盧沖++耿寶江++莊天慧++楊浩

[摘 要]文章基于計(jì)劃行為理論，構(gòu)建了貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的理論模型，使用雙檻模型對(duì)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿及行為的影響因素進(jìn)行分析。實(shí)證結(jié)果表明：四川藏區(qū)男性貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿較強(qiáng)，隨著年齡的增加，貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的可能性將不斷降低；擁有草場(chǎng)、牦?；蚍课葺^好的貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿較強(qiáng)，參與旅游扶貧的可能性較大；貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的行為態(tài)度、重要他人支持度、個(gè)人勝任/控制力對(duì)其參與旅游扶貧的意愿及行為都有顯著正向影響；從整體上來(lái)看，參與旅游扶貧的行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范通過參與意愿對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與行為產(chǎn)生0.0629的正向中介效應(yīng)；從旅游資源的豐富程度來(lái)看，旅游資源一般的縣（市）參與旅游扶貧的行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范通過參與意愿對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與行為產(chǎn)生0.0772的正向中介效應(yīng)；旅游資源豐富的縣（市）參與旅游扶貧的行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范通過參與意愿對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與行為產(chǎn)生0.0283的正向中介效應(yīng)；可以看出，參與意愿對(duì)貧困農(nóng)牧民參與行為的中介效應(yīng)只存在于旅游資源一般和較豐富縣（市）。

[關(guān)鍵詞]貧困農(nóng)牧民；旅游扶貧；參與行為；雙檻模型；四川藏區(qū)

[中圖分類號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002-5006（2017）01-0064-13

Doi： 10.3969/j.issn.1002-5006.2017.01.012

作為扶貧的重要方式之一，旅游業(yè)從20世紀(jì)80年代開始受到國(guó)內(nèi)外旅游學(xué)界的密切關(guān)注[1]。貧困地區(qū)開展旅游扶貧，首先考慮是否具備旅游開發(fā)的條件，其次確定適合該地區(qū)開發(fā)的旅游項(xiàng)目，最后讓貧困人口參與旅游扶貧項(xiàng)目，并給予相應(yīng)的扶持以使其參與旅游發(fā)展而脫貧[2]。四川藏區(qū)作為我國(guó)片區(qū)扶貧的主要戰(zhàn)場(chǎng)之一，該地區(qū)藏族貧困人口聚集，脫貧難度較大。但同時(shí)，四川藏區(qū)擁有非常豐富的旅游資源，開發(fā)潛力較大。2014年，四川省旅游提升計(jì)劃明確指出，將在四川藏區(qū)打造10條精品旅游環(huán)線，以突出藏區(qū)特色文化旅游城鎮(zhèn)為核心，打造多元化鄉(xiāng)村體驗(yàn)旅游產(chǎn)品。2015年，國(guó)家旅游局在四川藏區(qū)選擇了3個(gè)貧困村作為全國(guó)旅游扶貧試點(diǎn)村，積極探索四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游發(fā)展、增收脫貧的扶貧新方式[3]。2015年11月，四川省打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的決定也明確提出大力推進(jìn)藏羌彝文化走廊建設(shè)，創(chuàng)建藏區(qū)全域旅游試驗(yàn)區(qū)和4大片區(qū)旅游扶貧示范區(qū)，支持創(chuàng)建特色旅游示范村，發(fā)揮旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)增收脫貧的帶動(dòng)作用。統(tǒng)計(jì)顯示，2014年四川省參與旅游扶貧的貧困戶每戶均增收超過500元，比全省農(nóng)民人均收入平均增長(zhǎng)速度高1.8個(gè)百分點(diǎn)1。旅游扶貧已經(jīng)成為四川精準(zhǔn)扶貧的重要方式之一。在四川藏區(qū)全面實(shí)施旅游精準(zhǔn)扶貧的背景下，積極讓貧困農(nóng)牧民參與到旅游扶貧中，提高貧困農(nóng)牧民旅游扶貧的參與意愿和參與率，將有助于實(shí)現(xiàn)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民的精準(zhǔn)脫貧。

1 文獻(xiàn)綜述

旅游扶貧是一種能夠促進(jìn)貧困地區(qū)貧困主體脫貧致富的旅游發(fā)展模式，通過旅游為貧困主體產(chǎn)生正向效益[4]，并要求貧困主體的旅游收益要大于他們的付出成本。Butler和Curran指出在短期或長(zhǎng)期內(nèi)，旅游扶貧不僅要使貧困人口經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境等方面得到改善，而且還要增加其工作機(jī)會(huì)，提高經(jīng)濟(jì)收入水平[5]。旅游扶貧的實(shí)踐中常常存在貧困人口瞄不準(zhǔn)和參與率低的問題[6]。Wang和Yang認(rèn)為在中國(guó)尤其是少數(shù)民族區(qū)，貧困戶能力缺失、旅游規(guī)劃滯后、利益分配機(jī)制不完善導(dǎo)致貧困戶參與率低的主要制約因素[7]。León通過對(duì)23個(gè)分布在多米加沿海的社區(qū)居民參與旅游扶貧實(shí)施情況的研究發(fā)現(xiàn)，貧困戶個(gè)人年齡、是否會(huì)第二語(yǔ)言等對(duì)社區(qū)居民參與旅游扶貧的影響較大[8]。

