資樹榮,林天然

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

近年來，我國文化產業(yè)獲得了快速發(fā)展。2017年我國文化產業(yè)增加值為34 722億元，比上年增長12.8%。與此同時，我國文化消費也持續(xù)增長。2016年，我國人均文化消費支出達到了800元。圖書產業(yè)和圖書閱讀是我國重要的文化產業(yè)與文化消費類型，2016年我國出版紙質圖書90.37億冊，電子出版物的出版數量則是在2016年較上年增長了35.57%。從銷售金額看，2016年紙質圖書零售金額為795.56億元，占全部出版物零售金額的95.5%。圖書產業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展源于圖書消費的穩(wěn)定增長，我國成人圖書閱讀率從2010年的52.3%上升到2016年的58.8%，僅次于數字化閱讀接觸率，穩(wěn)定為第二大閱讀率高的出版物(1)關于圖書閱讀率和閱讀量的數據均來源于中國出版科學研究院歷年“全國國民閱讀調查報告”。。閱讀量也是呈增長趨勢，2014—2016年，我國人均紙質圖書閱讀量分別為4.56本、4.58本和4.65本，2016年我國成年居民人均圖書閱讀量共計達到了7.86本(含電子圖書3.21本)。

上述數據表明，文化產業(yè)發(fā)展和文化消費增長同步進行，文化經濟的大發(fā)展是基于文化消費增長與文化產業(yè)發(fā)展的聯(lián)動，兩者聯(lián)動的微觀基礎之一是文化產品屬性影響文化消費。關于文化產品屬性對文化消費的影響程度如何，學術界已經積累了一定的研究文獻。

產品屬性是個較寬泛的概念，不同文化產品的屬性反映指標不一樣。根據研究需要和數據的獲得，研究文獻中考慮的屬性組合指標包括兩類，即反映文化產品屬性的客觀指標和主觀評價性指標。

以客觀屬性指標為變量的代表性研究文獻早期有：Throsby(1990)、Burke(1994)、Krebs等(1995)等。較近期的文獻有Jenkins等(2006)、Willis和Snowba(2009)、Zieba(2009)等在需求模型中設置了文化產品的客觀屬性變量。例如，Burke(1994)使用了音樂曲調創(chuàng)新這個客觀指標研究了音樂質量屬性對英國錄音唱片購買需求的影響[1]41-64，作者認為消費者的音樂欣賞品味強烈地以時尚為導向，那么音樂曲調的創(chuàng)新程度對音樂欣賞者的吸引力具有非常大的影響。Werck等(2007)以比利時佛蘭芒劇院為例，研究了戲劇觀看需求和節(jié)目選擇的影響因素[2]25-41，他們在需求方程中設置了平均演出成本、作品時代、實際演出數量占作品數量的比例、劇作家語言和藝術創(chuàng)新程度五個反映產品客觀屬性的變量，使用面板數據模型估計，結果表明，演出成本、劇作家語言和藝術創(chuàng)新三個變量對消費者戲劇觀賞選擇具有顯著影響。Zieba(2009)使用了1965—2004年長達40年的德國178個戲劇院的數據進行研究[3]85-108，他著重設置了嘉賓表演的數量、服裝和舞臺設計標準、藝術家的創(chuàng)造能力三個屬性變量，其研究結果表明，前兩個變量對戲劇觀看需求的影響在統(tǒng)計上顯著且為正，而藝術家創(chuàng)造能力的影響系數盡管為正，但不顯著。

有的文獻只著重使用主觀屬性評價指標。例如，Ashworth等(2010)使用一個由644本小說圖書組成的銷售數據，考查文學獎和文學提名獎兩個主觀屬性是否對小說的銷售起到了積極的促進作用[4]197-218，他們把文學獎又分為兩類：已存在的文學獎和首次頒發(fā)的文學獎，同時結合時間因素，設置了15個關于主觀品質屬性的變量，估計結果表明，部分變量影響統(tǒng)計上顯著。Tsao(2014)通過實驗并進行問卷調查獲得數據，使用2×2×2主題間因子設計方法，研究了觀眾評論和專家評價對觀影者電影選擇的影響，[5]559-583估計結果表明，在不考慮交互效應的情況下，電影觀眾更重視消費者評論，而不是專家評價，負面消費者評論對電影選擇的影響強于積極的消費者評論。

