楊 梅，馮 珠 珠，田 波

(重慶理工大學 管理學院，重慶 400054)

一、引 言

截至2020年11月，全國832個國家扶貧開發(fā)工作重點縣(即國家貧困縣)已經全部脫貧摘帽，脫貧攻堅取得階段性進展，但仍然面臨嚴峻的挑戰(zhàn)。脫貧后的第一個五年通常是發(fā)生返貧現象的高發(fā)年份，需要采取有效措施，提升縣域脫貧質量、切實鞏固脫貧成果、防止返貧。2016年國家提出全域旅游發(fā)展戰(zhàn)略，全域旅游發(fā)展理念與旅游扶貧方式相結合，形成了全域旅游扶貧的新模式。全域旅游扶貧強調面向區(qū)域性整體貧困問題[1]，以旅游業(yè)為優(yōu)勢產業(yè)，通過資源有機整合、產業(yè)融合發(fā)展、社會共建共享，帶動貧困地縣經濟發(fā)展和貧困人口脫貧增收。但是，由于貧困縣在時間維度上處于不同的發(fā)展階段，在空間維度上區(qū)位、資源等有所不同，因而，面臨的發(fā)展問題是不一樣的，影響或決定問題解決的主要變量(因素)之間的規(guī)律性關系也是不同的[2]，這種經驗研究需要進一步探索并定量描述，為各級政府更有針對性、更科學地實施全域旅游扶貧戰(zhàn)略、鞏固脫貧成果提供數據支撐和決策參考。

如何衡量和評價一個區(qū)域的全域旅游發(fā)展效果是當前全域旅游發(fā)展的突出問題[3]。全域旅游是中國多年旅游發(fā)展經驗的總結，有較強的政府推動特點，是政策導向和實踐要求。因而，國家旅游主管部門頒發(fā)的《國家全域旅游示范區(qū)驗收標準(試行)》(以下簡稱《標準》)《國家全域旅游示范區(qū)驗收工作手冊》(以下簡稱《手冊》)等一系列文件，常常被視作評價全域旅游發(fā)展效果的一種標準。但《標準》和《手冊》的主要目的是通過7類基本的驗收打分項，以及創(chuàng)新加分項和扣分項目，來檢驗全域旅游示范區(qū)創(chuàng)建的結果，即創(chuàng)建達標或不達標，而且評價指標多為定性描述以及現象描述，已有專家指出全域旅游示范區(qū)創(chuàng)建標準設置不科學[3]。

當前學界的相關文獻也不多，主要是對全國或部分省市全域旅游發(fā)展水平的定量分析和實證研究[2，4]，以及如全域旅游的鄉(xiāng)村旅游綜合評價指標體系、國家全域旅游示范區(qū)區(qū)域競爭力評價等的評價[5-6]，并未將研究成果與區(qū)域脫貧進行關聯性研究。同時，既有文獻中的評價指標以及評價方法運用到全域旅游發(fā)展對縣域脫貧的影響研究中是否恰當也值得討論與商榷。全域旅游扶貧是新時代脫貧鞏固的重要抓手，全域旅游發(fā)展對縣域脫貧的影響研究是亟待跟進的研究課題。

全域旅游作為區(qū)域整體發(fā)展戰(zhàn)略，涉及城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、產城融合、產業(yè)融合等諸多方面的內容，是一個包括空間、功能、業(yè)態(tài)、服務、價值等的融合共享的環(huán)境-經濟-社會復合生態(tài)系統(tǒng)[7]，其維度都是聚合為組態(tài)(前因條件的組合)，相互依存(相關而非獨立)，共同作用，共同產生結果，而非單個因素的獨立影響效應。因而，需要采取整體的、組合的方式來解釋全域旅游發(fā)展對縣域脫貧的影響。定性比較分析方法(Qualitative Comparative Analysis，簡稱QCA)關注重點不在于單個解釋變量如何影響被解釋變量，而在于多個不同的解釋變量如何以組合的形式(組態(tài))來影響被解釋變量，有助于回答多重并發(fā)的因果關系、因果非對稱性和多種方案等效等因果復雜性問題[8]。本文采用QCA三種分析方法之一的模糊集定性比較分析方法(fuzzy-set Qualitative Comparative Analysis，簡稱fsQCA)，對全域旅游發(fā)展與縣域脫貧進行關聯性研究，以確定哪些因素成為全域旅游推動縣域脫貧的必要條件，從而有針對性地采取相應對策，以減少全域旅游扶貧中的偏差和低效率。