不少學(xué)者對(duì)民族地區(qū)貧困人口參與旅游扶貧障礙和如何提高貧困人口旅游扶貧參與意愿及參與行為進(jìn)行了諸多探索。研究普遍發(fā)現(xiàn)，民族地區(qū)貧困人口對(duì)旅游扶貧參與意愿較強(qiáng)。但一方面，當(dāng)?shù)卣畬?duì)居民旅游扶貧感知的了解不夠、參與機(jī)制不完善，導(dǎo)致貧困人口參與程度不高，對(duì)政府旅游政策評(píng)價(jià)較低[8-9]。另一方面，民族地區(qū)長(zhǎng)期閉塞，貧困人口（居民）自身素質(zhì)不高、個(gè)人能力有限，資源稟賦欠缺導(dǎo)致其參與意愿較弱，參與率較低[10-11]。姚娟進(jìn)一步對(duì)民族地區(qū)女性牧民參與旅游扶貧的意愿調(diào)查，發(fā)現(xiàn)女性牧民參與意愿強(qiáng)烈，收入水平的增加和女性可能在旅游扶貧開發(fā)中獲得參與接待、招攬等工作，使得女性對(duì)旅游扶貧的效應(yīng)感受深切[12]。楊阿莉明確提出，加強(qiáng)對(duì)貧困人口旅游從業(yè)知識(shí)和技能的培訓(xùn)以及旅游經(jīng)營(yíng)方式、普通話等知識(shí)和能力的培訓(xùn)，才能最大可能地讓貧困人口參與到旅游扶貧中來(lái)[13]。

計(jì)劃行為理論能夠有效地分析農(nóng)戶參與旅游開發(fā)的行為特征。馬奔和劉春濟(jì)對(duì)森林景區(qū)周邊農(nóng)戶參與生態(tài)旅游經(jīng)營(yíng)行為研究發(fā)現(xiàn)，戶主受教育程度、家庭勞動(dòng)力數(shù)量和是否有生態(tài)旅游開發(fā)項(xiàng)目等因素，對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)意愿和經(jīng)營(yíng)投入具有正向影 響[14-15]。Dogan和李佳對(duì)貧困人口參與旅游扶貧效應(yīng)感知與參與意向的數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，貧困人口旅游扶貧效應(yīng)的感知受到其年齡、性別、受教育程度、對(duì)旅游發(fā)展是否了解等影響的影響[16-17]，對(duì)旅游扶貧效應(yīng)的感知、態(tài)度和參與意向在不同人口特征的貧困人口之間差異顯著。并且貧困人口對(duì)旅游扶貧正效應(yīng)的感知對(duì)其參與態(tài)度和參與意向均有顯著正向影響[18]。

旅游扶貧是精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧的主要方式之一，核心是讓貧困人口脫貧，因此，貧困人口參與是旅游扶貧的前提和核心[19]。旅游開發(fā)可以為貧困人口提供機(jī)會(huì)，但由于少數(shù)民族地處偏遠(yuǎn)地區(qū)，信息阻隔，貧困人口參與旅游發(fā)展的意識(shí)薄弱，即表現(xiàn)為貧困主體無(wú)發(fā)展旅游意識(shí)和參與意愿[20]。因此，在民族地區(qū)精準(zhǔn)扶貧的背景下，探討少數(shù)民族地區(qū)貧困人口參與旅游扶貧意愿及行為的影響因素，對(duì)提高旅游扶貧中貧困人口的瞄準(zhǔn)度具有重要意義?，F(xiàn)有研究對(duì)民族地區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿或行為問題實(shí)證探討較少，從計(jì)劃行為理論的角度，對(duì)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿或行為的實(shí)證研究則幾乎沒有。本文以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，以四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民為調(diào)研對(duì)象，從微觀層面構(gòu)建貧困農(nóng)牧民參與意愿和行為的分析框架，利用1320戶貧困農(nóng)牧民的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從貧困農(nóng)牧民個(gè)體、家庭特征、資源稟賦、貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制方面對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與意愿及行為的影響進(jìn)行定量分析，并進(jìn)一步探討了參與意愿對(duì)貧困農(nóng)牧民參與行為的中介效應(yīng)，以供四川藏區(qū)旅游扶貧實(shí)施單位參考。

式（2）中，等式右邊第一項(xiàng)自然對(duì)數(shù)和對(duì)應(yīng)于Probit模型的結(jié)果，若貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿不為零，則yi>0，右式的第二項(xiàng)自然對(duì)數(shù)和對(duì)應(yīng)于Truncated模型的結(jié)[34]。

