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(fā)展，帶動了中國經濟的快速發(fā)展，從而帶動了武漢經濟的快速發(fā)展，武漢政府越來越重視文化產業(yè)的發(fā)展。在黨的十八大報告中，明確提出“共同創(chuàng)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(guī)劃綱要提出將文化產業(yè)打造為支柱產業(yè)，文化消費必將成為拉動我國文化產業(yè)發(fā)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(fā)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(qū)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(tài)：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(yōu)模型如圖1。

圖1最優(yōu)模型標準化參數估計值

第三步：最優(yōu)模型的初始模型的擬合指數對比

最優(yōu)模型與初始指數對比如表1所示，最優(yōu)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(tài)。

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(guī)范文化消費市場：創(chuàng)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(yè)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(tài)和生產規(guī)模;（三）政府和企業(yè)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(yǎng)良好的文化消費習慣。