有些實證研究在需求方程中主客觀兩類屬性變量都有。例如Tobias(2004)實證分析了專家意見、生產費用、平均藝術費用、以及新產品的數量等主客觀產品屬性因素對芭蕾、歌劇和戲劇消費的影響。[6]109-124Urrutiaguer(2002)研究了戲劇的主客觀屬性對戲劇觀賞需求的影響，共建立了4類屬性指標：劇作家特性、戲劇評論家的評論、導演身份和公共當局的資助，[7]185-202他的實證結果表明，戲劇評論家的評論、導演身份和公共當局的資助3個變量的系數在統(tǒng)計上都是顯著的。又如Asai(2011)實證研究了主、客觀品質屬性對日本單一音樂唱片和專輯音樂唱片需求的影響，分別建立了兩個需求方程，[8]101-117他設置了演唱者的藝術家身份、演唱者的性別、演唱者的國別、唱片編輯、粉絲的評價等產品屬性變量，運用半對數模型進行估計，得出了相應的結果。

無論研究者如何構建文化產品屬性指標，研究結果都表明文化產品屬性對文化消費的影響不同程度地存在著，但有的研究結果得出部分屬性的影響在統(tǒng)計上并不顯著。我國正處于文化產業(yè)大發(fā)展和文化消費較快增長的時期，圖書產業(yè)和圖書消費同樣形成了一定程度的良性聯(lián)動，但包括圖書產業(yè)在內的文化產業(yè)的供給側結構性改革還滿足不了文化消費增長和文化消費質量提高的需要。由于我國大力發(fā)展文化經濟的時間還不長，國內這方面的實證研究相對較少。本文將在理論分析文化產品屬性影響文化消費機理的基礎上，以圖書為例，檢驗圖書屬性對我國消費者圖書購買的影響程度，以求對我國圖書產業(yè)的發(fā)展提供啟示。

二、文化產品屬性影響文化消費

Lancaster等(1966、1972)提出了新消費理論，把商品的屬性納入到效用函數中，認為商品是由許多屬性組成，消費者在消費商品時是通過商品蘊含不同屬性組合以產生效用獲得消費滿足。著名文化經濟學家Throsby(1983、1990、1994)是比較早的依據新消費理論分析文化消費行為的學者，Seaman(2006)曾經綜述了基于新消費理論分析戲劇屬性影響戲劇觀看的研究文獻[9]124。依據新消費理論，在文化消費過程中，消費者的選擇就是在收入、價格和個人偏好條件下，依賴于他感知的文化產品屬性組合做出的，也就是說，在同樣的價格下，消費者的選擇是以獲得最高數量的他所希望的商品屬性組合，從而最大化效用。效用表示為：U=u(d,B)，最大化效用包含了兩個約束條件：一是預算約束，為pd≤y；二是線性消費技術矩陣，用B表示，體現(xiàn)為商品的屬性組合。所以消費者對文化產品的需求函數可定義為：d=d(y,p,B)，其中d代表消費的文化產品數量，y代表消費者的收入，p代表文化產品價格。

文化消費以滿足精神需要為目的，消費者在進行文化消費時對文化產品所蘊涵的屬性有著相對其他消費而言更為明確的要求，文化產品屬性對文化消費效用有著更主要的決定作用(Werck等，2007)[2]25-41。Throsby(1994)在研究文化產品的需求時強調，“在需求的決定因素中，產品特性和價格一樣重要”。而Seaman(2006)則強調了文化產品的質量特性和其他因素一樣對文化消費具有決定作用[9]124。可見，文化產品屬性對文化消費的影響作用是非常顯著的。