二、研究方法

(一)變量選取

全域旅游是中國本土創(chuàng)新概念和政策術語，學界主要從“全”和“域”對其進行解讀。前者如全要素、全行業(yè)、全過程、全時空、全方位、全社會、全部門、全游客的“八全架構”[9]，后者如全域旅游首先是要打破舊的旅游空間格局，形成一種新的發(fā)展格局，是“域”的旅游完備，即空間域、產業(yè)域、要素域、管理域的完備[10]等。本文認為“全”是全域旅游實踐中需要逐步實現的目標，“域”的完備是實現“全”的抓手和途徑，從空間域、產業(yè)域、要素域、管理域等層面選取關鍵評價指標作為條件變量(因素)，研究全域旅游發(fā)展對縣域脫貧的多因素組態(tài)影響更具現實意義和可行性。

1.空間域評價指標

旅游空間是旅游活動的空間載體，包括旅游吸引物、服務與設施、內外交通組織和其他相關條件[11-13]，一般用空間品質(quality of space)，即滿足空間使用主體的生理、心理需求和適用功能需求的程度來衡量空間的質量[14]。但是本文的研究并不是為了測定旅游空間質量的高低，而是以旅游消費為平臺，通過旅游者的消費活動和旅游產業(yè)的經營活動來評價旅游空間品質對縣域脫貧的影響[15]。因而，要從旅游活動的空間載體對縣域脫貧所產生的經濟效益來衡量空間質量。全域旅游空間是能夠獨立滿足游客的“食住行游購娛”六大需求的功能完整的旅游目的地，體現著區(qū)域旅游吸引力、接待力、集聚力，影響著游客滿意度[16]。一個高質量的旅游目的地全年接待游客數量會持續(xù)增加(游)，公路旅客運輸量增長(行)，同時帶動住宿和餐飲業(yè)營業(yè)收入增長(住、食)，社會消費品零售總額增長(娛、購)。同時，全域旅游是通過對域內經濟社會資源的有機整合，一二三產業(yè)融合發(fā)展以及社會共建共享，推動區(qū)域脫貧。因而，縣域內全年接待游客(萬人次)比景區(qū)(景點)的參觀人數更能反映全域旅游空間“游”的品質；住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入(億元)以及社會消費品零售總額(億元)比旅游業(yè)消費總額(億元)或者游客人均天游覽花費占比等指標更能反映全域旅游空間“食”“住”“購”“娛”的品質；代表縣域內部道路通達性的公路旅客運輸量比代表外部通達性的航空客運(萬人次)、鐵路客運(萬人次)、高速公路通行量(萬輛)、鐵路密度等指標更能反映全域旅游空間“行”的品質。同時，由于縣域面積、人口以及旅游發(fā)展基礎等的地區(qū)差異，上述指標的絕對值并不能完全反映該縣實施全域旅游戰(zhàn)略后的提升效果，相比之下，上述指標的同比增長更能客觀地說明脫貧成效。綜上，在本文中，空間域評價指標選取了：①全年接待游客(萬人次)增長比例；②住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入(億元)增長比例；③社會消費品零售總額(億元)增長比例；④公路旅客運輸量增長比例等4個指標，評估空間域發(fā)展效果對縣域脫貧的影響。

