旅游增權(quán)對(duì)社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制研究

郭安禧，李茂良，王松茂，郭英之

（1.上海商學(xué)院 酒店管理學(xué)院，上海 201400；2.廈門大學(xué) 財(cái)務(wù)管理與會(huì)計(jì)研究院，福建 廈門 361005；3.山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 泰安 271018；4.復(fù)旦大學(xué) 旅游學(xué)系，上海 200433）

0 引言

長(zhǎng)期以來，旅游開發(fā)被認(rèn)為是旅游資源豐裕地區(qū)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要抓手，它以創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)、吸引外部投資、刺激地區(qū)消費(fèi)、增加政府稅收等形式對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極影響［1］。社區(qū)居民是旅游開發(fā)的主要利益相關(guān)者，是決定旅游產(chǎn)業(yè)化速度和質(zhì)量的重要力量［2］，當(dāng)?shù)匾月糜伍_發(fā)促經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開社區(qū)居民的積極參與和支持。然而，在大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家，居民在旅游開發(fā)過程中的主體地位被政府和旅游開發(fā)商忽略，普遍處于被決定、被包裝、被表達(dá)、被展示的缺權(quán)或無權(quán)狀態(tài)［3］。旅游開發(fā)被更多地寄希望于帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在提升居民生活質(zhì)量方面重視不夠，社區(qū)參與因被動(dòng)性和單向性流于形式。針對(duì)社區(qū)參與旅游開發(fā)在實(shí)踐上的失敗，以Akama［4］、左冰和保繼剛［5］為代表的國(guó)內(nèi)外學(xué)者積極呼吁旅游增權(quán)，旅游增權(quán)作為旅游地實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要前提受到了旅游學(xué)界的廣泛關(guān)注。

已有相關(guān)旅游增權(quán)的研究主要集中在概念內(nèi)涵［6，7］、感知差異［8，9］、溢出效應(yīng)［10-13］、增權(quán)途徑［14，15］等方面，考察旅游增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響機(jī)制方面的成果還很缺乏。綜觀國(guó)內(nèi)外研究成果，以下3 個(gè)方面值得探討：①不同旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。旅游增權(quán)包含經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)和心理增權(quán)得到旅游學(xué) 界的普 遍 認(rèn) 同［6，16］，但 以 往 研 究［11，17］通 常 將 旅 游增權(quán)作為一個(gè)整體構(gòu)念，缺乏探討不同旅游增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，未能明確各維度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。②旅游增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的傳導(dǎo)機(jī)制。以往研究認(rèn)為，旅游增權(quán)可以帶來經(jīng)濟(jì)發(fā)展［17］，經(jīng)濟(jì)發(fā)展又能提高生活質(zhì)量［18］。但越來越多的研究指出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生活質(zhì)量有一定的聯(lián)系，但并沒有必然的關(guān)系［19-21］。之所以出現(xiàn)差異性的研究結(jié)論，是因?yàn)槿藗兛贪宓卣J(rèn)為生活質(zhì)量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果。周長(zhǎng)城等［22］認(rèn)為，基于“以人為本”和可持續(xù)發(fā)展思想，生活質(zhì)量應(yīng)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要前提而不是必然結(jié)果，因此生活質(zhì)量在旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間可能存在中介作用。③旅游增權(quán)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的群組差異。以往研究通常將社區(qū)居民看成是無差異群體，但這不符合同一旅游地內(nèi)部不同群體間非均質(zhì)的旅游發(fā)展實(shí)際［23］，也不利于根據(jù)不同居民的增權(quán)訴求“按需增權(quán)”［24，25］。社區(qū)居民的非均質(zhì)包括性別、年齡、是否從事旅游業(yè)、是否擁有本地戶籍等。鑒于戶籍不同的居民在居住地存在人地關(guān)系、利益訴求等差異，本文按是否擁有本地戶籍將社區(qū)居民劃分為本地居民和外來居民。本地居民和外來居民雖然都是旅游開發(fā)的重要利益相關(guān)者和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要貢獻(xiàn)者，但是因?yàn)槿说仃P(guān)系、利益訴求等不同，其增權(quán)訴求與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系可能存在群組差異。本文以經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)為前因變量，以生活質(zhì)量為中介變量，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為結(jié)果變量，實(shí)證考察旅游增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制，并比較本地居民與外來居民的群組差異，以期為揭示旅游增權(quán)與社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，提升旅游地可持續(xù)發(fā)展能力提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 手段—目的鏈理論

手段—目的鏈理論最早由Gutman 于1982 年提出，并將其定義為連接屬性、結(jié)果和價(jià)值的簡(jiǎn)單結(jié)構(gòu)［26］。其中，屬性是實(shí)現(xiàn)結(jié)果、體現(xiàn)價(jià)值的手段，結(jié)果和價(jià)值是借助屬性達(dá)到的目的，結(jié)果是將屬性和價(jià)值連接起來的紐帶。三者之間不是彼此孤立而是相互聯(lián)系的，連接形成具有層級(jí)關(guān)系的“屬性—結(jié)果—價(jià)值”鏈。雖然手段—目的鏈理論主要應(yīng)用于消費(fèi)者研究，但針對(duì)既定目的有效使用工具是一種目的合乎理性的行為，因此該理論也是一種通用性的手段—目的分析框架［27］。旅游開發(fā)通常被認(rèn)為是提高居民生活質(zhì)量、促進(jìn)社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良好工具，因此在當(dāng)?shù)匾月糜伍_發(fā)促經(jīng)濟(jì)發(fā)展中必然內(nèi)嵌自身的手段—目的鏈。以往的研究［28，29］指出，社區(qū)參與旅游決策和利益分配是社區(qū)參與的兩個(gè)主要方面：權(quán)力和權(quán)能是社區(qū)參與旅游開發(fā)的技術(shù)手段，權(quán)益則是社區(qū)參與旅游開發(fā)的根本目的?；诖耍疚囊跃用衤糜卧鰴?quán)為旅游開發(fā)的行為屬性，提高居民生活質(zhì)量為旅游開發(fā)的行為結(jié)果，促進(jìn)社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為旅游開發(fā)的行為目的和價(jià)值追求，形成“居民旅游增權(quán)—提高生活質(zhì)量—促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展”的手段—目的鏈，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了假設(shè)推演和模型構(gòu)建。

1.2 旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

增權(quán)是指通過外部的干預(yù)和幫助，增強(qiáng)個(gè)人能力與對(duì)權(quán)利的認(rèn)識(shí)，以減少或消除無權(quán)感的過程［5］。1999年，Scheyvens［6］將增權(quán)理論引入旅游研究領(lǐng)域，根據(jù)增權(quán)內(nèi)容提出一個(gè)包括經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)的四維度旅游增權(quán)框架。近年來，雖然有學(xué)者提出文化增權(quán)和環(huán)境增權(quán)新維度，但其測(cè)項(xiàng)與心理增權(quán)和社會(huì)增權(quán)高度相關(guān)，合理性和科學(xué)性有待進(jìn)一步證實(shí)［30］。Scheyvens 的旅游增權(quán)框架具有跨研究情景、跨旅游目的地類型的適用性［30］，因此本文沿用該增權(quán)框架。

旅游增權(quán)是指旅游地居民在外部干預(yù)下實(shí)現(xiàn)權(quán)力和權(quán)能的增長(zhǎng)［31］，經(jīng)濟(jì)發(fā)展則指社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和社會(huì)產(chǎn)品的增加［32］。由于政府的權(quán)威和旅游開發(fā)商的強(qiáng)大資本，旅游開發(fā)的主導(dǎo)權(quán)通常掌控在政府和開發(fā)商手中，作為社區(qū)主體的居民處于弱勢(shì)地位和無權(quán)狀態(tài)［3］。為了實(shí)現(xiàn)旅游地可持續(xù)發(fā)展，需要通過旅游增權(quán)強(qiáng)化居民的權(quán)力意識(shí)和打破不平衡的權(quán)力關(guān)系，增強(qiáng)居民在旅游開發(fā)中的控制權(quán)和獲得感。左冰［33］指出，旅游增權(quán)的實(shí)質(zhì)是尋找一條可以增進(jìn)利益相關(guān)者權(quán)益和增強(qiáng)社區(qū)參與對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)影響的有效路徑；郭永銳等［34］指出，通過給社區(qū)居民增權(quán)，有助于平衡各方的利益訴求，提高居民參與旅游開發(fā)的積極性，促進(jìn)旅游開發(fā)的公平性和持續(xù)性；潘植強(qiáng)等［35］指出，旅游增權(quán)可提升社區(qū)的經(jīng)營(yíng)能力、管理能力和組織能力，為社區(qū)發(fā)展提供資金支持、決策支撐和組織支援；吳媚等［36］認(rèn)為，平衡各方的權(quán)力關(guān)系和弱勢(shì)群體的利益訴求，可以實(shí)現(xiàn)旅游社區(qū)共建共享發(fā)展和社區(qū)旅游可持續(xù)性發(fā)展；賀小榮等［17］認(rèn)為，旅游增權(quán)是提高旅游地治理績(jī)效和實(shí)現(xiàn)旅游地可持續(xù)發(fā)展之道。旅游增權(quán)包括經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)和心理增權(quán)，依據(jù)手段—目的鏈理論，旅游增權(quán)的維度對(duì)社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能存在顯著積極影響。綜上，本文提出假設(shè)H1a—H1d：經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)分別對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著正向影響。