商品屬性本是反映商品性質的客觀性指標，一般消費品的消費效用主要體現(xiàn)在消費品的功用性方面，消費者主要重視感知產品的客觀屬性所生成的功用。但文化消費具有特殊性，消費者對文化產品進行消費的效用體現(xiàn)為能夠獲得審美、情感、精神、價值認同、象征、娛樂等方面的意義，而非功用性的效用(O’Hagan 等，2010)[10]147-174。因此，文化產品屬于體驗性產品，文化消費是典型的體驗性消費(Caldwell，2001；Wheatley等，2017[11]23-45；Hand，2018)。正如Ateca-Amestoy(2011)所言，參與和從事文化活動，形成休閑體驗，且一般是愉快的體驗，文化消費的體驗也可稱之為文化體驗(Grossi等，2011)。文化消費不僅表現(xiàn)在消費者對產品客觀屬性的體驗感知，也表現(xiàn)在消費者消費體驗產品時形成的個人主觀感知，不同消費者的個人主觀感知匯總形成了文化產品的主觀屬性。在文化消費領域，消費者對文化產品客觀屬性的客觀感知很重要，對文化產品的主觀感知同樣重要(Tsao，2014)[5]559-583?？梢姡陀^屬性和主觀屬性都會影響著文化消費。

從定義上看，客觀屬性是指文化產品在生產過程中形成的固有屬性，已經客觀存在，不以消費者的意志為轉移；而主觀屬性是相關專業(yè)人士和大眾消費者在消費過程中對文化產品形成的個人主觀感知，是對產品品質的主觀判斷，也就是說，這些主觀感知或主觀判斷匯總綜合形成為主觀屬性。Throsby(1990)把新聞評論看作是對文化產品主觀質量的衡量。Seaman (2006)盡管沒有對文化產品的客觀屬性和主觀屬性給出明確的定義，但從三個方面綜述了文化產品質量對文化消費的影響研究文獻，即：(1)質量屬性的建模；(2)使用客觀質量標準的研究；(3)使用主觀質量評價的研究[9]124。他只把專家評價作為文化產品的主觀質量判斷標準，認為專家評價會對消費者對產品的主觀感知有影響，那么其他的質量標準都屬于客觀屬性。顯然，在當前這個信息傳播極其方便快捷的時代，大眾消費者的評價也會很快對其他消費者的文化消費產生影響。況且由于消費者的文化消費偏好具有異質性，導致文化消費主觀感知的異質性，既使是同一個消費者，由于其文化資本積累的作用，文化消費偏好是變化的，文化消費的主觀感知也是會變化的。因此，消費者的主觀感知既表明其自身對文化產品的品質產生主觀評價影響消費，其主觀評價也會對其他消費者的主觀感知起作用。

Werck等(2007)強調了文化產品的客觀屬性觀點[2]25-41。Zieba(2009)認為已有的文獻討論的文化產品屬性可劃分為客觀屬性和主觀屬性，關于他自己的實證研究在文獻綜述時已經闡述[3]85-108。O’Hagan等(2010)在研究劇院觀看人數受戲劇的質量屬性和其他屬性的影響程度時指出，可以把文化產品屬性劃分為客觀屬性和主觀屬性[10]147-174，他們討論了藝術家的技術能力、服裝和舞臺設計標準、劇院的輔助服務水平、劇院建筑、劇目類型、合唱團的聲譽、觀眾的反應等主、客觀屬性的影響。一般而言，諸如產品的語言、類型、生產者特點、題材性質、文化特性、物理特性等在生產過程中已經形成，屬于客觀屬性。而專家評價、消費者的評分與質量評價、消費者的觀感、新聞評論等，是在消費過程中形成的，屬于主觀屬性。