2.產業(yè)域評價指標

產業(yè)興旺是區(qū)域脫貧、區(qū)域發(fā)展的源動力，當前中國經濟發(fā)展進入“新常態(tài)”，轉型升級是關鍵。旅游業(yè)作為我國大力培育的國民經濟支柱產業(yè)，是一種內生增長性特征顯著、關聯帶動性強的產業(yè)。全域旅游扶貧就是要充分發(fā)揮旅游業(yè)的拉動力、融合能力及催化、集成作用，“旅游業(yè)深入到一、二產業(yè)的‘旅游+’和一產、二產在產業(yè)轉型升級過程引入旅游業(yè)的‘+旅游’”[17]，一方面促進旅游業(yè)多元化發(fā)展，提質增效；另一方面以旅游業(yè)為優(yōu)勢產業(yè)，引領區(qū)域產業(yè)結構轉型升級，促進區(qū)域社會經濟全面發(fā)展，推動縣域脫貧。因而，在本文中，產業(yè)域的評價指標選取了：①旅游總收入(億元)增長率，反映全域旅游戰(zhàn)略下作為優(yōu)勢產業(yè)的旅游業(yè)的總體規(guī)模和經營成果；②三次產業(yè)的結構比，考察旅游業(yè)帶動下縣域產業(yè)結構的優(yōu)化升級情況；③地區(qū)生產總值(億元)增長率，反映全域旅游發(fā)展對縣域經濟的綜合貢獻；④農村居民人均可支配收入(元)增長率，當前我國貧困人口主要分布在廣大農村，該指標體現全域旅游精準扶貧的效果。

3.要素域評價指標

有專家認為全域旅游與邁克爾·波特提出的競爭戰(zhàn)略理論體系高度契合[18]，波特指出現代化通信的基礎設施、高等教育人才等高級生產要素需要在人力和資本上大量而持續(xù)的投資，仍必須有初級生產要素作為基礎[19]。從經濟學投入產出的視角出發(fā)，資源、勞動力、技術和資本等是旅游產業(yè)發(fā)展所必須投入的基本生產要素，是全域旅游發(fā)展最核心的物質條件。在生產要素中，勞動力和資本一直被視為經濟增長的源泉，交通的通達性是旅游作為空間消費得以實現的前提條件，而旅游資源稟賦，尤其是高質量的景區(qū)數量直接影響旅游者對于旅游目的地的選擇。因而，在本文中，要素域評價指標選取了：①4A、5A級景區(qū)數量：衡量地區(qū)資源稟賦的質量，體現地區(qū)旅游核心吸引力；②交通可達性：主要考察旅游地對外聯系的便捷性，是否有高速公路、高鐵、動車和機場；③年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率：全域旅游強調社會共建共享，因而，衡量全域旅游發(fā)展對城鎮(zhèn)就業(yè)的整體影響比統(tǒng)計旅游從業(yè)人員數量更具有研究價值；④全年固定投資增長率：考察全域旅游戰(zhàn)略下縣域投資規(guī)模、結構和發(fā)展速度的整體變化，而不僅僅是旅游投資的增長。

4.管理域評價指標

世界旅游組織(UNWTO)認為在旅游產業(yè)發(fā)展的不同階段，政府發(fā)揮著不同的職能，以適應當期旅游業(yè)的發(fā)展。2019年9月首批國家全域旅游示范區(qū)的正式認定說明我國全域旅游已取得了規(guī)范引導的階段性進展，進入全國推動和踐行的發(fā)展期，政府的工作重點應從管理體制創(chuàng)新逐漸向環(huán)境持續(xù)提升建設(交通環(huán)境、衛(wèi)生環(huán)境、集散體系、信息服務、標識系統(tǒng)、人文環(huán)境、資源環(huán)境、整合營銷)轉變[20]。全域休閑是全域旅游的應有之意，強調自然環(huán)境、社會氛圍的舒適性、浸潤力，優(yōu)良的旅居環(huán)境是全域旅游高質量發(fā)展的基礎[21]，各級政府尤其要著力于營造賞心悅目的自然生態(tài)環(huán)境、別有韻味的人文社會環(huán)境、便捷舒適的旅居環(huán)境。因而，在本文中，管理域評價指標選取了：①國家級非物質文化遺產數量，反映縣域人文環(huán)境的地方性和獨特性；②包括星級酒店、經濟型酒店、民宿等在內的住宿設施總量，反映全域旅游社會共建共享的旅居環(huán)境；③森林覆蓋率，反映全域旅游對生態(tài)環(huán)境的影響；④空氣質量優(yōu)良天數占比，反映全域環(huán)境整治的成效。