2.3 研究區(qū)概況

四川藏區(qū)主要指甘孜、阿壩藏族自治州和涼山州木里藏族自治縣，主要居住的是藏族并有少量的羌族、彝族等少數(shù)民族。甘孜、阿壩藏區(qū)和木里藏區(qū)分別位于四川西北部、西部和西南部。四川藏區(qū)面積約25.045萬(wàn)平方千米，占四川省總面積的1/2以上。貧困特征，四川藏區(qū)共有國(guó)家級(jí)貧困縣7個(gè)，占全省國(guó)家級(jí)貧困縣總數(shù)的31.82%；片區(qū)貧困縣32個(gè)，占四省藏區(qū)連片特困地區(qū)貧困縣總數(shù)的41.55%；截至2014年，四川藏區(qū)仍有貧困人口27.59萬(wàn)人，貧困發(fā)生率高達(dá)16.4%。旅游資源特征，四川藏區(qū)擁有世界級(jí)名勝風(fēng)景區(qū)2個(gè)，國(guó)家級(jí)名勝風(fēng)景區(qū)4個(gè)，省級(jí)名勝風(fēng)景區(qū)24個(gè)，旅游資源豐富，民族特色突出，開發(fā)潛力較大。因此，本文對(duì)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿及行為的研究，可作為四川藏區(qū)，乃至全國(guó)藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧研究的代表。

2.4 數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本概況

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于4省藏區(qū)多維貧困研究課題組2015年2—4月對(duì)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民的問卷調(diào)查。課題組成員主要由旅游管理和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)老師，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)博士、碩士研究生以及旅游管理專業(yè)大四學(xué)生組成，共計(jì)約50名。在調(diào)研前統(tǒng)一對(duì)師生進(jìn)行了2天關(guān)于問卷和調(diào)研操作的培訓(xùn)。具體包括問卷每個(gè)問題含義、詢問方式培訓(xùn)以及每個(gè)村被調(diào)查農(nóng)戶抽樣方法的培訓(xùn)。在具體樣本選擇時(shí)，按四川藏區(qū)旅游資源和貧困縣的分布特征進(jìn)行匹配（即調(diào)研縣必須為片區(qū)貧困縣，且至少擁有一個(gè)世界級(jí)、國(guó)家級(jí)或省級(jí)風(fēng)景名勝景點(diǎn)），選擇了旅游資源豐富且貧困人口較多的九寨溝縣、色達(dá)縣、稻城縣、康定市、若爾蓋縣、松潘縣、黑水縣、汶川縣、馬爾康縣等23個(gè)藏區(qū)縣（市）作為調(diào)研樣本縣（市）。抽樣調(diào)查的片區(qū)貧困縣總數(shù)占4省藏區(qū)連片特困地區(qū)四川片區(qū)貧困縣的71.86%，可以作為四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民旅游扶貧研究的代表。課題組按照每個(gè)縣各個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)和旅游資源豐富程度，將其分為3類，從每類中隨機(jī)抽取一個(gè)村作為被調(diào)查村。對(duì)于每個(gè)村20個(gè)被調(diào)查貧困農(nóng)牧民戶的確定，則按照建檔立卡貧困戶名單，按收入從小到大排序，利用Excel隨機(jī)數(shù)產(chǎn)生方法，從村級(jí)貧困戶建檔立卡名單中隨機(jī)抽取20戶進(jìn)行調(diào)查。共計(jì)調(diào)查1380個(gè)貧困農(nóng)牧民家庭，獲得有效問卷1320份，問卷有效率為95.65%。

所調(diào)查的對(duì)象中藏族和羌族農(nóng)牧民占96.14%，男性戶主占74.47%，女性戶主占25.53%。年齡以25～64歲為主，占總數(shù)的85.58%。從四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民的收入水平來(lái)看，貧困農(nóng)牧民收入水平較低，76%的貧困農(nóng)牧民家庭年人均收入低于1500元。家庭固定資產(chǎn)和耕地?cái)?shù)量方面，貧困農(nóng)牧民家中固定資產(chǎn)數(shù)量較少，68.9%的四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民家中只有1件甚至沒有大型家電或交通工具；貧困農(nóng)牧民家庭的耕地面積普遍在6畝以下（占總數(shù)的78.2%），較少在6畝以上（僅占總數(shù)的21.8%）。從貧困農(nóng)牧民的文化程度來(lái)看，貧困農(nóng)牧民的文化程度普遍較低，以小學(xué)和初中為主，占樣本總數(shù)的60.8%，高中和?？萍氨究埔陨县毨мr(nóng)牧民僅占貧困農(nóng)牧民總數(shù)的15.3%。

2.5 變量選擇

為了幫助研究者更好地應(yīng)用計(jì)劃行為理論，Ajzen提出問卷的測(cè)量項(xiàng)目要包含整體的直接測(cè)量，并且所有測(cè)量項(xiàng)目均采用李克特等級(jí)評(píng)分法，且態(tài)度的直接測(cè)量采用語(yǔ)義區(qū)分法[35]。因此，本文采用李克特5分量法對(duì)變量進(jìn)行測(cè)量，5表示非常同意，1表示完全不同意。貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的行為取值為0或1。0代表貧困農(nóng)牧民不會(huì)參與旅游扶貧， 1代表貧困農(nóng)牧民會(huì)參加旅游扶貧。

