基于結構方程的武漢市民文化消費行為影響因素分析

梁雅玲+伍娜+晏妮+程德

摘要：依據消費者行為理論，對構成顧客文化消費傾向、意愿、行為及其因果變量的相互關系進行分析和模型的路徑設計，構建了武漢市民文化消費行為模型，并借助SPSS和LISREL軟件進行了實證分析，證實模型有較好的擬合度。

關鍵詞：結構方程文化消費擬合指數

引言

近年來，世界經濟快速發展，帶動了中國經濟的快速發展，從而帶動了武漢經濟的快速發展，武漢政府越來越重視文化產業的發展。在黨的十八大報告中，明確提出“共同創造中國人民和中華民族更加幸福美好的未來”，“幸福武漢”也已寫入武漢市的官方文件。打造幸福生活，建設幸福城市，已被提升到了相當重視的高度。

“十二五”規劃綱要提出將文化產業打造為支柱產業，文化消費必將成為拉動我國文化產業發展的重要動力。

本文通過收集數據，對結構方程進行了實證分析，利用結構方程模型分析影響文化消費行為的六大因素，從而針對分析提出促進文化消費的對策。

一、基于結構方程的武漢市民文化消費行為影響因素

（一）數據收集

本文主要以問卷調查法為主要調研方法，通過司卷設計、發放、回收，獲取真實的數據資料。調查對象主要包括武漢市全市范圍內的常住居民，以市區居民為主，調查對象為年齡在16-65歲的常住人口。問卷中的問題主要涉及居民文化消費行為、影響文化消費的因素和文化消費幸福感三個方面。

（二）理論基礎

在建立結構方程模型之前，對數據進行了初步的檢驗，并檢驗是否滿足設定的條件。對數據分析初步提煉出影響武漢市民進行文化消費行為的主要因素，從而建立結構方程的初始模型。

結構方程模型其涉及的變量由兩種基本的形態：觀測變量與潛變量，數據能夠被研究者觀測得到的變量稱為觀測變量，而潛變量則不能被觀測但可以由觀測變量引申出來的變量。

（三）實證分析

第步：建立初始模型

通過SPSS進行因子分析，提煉出影響武漢市民文化消費行為的主要因素，并建立結構方程初始模型。初始模型通過15個外生顯變量（PC、BE、Pl、DIE、SN、CCH、CE1、CE2、CE3、CCPP、DPI1、DP12、CK1、CK2、MCCE）對3個外生潛變量（MF、EF、CK）進行測量;通過17個內生顯變量（CCB1、CCB2、CCB3、CCB4、CCB5、CCB6、CCB7、CCB8、CCT1、CCT2、CCT3、CCT4、CCT5、CCA1、CCA2、CCA3、CCA4）對3個內生潛變量（CCT、CCA、CCB）進行測量。

利用Lisrel 8.70軟件，采用固定負荷法，運行初始結構方程模型并分別得到初始模型標準化參數估計值、T值和Ml。

第二步：模型的擬合與修正。

首先對初始模型中各因素的標準化參數估計值檢驗，將因子載荷系數小于0.5的外生顯變量的路徑進行刪除或修正。然后檢驗初始模型的T值，將T值小于1.96的路徑刪掉或修正。從初始模型T值圖中可以看出，MF到CCT的路徑值為0.51，小于1.96，CK到CCA的路徑值為1.69，小于1.96，CCA到CCB的路徑值為1.62，小于1.96，因此將這三條路徑刪除。一般地，增加自由參數（模型變復雜），模型的卡方值會減小，減小自由參數（模型變簡單），模型的卡方值會增加;如果增加自由參數后，卡方值非常顯著地減小，說明增加自由度是值得的;如果減小自由參數后，卡方值沒有顯著地增加，說明減少自由參數是可取。最后根據MI值的大小，并結合實際情況，增加相應的路徑。

根據T值和MI值的要求在對初始結構方程模型進行反復修改之后得到最優模型如圖1。

圖1最優模型標準化參數估計值

第三步：最優模型的初始模型的擬合指數對比

最優模型與初始指數對比如表1所示，最優模型的自由度為221，卡方x2為493.38，x 2/df=2.23在2-5之間，說明改模型是較好的。最終模型與初始模型相比，擬合指數滿足要求且程度較高，因此選取其為最終模型是合理的，此時模型達到了最佳的擬合狀態。

表1模型擬合指數對比

（四）結果與分析

通過對結構方程模型的建立、檢驗與修正，得出如下結果：（1）購買便利性（PC）對心理因素（MF）產生的直接正向影響為0.82，購買便利性（PC）對文化消費傾向產生的間接影響為0.82*0.29，且高度顯著，因此購買便利性對文化消費傾向存在顯著正向影響;（2）品牌效應（BE）對心理因素（MF）產生的直接正向影響為0.67，品牌效應（BE）對文化消費傾向產生的間接影響為0.67*0.29，且高度顯著，因此品牌效應對文化消費傾向存在顯著正向影響;（3）個人興趣（PI）對心理因素（MF）產生的直接正向影響為0.66，個人興趣（Pl）對文化消費傾向產生的間接影響為0.66*0.29，且高度顯著，因此購買便利性對文化消費傾向存在顯著正向影響;（4）精神需求（SN）對心理因素（MF）產生的直接正向影響為0.67，精神需求（SN）對文化消費傾向產生的間接影響為0.67*0.29，且高度顯著，因此精神需求（SN）對文化消費傾向存在顯著正向影響;（5）文化消費習慣（CCH）對心理因素（MF）產生的直接正向影響為0.66，精神需求（SN）對文化消費能力產生的間接影響為0.66*O.29，且高度顯著，因此文化消費習慣對文化消費傾向存在顯著正向影響;（6）從眾心理CK1、CK291]CK3的初始模型標準化估計值均小于0.5，所以刪掉此路徑，因此從眾心理并不是影響市民進行文化消費的主要因素：（7）文化產品或服務的價格（CCPP）對經濟因素（EF）產生的直接正向影響為0.77，文化產品或服務的價格（CCPP）對文化消費能力產生的間接影響為0.77*0.22，且高度顯著，因此文化產品或服務的價格對文化消費能力存在顯著正向影響;（8）個人可支配收入（DPI）對經濟因素（EF）產生的直接正向影響為0.72，個人可支配收入（DPI）對文化消費能力產生的間接影響為O.72*0.22，且高度顯著，因此個人可支配收入對文化消費能力存在顯著正向影響;（9）相關知識（CK1和CK2）對經濟因素（EF）分別產生的直接正向影響為0.95和0.64，相關知識（CK1和CK2）對文化消費能力分別產生的間接影響為0.95*0.24和0.95*0.64，且高度顯著，因此相關知識對文化消費能力存在顯著正向影響。二、結論和對策（一）政府要規范文化消費市場：創造個文化公平寬松、便利、友好、健康的文化消費市場，改善武漢市的公共基礎設施，定期免費開放文化藝術場所，開展文化活動。（二）企業以更良好的服務項目為廣大人民群眾服務：提供更貼近百姓生活的文化產品或服務，從精神層次刺激市民的文化需求，根據消費者偏好來決定文化產品或服務的文化形態和生產規模;（三）政府和企業加大合作力度：加大宣傳，市民了解更多的到文化消費產品和相關知識，以及文化消費的重大意義，使市民更好的參與到文化消費當中來。（四）武漢市民作為文化消費主體，應該轉變對文化消費意義的正確認識，即對文化消費娛樂作用有正確的認識，并有意識的培養良好的文化消費習慣。