[摘要]南疆三地州被中國劃定為14個連片特困區(qū)之一，貧困人口多且集中。也是中國新一輪扶貧攻堅的主戰(zhàn)場，而非遺旅游作為扶貧開發(fā)的新方式，精準(zhǔn)扶貧的新亮點就成為了應(yīng)對這一繁雜問題的重要手段。以喀什吾庫薩克鎮(zhèn)當(dāng)?shù)卮迕駷檠芯繉ο?，通過問卷調(diào)查、深度訪談的方式獲得了基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，構(gòu)建村民感知和參與行為的結(jié)構(gòu)方程模型進行驗證。貧困地區(qū)村民對非遺扶貧的正面感知越強，其參與態(tài)度越積極，參與到非遺扶貧中的熱情越高;貧困村民非遺扶貧的負面感知對態(tài)度和參與行為不存在明顯影響;貧困村民非遺扶貧的參與態(tài)度不會對參與行為存在顯著影響。貧困地區(qū)的居民對非遺扶貧的參與性較高，但是自身文化素質(zhì)和語言水平限制了他們參與到非遺扶貧中去。

[關(guān)鍵詞]民族地區(qū);非物質(zhì)文化遺產(chǎn)挾貧;感知;參與行為;結(jié)構(gòu)方程模型

[中圖分類號]F323.8

[文獻標(biāo)識碼]A

改革開放以來，雖然中國的經(jīng)濟取得了非凡成就，但是貧因地區(qū)貧困問題阻礙了中國建設(shè)全面小康社會的步伐。新疆是一個多民族地區(qū)，也是貧困問題較為集中的地區(qū)，而非遺扶貧是中國在民族地區(qū)實行的一種重要的反貧困方式。非遺扶貧，不僅能夠?qū)⒇毨У貐^(qū)的資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)換為經(jīng)濟優(yōu)勢，帶動本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，提高村民收入，改善當(dāng)?shù)卮迕裆钏剑夷軌蚴巩?dāng)?shù)卮嗳醯纳鷳B(tài)環(huán)境得到保護，減輕生態(tài)環(huán)境惡化，對建設(shè)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)文明有促進作用，同時有利于維護地區(qū)穩(wěn)定與長治久安，對實現(xiàn)全面小康具有重大實踐意義。非遺扶貧是指貧困地區(qū)利用當(dāng)?shù)乇姸嗟姆俏镔|(zhì)文化遺產(chǎn)資源、別具一格的民族風(fēng)情、獨特的自然風(fēng)光，形成非物質(zhì)文化遺產(chǎn)旅游產(chǎn)業(yè)鏈，以此來推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的又好又快發(fā)展。非遺扶貧是一種可延續(xù)性的、長久性的“造血式”扶貧開發(fā)項目，也是精準(zhǔn)扶貧的一個亮點。

國內(nèi)學(xué)者重點研究旅游扶貧的兩個方面：一是旅游扶貧的效應(yīng)研究。大多數(shù)學(xué)者的研究著眼于旅游宏觀經(jīng)濟效應(yīng)方面，認為旅游業(yè)可以推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展、促進當(dāng)?shù)卮迕竦木蜆I(yè)、增加稅收收入、貧困人口收入和乘數(shù)效應(yīng)。但是，極少數(shù)學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)旅游業(yè)的快速發(fā)展也帶來了相應(yīng)的負面影響，認為旅游扶貧并沒有真正起到脫貧和減貧的作用，反而加大了貧富差距，帶來了嚴(yán)重的社會問題。近些年，旅游扶貧效應(yīng)的研究也開始從單一的宏觀經(jīng)濟方面向經(jīng)濟、環(huán)境、生態(tài)相結(jié)合的方向轉(zhuǎn)變，研究視角也開始從宏觀向微觀轉(zhuǎn)變，如：苗曉璐（2019）認為貧困地區(qū)的大多數(shù)決策者所關(guān)注的都是旅游扶貧給本地區(qū)所帶來的經(jīng)濟效益，屬于宏觀指標(biāo)，能夠有效的反映出旅游為該地區(qū)帶來的總體經(jīng)濟效益，卻不能反映出貧困地區(qū)居民在其中所獲得利益。因此，她運用SEM模型對旅游扶貧所帶來的效果進行了微觀分析。二是貧困地區(qū)村民對旅游扶貧的感知與參與行為的研究。楊雨微（2018）調(diào)查了車村鎮(zhèn)6個村的村民對旅游扶貧感知和態(tài)度，通過Spss找出了影響旅游扶貧感知的影響因子，針對此提出了對策建議。