2.5.1 因變量

本文的因變量有兩個(gè)，一是貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿，用李克特5分量法來(lái)測(cè)量，非常愿意則用5分表示，非常不愿意則用1分表示。而比較不愿意、一般和比較愿意分別用2、3、4分表示。從整體上來(lái)看，貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿平均得分為4.38。其中，非常愿意的占53.83%，比較愿意的占34.65%，而表示一般、比較不愿意和非常不愿意的僅占11.12%。另一個(gè)是貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧，不會(huì)參與旅游扶貧用0表示，會(huì)參與旅游扶貧用1表示。56.57%的貧困農(nóng)牧民會(huì)參與旅游扶貧，而43.33%的貧困農(nóng)牧民不會(huì)參與旅游扶貧。

2.5.2 自變量

根據(jù)計(jì)劃行為理論中的3個(gè)維度，并結(jié)合到貧困農(nóng)牧民的自身特征和資源稟賦等，本文將主要分析以下4類變量對(duì)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿和行為的影響：（1）參與旅游扶貧的行為態(tài)度。這個(gè)維度主要包含有利于增加貧困農(nóng)牧民的就業(yè)、有利于增加貧困農(nóng)牧民的收入以及有利于貧困農(nóng)牧民受益3個(gè)指標(biāo)，用李克特5分量表來(lái)表示，完全同意用5分表示，完全不同意用1分表示。（2）重要他人的支持度。這個(gè)維度主要包含周圍參與旅游扶貧的人數(shù)增加，周圍參與旅游扶貧的積極性增加以及地方政府積極為貧困農(nóng)牧民爭(zhēng)取旅游扶貧項(xiàng)目3個(gè)指標(biāo)。這些指標(biāo)都采用李克特5分量表，完全同意用5分表示，完全不同意用1分表示。（3）勝任/控制力。這個(gè)維度主要包含對(duì)發(fā)展旅游比較了解、有資源可用于發(fā)展旅游以及能決定是否參與旅游扶貧3個(gè)指標(biāo)。這些指標(biāo)也都采用李克特5分量表，完全同意用5分表示，完全不同意用1分表示。（4）個(gè)體、家庭特征和資源稟賦。貧困農(nóng)牧民的家庭特征和資源稟賦是其選擇是否參與旅游扶貧的重要依據(jù)，并對(duì)其參與旅游扶貧的意愿影響顯著。家庭特征方面本文主要選擇了戶主年齡、受教育程度、家庭勞動(dòng)力人口數(shù)和家庭人均年收入4個(gè)指標(biāo)。資源稟賦方面，本文主要選擇家庭住房結(jié)構(gòu)、耐用消費(fèi)品數(shù)量、耕地?cái)?shù)量、是否擁有草場(chǎng)、青稞種植面積和牦牛數(shù)量6個(gè)指標(biāo)。

3 貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿及行為分析

利用雙檻模型分析四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿及參與行為影響因素的結(jié)果如表4所示。其中，模型1～模型3為Probit模型分析貧困農(nóng)牧民對(duì)旅游扶貧參與意愿的影響因素實(shí)證結(jié)果；模型4～模型6為利用Truncated模型分析貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧的影響因素實(shí)證結(jié)果。雙檻模型偽判決系數(shù)為0.2076，似然比為-1086.977，模型擬合效果較好。此外，Probit和Truncated模型的卡方值在1%的顯著水平下都顯著，說明雙檻模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度較高。并且，在模型3和模型6中加入了縣域變量，可以看出，偽判決系數(shù)得到了較大提高。說明貧困農(nóng)牧民的參與意愿及行為差異的39.79%，可以由區(qū)域特征得到解釋。最后，雙檻模型的系數(shù)只是反映了變量的影響方向，而邊際效應(yīng)才能反映變量的影響程度。因此，本文重點(diǎn)對(duì)各個(gè)變量邊際效應(yīng)進(jìn)行分析。

3.1 貧困農(nóng)牧民家庭特征因素的影響

年齡變量在Truncated模型中顯著且系數(shù)小于0。這說明，當(dāng)戶主的年齡越大，參與旅游扶貧可能性越低。參與旅游業(yè)與從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不同，朱玲發(fā)現(xiàn)，四川民族地區(qū)參與旅游業(yè)的門檻要求都在高中或?qū)？埔陨稀Ｄ挲g較大的貧困農(nóng)牧民普遍受教育程度都較低，并且能力有限，常常被排斥在外[35-36]。實(shí)地調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，多數(shù)年老的農(nóng)牧民表示即使她（他）們想?yún)⒓?，但是，由于自身文化程度不高，身體健康情況較差，像酒店、餐館等場(chǎng)所都不會(huì)雇傭自己。此外，四川藏區(qū)多數(shù)為高原地區(qū)，高寒缺氧的自然環(huán)境導(dǎo)致了當(dāng)?shù)剞r(nóng)牧民衰老較快。在藏區(qū)農(nóng)牧民年齡的調(diào)查中，多數(shù)農(nóng)牧民提到，在藏區(qū)40歲左右就被稱為老年人了。因此，年齡成為貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的重要負(fù)向影響因素。性別變量在Probit模型中顯著且系數(shù)大于0。這表明，男性貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿較為強(qiáng)烈。男性一般情況下，發(fā)展意識(shí)較強(qiáng)，對(duì)新事物的接受能力較強(qiáng)。多數(shù)想自己能夠通過發(fā)展生產(chǎn)或旅游經(jīng)營(yíng)等方式，來(lái)實(shí)現(xiàn)脫貧致富。在實(shí)地調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，男性對(duì)于參與旅游扶貧的意愿較為強(qiáng)烈，尤其是村上要發(fā)展旅游或是其他類型的生產(chǎn)活動(dòng)，男性普遍表示愿意參加，并會(huì)積極配合。而調(diào)研發(fā)現(xiàn)，女性貧困農(nóng)牧民普遍對(duì)參與旅游扶貧意愿不強(qiáng)，長(zhǎng)期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或家務(wù)勞動(dòng)，使其表現(xiàn)出較強(qiáng)的保守性。人均收入變量在Truncated模型中顯著，但影響比較有限。可能的原因是，一般情況下，收入對(duì)是否參與旅游扶貧都具有較大的影響。本文調(diào)查主體都是貧困戶，收入差異較小，但同樣也反映出收入對(duì)于參與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要性，如實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，貧困農(nóng)牧民想要銷售土特產(chǎn)、旅游紀(jì)念品等前期都需要一定的資金投入。因此，收入水平對(duì)于貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧也具有顯著的正向影響。

3.2 貧困農(nóng)牧民資源稟賦因素的影響

住房結(jié)構(gòu)變量在Probit和Truncated模型中均顯著且系數(shù)大于0。這說明，貧困農(nóng)牧民家庭住房結(jié)構(gòu)越好，貧困農(nóng)牧民參與旅游的意愿和參與可能性就會(huì)越高。謝澤氡對(duì)四川西北民族地區(qū)貧困戶的研究發(fā)現(xiàn)，貧困戶在參與旅游時(shí)，多數(shù)會(huì)選擇開旅店或餐館等服務(wù)業(yè)。但貧困人口普遍房屋破舊、飲食衛(wèi)生條件較差，不具備接待旅客的條件[37-38]。在課題組的調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，貧困農(nóng)牧民多數(shù)想對(duì)自己家的房屋進(jìn)行改造和裝飾，這樣自己就可以開展旅店服務(wù)業(yè)。因此，擁有較好的住房將有助于提高貧困農(nóng)牧民參與旅游的意愿和參與率。是否擁有草場(chǎng)變量在Probit和Truncated模型中均顯著且系數(shù)大于0。這表明，貧困農(nóng)牧民擁有草場(chǎng)對(duì)于其參與旅游扶貧的意愿和行為都有顯著的正向影響。與預(yù)期一致，四川藏區(qū)農(nóng)牧民多數(shù)從事的都是農(nóng)業(yè)或牧業(yè)。而草場(chǎng)、耕地和牦牛就是其主要的收入來(lái)源（家庭資產(chǎn)）。擁有草場(chǎng)或耕地資源可為貧困農(nóng)牧民逐步積累資金，為貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧提供啟動(dòng)資金的積累。在實(shí)地調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，藏區(qū)部分已經(jīng)開始進(jìn)行旅游發(fā)展的草原地區(qū)，草場(chǎng)的功能不僅是飼養(yǎng)牦牛，而且可以作為游客拍照觀光的場(chǎng)地，貧困農(nóng)牧民可以向使用草地的游客收取草場(chǎng)費(fèi)，增加草場(chǎng)的收益。牦牛數(shù)量變量在Truncated模型中顯著且系數(shù)大于0。這表明，貧困農(nóng)牧民擁有的牦牛數(shù)量對(duì)其是否參與旅游扶貧具有顯著的正向影響。與預(yù)期一致，對(duì)于牧區(qū)的貧困農(nóng)戶，牦?；臼羌彝サ娜渴杖牖蛸Y產(chǎn)。在實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，牦牛是農(nóng)牧民收入來(lái)源，并且多數(shù)農(nóng)牧民還會(huì)飼養(yǎng)一頭牦牛來(lái)供給家庭日常所需的鮮牛奶和酥油茶。因此，牦?；旧鲜寝r(nóng)牧民財(cái)富和生活的保障，可以為農(nóng)牧民參與旅游扶貧提高基本的資金積累。楊阿莉和把多勛對(duì)甘南藏區(qū)的調(diào)研也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)農(nóng)牧民擁有一定的前期資金積累時(shí)，將有助于提高其參與旅游扶貧的程度[39]。

3.3 參與旅游扶貧態(tài)度因素的影響

“有利于增加就業(yè)機(jī)會(huì)”在Probit和Truncated模型中都顯著且系數(shù)大于0。這說明，當(dāng)貧困農(nóng)牧民感知到旅游扶貧能夠帶來(lái)更多的就業(yè)機(jī)會(huì)時(shí)，參與意愿和參與可能性都會(huì)得到提升。即貧困農(nóng)牧民感知到旅游扶貧能夠帶來(lái)更多的就業(yè)機(jī)會(huì)的感知提高1個(gè)單位，其參與意愿會(huì)提高0.2%，參與旅游扶貧的可能性就會(huì)提高3.8%。這與李佳和Zhang的研究一致 [40-41]。民族地區(qū)居民普遍認(rèn)為所居住的地區(qū)發(fā)展旅游業(yè)有利于增加就業(yè)機(jī)會(huì)，并對(duì)其保持積極的態(tài)度，參與意愿強(qiáng)烈，并會(huì)受到鼓勵(lì)而參與到當(dāng)?shù)氐穆糜伟l(fā)展中。在實(shí)地調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，貧困農(nóng)牧民普遍對(duì)旅游扶貧有正向的感知，認(rèn)為旅游扶貧能夠使得自己獲得更多的機(jī)會(huì)，并希望能夠通過旅游扶貧使自己的家庭脫貧致富。當(dāng)貧困農(nóng)牧民對(duì)旅游扶貧持正向態(tài)度，對(duì)參與行為有顯著的正向影響[42]。

3.4 重要他人支持度因素的影響

“周圍鄰居或朋友參與旅游扶貧的人數(shù)”在Probit和Truncated模型中顯著且系數(shù)大于0。這說明，在貧困農(nóng)牧民生活中周圍重要他人參與旅游扶貧的人數(shù)越多，則其參與旅游扶貧的意愿越強(qiáng)烈，參與的可能性越大。即貧困農(nóng)牧民感知周圍重要他人參與旅游扶貧人數(shù)的水平提高1個(gè)單位，則其參與旅游扶貧的意愿會(huì)提高0.4%，參與旅游扶貧的可能性會(huì)提高6.7%。四川藏區(qū)相對(duì)比較封閉，宗教信仰統(tǒng)一。長(zhǎng)期以來(lái)，各個(gè)村會(huì)通過內(nèi)部化、順從、認(rèn)同的過程對(duì)貧困農(nóng)牧民行為產(chǎn)生作用。實(shí)地調(diào)研也發(fā)現(xiàn)，貧困農(nóng)牧民對(duì)同村的孤寡老人都會(huì)主動(dòng)承擔(dān)贍養(yǎng)責(zé)任。可以看出，貧困農(nóng)牧民形成了較強(qiáng)的主觀行為規(guī)范，使得貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿和行為表現(xiàn)出較強(qiáng)烈的對(duì)群體規(guī)范的遵從感[43]。因此，周圍鄰居或朋友參與旅游扶貧的人數(shù)越多，對(duì)于提高貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿及參與率的作用越明顯。

3.5 勝任力/控制力因素的影響

“對(duì)發(fā)展村級(jí)旅游項(xiàng)目比較了解”變量在Truncated模型中顯著且系數(shù)大于0。這說明，貧困農(nóng)牧民對(duì)發(fā)展旅游擁有的知識(shí)越多，其參與旅游扶貧的意愿和參與的可能性越大。即貧困農(nóng)牧民對(duì)發(fā)展旅游了解程度每提高1個(gè)單位，則參與旅游扶貧的可能性就業(yè)提高3.1%。根據(jù)肖建紅和Campbell的研究[44-45]，當(dāng)農(nóng)牧民（居民）對(duì)旅游發(fā)展的了解程度越高，對(duì)自己旅游發(fā)展的能力或條件的評(píng)價(jià)越高，參與生態(tài)旅游的意向越大，參與的可能性越大。在調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，有些村的貧困農(nóng)牧民普遍反映，對(duì)于旅游扶貧并不了解，農(nóng)牧民長(zhǎng)期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，只對(duì)農(nóng)業(yè)方面比較了解。聽到村上在討論發(fā)展旅游業(yè)，參加了幾次討論才對(duì)旅游有些了解。

變量“我有資源可用于發(fā)展旅游扶貧”在Probit和Truncated模型中均顯著且系數(shù)大于0。這說明，貧困農(nóng)牧民自身?yè)碛械馁Y產(chǎn)情況或社會(huì)資本等對(duì)其參與旅游的意愿影響較大。即貧困農(nóng)牧民自身?yè)碛匈Y源的水平提高1個(gè)單位，則參與旅游扶貧意愿會(huì)提高7%，而參與旅游扶貧的可能性也會(huì)提高7%。該因素對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與意愿和參與行為影響較為顯著?？赡艿脑蚴?，模型6中房屋結(jié)構(gòu)和牦牛數(shù)量?jī)蓚€(gè)變量對(duì)參與行為的影響程度相對(duì)于模型5都有所下降，而“我有資源用于發(fā)展旅游扶貧”變量從模型5的0.64提高到模型6中的0.70。說明，家庭特征變量通過支持/勝任度變量間接影響了貧困農(nóng)牧民的參與行為。這與理論模型的預(yù)期一致。但是，實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，貧困農(nóng)牧民擁有的牦牛數(shù)量較少，房屋較為破舊，使得貧困農(nóng)牧民對(duì)自身?yè)碛匈Y源的感知水平不高[46]，該因素對(duì)提升農(nóng)牧民參與行為的影響作用可以通過提供貼息貸款等方式得到進(jìn)一步提升。

4 參與意愿的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民的個(gè)體、家庭特征和資源稟賦、發(fā)展旅游扶貧態(tài)度、重要他人的支持和自身勝任/控制力因素對(duì)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游的意愿和是否參與旅游都有顯著性影響。接著，本文將對(duì)四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與意愿的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)中介效應(yīng)，首先，將主觀規(guī)范、知覺行為控制、行為態(tài)度和控制變量對(duì)貧困農(nóng)牧民參與意愿進(jìn)行回歸，得到模型1結(jié)果；然后，將主觀規(guī)范、知覺行為控制、行為態(tài)度、控制變量和參與意愿（中介變量）對(duì)貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧進(jìn)行回歸，得到模型2結(jié)果；最后，將主觀規(guī)范、知覺行為控制、行為態(tài)度和控制變量對(duì)貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧進(jìn)行回歸，得到模型3結(jié)果。

參與意愿的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。可以看出，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與意愿具有顯著性的正向影響；對(duì)貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧同樣具有顯著性的正向影響。加入?yún)⑴c意愿后，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對(duì)是否參與旅游扶貧的影響依然顯著。說明參與意愿產(chǎn)生了不完成中介作用，間接效應(yīng)顯著且為正。從整體上來(lái)看，四川藏區(qū)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧存在一種作用機(jī)制：主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制對(duì)參與意愿產(chǎn)生顯著正向影響，參與意愿作為中介變量對(duì)參與行為產(chǎn)生0.0629的正向促進(jìn)作用；并且，主觀規(guī)范在該作用機(jī)制中起著主導(dǎo)作用，體現(xiàn)出四川藏區(qū)村級(jí)存在較強(qiáng)的內(nèi)部規(guī)范，農(nóng)牧民的行為受到集體的影響較為顯著。

不同縣（市）的旅游資源稟賦是不同的，為了進(jìn)一步反映不同旅游資源稟賦下貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿及行為的特征，本文通過不同村的旅游資源（景點(diǎn)數(shù)量）①將被調(diào)查村從景點(diǎn)數(shù)量由大到小進(jìn)行排序，分別在33和66分位處將69個(gè)村分為較好、一般和較差3組。估計(jì)結(jié)果如表5所示。

可以看出，旅游資源豐富的縣，主觀規(guī)范、知覺行為控制對(duì)參與意愿影響顯著；主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度對(duì)貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧的影響顯著；當(dāng)加入?yún)⑴c意愿變量后，主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度對(duì)貧困農(nóng)牧民是否參與旅游扶貧的影響顯著。這說明，參與意愿在貧困農(nóng)牧民的主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度與是否參與之間起不完全中介作用，間接效應(yīng)顯著且為正（大小約為0.0283）。同時(shí)可以看出，行為態(tài)度并不通過參與意愿間接對(duì)貧困農(nóng)牧民參與行為產(chǎn)生作用，而是直接對(duì)貧困農(nóng)牧民參與行為產(chǎn)生0.182的正向影響。從影響因素的大小來(lái)看，主觀規(guī)范對(duì)貧困農(nóng)牧民參與意愿及行為的影響最大。可能的原因是，我國(guó)長(zhǎng)期倡導(dǎo)的集體主義思想，以及先行參與者對(duì)旅游扶貧的認(rèn)可程度，及其所帶來(lái)的示范效應(yīng)，使得重要人物的期望和評(píng)價(jià)會(huì)顯著性地提高貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿[47]。

從旅游資源一般的縣來(lái)看，與旅游資源豐富的縣相比，二者具有相似的特點(diǎn)。即參與意愿在貧困農(nóng)牧民的主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度與是否參與之間起不完全中介作用，間接效應(yīng)顯著且為正（大小約為0.0772）。行為態(tài)度直接對(duì)貧困農(nóng)牧民的參與行為產(chǎn)生0.295的正向影響。但與資源豐富的縣相比較，主觀規(guī)范、知覺行為控制和行為態(tài)度與貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿及行為的作用機(jī)制更加顯著。這可能的原因是，旅游資源一般的縣，自身?yè)碛幸欢ǖ穆糜钨Y源，但是由于長(zhǎng)期缺乏投資，開發(fā)程度較低。因此，當(dāng)?shù)剞r(nóng)牧民對(duì)于將要在自己所在村開展旅游業(yè)，抱有較強(qiáng)的希望。因此，參與意愿較為強(qiáng)烈，參與可能性較大。

對(duì)于旅游資源較差的縣，由于自身資源缺乏，普遍對(duì)發(fā)展參與旅游扶貧并不看好，參與意愿較弱。從表4可以看出，資源較差的縣，貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧主要受到行為態(tài)度的影響。這與Lim和 Dubinsky的研究是一致的[48]。即普遍認(rèn)為行為態(tài)度是參與行為最有效的預(yù)測(cè)變量。本文認(rèn)為，旅游資源的缺乏是導(dǎo)致旅游資源較差地區(qū)是不存在像旅游資源一般和豐富地區(qū)類似的參與意愿（行為）的作用機(jī)制的主要原因。

5 結(jié)論與啟示

本文以計(jì)劃行為理論為依據(jù)，利用雙檻模型分析了個(gè)體、家庭特征和資源稟賦以及行為態(tài)度、知覺行為控制和主觀規(guī)范對(duì)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿及行為的影響，并進(jìn)一步探討了參與意愿在參與行為中的中介作用。研究結(jié)果顯示，男性參與旅游扶貧的意愿強(qiáng)于女性；而隨著年齡的增長(zhǎng)，貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的可能性也逐漸降低；貧困農(nóng)牧民擁有的資源稟賦對(duì)參與旅游扶貧的意愿及行為都有顯著影響。當(dāng)貧困農(nóng)牧民擁有相對(duì)較好的住房、草場(chǎng)或者有一定數(shù)量的牦牛，對(duì)于貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧都有顯著性的促進(jìn)作用。主要因?yàn)閾碛羞@些資源的貧困農(nóng)牧民能夠積累一些參與旅游發(fā)展的資金積累，為其參與旅游業(yè)提供基本的條件。當(dāng)貧困農(nóng)牧民認(rèn)為發(fā)展旅游扶貧能夠帶來(lái)更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，而自己對(duì)旅游業(yè)有一定認(rèn)識(shí)且擁有一定資源，此時(shí)，隨著周圍鄰居或朋友參與旅游扶貧的人數(shù)不斷增多，貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿會(huì)得到顯著提高，參與旅游扶貧的可能性也不斷增加；貧困農(nóng)牧民對(duì)于旅游扶貧的行為態(tài)度、知覺行為控制和主觀規(guī)范通過參與意愿這個(gè)中介變量，對(duì)參與行為產(chǎn)生顯著性的正向影響。但從不同縣域擁有的旅游資源稟賦來(lái)看，這種機(jī)制顯著性的存在與旅游資源稟賦一般和豐富的縣，而旅游資源較差的縣并不存在這種作用機(jī)制。

四川藏區(qū)旅游的逐步發(fā)展，對(duì)四川藏區(qū)的貧困程度產(chǎn)生了一定的緩解作用，并成為四川藏區(qū)精準(zhǔn)扶貧的主要途徑之一。精準(zhǔn)的讓貧困農(nóng)牧民受益是四川藏區(qū)開展旅游扶貧的核心，貧困農(nóng)牧民參與是開展旅游扶貧的關(guān)鍵[49]。為了提高貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的意愿和參與率。首先，精準(zhǔn)培訓(xùn)，補(bǔ)齊年輕女性貧困農(nóng)牧民參與短板，提高其旅游扶貧參與意愿。年輕女性在民族服飾、手工技藝、民族舞蹈方面具有優(yōu)勢(shì)，并且接受知識(shí)的能力較強(qiáng)，但由于長(zhǎng)期從事務(wù)農(nóng)和家務(wù)活動(dòng)，缺乏時(shí)間和機(jī)會(huì)進(jìn)行旅游相關(guān)知識(shí)的培訓(xùn)。因此，可以通過旅游相關(guān)知識(shí)的講座和服務(wù)禮儀、民族技藝、舞蹈等技能培訓(xùn)，增強(qiáng)年輕女性貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的能力。其次，創(chuàng)造基本條件，破除貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧的門檻障礙。貧困農(nóng)牧民普遍缺乏資金和相關(guān)資源，導(dǎo)致貧困農(nóng)牧民多數(shù)不具備參與旅游發(fā)展的基本條件?？梢杂嗅槍?duì)性地對(duì)符合條件（如有草場(chǎng)、牦牛等）的貧困農(nóng)牧民給予貼息貸款等幫助，為其提供參與旅游扶貧的初始資金。最后，加強(qiáng)旅游宣傳，以旅游扶貧促藏區(qū)脫貧致富。主觀規(guī)范對(duì)貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧影響較大，即當(dāng)貧困農(nóng)牧民周圍重要他人參與旅游扶貧對(duì)于提升其參與旅游扶貧的意愿及行為具有顯著正向影響。四川藏區(qū)有些地區(qū)由于相對(duì)封閉，當(dāng)?shù)卣途用駥?duì)旅游扶貧了解較少，并沒有認(rèn)識(shí)到旅游對(duì)于扶貧的作用，參與意識(shí)較弱。因此，加強(qiáng)對(duì)旅游業(yè)的宣傳，強(qiáng)化政府和農(nóng)牧民對(duì)于旅游扶貧的認(rèn)識(shí)，全面了解貧困農(nóng)牧民旅游扶貧的參與意愿，積極引導(dǎo)，提高貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧意愿，將有助于帶動(dòng)更多的貧困農(nóng)牧民參與旅游扶貧。

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