三、圖書產品屬性影響圖書消費的實證檢驗

由于電子商務的快速發(fā)展，網購紙質圖書已經成為我國消費者購買圖書的主要方式，我們這里以當當網的圖書銷售排行榜為數據來源，檢驗圖書屬性對圖書購買的影響效應。

(一)建立模型

Caves(2000)、Ashworth等(2010)認為圖書作為體驗性產品，每年有大量的圖書出現(xiàn)在書市，在閱讀之前消費者更多通過依賴別的途徑判斷圖書的品質等屬性來作出購買書籍的決策。Canoy 等(2006)認為書評和文學獎就是比較透明的圖書品質信號，Ashworth等(2010)則實證研究了獲獎提名和文學獎對文學書籍銷售的影響[4]197-218，他們根據新消費理論把每本文學書的屬性作為決定需求的重要變量，即：Sit=f(Sit-1,Xit,TSP,TSP2,NOMit，PRIZEit)，NOM、PRIZE是獲獎提名和獲獎，X是衡量文學書的其他屬性組合，Asai(2011)也構建了類似的模型[8]101-117。根據理論分析，我們建立了下面的圖書需求方程。

Q=α+β1p+β2z+β3T+β4T2+β5A+β6B+ε

(1)

Q表示紙質圖書銷售量，代表圖書購買量，反映了讀者對紙質圖書的購買。

p是紙質圖書價格。價格是影響消費需求的基本因素。每本書都有價格折扣率，z表示價格折扣率。

T是圖書的書齡，代表了圖書的出版上市時間，體現(xiàn)圖書的生命周期。圖書上市時間越長，購買者通過各類途徑對書的品質和內容了解得越多，對圖書的購買會產生影響。由于文化產品銷售量往往是時間的二次函數，所以在這里加上了T2這個變量(Sorensen，2008；Ashworth等，2010[4]197-218；Asai，2011[8]101-117)。

A表示圖書客觀屬性的變量集，包括：(1)E表示是否有電子書，衡量電子書對紙質書購買的影響；(2)作者類型(au)，分為中國作者和外國作者，作者是圖書內容的一個反映指標；(3)圖書類型(bl)，分為以未成年人為閱讀對象和以成年人為閱讀對象兩類；(4)叢書品種(cb)，反映該本書是否屬于某個系列叢書。

B表示圖書主觀屬性的變量集，包括：(1)M表示讀者對書的評級，從1星至5星分為五個等級。(2)N是讀者對圖書的評論數量，評星等級和評論數量作為消費者對圖書的評價，既會對圖書銷售造成口碑效應，也是消費者對圖書品質的主觀評價，不少文獻研究發(fā)現(xiàn)評星等級和評論數量這樣的網絡口碑對潛在消費者的購買決策具有影響，所以把消費者對圖書的評論次數和評星等級作為影響圖書購買的主觀屬性[12]127-131。(3)圖書是否獲過獎(re)。(4)作品層級(wo)，分為經典作品圖書、當代名著圖書和當代作品圖書，經典作品圖書是指20世紀上半葉及其之前寫作出版的作品，經過了時間和市場的檢驗，被不同年代的讀者所喜好，也包括這些經典作品由當代人選編出版的圖書；當代名著圖書指該書在20世紀下半葉以來寫作出版，作者著名，該圖書被專家、媒體和讀者廣泛評為佳作，多次再版，歷史銷量巨大；當代作品圖書是指該書作者的知名程度比前面兩類的低，作品是首次出版或再版次數不多，在實證分析時，把經典圖書和當代名著歸為一類，把當代作品歸為另一類。

由于因變量是面向全國消費者的銷量排行榜，所以沒有把收入納入自變量。ε為誤差項。

(二)數據選取及說明

圖書數據來源于2017年12月21日和2018年6月29日當當網的近24小時圖書銷售排行榜。考慮到當當網沒有把每本圖書的銷售量公布出來，這里以每本圖書的銷售排名代表其銷售量。Schnapp 等(2001)通過研究來自亞馬遜網站上的數據發(fā)現(xiàn)，銷量和銷量排名分別取自然對數之后呈線性相關，相關系數為9.61～9.78。因此不少研究運用銷量排名的數據來衡量產品的銷售量(Chevalier等，2006；龔詩陽等，2012)[13]345-354，[14]118-128。

