)意愿的解釋情況，審美感知中喜愛程度對消費(fèi)意愿的間接中介效應(yīng)值為0.11，95%的Bootstrap 置信區(qū)間為[0.05，0.18]，表明部分中介效應(yīng)顯著。審美感知中審美評價(jià)對消費(fèi)意愿的間接中介效應(yīng)值為0.12，[0.05，0.16]，表明部分中介效應(yīng)顯著。審美感知中藝術(shù)興趣對消費(fèi)意愿的間接中介效應(yīng)值為0.16，[0.09，0.23]，表明部分中介效應(yīng)顯著。審美感知中情緒效價(jià)對消費(fèi)意愿的間接中介效應(yīng)值為0.15，[-0.01，0.10]，包括“0”，表明該維度對消費(fèi)意愿的獨(dú)立中介效應(yīng)不顯著。結(jié)果表明，審美感知的喜愛程度、審美評價(jià)和藝術(shù)興趣都能對消費(fèi)意愿產(chǎn)生一定的正向中介預(yù)測影響，但獨(dú)立效應(yīng)較??；而情緒效價(jià)維度必須依賴于其他維度構(gòu)成審美感知才能對消費(fèi)意愿產(chǎn)生正向影響。（表5）

表5 審美感知各維度中介效應(yīng)量

六、研究結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

美學(xué)研究領(lǐng)域不斷追求審美價(jià)值的本真性回歸，而兒童“局外人藝術(shù)”畫作恰為此價(jià)值回歸提供絕佳的研究對象。以往的研究中，對文化和藝術(shù)產(chǎn)品的類別研究注重背景差異[24]、文化差異[25]或者對專業(yè)經(jīng)驗(yàn)差異（專家/新手）的研究[19]，卻忽視這一類非藝術(shù)特征歸類的作品。作為藝術(shù)審美價(jià)值純粹反應(yīng)的審美感知，在對兒童“局外人藝術(shù)”畫作的消費(fèi)意愿中僅能解釋1/3 的中介效應(yīng)，說明這類特殊畫作在藝術(shù)營銷市場上必須考慮其他因素。

本研究發(fā)現(xiàn)藝術(shù)營銷中的情境線索通過美感經(jīng)驗(yàn)加強(qiáng)/削弱消費(fèi)者對于兒童“局外人藝術(shù)”的消費(fèi)意愿。哪怕簡單地增加對兒童病癥信息的描述就足以喚起消費(fèi)者個(gè)體的美感經(jīng)驗(yàn)，并直接影響消費(fèi)者對兒童“局外人藝術(shù)”畫作的審美感知差異。研究支持假設(shè)1，解釋了情境線索在藝術(shù)營銷中的重要作用；研究還發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對局外藝術(shù)創(chuàng)作者的生存狀況和傾向態(tài)度越熟悉，越能聯(lián)系到以往經(jīng)歷，從而增加此類藝術(shù)消費(fèi)行為的可能，研究支持假設(shè)2；人類的美感經(jīng)驗(yàn)是推動藝術(shù)審美感知的關(guān)鍵，消費(fèi)者的美感經(jīng)驗(yàn)會促使他們對此類藝術(shù)畫作審美感知水平的提高，研究支持假設(shè)3；另外通過審美感知水平的差異也影響消費(fèi)者的消費(fèi)意愿。消費(fèi)者對畫作的審美感知中介于美感經(jīng)驗(yàn)和消費(fèi)意愿的正向影響，研究支持假設(shè)4。在審美感知中區(qū)分了不同維度對消費(fèi)意愿的效應(yīng)研究。因此在藝術(shù)營銷時(shí)采用多渠道多形式的情境設(shè)置，能夠幫助消費(fèi)者增加對兒童“局外人藝術(shù)”的美感經(jīng)驗(yàn)，增強(qiáng)對“局外人藝術(shù)”的宣傳和引導(dǎo)也有助于增加消費(fèi)者的消費(fèi)意愿。而且這類消費(fèi)行為將持續(xù)增強(qiáng)消費(fèi)者自身的美感經(jīng)驗(yàn)，對類似場景的消費(fèi)意愿起到循環(huán)刺激作用。

（二）理論貢獻(xiàn)與啟示

在當(dāng)今藝術(shù)市場中，兒童“局外人藝術(shù)”作品具有的創(chuàng)造性和原真性，能為市場呈現(xiàn)更多元化、豐富化的文化藝術(shù)產(chǎn)品。對藝術(shù)營銷而言，不同的情境線索會引發(fā)消費(fèi)者不同的美感經(jīng)驗(yàn)和審美感知，進(jìn)而會影響其消費(fèi)意愿。因此，藝術(shù)中介積極挖掘“局外人藝術(shù)”的商業(yè)潛力，通過合理提供促使審美認(rèn)知顯現(xiàn)和審美經(jīng)驗(yàn)復(fù)現(xiàn)的情境線索，消費(fèi)可能性也相應(yīng)提高。

研究也關(guān)注被試的個(gè)體狀態(tài)。提高個(gè)體美感經(jīng)驗(yàn)可以增加對兒童“局外人”藝術(shù)畫作審美感知中的喜愛程度、審美評價(jià)，并產(chǎn)生積極的藝術(shù)興趣，也能拉近消費(fèi)者與“局外人藝術(shù)”創(chuàng)作者的情感聯(lián)系，提升消費(fèi)意愿。不同的情感效價(jià)（積極/消極）并沒有直接影響消費(fèi)者的審美感知水平，哪怕是消費(fèi)者對“局外人藝術(shù)”作品體驗(yàn)到“消極”的情緒反應(yīng)，也并未影響其審美感知。這一點(diǎn)已有學(xué)者在關(guān)于美麗和怪誕藝術(shù)的比較研究中也得到驗(yàn)證。[20]

（三）研究局限及展望

人們對藝術(shù)審美是多元化的，不同的文化背景、性格、成長經(jīng)歷都導(dǎo)致了人們對審美有著不同的見解，否則無法解釋藝術(shù)作品為何會引發(fā)審美體驗(yàn)差異。這為審美體驗(yàn)中審美感知的規(guī)律研究提出了新方向。本研究提出美感經(jīng)驗(yàn)的重要作用，事實(shí)上關(guān)于被試群體的專業(yè)素養(yǎng)和藝術(shù)水平、跨文化背景等還需要進(jìn)一步研究。對于兒童“局外人藝術(shù)”畫作而言，審美價(jià)值意向、社會慈善意向等消費(fèi)動機(jī)的研究有待完善。

另外由于兒童“局外人藝術(shù)”作品在藝術(shù)市場上數(shù)量較少，且消費(fèi)者的需求和對市場的敏感性較低等因素，這一領(lǐng)域相關(guān)數(shù)據(jù)相對較少，未來還需要更多跨學(xué)科合作，進(jìn)一步推動這一研究領(lǐng)域的突破和發(fā)展。