1.3 生活質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展

隨著居民物質(zhì)條件改善和精神生活日漸豐富，為了準(zhǔn)確評(píng)價(jià)生活質(zhì)量和反映生活質(zhì)量的感知差異，越來越多的學(xué)者傾向于從主觀角度定義生活質(zhì)量［37，38］。一般認(rèn)為，生活質(zhì)量是指人們基于價(jià)值觀對(duì)生活不同方面的充分度和滿足度的總體評(píng)價(jià)［39］。以往研究主要強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)生活質(zhì)量的影響，忽視了生活質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的反作用［18，40］。以往研究認(rèn)為，生活質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展屬于兩個(gè)子系統(tǒng)，彼此相互協(xié)調(diào)和相互促進(jìn)［41］。陳明星等［42］認(rèn)為，生活質(zhì)量的改善有助于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和構(gòu)建和諧社會(huì)；孫燕燕等［43］發(fā)現(xiàn)，生活質(zhì)量等福利因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了越來越重要的作用；李泊溪等［44］認(rèn)為，重視生活質(zhì)量的生活模式會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。綜上，本文提出假設(shè)H2：生活質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著正向影響。

1.4 旅游增權(quán)與生活質(zhì)量

旅游增權(quán)是基于可持續(xù)發(fā)展背景下提出的，是旅游開發(fā)為社區(qū)帶來最大收益時(shí)對(duì)居民生活質(zhì)量的關(guān)注［45］。居民通過參與、控制、分配和使用資源實(shí)現(xiàn)旅游增權(quán)，其目的不僅僅是分享資源控制權(quán)和利益分享權(quán)，還在于以此為手段增加福利和提升幸福感［46，47］。Scheyvens［6］基 于 旅 游 增 權(quán) 的4 個(gè) 維 度，認(rèn)為居民通過社區(qū)參與可以獲得經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)、心理等多方面的收益；Friedmann［10］、王會(huì)戰(zhàn)等［30］進(jìn)一步細(xì)化了旅游增權(quán)的意義，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增權(quán)可帶來持續(xù)的經(jīng)濟(jì)收益和上升的生活水平，政治增權(quán)可提供對(duì)旅游開發(fā)表達(dá)關(guān)心和疑問的渠道，社會(huì)增權(quán)可增強(qiáng)居民的團(tuán)結(jié)心和凝聚力，心理增權(quán)可增加居民的自信心和自豪感；吳媚等［36］指出，旅游增權(quán)除了恢復(fù)居民的主體地位和增加利益分享，還可以促進(jìn)社區(qū)穩(wěn)步發(fā)展和居民脫貧致富；陳志永等［48］以朗德苗寨為例進(jìn)行研究，認(rèn)為以社區(qū)主導(dǎo)、全民參與為特征的“朗德模式”是當(dāng)?shù)鼐用袢〉秘S厚的物質(zhì)、制度和精神成果的根源。旅游增權(quán)與生活質(zhì)量的關(guān)系在實(shí)證研究中鮮有涉及，但依據(jù)工具理性和手段—目的鏈理論，旅游增權(quán)有助于提高居民的生活質(zhì)量。綜上，提出假設(shè)H3a—H3d：經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)分別對(duì)生活質(zhì)量具有顯著正向影響。

1.5 生活質(zhì)量的中介作用

根據(jù)前文的文獻(xiàn)回顧，旅游增權(quán)有助于居民獲得豐富的物質(zhì)和精神成果，提高其生活質(zhì)量；而生活質(zhì)量又有助于激發(fā)居民積極參與旅游開發(fā)的熱情，為社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供動(dòng)力。因此，旅游增權(quán)可以作為提高生活質(zhì)量和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)容和手段，生活質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以作為旅游增權(quán)的目的和結(jié)果。依據(jù)手段—目的鏈理論中屬性、結(jié)果、價(jià)值三者的關(guān)系，生活質(zhì)量可以作為連接旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的紐帶。據(jù)此，生活質(zhì)量可能在旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間起中介作用。綜上，提出假設(shè)H4a—H4d：生活質(zhì)量分別在經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中起中介作用。

綜合上述文獻(xiàn)回顧和研究假設(shè)，提出本文的概念模型（圖1）。

圖1 概念模型Figure 1 Conceptual model

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究區(qū)域

西塘古鎮(zhèn)位于浙江省嘉興市，是首批中國(guó)十大歷史文化名鎮(zhèn)，2017 年晉升為國(guó)家5A 級(jí)旅游景區(qū)，2018年入選中國(guó)最美特色小城鎮(zhèn)。西塘古鎮(zhèn)憑借其豐富的人文資源、優(yōu)美的自然景觀、深厚的歷史底蘊(yùn)，受到了中外游客的青睞，迎來了旅游業(yè)的快速發(fā)展。2019 年，西塘古鎮(zhèn)接待共國(guó)內(nèi)外游客1136.27萬人次，門票收入超過2.4 億元。旅游業(yè)發(fā)展助推了西塘經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高了地區(qū)生產(chǎn)總值、居民可支配收入和鎮(zhèn)公共財(cái)政收入，2016—2019 年西塘連續(xù)4年獲評(píng)“全國(guó)綜合實(shí)力千強(qiáng)鎮(zhèn)”。西塘古鎮(zhèn)景區(qū)質(zhì)量等級(jí)高，旅游開發(fā)對(duì)居民生活影響大，旅游發(fā)展對(duì)社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)大，對(duì)探討旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系具有典型性和代表性。

2.2 問卷設(shè)計(jì)