1研究區(qū)概況

吾庫薩克鎮(zhèn)位于喀什地區(qū)疏附縣東北部，距縣城5km，具有獨特的區(qū)位優(yōu)勢，是絲綢之路經(jīng)濟帶核心區(qū)結(jié)合點。境內(nèi)交通十分的便利。全村304戶，3162人，維吾爾族人口占總數(shù)的97%。在2000年，國務(wù)院就將該村命名為“中國新疆民族樂器村”，全村至今仍有238戶在從事樂器制作，樂器制作歷史長達150年，樂器制作人數(shù)多。形成了吾庫薩克村豐富非遺旅游資源，加上阿凡提的故事非遺的申報成功，該村逐步具備了打造非遺文化旅游村的優(yōu)勢，更好的發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游在精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧中的重要作用，其中新疆地區(qū)總共有616個村入選全國非遺扶貧重點村，喀什地區(qū)疏附縣有36個村被選中，而本文選擇研究的吾庫薩克就是其中之一。

2研究方法

2.1研究假設(shè)

通過國內(nèi)文獻的整理發(fā)現(xiàn)，中國學(xué)者已經(jīng)針對效應(yīng)感知和參與行為進行了一些研究，根據(jù)中國學(xué)者現(xiàn)有的研究成果，結(jié)合當(dāng)?shù)氐膶嶋H情況，本文提出四組假設(shè)：

H1：村民的正面感知對其態(tài)度存在明顯正向影響

H2：村民的正面感知對其參與行為存在明顯正向影響

H3：村民的負面感知對參與態(tài)度不存在明顯的影響

H4：村民的負面感知對參與行為不存在明顯的正向影響

Hs：村民的參與態(tài)度對參與行為存在明顯的正向影響

2.2概念模型的建立

本文以社會交換理論作為基礎(chǔ)，結(jié)合國內(nèi)相關(guān)學(xué)者的相關(guān)研究模型和吾庫薩克的實際情況，構(gòu)建了與貧困地區(qū)村民非遺扶貧相關(guān)的結(jié)構(gòu)方程模型。該模型將村民的正、負面感知、實際參與態(tài)度及參與非遺扶貧行為作為潛變量，將他們之間存在的5種關(guān)系作為模型的假設(shè)關(guān)系（如圖1所示）。

2.3數(shù)據(jù)來源

以喀什吾庫薩克鎮(zhèn)為研究的樣本地，采用問卷調(diào)查和深度訪談相結(jié)合的方式對村民進行人戶調(diào)查，問卷采取現(xiàn)場填寫回收的方式。共在當(dāng)?shù)匕l(fā)放非遺扶貧相關(guān)問卷300份，回收整理發(fā)現(xiàn)278份問卷是有效的，問卷在當(dāng)?shù)氐挠行Щ厥章矢哌_92.7%。采用Spss18.0軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計性分析和信度、效度檢驗，同時采用Amos軟件對模型進行驗證性因子分析。

3結(jié)果與分析

3.1村民人口特征分析

樣本總數(shù)為278人，其中男性131名，占47.12%，女性147名，占58%，說明在實地調(diào)研中女性數(shù)量略多于男性數(shù)量;21-40歲之間的人數(shù)較多，約占57%;學(xué)歷水平中占比最高的是初中以下，占84.9%，說明該村民文化水平普遍較低;72.7%村民以放牧、務(wù)農(nóng)為主要職業(yè);人均年收入不足10000元的人口約占總?cè)丝诘?0%以上。

3.2問卷量表分析

3.2.1信度分析。本文量表的信度檢驗采用的是Cronbachs' α系數(shù)。結(jié)果表明村民非遺旅游扶貧的正、負面感知、非遺扶貧參與態(tài)度和參與非遺扶貧行為的α系數(shù)為0.85，0.70，0.79，0.88，均在0.7臨界值以上，變量之間的一致性及穩(wěn)定性良好。

3.2.2效度分析。本文李克特量表的效度檢驗運用的是驗證性因子分析，其中KMO的值是0.91，適宜用做因子分析。Bartlett球形檢驗的近似卡方值為4789，df值是351，Sig值小于0.5。KMO和巴特利特球形檢驗的值表明量表數(shù)據(jù)適合做因子分析。

3.2.3因子分析。本研究中因子分析提取的因素主要是采用主成分分析法來進行，因素正交旋轉(zhuǎn)通過最大方差法進行，提取的均為特征值大于1，載荷量大于0.5的因素，載荷系數(shù)低于0.5的題目均剔除。計算結(jié)果表明27個題目的載荷系數(shù)均大于0.5，全部保留。提取的特征值大于1的4個因素，累計方差貢獻率達到63.6%，超過了方差貢獻率的最低標(biāo)準(zhǔn)60%，4個提取因素可接受（表1）。

3.2.4整體模型適配度。作為結(jié)構(gòu)方程模型最為基本的兩種模型之一，一般的驗證性因子分析主要是用來檢測觀測變量能夠構(gòu)成潛變量的程度。為了驗證非遺扶貧模型整體的適配度，本研究采用AMOS17.0構(gòu)建非遺扶貧的基本測量模型，并從SPSS18.0中導(dǎo)入問卷得到的有效數(shù)據(jù)，在運行AMOS17.0軟件后得到各適配度指標(biāo)值，如表2所示。

