基于SPSS的海南黎族民歌传播现状实证分析

马启文

一、研究目的

海南琼中黎族民歌是中国第二批非物质文化遗产,被视为海南文化发展的特色品牌。从战国时期《吕氏春秋·遇合篇》到清代《琼州府志》的各类文献,均载有黎族民歌的辉煌时刻。然而随着经济发展,音乐文化生态发生了巨大变化,黎族民歌已不再是代替文字传达情意的必备工具,受众面急剧萎缩。因此,调查海南黎族民歌传播现状与接受度有重要意义。

本研究旨在通过新编的中国非遗黎族民歌传播现状调查问卷,结合量化数据与统计了解当代黎族民歌的传播现状与接受度,进而提出合理建议,为后续研究提供理论基础,也对当今民俗文化的发展方向有一定启迪。

二、研究设计

(一)研究对象

本研究采用抽样调查的方式,通过“问卷星”网络工具制作调查问卷,并将其随机发放至朋友圈、QQ空间、微博、微信群等渠道,同时现场发放问卷至周围的亲朋好友,确保调查对象的广泛性。本次问卷最终收集到360份,满足问卷与题项10∶1的要求,有效问卷达360份,有效率100%,符合数据统计的相关要求,可继续进行实证研究。调查样本的具体构成如表1所示。

表1 样本背景信息统计

(二)问卷设计与构成

通过阅读有关社会调查法的书籍,了解问卷设计的基本原理,在借鉴同类研究学者关于非遗传播观念的基础上,使用李克特五点量表法进行问卷设计。首先进行音乐欣赏偏好调查,包括受访者的音乐学习经历、对经典民歌的熟悉程度以及在音乐欣赏时的侧重点。其次调查黎族民歌的了解程度和意愿,其中部分题目将通过视频呈现,以调查对重新编创的黎族民歌的喜爱程度。最后调查黎族民歌的接受态度。

(三)信效度检验

由于是自编量表,需要使用预试问卷先验证其可靠性。预试问卷使用问卷星的互助填表功能生成,共收集到了106份样本,达到了量表题目的3倍以上。用SPSS软件进行信度分析,结果显示Cronbach α信度系数值为0.893,因而说明研究数据信度质量较高。分析项的CITC值均大于0.4,说明分析项之间具有良好的相关关系,同时也说明信度水平良好,可用于进一步分析0。效度方面,KMO值为0.881,说明研究数据非常适合提取信息。

对正式问卷中的因变量(黎族民歌的传播现状)与3个因子进行信度检验,得到表2结果,通过了预期的信度检验。

表2 正式问卷的信度测量结果

由于使用非经典量表,对涉及影响因素的16个题项使用探索性因子进行结构效度验证。结果如表3所示。

表3 正式问卷的效度测量结果

根据上表,KMO值高于0.8,这表明研究数据具有良好的信息提取能力。并且程序自动解析出3个因子,根据音乐专业知识,题目的相关性与实际情况非常吻合,提取出来的3个因子可以提取出总项中70.237%的信息量,说明效度较好。

三、结果分析

(一)描述性分析

在问卷的第二部分单独设计了“对黎族民歌的了解程度”与“对黎族民歌的了解意愿”问题,统计结果如表4所示。可见,样本对黎族民歌不熟悉,但有意愿了解黎族民歌。

(二)差异性分析

1.基于性别变量的差异性分析

从表5中可以看出p值均大于0.05,说明不同性别的样本对黎族民歌的了解程度以及了解意愿均不具有显著性。

表5 不同性别样本的差异性分析结果

2.基于年龄变量的差异性分析

由于部分年龄段样本数量不足30,对其进行合并处理,分为4个组别。通过方差分析进行差异比对,发现不同年龄段对黎族民歌的了解程度有0.01水平显著性差异,p值为0.001<0.01;对黎族民歌的了解意愿则不具备显著性,p值为0.221>0.05。平均值分布如图1所示。

图1 不同年龄段的差异性分析结果

经过分析并与部分人群交流,25岁及以下的人群有相对广泛的了解渠道,例如学校教育或新媒体传播途径,而41岁及以上的人群则因为阅历的增长和知识积累,对黎族民歌有初步了解。中间26～40岁之间的人群远离了学校教育,在工作和生活中也没有与黎族民歌相关联的契机,所以均值不高。

进一步用年龄段与音乐欣赏偏好、黎族民歌听后的喜爱度、对经典民歌的熟悉程度3个因子进行差异性分析,结果显示不同年龄段的样本对经典民歌的熟悉程度呈现出0.01水平的显著性差异,具体结果如图2所示。此外,样本对于黎族民歌听后的喜爱程度、音乐欣赏偏好全部均表现出一致性,并没有差异性。

图2 年龄段和相关项的方差分析对比

3.基于音乐学习经历变量的差异性分析

由于黎族民歌属于音乐学科的研究范畴,样本是否有音乐学习背景可能会对结果产生偏差,所以再次使用t检验来验证音乐学习经历对结果的差异显著性。判断方式是若样本学习声乐或器乐一年以上,就列为有音乐学习经历。结果如表6所示。无论是对黎族民歌的了解程度还是了解意愿,均在0.01水平呈现出显著性差异。有音乐学习背景的人群对黎族民歌的了解程度和意愿均有所提升。

表6 不同音乐学习经历样本的差异性分析结果

4.基于民族变量的差异性分析

黎族民歌是黎族人民特有的文化现象0,族内人群本应更加了解黎族民歌,然而通过方差分析,不同民族样本对黎族民歌的了解程度和了解意愿均不具备显著差异,其p值远大于0.05,具体结果如表7所示,值得注意的是黎族样本人群对黎族民歌的了解意愿低于汉族和其他少数民族。这可能是因为样本容量少导致,抽样统计样本中仅有5例(占总样本1.39%),但根据中国第七次人口普查数据,截至2020年底,黎族人口占中国总人口的比例约为0.11%,所以本次统计依然具有参考意义,值得引起更多学者关注。

表7 不同民族样本的差异性分析结果

(三)影响关系分析

将问卷中的相关量表题项进行分类,用综合平均值计算出每个维度的数值,并对其进行统计,其描述性统计分析如表8所示。

表8 影响因素描述性统计

对黎族民歌传播现状与3个因素与进行相关性统计,使用Pearson相关系数来表示相关关系的强弱情况,结果如表9所示。

表9 研究变量相关性统计

从上表可知,三个影响因素对黎族民歌的传播现状的相关系数值均大于0.3,并且呈现出0.01水平的显著性,有着非常显著的正相关关系。除此之外,这3个因素彼此之间也存在着显著的正相关关系。可知,音乐欣赏越细致的人对经典民歌的熟悉程度越高,而越熟悉经典民歌的人,听过黎族民歌后对其的喜爱程度也越高。

最后,将“黎族民歌传播现状”作为因变量,其余三项作为自变量进行多元线性回归分析,为防止样本个体属性带来干扰,将背景信息(民族、年龄段、性别、音乐学习背景等)进行虚拟变量处理后放入模型中分析,结果如表10所示。

表10 多元线性回归统计结果

由上表数据可知,R2为0.540,即该模型可以解释黎族民歌传播现状的54.0%变化原因。模型中VIF值全部均小于5,意味着不存在着共线性问题;并且D-W值在数字位于1.8至2.2区间,说明模型不存在自相关性,样本数据之间并没有关联关系,模型较好。模型如图3所示。

图3 模型结果图

(四)其他

在问卷中对愿意了解黎族民歌的人群设计了关联题目,即多选题“您愿意通过哪些途径了解黎族民歌”,通过spss分析如表11所示。

表11 多重响应统计结果一

针对多选题各选项选择比例分布是否均匀,使用卡方拟合优度检验进行分析。从上表可知,拟合优度检验呈现出显著性(chi=19.990,p=0.001<0.05),意味着各项的选择比例具有明显差异性,“短视频媒体”的响应率和普及率明显较高。

在问卷中对不愿意了解黎族民歌的人群也设计了关联题目,即多选题“您不愿了解的原因是哪些”,通过spss分析如表12所示。

表12 多重响应统计结果二

同样使用卡方拟合优度检验进行分析,没有呈现显著性(chi=2.941,p=0.401>0.05),意味着各项的选择比例比较均匀,没有显著性差异。根据“二八原则”,即80%的问题是由20%的原因所致的观点,绘制帕累托图,如图4可知,不愿意了解黎族民歌的主要原因是听不懂歌词和曲调不喜欢。

图4 帕累托图

四、结论与建议

(一)研究结论

首先,人们欣赏音乐时更注重多方面细节,通过优秀编创的黎族音乐作品受喜爱程度较好,对经典民歌的熟悉程度一般,黎族民歌传播现状整体一般。

其次,不同性别、民族对黎族民歌的了解程度和了解意愿没有差异性。不同的音乐学习经历和年龄段的人对黎族民歌的了解程度和意愿具有显著差异。人们更希望通过短视频媒体了解黎族民歌,不愿意了解黎族民歌的首要原因是听不懂歌词。

最后,黎族民歌传播现状受到诸多方面影响,回归方程为:黎族民歌传播现状=0.942+0.147 *对经典民歌的熟悉程度+0.062 * 音乐欣赏偏好+0.444 * 黎族民歌欣赏后的喜爱程度+0.139 * 音乐学习背景-0.147 * 年龄处于26～30岁+0.133 * 黎族-0.393*年龄为41岁及以上+0.055 * 年龄为25岁及以下+0.021 * 男性

(二)提升黎族民歌传播度的建议

首先,通过合理的编创手段,丰富黎族民歌的音乐细节,以满足人们的欣赏习惯。同时,演唱提供双语版本的黎族民歌,以便不懂黎语的人群理解。

其次,针对25岁及以下人群要利用好学校教育途径,大力宣传中国非遗黎族民歌,针对26至40岁之间的人群要将黎族民歌融入生活,创造关联度,提供了解窗口。

最后,在短视频媒体传播黎族民歌,以视觉化的效果驱动黎族民歌在日常生活中的曝光度和持久度,有助于扩大黎族民歌的传播。