對于評價指標的選取，需要特別說明的是，本文是運用fsQCA方法對全域旅游發(fā)展對縣域脫貧的影響因素(結果變量)之間組合關系(組態(tài))的一種探索。隨著條件變量數量的增加，組態(tài)的數量將以指數形式增加，條件數量太多會導致案例的“個體化”，不利于獲得能夠對跨案例進行規(guī)律性、綜合性解釋的結果[22]。因而，筆者邀請了來自政府、學界(高等院校)、行業(yè)(旅游景區(qū)、旅行社、酒店等相關行業(yè))共計27位專家對上述16個指標進行重要性排序。專家們認為，空間域最重要的是要體現整體旅游目的地打造以及社會共建共享的效果；產業(yè)域關鍵是旅游業(yè)的提質增效以及縣域社會經濟的全面提升；要素域中資本和勞動力是主要的投入要素，旅游資源只有與資本、勞動力相結合，才會產生市場價值；綠水青山就是金山銀山，森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比更能體現政府管理職能作用的發(fā)揮。根據專家打分的結果，本文選擇了四個域重要性權重占比分別排名第一、二位的指標，即全年接待游客(萬人次)增長比例、住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入(億元)增長比例、旅游總收入(億元)增長率、地區(qū)生產總值(億元)增長率、全年固定投資增長率、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、森林覆蓋率、空氣質量優(yōu)良天數占比，構建了共計八個影響因素(條件變量)的理論分析框架，通過fsQCA方法，探索上述八種解釋因素對縣域脫貧(結果變量)的多因素組態(tài)影響及組態(tài)與結果的集合關系。

(二)變量測量

1.結果變量

貧困縣脫貧摘帽按國家標準要達到貧困發(fā)生率降至2%以下(西部地區(qū)降至3%以下)，脫貧人口錯退率不高于2%，貧困人口漏評率不超過2%，群眾認可度不低于90%。其中貧困發(fā)生率是政府文件和學界研究使用率最高的主要指標，因而，本文采用貧困發(fā)生率作為結果變量，來衡量縣域脫貧。

2.條件變量

本文選取了空間域、產業(yè)域、要素域、管理域中共計8個指標作為條件變量，即全年接待游客(萬人次)增長比例、住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入(億元)增長比例、旅游總收入(億元)增長率、地區(qū)生產總值(億元)增長率、全年固定投資增長率、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、森林覆蓋率、空氣質量優(yōu)良天數占比。

結果變量和條件變量定義及描述見表1。

表1 變量選擇與定義

(三)研究方法與數據來源

1.研究方法

定性比較分析方法(簡稱QCA)是由美國學者查爾斯·拉金(Ragin)1987年提出的，該方法從組態(tài)視角，基于布爾代數(Boolean Algebra)與集合論思想，對中小數量樣本進行跨案例比較分析[23]。QCA主要有三種分析方法，即多值集定性比較分析(mvQCA)、清晰集定性比較分析(csQCA)和模糊集定性比較分析(fsQCA)。本文選擇fsQCA來研究全域旅游發(fā)展對縣域脫貧的影響，選擇此方法主要基于以下原因：首先，傳統(tǒng)的回歸方法主要適用于分析單個影響因素的“凈效應”，QCA可以發(fā)現多個要素之間的組合關系和殊途同歸性[24]；其次，盡管其他方法(如聚類分析、因子分析等)也可以檢驗組態(tài)關系，但聚類分析等方法無法識別各個條件之間的相互依賴性、組態(tài)等效性和因果非對稱性，尤其是在本文研究中條件變量之間可能存在替代或互補關系的情況下；最后，QCA的三種分析方法中，mvQCA和csQCA適合處理結果和條件為分類變量的情況，而本文的前置因素和結果變量為連續(xù)變量，采用fsQCA能更好地避免數據轉換過程中的信息流失，提高數據的精確度，從而更充分地捕捉到前因條件在不同水平或者程度上的變化帶來的影響[25]。