如表2所示，χ2/df的值是2.58小于評價標(biāo)準(zhǔn)3，RMSEA的值是0.076小于0.08，均符合評價標(biāo)準(zhǔn)里好的標(biāo)準(zhǔn)，雖然GFI和ACFI的值是0.814小于0.9，但大于最小值0.7，處于基本可接受范圍;就此可以認為本研究的測量模型與數(shù)據(jù)的適配效果比較良好，可以進行下一步分析。

3.2.5結(jié)構(gòu)方程模型的路徑系數(shù)檢驗和假設(shè)檢驗。運用AMOS17.0進行模型的建構(gòu)，并從SPSS18.0導(dǎo)人處理過的數(shù)據(jù)，得出相應(yīng)路徑數(shù)路徑系數(shù)（表3）

如表3所示，正面感知對參與態(tài)度有顯著正向影響關(guān)系，故假設(shè)H1成立。正面感知對參與行為不具備顯著的正向影響關(guān)系，可能是因為當(dāng)?shù)卮迕耠m然意識到非遺旅游扶貧所帶來的正面影響，但是由于自身知識水平和經(jīng)濟條件的限制，導(dǎo)致參與能力不足，無法參與到非遺旅游扶貧的進程中;故假設(shè)H2不成立。負面感知對參與態(tài)度不具有顯著的正向影響關(guān)系，故假設(shè)H3成立。負面感知對參與行為不具備顯著的正向影響關(guān)系，符合假設(shè)條件H4，故假設(shè)H4成立。參與態(tài)度對參與行為具有顯著的正面影響，說明村民對非遺扶貧的態(tài)度越積極，認識越樂觀，越可能參與到非遺扶貧中，故假設(shè)Hs成立。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

本研究以吾庫薩克村作為本文的研究對象，采用結(jié)構(gòu)方程模型來驗證當(dāng)?shù)卮迕穹沁z旅游扶貧效應(yīng)的正負面感知、態(tài)度和參與行為的關(guān)系，結(jié)果2個假設(shè)成立，3個假設(shè)不成立。（1）貧困村民的態(tài)度對參與行為有顯著影響，村民對非遺旅游扶貧的態(tài)度越積極越愿意參與到非遺旅游扶貧中去。（2）貧困村民非遺旅游扶貧的正效應(yīng)感知的強烈并不會提高村民的參與行為，可能是因為當(dāng)?shù)卮迕裼捎谧陨砦幕捷^低，所處的環(huán)境較為封閉，對新鮮事物的接受能力較弱，沒有能力或者不愿意參與非遺扶貧;（3）貧困村民非遺旅游扶貧的負面感知對態(tài)度與參與行為無顯著影響，即村民對負面感知的強弱并不會影響到當(dāng)?shù)卮迕駥Ψ沁z旅游扶貧的態(tài)度和參與行為，可能是因為當(dāng)?shù)卣幱诜鲐毠缘某跫夒A段，當(dāng)?shù)卮迕窀黄饋淼脑竿麖娏?，高估了非遺旅游扶貧所帶來的正面效應(yīng)而對它所帶來的負面效應(yīng)關(guān)注不夠。

4.2建議

一是加大政府的支持和引導(dǎo)力度，以此來強化貧困村民對非遺旅游扶貧的參與行為。政府在非遺文化旅游開發(fā)的初期，應(yīng)加大資金的投入，深挖當(dāng)?shù)氐姆俏镔|(zhì)文化遺產(chǎn)，加大宣傳力度，打造當(dāng)?shù)氐奈幕糜纹放?，提高知名度。同時政府應(yīng)為當(dāng)?shù)卮迕裉峁┡嘤?xùn)和學(xué)習(xí)的機會，以此來達到非遺扶貧的目的。

二是關(guān)注貧困村民對非遺旅游扶貧的負面感知。非遺文化旅游扶貧開發(fā)的全過程，應(yīng)貫穿開發(fā)與保護并存的原則，重視非遺文化原有的特性和本質(zhì)，避免開發(fā)造成的過度商業(yè)化破壞了文化原有的風(fēng)貌。同時也應(yīng)保護當(dāng)?shù)卮迕袷朗来娴沫h(huán)境不受破壞，減少當(dāng)?shù)卮迕駥Ψ沁z旅游扶貧的負面感知。

三是重視貧困村民的高參與意愿。當(dāng)?shù)卮迕竦膮⑴c行為受到知識水平和自身經(jīng)濟的限制。據(jù)此，推進吾庫薩克扶貧進程，應(yīng)先了解當(dāng)?shù)卮迕癞?dāng)下最關(guān)心的問題，同時重視吾庫薩克村民對非遺扶貧的正、負感知、非遺的參與態(tài)度和參與非遺扶貧的行為，并據(jù)此制定一些針對性較強的政策幫助當(dāng)?shù)卮迕窭梅沁z文化實現(xiàn)最大程度上的脫貧致富，以此來推進當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)最大程度上的利益共享。

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[收稿日期]2020-08-10

[作者簡介]王鈺（1994-），女，四川資中人，助教，碩士，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟。