生態旅游發展與社區居民自然生態保護行為關系的實證研究

摘要 依托陜西太白山農村社區發展生態旅游的情況，通過問卷調查，采用結構方程模型（SEM）實證研究了當地社區居民參與生態旅游與其自然生態保護的關系。本文提出了三個原假設，原假設H1（社區居民參與當地旅游發展決策，對其參與當地自然生態保護的意愿無作用）、H2（社區居民參與當地旅游發展決策，對其參與旅游經營的意愿無作用）被拒絕。但不能拒絕原假設H3，即社區居民參與旅游經營的意愿，對其參與當地自然生態保護的意愿無作用。同時，研究也表明，社區居民感覺到發展旅游業之后環境的改善就會更加積極地去保護環境。

關鍵詞 結構方程模型; 社區參與; 生態旅游; 自然生態保護行為

中圖分類號 F590.42 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2007）05-0128-05

我國一直比較重視對自然保護區的強制性保護，這種資源管理方式在一定程度上制約了當地社區對資源的利用。由于我國自然保護區大多位于經濟落后的中西部地區和偏遠山區，當地社區傳統的生產生活方式對自然資源的依賴性很強，建立自然保護區后，當地社區傳統的生產生活方式受到限制，成為我國一些自然保護區與社區之間的主要矛盾［1］。依托獨特的自然生態系統，目前我國許多自然保護區都開展了生態旅游。生態旅游是國內外新興的旅游活動，它的目的是為保護區籌措經費，開展環境教育，為居民提供收入機會。生態旅游已成為社區居民的一種替代生計和提高保護區內社區居民生活水平的經營活動。目前，許多研究關注于生態敏感地區社區發展旅游業與自然生態保護的關系。研究表明：較高的旅游業收入可以為居民提供一個較大的自然生態保護的激勵，旅游業可以改變傳統的資源管理方式，如它可以替代資源耗竭型生產、提高當地居民抵御外部機構對資源威脅的能力，也即發展旅游業有助于提高和促進社區居民的自然保護行為［2］。陜西省太白山座落在秦嶺主峰太白山北坡、眉縣境內的湯峪河流域，距西安120km，交通便利，是一個集森林景觀、蒼山奇峰、泉瀑溪潭、文物古跡等自然景觀與人文景觀一體的自然風光旅游區。1991年經林業部批準建立太白山國家森林公園，并獲得國家首批4A級旅游景區。太白山森林公園和自然保護區開展生態旅游已有一定的歷史，當地社區群眾依托生態旅游產業的發展情況具有典型意義而值得關注。本論文根據陜西太白山國家森林公園和自然保護區附近農村社區發展生態旅游的情況，通過問卷調查和采用結構方程模型，研究當地社區參與生態旅游發展與其自然生態保護行為的關系。

1 結構方程模型的構建、問卷設計與調研過程

1．1 結構方程模型（SEM）的簡要說明

結構方程模型是應用線性方程系統表示觀測變量與潛在變量之間及潛在變量之間關系的一種統計方法。相對于相關分析、回歸分析、路徑分析等研究變量間關系的統計方法來說，結構方程模型從兩個方面完善了這些常用方法的不足。

第一，針對其它統計分析方法假設限制過多的缺點，結構方程模型可以完善變量結構的分析。結構方程模型既可以假定潛在變量之間相關或者不相關，也可以假定某些潛在變量只受特定觀測變量影響，而不是受所有觀測變量影響，從而使結構更清晰。而且它可以處理觀測變量和潛在變量的測量誤差，它不需要假定所有變量的誤差不相關。