首先，本文結(jié)合量表的信效度、來源期刊的影響度和被使用的廣泛度，為經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)、生活質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展6 個(gè)變量選取量表，與封面信、人口學(xué)特征題項(xiàng)組成初始調(diào)查問卷；其次，邀請(qǐng)1 位英語水平較高的旅游專業(yè)教師比對(duì)英語量表及中文翻譯，對(duì)存在翻譯偏差的中文量表進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整；最后，根據(jù)80 份面向西塘居民的預(yù)調(diào)查表，對(duì)調(diào)查問卷的表述、題序等問題補(bǔ)充完善，形成正式問卷。

變量測(cè)量借鑒已有成熟量表，如：經(jīng)濟(jì)增權(quán)參考Scheyvens［6］、劉靜艷等［49］的量表，政治增權(quán)與社會(huì)增權(quán)參考Friedmann［10］的量表，心理增權(quán)參考Boley等［45］的量表，生活質(zhì)量參考Woo 等［50］的量表，經(jīng)濟(jì)發(fā)展參考賀小榮等［17］的量表。所有題項(xiàng)采用Likert 5 點(diǎn)計(jì)分，1 至5 分別表示完全不同意、不同意、一般、同意和完全同意。

2.3 數(shù)據(jù)采集與分析

正式調(diào)查于2020 年5 月17 日至7 月5 日進(jìn)行。調(diào)查時(shí)點(diǎn)包括3 個(gè)工作日和6 個(gè)公休日，每輪調(diào)查平均間隔5d，共計(jì)9d。調(diào)查地點(diǎn)涵蓋西塘古鎮(zhèn)的核心區(qū)、過渡區(qū)和邊緣區(qū)，每輪調(diào)查選擇不同的區(qū)域，包括西街、北柵街、唐家弄、環(huán)秀街、紡織路、宏福路、郵電東路等31 條街巷和王家閣、戚家莊、荷池村、翠南新村等6 個(gè)居民區(qū)。調(diào)查采取便利抽樣，每戶（店）只發(fā)放1 份調(diào)查問卷，填完后現(xiàn)場(chǎng)回收問卷。本次共發(fā)放調(diào)查問卷350 份，回收問卷341 份，回收率為97.4%。剔除漏選、多選、隨心填答等導(dǎo)致的無效問卷，有效問卷325 份（表1）。在樣本比例方面，本地居民172 份、外來居民153 份，本地居民與外來居民之比為1.1:1，接近西塘戶籍人口與外來人口之比（1.6:1）；在樣本規(guī)模方面，本地居民與外來居民均超過100［51］，且大于模型中任一變量測(cè)量指標(biāo)的10倍［52］，滿足偏最小二乘法結(jié)構(gòu)方程模型（PLS -SEM）對(duì)樣本量的要求。

表1 樣本的人口統(tǒng)計(jì)特征Table 1 Demographic characteristics of samples

本文數(shù)據(jù)分析按照以下7個(gè)步驟進(jìn)行：①通過多重共線性診斷檢驗(yàn)變量多重共線性的嚴(yán)重程度；②通過描述性統(tǒng)計(jì)分析考察本地和外來居民變量指標(biāo)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差；③通過獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)比較本地和外來居民對(duì)變量指標(biāo)的感知差異；④通過測(cè)量模型評(píng)估考察變量測(cè)量的信效度；⑤通過測(cè)量不變性檢驗(yàn)考察測(cè)量模型的組間不變性；⑥通過結(jié)構(gòu)模型評(píng)估考察模型的解釋力、預(yù)測(cè)性和擬合優(yōu)度；⑦通過多群組分析（MGA）考察本地與外來居民的群組差異。所有分析借助SPSS20.0 和SmartPLS3.0 軟件完成。本文采用PLS-SEM分析的理由有3 個(gè)方面：一是不要求樣本數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布［53］；二是小樣本也能獲得理想的估計(jì)結(jié)果［53］；三是支持多群組比較分析［54］。

3 實(shí)證分析與檢驗(yàn)結(jié)果

3.1 多重共線性診斷

采用相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子共同診斷變量的多重共線性問題。如果變量的相關(guān)系數(shù)大于0.75，或者方差膨脹因子大于10，表示存在嚴(yán)重的多重共線性［55，56］。本文中本地和外來居民各變量的相關(guān)系數(shù)分別介于0.356—0.611 和0.239—0.582，均小于0.75；方 差 膨 脹 因 子 分 別 介 于1. 331—1. 894 和1.257—1.772，均小于10，表明變量不存在嚴(yán)重的多重共線性。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

李克特5 點(diǎn)計(jì)分中，均值在1—2.4 表示程度較低，2.5—3.4 表示程度中等，3.5—5 表示程度較高［57］。就本地居民而言，經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)各指標(biāo)的均值分別介于3.51—3.70、2.52—3.06、3.66—3.87 和4.06—4.23，表明旅游增權(quán)處于中高水平，尤以經(jīng)濟(jì)增權(quán)、社會(huì)增權(quán)和心理增權(quán)較高；生活質(zhì)量各指標(biāo)均值介于3.35—3.88，處于中高水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展各指標(biāo)均值介于3.65—4.19，處于較高水平。就外來居民而言，經(jīng)濟(jì)增權(quán)、政治增權(quán)、社會(huì)增權(quán)、心理增權(quán)各指標(biāo)均值分別介于3.75—3.90、2.29—2.76、3.71—3.76 和3.80—4.16，表明除了經(jīng)濟(jì)增權(quán)，其他旅游增權(quán)普遍低于本地居民；生活質(zhì)量各指標(biāo)均值介于3.00—3.59，處于中高水平；而經(jīng)濟(jì)發(fā)展各指標(biāo)均值則介于3.67—4.16，處于較高水平。本地和外來居民有較強(qiáng)的旅游增權(quán)訴求，但對(duì)西塘旅游開發(fā)的溢出效應(yīng)總體上持積極態(tài)度。

3.3 獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)

由表2 可知，經(jīng)濟(jì)增權(quán)的“我收入的一部分來自于旅游開發(fā)”等2 項(xiàng)指標(biāo)存在顯著差異（P ＜0.05），“旅游開發(fā)提高了我的收入水平”等2 項(xiàng)指標(biāo)未通過顯著性檢驗(yàn)，表明本地居民的經(jīng)濟(jì)增權(quán)小于外來居民；政治增權(quán)的“我對(duì)本地旅游開發(fā)有一定的發(fā)言權(quán)”指標(biāo)存在顯著差異（P ＜0.05），“我有對(duì)本地旅游開發(fā)提意見的機(jī)會(huì)”等3 項(xiàng)指標(biāo)沒有顯著差異，表明本地居民的政治增權(quán)大于外來居民；社會(huì)增權(quán)的“旅游開發(fā)使居民的凝聚力得到增強(qiáng)”等4 項(xiàng)指標(biāo)無顯著性差異，表明本地居民與外來居民的社會(huì)增權(quán)相近；心理增權(quán)的“我為自己是一名西塘的居民感到自豪”指標(biāo)有顯著性差異（P ＜0.001），“我想給游客分享與西塘有關(guān)的知識(shí)或故事”等2 項(xiàng)指標(biāo)無顯著性差異，表明本地居民的心理增權(quán)大于外來居民；生活質(zhì)量的“我在西塘的生活條件很好”等3 項(xiàng)指標(biāo)有顯著性差異（P ＜0.01），“我得到了生活中我認(rèn)為重要的東西”指標(biāo)無顯著性差異，表明本地居民的生活質(zhì)量高于外來居民；經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“旅游開發(fā)使政府增加了對(duì)本地的投資”指標(biāo)具有顯著性差異（P ＜0.05），“旅游開發(fā)使我的消費(fèi)能力增強(qiáng)了”等3項(xiàng)指標(biāo)均無顯著性差異，表明本地居民的經(jīng)濟(jì)發(fā)展感知要弱于外來居民。本地居民與外來居民對(duì)旅游增權(quán)、生活質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在感知差異，為后續(xù)多群組分析奠定了基礎(chǔ)。

表2 獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Results of independent sample t test

3.4 測(cè)量模型評(píng)估

在執(zhí)行多群組分析比較組間路徑系數(shù)前，對(duì)測(cè)量模型進(jìn)行評(píng)估［58］。反映型測(cè)量模型評(píng)估包括檢驗(yàn)變量測(cè)量的信度和效度。信度采用因子載荷、Cronbach'sα值、組合信度（CR）進(jìn)行綜合檢驗(yàn)［51］。由表3 可知，本地居民和外來居民組的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷 分 別 在0.626—0.955 和0.606—0.924，高 于Ashill等建議的0.6 門檻［59］，表明測(cè)量模型具有良好的指標(biāo)信度；Cronbach'sα值分別在0.675—0.943和0.731—0.884，接近或大于Devellis［60］建議的0.7標(biāo)準(zhǔn)，表明測(cè)量模型具有很好的內(nèi)部一致性；組合信度分別在0.796—0.959 和0.830—0.920，大于Hair等［54］建議的0.7 閾值，表明測(cè)量模型有理想的建構(gòu) 信度。綜上，測(cè)量模型具有較高的可靠性。

表3 測(cè)量模型評(píng)估結(jié)果Table 3 Results of measurement model evaluation

本文中的效度采用聚合效度和區(qū)別效度進(jìn)行檢驗(yàn)。如果變量的平均提取方差（AVE）大于0.5，且標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷的t 值在一定水平下顯著，說明測(cè)量模型有良好的聚合效度。由表4 可知，兩個(gè)居民組的平均提取方差分別介于0.495—0.854 和0.554—0.743，接近或大于0.5，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷在0.1%水平下顯著，表明測(cè)量模型具有很好的聚合效度。區(qū)別效度通常由變量的AVE 值的平方根是否大于其與其他變量的相關(guān)系數(shù)判斷［54］。如果AVE 值的平方根大于變量的相關(guān)系數(shù)，說明變量有足夠的區(qū)別效度。近年來HTMT比率被認(rèn)為是一種比傳統(tǒng)評(píng)估方法更加優(yōu)秀的判斷區(qū)別效度的方法，如果HTMT值小于0.85，說明變量具有很好的區(qū)別效度［51］。兩組樣本各變量的相關(guān)系數(shù)分別介于0.356—0.611和0.239—0.582，AVE值的平方根分別介于0.704—0.924 和0.744—0.862，前者小于后者，表明測(cè)量模型具有良好的區(qū)別效度；從HTMT比率來看，兩組樣本的HTMT 值 分 別 介 于0.412—0.792 和0.280—0.727，均小于0.85，這表明測(cè)量模型具有理想的區(qū)別效度。由于CR 值和AVE 值均接近或大于門檻值，因此無需移除標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷介于0.4—0.7 的題項(xiàng)。

表4 變量相關(guān)系數(shù)、平均提取方差的平方根與HTMT值Table 4 Correlation coefficient，square root of AVE and HTMT value

（續(xù)表4）

3.5 測(cè)量不變性檢驗(yàn)

為了確保測(cè)量模型在組間不變，還需要檢驗(yàn)測(cè)量模型不變性。采用Henseler等［58］建議的復(fù)合模型（MICOM）程序，依次進(jìn)行結(jié)構(gòu)不變性檢驗(yàn)、組合不變性檢驗(yàn)和等均值、等方差檢驗(yàn)。3 個(gè)步驟存在層級(jí)關(guān)系，前面步驟是后續(xù)檢驗(yàn)的前提，通過前兩種檢驗(yàn)謂之部分測(cè)量不變性，通過全部檢驗(yàn)謂之完全測(cè)量不變性。測(cè)量模型只要具有部分測(cè)量不變性，就滿足比較和解釋MGA群組差異的條件［58］。

本文分3 步檢驗(yàn)測(cè)量不變性（表5）。第一步，由于本地居民組和外來居民組在以下3 方面是完全相同的，即測(cè)量模型的結(jié)構(gòu)設(shè)置、模型估計(jì)的數(shù)據(jù)處理和模型估計(jì)的算法設(shè)置，因此可以認(rèn)為測(cè)量模型具有結(jié)構(gòu)不變性。第二步，如果置換檢驗(yàn)（Permutation Test）的結(jié)果證實(shí)相關(guān)系數(shù)c顯著不同于1，說明測(cè)量模型沒有組合不變性［58］。由表5 可知，c 值的置信區(qū)間均不包含0，沒有c 值顯著不同于1，表明測(cè)量模型具有組合不變性。第三步，綜合置信區(qū)間是否包含0 和置換檢驗(yàn)p值是否顯著對(duì)各變量等均值和等方差進(jìn)行檢驗(yàn)。由表5 可知，經(jīng)濟(jì)增權(quán)未通過檢驗(yàn)，社會(huì)增權(quán)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過全部檢驗(yàn)，其他3個(gè)變量通過部分檢驗(yàn)，表明大部分變量具有等均值或等方差特性。綜上，經(jīng)濟(jì)增權(quán)等6 個(gè)測(cè)量模型均具有部分或完全測(cè)量不變性，依照MICOM 程序和MGA分析的前提條件，可以進(jìn)行后續(xù)的結(jié)構(gòu)模型評(píng)估和多群組分析。

表5 測(cè)量不變性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Results of invariance measurement test

3.6 結(jié)構(gòu)模型評(píng)估

3.7 多群組分析

根據(jù)PLS- SEM 的中介效應(yīng)分析程序［65］，通過考察旅游增權(quán)經(jīng)生活質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的間接影響，檢驗(yàn)生活質(zhì)量在旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的中介作用。由表6可知，經(jīng)濟(jì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展既有顯著直接影響（β本=0.313，p ＜0.001；β外=0.239，p ＜0.01），也有顯著間接影響（γ本=0.117，p ＜0.001；γ外=0.087，p ＜0.05），表明生活質(zhì)量在經(jīng)濟(jì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中起部分中介作用，假設(shè)H4a成立；本地居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著間接影響（γ本=0.103，p ＜0.01），但無顯著直接影響（β本=0.050，p ＞0.05），表明生活質(zhì)量在本地居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中起完全中介作用；外來居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著間接影響（γ外= 0.012，p ＞0.05），表明生活質(zhì)量在外來居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中沒有中介作用，假設(shè)H4b部分成立；社會(huì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著間接影響（γ本=0.008，p ＞0.05；γ外=0.014，p ＞0.05），表明生活質(zhì)量在社會(huì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中沒有中介作用，假設(shè)H4c未獲得支持；心理增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著間接影響（γ本=0.087，p ＜0.05；γ外=0.073，p ＜0.1），但無顯著直接影響（β本=0.046，p ＞0.05；β外= -0.042，p ＞0.05），表明生活質(zhì)量在心理增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中起完全中介作用，假設(shè)H4d獲得支持。本地居民與外來居民的模型估計(jì)結(jié)果如圖2 所示。

表6 多群組分析結(jié)果Table 6 Multigroup analysis results

圖2 本地居民與外來居民模型估計(jì)結(jié)果Figure 2 Estimation results of local and foreign residents model

4 結(jié)論、討論與管理啟示

4.1 結(jié)論與討論

主要結(jié)論如下：①本地居民和外來居民的經(jīng)濟(jì)增權(quán)都能促進(jìn)旅游地經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本地和外來居民的經(jīng)濟(jì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展既有顯著直接影響，也有經(jīng)生活質(zhì)量傳導(dǎo)產(chǎn)生顯著間接影響，且兩個(gè)群組之間沒有顯著差異。表明本地和外來居民的經(jīng)濟(jì)增權(quán)都是提高生活質(zhì)量和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效手段。經(jīng)濟(jì)增權(quán)意味著社區(qū)參與中資源控制權(quán)和利益分享權(quán)的增長(zhǎng)，有助于居民獲得就業(yè)機(jī)會(huì)、增加經(jīng)濟(jì)收入和提高生活水平，進(jìn)而因參與旅游業(yè)的積極性提高和消費(fèi)能力增強(qiáng)促進(jìn)社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在現(xiàn)有相關(guān)研究中，較少學(xué)者將旅游增權(quán)作為解釋變量構(gòu)建關(guān)系模型，以旅游增權(quán)維度為解釋變量構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型的更少［17］。本文將旅游增權(quán)維度引入模型，厘清了不同旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，豐富了旅游增權(quán)影響效應(yīng)的研究成果。②本地居民的政治增權(quán)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展以提高生活質(zhì)量為前提。外來居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展既無顯著直接影響，也無顯著間接影響；本地居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展雖無顯著直接影響，但會(huì)經(jīng)生活質(zhì)量的中介傳導(dǎo)產(chǎn)生顯著間接影響，表明本地居民的政治增權(quán)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需以提高生活質(zhì)量為前提。本結(jié)論與賀小榮等［17］的研究不一致，原因是本文對(duì)旅游增權(quán)的考察更精細(xì)。外來居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著積極影響的原因有兩個(gè)方面：一是同政府和旅游開發(fā)商的權(quán)勢(shì)相比，外來居民普遍處于無權(quán)狀態(tài)；二是與核心利益點(diǎn)經(jīng)濟(jì)收入相比，外來居民對(duì)社區(qū)參與的政治訴求很低［66］。本地居民的政治增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著間接影響的原因在于他們的主體地位雖然通常被忽略，但是他們與旅游開發(fā)賴以成功的旅游吸引物關(guān)系緊密［37］，本身也是旅游資源的一部分，因此有更多抗?fàn)庂Y本和政治的權(quán)利，并借以在與政府和旅游開發(fā)商的博弈中追求生活質(zhì)量。以往的研究［17］將旅游增權(quán)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接前因，未能體現(xiàn)“增權(quán)是為了人和環(huán)境，而不是生產(chǎn)和利潤(rùn)”［10］的發(fā)展理念。與以往研究相比，本文基于“以人為本”和可持續(xù)發(fā)展思想，以生活質(zhì)量為中介構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型更加科學(xué)，揭示了不同旅游增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制。③外來居民的社會(huì)增權(quán)對(duì)旅游地經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著正向影響。本文發(fā)現(xiàn)，本地居民的社會(huì)增權(quán)對(duì)生活質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)發(fā)展均無顯著直接影響；外來居民的社會(huì)增權(quán)雖然對(duì)提高生活質(zhì)量影響很小，但是對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著積極影響。這表明外來居民的社會(huì)增權(quán)也是促進(jìn)旅游地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效手段。西塘古鎮(zhèn)采取“政府主導(dǎo)+企業(yè)治理”的旅游開發(fā)模式，本地居民在政策上處于被動(dòng)接受狀態(tài)，在行政上屬于被管理的對(duì)象［66］，參與集體事務(wù)和協(xié)商社區(qū)發(fā)展的機(jī)會(huì)很少，難以形成較強(qiáng)的社區(qū)凝聚力和集體主義觀念，因此本地居民的社會(huì)增權(quán)對(duì)生活質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著影響。外來居民雖然也處于被動(dòng)的無權(quán)狀態(tài)，但西塘古鎮(zhèn)通過對(duì)商戶經(jīng)營(yíng)、水系環(huán)境、治安、保潔等的管理服務(wù)規(guī)范了社會(huì)秩序，增進(jìn)了社會(huì)信任，為他們追求經(jīng)濟(jì)收入提供了社會(huì)資本，因此外來居民的社會(huì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著積極影響。④本地和外來居民的心理增權(quán)間接促進(jìn)旅游地經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文發(fā)現(xiàn)本地和外來居民的心理增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展均無顯著直接影響，而是通過生活質(zhì)量的中介傳導(dǎo)產(chǎn)生間接影響。這表明心理增權(quán)通過提高生活質(zhì)量才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本結(jié)論與賀小榮等［17］的研究不一致，原因是本文考慮了生活質(zhì)量的中介作用。近年來西塘古鎮(zhèn)旅游人次大幅度增長(zhǎng)，其人文歷史、水鄉(xiāng)風(fēng)貌等資源受到客源市場(chǎng)青睞，增加了本地居民和外來居民對(duì)西塘的滿意度和自豪感。根據(jù)自底向上溢出理論，生活關(guān)心滿意度會(huì)正向影響居民的生活質(zhì)量［37］。因而，心理增權(quán)也會(huì)經(jīng)生活質(zhì)量的中介傳導(dǎo)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。心理增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著直接影響的原因在于，西塘旅游發(fā)展雖然增加了本地及外來居民的滿意度和自豪感，但是無權(quán)感使其從心理上主動(dòng)將自身與社區(qū)割裂開來［23］，未能提升他們生產(chǎn)物質(zhì)資本、人力資本等要素的積極性。以往研究通常將旅游地居民視為無差異群體，甚少關(guān)注增權(quán)訴求的差異并做深入研究［67］。本文響應(yīng)以往研究［68，69］關(guān)于比較本地與外來居民旅游增權(quán)訴求的呼吁，探討了兩類居民的旅游增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制，明晰了不同旅游增權(quán)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的群組差異，進(jìn)一步深化了旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究，為依照不同居民的增權(quán)訴求“按需增權(quán)”提供了一定的理論依據(jù)。