2.數據來源

國家扶貧工作重點縣主要集中在中西部地區(qū)，旅游扶貧是中西部各省市自治區(qū)推動區(qū)域經濟增長、貧困人口脫貧致富的主要途徑。在500個國家全域旅游示范創(chuàng)建單位中，中西部地區(qū)就有303個，占總體的60.60%。首批被認定的國家全域旅游示范區(qū)共計71個，其中中西部地區(qū)有41個，占總體的57.75%。綜上，本文主要從中西部地區(qū)選取國家扶貧工作重點縣作為案例進行研究。受新冠肺炎疫情影響，2019年縣級層面的相關數據獲取有一定難度，也難以展開實地調查工作，因而本文以2018年為研究年度，選取了條件變量數據較為完整的中西部地區(qū)294個國家扶貧工作重點縣作為研究樣本。首先，樣本覆蓋面廣，有效覆蓋了中西部地區(qū)全部18個省市自治區(qū)。其次，作為研究樣本的294個縣立足資源稟賦，因地制宜開展全域旅游扶貧，案例之間具有一定程度的相似性，能夠進行比較研究。最后，在研究年度，案例間具有異質性，分別處在全域旅游發(fā)展的不同階段，并同時包含具有“負面”(未脫貧)和“正面”(已脫貧)的結果[22]。如重慶市14個國家扶貧工作重點縣(區(qū))中，萬州、黔江、豐都、武隆、秀山2016年脫貧，開州、云陽、巫山2017年脫貧，石柱、奉節(jié)2018年脫貧，城口、巫溪、酉陽、彭水2019年脫貧。2016年巫山縣、武隆區(qū)、奉節(jié)縣、石柱縣分別入選第一批、第二批國家全域旅游示范區(qū)創(chuàng)建單位，其中武隆區(qū)、巫山縣2019年被認定為首批國家全域旅游示范區(qū)。綜上可見，本文的條件變量符合QCA方法對于案例的基本要求。

本文中條件變量的8個指標數據主要來源于2018年國家扶貧工作重點縣的國民經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報，以及政府工作報告，具有較高的權威性和準確性。對于其中個別縣個別數據的缺失，本文用其所在的省市自治區(qū)相關數據替代。同時，本文選取了2018年中西部18個省市自治區(qū)的貧困發(fā)生率作為結果變量，數據主要來源于18個省市自治區(qū)2018年的政府工作報告。

三、fsQCA的分析過程及結果

(一)變量的選擇與描述性統(tǒng)計分析

表1已經對各變量進行了界定。全年接待游客增長比例(J)、住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例(Z)、旅游總收入增長比例(L)、地區(qū)生產總值增長比例(D)、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率(C)、全年固定資產增長率(G)、森林覆蓋率(S)、空氣質量優(yōu)良天數占比(K)、貧困發(fā)生率(P)采用各指標所占小數測量，1年內，294個案例。本研究對各變量進行了平均化處理(因篇幅限制，研究變量的原始數據沒有放在文章中，如有需要可以提供)，研究變量的描述性統(tǒng)計分析見表2。

表2 研究變量的描述性統(tǒng)計分析結果

(二)變量的校準

給案例賦予集合隸屬的過程是校準[8]。把變量再校準為集合，需要依據由理論和實際的外部知識或標準設定3個臨界值：完全隸屬、交叉點以及完全不隸屬，轉變后的集合隸屬介于0～1之間[25]。本文將8個條件變量和結果變量高貧困發(fā)生率的3個錨點分別設定為樣本數據分布的75%、50%、25%值并分別作為完全隸屬、交叉點、完全不隸屬三個錨點，通過fsQCA3.0軟件進行隸屬度賦值。對于非高(低)貧困發(fā)生率而言，其校準規(guī)則與原集合正好相反，即以樣本數據的75%、50%、25%分別作為完全不隸屬、交叉點、完全隸屬的三個錨點，計算非集的隸屬集合。貧困率低表示縣域脫貧效果好，因而非高(低)貧困發(fā)生率是本文研究的關鍵。加之本文有8個條件變量，如果同時研究原集和非集，組態(tài)情況過于多樣復雜。因此，本文只研究有助于非高(低)貧困發(fā)生率產生的組態(tài)及其集合關系。本文各個變量的校準錨點通過計算如表3。

表3 各變量校準錨點

(三)數據分析

本文將解的一致性閾值設定為0.8，使用fsQCA3.0軟件分析294個國家貧困縣案例的貧困發(fā)生率，識別出決定非高(低)貧困發(fā)生率的組態(tài)。

1.必要性分析

在進行真值表程序分析之前，首先要進行必要性檢驗。一個必要條件可以被視為結果的一個超集(super set)。需要指出的是，如果必要條件被包括在真值表分析中，它可能會在納入“邏輯余項”的解中被除去，即必要條件可能被簡約解消除[24]。貧困發(fā)生率的必要條件檢測見表4。