以當當網銷售TOP500為數據來源，剔除個別評論數量過少作品層級不好確定等情況，從2017年12月21日近24小時銷售排行榜獲得了有效圖書490本，從2018年6月9日近24小時銷售排行榜獲得了有效圖書483本，其中有112本書在兩個時點都存在，后面的實證研究均以這112本圖書為樣本。關于對作品層級的判斷以及是否獲過獎，不僅依據當當網提供的信息，還參考了其他相關資料。

需要說明的是，圖書銷量排名第一取值為1，其他以此類推。衡量圖書屬性的指標中，讀者對象為成年人圖書取值為0，為未成年人圖書取值為1。作者國別中是外國作者取值是0，是中國作者取值為1。圖書是否獲獎，0表示沒獲獎，1表示獲獎。在作品層級中，是當代作品取值為0，為經典作品和當代著名圖書取值為1。有電子版的圖書取值1，沒有電子版的圖書取值0。對于叢書屬性，不是叢書值是0，是叢書則值為1。

在這些排行榜上的所有圖書中，供未成年人閱讀的書籍占六成多，外國作者的書籍超過了一半。圖書的評星等級差異比較小，但評論數量差異大。圖書價格、價格的折扣率和書齡的差異也較大。在銷售排行榜上排名前50的書以近4年內出版的書占大多數，說明總體上書齡增加，銷售量有所下降。受篇幅所限，這里沒有列出變量的描述性統(tǒng)計。

(三)檢驗結果

1.對數模型估計結果

基于對數模型的優(yōu)點，把(1)式轉化為對數模型進行估計。

LnQ=α+β1Lnp+β2Lnz+β3LnT+β4Ln2T+β5E

+β6LnM+β7LnN+β8au+β9bl+β10re+β11wo+β12cb+ε

(2)

表1的估計結果顯示，圖書類型、是否屬于叢書、是否獲過獎和評論數量等自變量對圖書銷售的影響在統(tǒng)計上是顯著的，控制變量價格折扣和書齡的影響也是顯著的，其他變量的影響在統(tǒng)計上不顯著。價格影響不顯著，原因是當當網上每本書都有一個折扣率，實際銷售價格是依據折扣率計算出來的價格，所以圖書購買者更在意折扣率的高低，而不是原始價格；作者國別和作品層次的影響不顯著，是因為消費者更關注是否偏好書中內容和圖書類型，在所銷售的圖書中，中小學及幼兒教輔書和文學作品占比較高；至于是否有電子書影響不顯著，主要原因在于紙質圖書和電子圖書各有優(yōu)點，目前相當多的讀者對紙質圖書和電子圖書都偏好；關于評星等級影響不顯著的原因在后續(xù)部分分析。

表1 對數模型估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

2.一階差分模型估計結果

內生性產生的原因在于三方面：遺漏變量、解釋變量與被解釋變量交互影響、度量誤差。在計量模型中，對于潛在的內生性問題，可能的處理方法是使用對數模型估計，并在回歸模型中控制更多的因素。因此，我們在前面的檢驗中采用了對數模型，并設置了12個解釋變量。在這項研究中，由于圖書排行榜這個因變量與評價數量、評價等級可能因圖書質量而存在相互影響，導致內生性的產生，而上述處理難以消除[15]545-560。為得出較穩(wěn)健結果，需進行內生性處理。根據這項研究，我們選擇一階差分模型消除內生性的影響(Ashworth等，2010；龔詩陽等，2012)[4]197-218，[14]118-128。首先，我們在方程(2)中加入非觀測效應μi，μi包含了影響著LnQ但又不隨時間而變化的所有無法觀測的因素。ε代表了隨時間變動且影響著LnQ的無法觀測的因素。我們得到下面的等式：

LnQ=α+β1Lnp+β2Lnz+β3LnT+β4Ln2T

+β5E+β6LnM+β7LnN+β8au+β9bl+β10re+β11wo+β12cb

+μi+ε

對于每本圖書，都存在不同時點的觀測值，為了進行一階差分估計，必須使用兩個時點的觀測值，因此把兩個時點的方程分別記為：

LnQ1=α1+β1Lnp+β2Lnz+β3LnT+β4Ln2T+

β5E+β6LnM+β7LnN+β8au+β9bl+β10re+β11wo+β12cb

+μ1+ε1

LnQ2=α2+β1Lnp+β2Lnz+β3LnT+β4Ln2T+β5E

+β6LnM+β7LnN+β8au+β9bl+β10re+β11wo+β12cb

+μ2+ε2

將第二式減去第一式，可以得到如下方程：

△LnQ=η+γ1△Lnz+γ2△LnT+γ3△Ln2T

+γ4△LnM+γ5△LnN+△ε

(3)

在上式中，各變量分別為兩個時點的值取對數后的差，均反映了各變量的變化。通過差分，μi不再出現(xiàn)在方程中，消除了相應的內生性。其他變量不隨時間變化，差分后也都不在上式中。使用兩個時點共有的圖書數據進行檢驗，表2顯示了檢驗結果。

表2 一階差分模型估計結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%水平上顯著。

表中結果顯示，在消除了內生性之后，模型的擬合優(yōu)度較好，相較于對數模型回歸結果，變量的系數大小和顯著程度有所變化，但變化方向沒有不同，這也說明前面的檢驗結果具有一定的意義。價格折扣率和書齡在統(tǒng)計上仍然顯著，對因變量產生了一定的影響，但影響程度有所提高。評星等級的影響仍然不顯著，評論數量盡管顯著程度和系數有所下降，但還是達到5%的統(tǒng)計顯著程度。估計結果還是表明了評論數量對銷售排行具有正的顯著影響(Duan等，2008；Blal，2014)。由于選擇的是TOP500圖書，各本圖書的評星等級差異過小，另外評價等級高意味著圖書質量高，但消費者有自己偏好的圖書類型，這些原因導致消費者對評星等級這個主觀屬性不敏感，評星等級影響不顯著。

四、結論與啟示

本文從理論上論述了文化產品屬性對文化消費需求的影響原理和影響機制，并把文化產品屬性劃分為客觀屬性和主觀屬性，闡述了這兩種產品屬性的涵義。兩類屬性都會影響文化產品的消費需求。以圖書為例對這種影響進行了實證檢驗，檢驗結果表明，除了網上圖書的價格折扣率、書齡等傳統(tǒng)因素對圖書銷售具有影響，一些圖書屬性的影響同樣顯著。圖書類型對圖書銷售有影響，以未成年人為閱讀對象的圖書銷售好于以成年人為閱讀對象的圖書。相對于單本圖書，屬于系列叢書的圖書更好銷售。就主觀屬性而言，獲獎能夠促進圖書銷售，消費者的評論數量對圖書銷售具有顯著的正向影響。

啟蒙類、教輔類圖書更受圖書購買者的歡迎，說明我國家長很重視孩子的學習與教育。然而在當當網的TOP500銷售榜上，外國作者寫作的圖書占到一半以上，在低幼兒圖書中，如童話、寓言、繪畫等，外國作者的圖書占有不少份額。這就要求我國作者和圖書生產商能夠創(chuàng)作和出版優(yōu)質的未成年人圖書滿足讀者的需要。叢書和獲獎兩個特點對圖書生產商和銷售商具有相當的啟示性?，F(xiàn)在已經是互聯(lián)網時代，網絡評價對圖書銷售的影響將越來越明顯，尤其是評價數量對圖書銷售的影響顯著，在線評價數量多意味著圖書信息在讀者中傳播范圍廣，知名度高。圖書銷售商自身要盡量面對廣大讀者傳遞圖書信息，激發(fā)讀者購買，而讀者的購買又會引發(fā)更多的潛在讀者來購買，形成良性循環(huán)，這就進一步需要銷售商鼓勵讀者在線傳播圖書信息。至于評價等級對圖書銷售的影響在統(tǒng)計上不顯著，前面已經解釋了原因。因此，銷售商要重視關注和選擇更多讀者喜好的圖書種類進行銷售，當然文化產品的銷售具有長尾效應，銷售商也不能忽視小眾圖書的銷售。