4.2 管理啟示

將實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增權(quán)放在旅游增權(quán)的首位。無論是本地居民還是外來居民，經(jīng)濟(jì)增權(quán)都是改善生活質(zhì)量和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有效手段。因此，旅游地管理者應(yīng)重點(diǎn)幫助居民實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增權(quán)。①在旅游就業(yè)方面，為本地居民提供適度的崗位比例，尤其是戶籍在旅游地核心區(qū)的居民；②在利潤(rùn)分紅方面，讓本地居民合理分享旅游資產(chǎn)升值的紅利；③在客流引導(dǎo)方面，向旅游地的過渡區(qū)和邊緣區(qū)導(dǎo)入客流，為該區(qū)域居民獲得旅游收入提供機(jī)會(huì)；④在危機(jī)應(yīng)對(duì)方面，以降稅減費(fèi)、發(fā)放補(bǔ)貼等形式幫助居民減輕經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和緩解生存壓力。

以提高居民生活質(zhì)量為旅游增權(quán)目標(biāo)?？商岣呔用裆钯|(zhì)量的旅游增權(quán)都能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此旅游地管理者應(yīng)將改善居民生活質(zhì)量作為幫助其實(shí)現(xiàn)旅游增權(quán)的主要目標(biāo)。①發(fā)展理念方面，堅(jiān)持“以人為本”和可持續(xù)發(fā)展思想，將景區(qū)與居民作為休戚相關(guān)的利益共同體；②政治增權(quán)方面，不僅要為居民表達(dá)利益訴求提供機(jī)會(huì)和暢通渠道，還要從惠及生活質(zhì)量的角度助其實(shí)現(xiàn)訴求；③心理增權(quán)方面，通過提升旅游地的市場(chǎng)吸引力和居民的生活關(guān)心滿意度，增強(qiáng)其對(duì)旅游地的認(rèn)同感和自豪感。

為不同戶籍居民實(shí)行差異化重點(diǎn)增權(quán)。本地居民的政治增權(quán)對(duì)生活質(zhì)量有顯著正向影響，外來居民的政治增權(quán)則無；外來居民的社會(huì)增權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著正向影響，本地居民的社會(huì)增權(quán)則無。因此，旅游地管理者應(yīng)重點(diǎn)幫助本地居民實(shí)現(xiàn)政治增權(quán)，幫助外來居民實(shí)現(xiàn)社會(huì)增權(quán)。就政治增權(quán)而言，應(yīng)為“居民是社區(qū)旅游開發(fā)的主體”提供政策保障，發(fā)展參與式民主，讓本地居民真正參與；就社會(huì)增權(quán)而言，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)社會(huì)治安、商戶經(jīng)營(yíng)、水鄉(xiāng)風(fēng)貌等方面的管理服務(wù)，著力構(gòu)建社會(huì)秩序穩(wěn)定、人際關(guān)系和諧、古鎮(zhèn)風(fēng)貌獨(dú)特的旅游社區(qū)，為外來居民從業(yè)、經(jīng)商、居住、社交等提供社會(huì)資本。

4.3 研究局限

本文存在3 個(gè)方面的局限：一是數(shù)據(jù)采集于疫情防控階段這一特殊時(shí)段。新冠疫情背景下，游客銳減和防疫管理可能對(duì)居民的增權(quán)訴求、生活質(zhì)量具有一定影響，未來應(yīng)增加疫情結(jié)束后的樣本，以提高研究結(jié)論的普適性。二是未考慮旅游開發(fā)模式的影響。未來應(yīng)考慮旅游開發(fā)模式對(duì)旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的影響。三是在旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間只探討了生活質(zhì)量的中介作用，兩者之間可能還存在其他過渡變量。未來，可利用多重中介作用模型深入探究旅游增權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系。