由表4可知，各個單項前因條件影響非高貧困發(fā)生率的一致性均未超過0.9，不構成必要條件。這就說明單項前置因素對貧困發(fā)生率的影響較弱。因此本文通過fsQCA進行組態(tài)(前因條件組合)分析。

表4 必要性檢驗

2.組態(tài)分析

(1)復雜解、簡約解和中間解

本文按照fsQCA的一般做法，根據簡約解和中間解來判斷組態(tài)的核心條件和邊緣條件：如果一個前因條件同時出現于簡約解和中間解，則為核心條件，發(fā)揮主導和推動作用；若此條件僅出現在中間解，則將其記為邊緣條件(輔助條件)，即起輔助貢獻的條件[8]。

fsQCA分析會得到三類解：復雜解、簡約解以及中間解。根據fsQCA軟件運算結果，得到復雜解12個組態(tài)，中間解12個組態(tài)，簡約解9個組態(tài)。其中，復雜解不包含“邏輯余項”；簡約解包含“邏輯余項”，但不評價其合理性；中間解僅限于將符合理論和實際知識的“邏輯余項”納入解，并且不允許消除必要條件。一般而言，中間解優(yōu)于另外2種解[24]，因此本文選擇中間解的12個組態(tài)進行解讀。

(2)導致低貧困發(fā)生率的影響因素的組態(tài)

根據以上分析的運算結果可得，導致低貧困發(fā)生率的影響因素共有12種組態(tài)，分別為：

組態(tài)1：～Z*～J*～L*D*～G*～K，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、全年接待游客增長比例、旅游總收入增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、全年固定資產增長率和空氣質量優(yōu)良天數占比均發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)2：～Z*～J*～L*～D*G*～K，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、旅游總收入增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、全年固定資產增長率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮核心作用，全年接待游客增長比例發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)3：～J*～L*～D*～G*S*～K，旅游總收入增長比例、全年固定資產增長率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮核心作用，全年接待游客增長比例和地區(qū)生產總值增長比例發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)4：～Z*～J*～L*C*～G*S，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、全年接待游客增長比例、旅游總收入增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、全年固定資產增長率和森林覆蓋率均發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)5：～Z*～J*～L*～D*C*S，旅游總收入增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和森林覆蓋率發(fā)揮核心作用，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例和全年接待游客增長比例發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)6：～J*～L*C*G*S*～K，旅游總收入增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮核心作用，全年接待游客增長比例和全年固定資產增長率發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)7：～J*～L*D*～C*～G*～S*～K，旅游總收入增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮核心作用，全年接待游客增長比例和全年固定資產增長率發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)8：～Z*J*～D*C*～G*S*～K，全年接待游客增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、全年固定資產增長率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮核心作用，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和全年固定資產增長率發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)9：～Z*～J*D*C*～G*S*～K，全年接待游客增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、全年固定資產增長率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮核心作用，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和全年固定資產增長率發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)10：Z*J*～L*D*C*G*～S*～K，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、全年接待游客增長比例和旅游總收入增長比例發(fā)揮核心作用，地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、全年固定資產增長率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)11：Z*J*～L*D*C*～G*S*～K，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、全年接待游客增長比例和旅游總收入增長比例發(fā)揮核心作用，地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、全年固定資產增長率、森林覆蓋率和空氣質量優(yōu)良天數占比發(fā)揮邊緣作用。

組態(tài)12：～Z*～J*～L*D*～C*～K，住宿與餐飲業(yè)營業(yè)收入增長比例、全年接待游客增長比例、旅游總收入增長比例、地區(qū)生產總值增長比例、年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和空氣質量優(yōu)良天數占比均發(fā)揮邊緣作用。

(3)影響結果變量的充要條件和充要條件分析

上述12種組態(tài)的解的一致率達到0.869 872(大于0.8)，說明解有意義。其中，組態(tài)1、組態(tài)4、組態(tài)12中均沒有指標發(fā)揮核心作用，說明這三個組態(tài)是影響結果變量的充分條件，而非必要條件。組態(tài)2、組態(tài)3、組態(tài)5、組態(tài)6、組態(tài)7、組態(tài)8、組態(tài)9、組態(tài)10、組態(tài)11均有核心變量出現，說明這九個組態(tài)是影響結果變量的充要條件。

對上述12種組態(tài)本身(縱向)進一步分析發(fā)現，在充分條件的三個組態(tài)中，組態(tài)1和組態(tài)12表現為空間域和產業(yè)域的所有指標均起到邊緣作用，組態(tài)4表現為空間域和要素域的所有指標均起到邊緣作用，而上述三個組態(tài)中管理域的作用發(fā)揮相對較弱。與之形成鮮明對比的是，充要條件的九個組態(tài)中管理域所有指標均發(fā)揮核心作用的情況共出現5次，其中一個指標(森林覆蓋率或空氣質量優(yōu)良天數占比)發(fā)揮核心作用的情況共出現2次，說明管理域在全域旅游扶貧中作用顯著。

在充要條件的九個組態(tài)中，根據核心變量作用發(fā)揮的情況，又可細分為以下三種類型：①四域作用均衡型：主要有組態(tài)2、組態(tài)8和組態(tài)9。組態(tài)2中產業(yè)域所有指標，以及空間域、要素域、管理域各一個指標發(fā)揮核心作用；組態(tài)8中要素域和管理域的所有指標，以及空間域、產業(yè)域各一個指標發(fā)揮核心作用；組態(tài)9中空間域和管理域的所有指標，以及產業(yè)域的一個指標發(fā)揮核心作用，要素域作用相對較弱。綜上，在上述三個組態(tài)中空間域、產業(yè)域、要素域、管理域都對區(qū)域經濟發(fā)展有較大貢獻，形成合力促進縣域脫貧。②旅游業(yè)非主導型：主要有組態(tài)3、組態(tài)5、組態(tài)6和組態(tài)7。組態(tài)3管理域所有指標，以及產業(yè)域、要素域各一個指標發(fā)揮核心作用；組態(tài)5產業(yè)域所有指標，以及要素域、管理域各一個指標發(fā)揮核心作用；組態(tài)6管理域所有指標，以及產業(yè)域、要素域各一個指標發(fā)揮核心作用；組態(tài)7產業(yè)域所有指標、管理域所有指標，以及要素域的一個指標發(fā)揮核心作用?？梢?，上述四個組態(tài)中產業(yè)域、管理域作用明顯，要素域次之，而空間域作用較弱，發(fā)揮邊緣作用，或變量可有可無。換言之，縣域作為整體旅游目的地，空間質量不高，“行、住、食、游、購、娛”對區(qū)域經濟的貢獻不大，在三次產業(yè)中旅游業(yè)并不具有比較優(yōu)勢，而是多要素、多產業(yè)、多行業(yè)融合，以及在政策拉動下促進縣域經濟的發(fā)展。③旅游業(yè)主導型：主要有組態(tài)10、組態(tài)11。兩個組態(tài)中空間域作用顯著，所有指標均發(fā)揮核心作用。同時，產業(yè)域中一個指標(旅游總收入增長比例)發(fā)揮核心作用，另一個指標(地區(qū)生產總值增長比例)發(fā)揮邊緣作用，要素域、管理域中的所有指標均發(fā)揮邊緣作用。組態(tài)10和11說明旅游業(yè)對縣域脫貧的綜合貢獻水平高，是主要的驅動力，統(tǒng)籌引領區(qū)域經濟發(fā)展。但是值得注意的是，這兩個組態(tài)覆蓋的縣卻極少，僅有潁上縣和蒼溪縣兩個縣。相比之下，四域作用均衡型和旅游業(yè)非主導型所覆蓋的縣較多，占九個充分條件所覆蓋縣總體的95.8%。

四、研究結論

本文以中西部地區(qū)294個國家扶貧開發(fā)工作重點縣作為研究樣本，通過fsQCA方法，對全域旅游發(fā)展與縣域脫貧進行了關聯性研究，主要研究結論如下：

(1)全域旅游作為一種復雜的環(huán)境-經濟-社會復合生態(tài)系統(tǒng)，各個單項前因條件影響高或非高(低)貧困發(fā)生率的一致性均未超過0.9，不構成必要條件，說明全域旅游發(fā)展對縣域脫貧不是單個因素的獨立影響效應。通過研究發(fā)現有多個要素聚合為不同的組態(tài)，發(fā)揮組合效應，成為全域旅游發(fā)展影響縣域脫貧效果的必要條件，并具有殊途同歸性，即產生同一結果(縣域脫貧)的路徑是多樣的。研究結果表明全域旅游扶貧有多種模式和路徑，影響或決定縣域脫貧的主要變量(因素)之間的規(guī)律性關系也是不同的。因而，貧困縣要根據自身條件，因地制宜，深入探索和創(chuàng)新全域旅游扶貧的模式和路徑，強調差異化發(fā)展，突出地方特色和民族特色。

(2)全域旅游作為中國旅游發(fā)展的總體戰(zhàn)略，是一種政策工具，具有政府推動的特點。本文的研究結果表明，總的來說管理域在全域旅游扶貧中作用顯著，說明政府發(fā)揮了積極的組織、引導和規(guī)制的作用，良好的政策優(yōu)勢是影響縣域脫貧的重要因素。當前兩批共500個創(chuàng)建單位中僅有71個被正式認定為國家全域旅游示范區(qū)(2019年9月)，說明全域旅游仍處于規(guī)范引導階段，政府的角色身份要從開拓者轉變?yōu)橐?guī)范者，繼續(xù)發(fā)揮主導作用，加強政策支撐。在國家層面，要重視繼發(fā)政策的創(chuàng)新，尤其是全域旅游發(fā)展政策體系的完善，以及全域旅游扶貧的分類指導和分類管理，鼓勵各縣在規(guī)定動作的基礎上，有更多地方特色的自選動作，并在政策和資金等方面給予大力支持，以提升政策供給的精準性和有效性。

(3)研究結果用科學數據有力地支持了“兩山論”，綠水青山就是金山銀山，優(yōu)良的旅居環(huán)境(森林覆蓋率高，空氣質量佳)是全域旅游高質量發(fā)展，推動縣域脫貧的重要因素。我國中西部地區(qū)地域廣大，大多數國家扶貧工作重點縣集中分布在邊疆邊境、山區(qū)、高原地區(qū)、黃土區(qū)、石漠化區(qū)等。此類區(qū)域恰是流域上游或重要的流域補水水源地，是生態(tài)環(huán)境脆弱區(qū)、旅游資源豐富區(qū)與集中連片特困區(qū)交互耦合的特殊區(qū)域，貧困問題和生態(tài)問題交織，綠色發(fā)展、精準扶貧、全域旅游要融合發(fā)展、互依共生。因而，全域旅游扶貧必須增強綠水青山就是金山銀山的意識，加強環(huán)境的治理，持續(xù)推進生態(tài)保護和修復工作，保護當地生物多樣性及景觀要素多樣性，并與人居環(huán)境有機結合，構建“山水林田湖草-人”的生命共同體，依托目的地的自然環(huán)境、社會氛圍、宜人氣候和優(yōu)良生態(tài)為全域旅游發(fā)展戰(zhàn)略提供了空間性支撐[26]。

(4)從充要條件的九個組態(tài)的三種類型來看，旅游業(yè)可以一枝獨秀發(fā)揮脫貧的主導作用，在條件適合的地區(qū)，旅游化和工業(yè)化一樣是推動社會經濟發(fā)展的有效方式[20]。但是以這種方式脫貧的縣極少，說明在中國經濟新常態(tài)下，單一的產業(yè)扶貧、增長式減貧效應減弱。本文研究結果顯示四域作用均衡型覆蓋的縣較多，表明全域旅游扶貧需要空間域、產業(yè)域、要素域和管理域協(xié)同發(fā)展、形成合力，提升縣域脫貧的質量。同時，旅游非主導型的組態(tài)說明在旅游業(yè)不具比較優(yōu)勢的地區(qū)依然可以秉承全域旅游發(fā)展理念來提升自身的地方品質[21]，推動縣域社會經濟發(fā)展。

綜上，本文的研究結論表明全域旅游扶貧是具有普適性的扶貧模式，適合全國推廣和全面推進，是新時代扶貧攻堅和防止返貧的重要路徑和有力抓手。全域旅游是政策工具而非目標，并不是強調旅游業(yè)的主導產業(yè)地位，更不是要求各縣只發(fā)展旅游業(yè)，而是要充分發(fā)揮旅游業(yè)的綜合帶動作用，通過多種產業(yè)融合發(fā)展，提升社會綜合發(fā)展水平，從而實現縣域脫貧。