黎 潔：生態旅游發展與社區居民自然生態保護行為關系的實證研究——以陜西太白山農村社區為例第二，在考慮測量誤差的前提下建立變量間的因果關系。它以統計的思路區分了觀測變量和潛在變量，進而通過觀測外在表現推測潛在概念。這樣，研究者便能在探討變量間的直接影響、間接影響和總效應以及表達中介變量作用的同時，用潛在變量代替路徑分析中的單一觀測變量，并考慮變量的測量誤差，從而使研究結果更精確。概括來講，結構方程模型具有以下特點：①可同時考慮及處理多個變量；②允許觀測變量和潛在變量含有測量誤差；③允許潛在變量由多個觀測變量構成，并可同時估計指標變量的信度及效度；④可采用比傳統方法更有彈性的測量模式。在傳統方法中，某個指標更多地依附于單一潛在因子，而在結構方程模型中，某一外顯指標可從屬于兩個或者更多的潛在變量；⑤可構建表達潛在變量之間關系的模型，并估計模型與數據之間的擬合程度［3］。

國外研究者使用結構方程模型研究了社區居民對發展旅游業態度的影響因素［4］、游客接受門票的影響因素［5］等。因此，結構方程模型方法可以應用于旅游問題的分析，尤其是應用于研究旅游影響因素的分析。

1．2 結構方程模型的建立

由于社區參與旅游發展的影響因素、社區參與和社區自然保護的關系等問題在我國還是一個新的研究課題，目前的研究多屬于定性分析，未見到實證研究和案例研究。因此，以下各變量的設計主要依據國外的相關研究和理論知識［6～8］。

本研究將社區居民對旅游業的參與定義為三個層次，即社區居民參與旅游決策、社區居民參與旅游經營以及社區居民參與自然生態保護。根據國外的相關研究和一般的定性判斷，如果社區居民參與了較多的旅游決策，將有利于其參與旅游經營，也有利于其參與生態自然保護活動；同時，如果社區居民參與了生態旅游經營或從當地旅游業中得益，其也能夠更好地主動保護當地生態旅游經營所依托的自然生態環境，并改變落后的資源耗竭型生產方式，形成良好的互動關系。這樣，本文提出以下原假設：

H1：社區居民參與當地旅游發展決策，對其參與當地自然生態保護無作用；

H2：社區居民參與當地旅游發展決策，對其參與旅游經營的意愿無作用；

H3：社區居民參與當地旅游經營的意愿，對其參與當地自然生態保護意愿無作用。

根據國內外的相關研究，影響上述社區參與的三個層次的基本因素有六個，即社區居民來自旅游業的經濟收益情況、社區居民以往參與民主決策情況、社區居民擁有的資源情況、社區居民以往的自然生態保護行為、社區居民感知的旅游業給當地帶來的社會環境變化和社區居民所感知的當地旅游業收入分配公平情況。根據以往的研究，構造結構方程模型見圖1。

1．3 問卷設計、調研過程的簡要說明

在借鑒國外相關文獻的基礎上［4，6～8］，筆者設計了調查問卷。問卷包括兩部分，第一部分主要涉及被調查者的社會人口特征，包括被調查者的性別、年齡、受教育程度、家庭成員近一年有無外出打工情況等。問卷的第二部分有25個問題。考慮到調查對象的適用性和便利性，在各指標的設計上盡量結合當地的實際情況。大多數問題采用了里氏評分方法，以下進行詳細說明。

以往居民個人來自旅游業的經濟收益情況（ξ₁）調查了三個問題（X₁－X₃），即本地區發展旅游業之后，被調查家庭2002年和2003年度來自旅游業的年總收入均值，其他兩個問題涉及被調查家庭對發展旅游業之后收入和就業變化的評價。評分值為5表明有很大的增加，4表明有一些增加，3表明沒有變化，2表明有一些減少，1表明有很大的減少。

社區居民以往參與民主決策情況（ξ₂），采用兩個問題來表征（X₄、X₅），其一，被調查者2003年參加本村民大會或村集體議事活動的次數。該問題調查時采用開放式問題，并根據最終問卷調查結果，參加次數和所對應的分值如下：參加0次評分值為1，參加1次評分值為2；參加2次評分值為3；參加3次評分值為4；參加4次以上評分值為5；其二，被調查者向村長或村干部經常反映問題或提出建議的情況，評分值為5、4、3、2、1分別表明反映問題或提出建議的情況為很多、有一些、一般、較少和很少。

社區居民擁有的資源情況（ξ₃），調查了五個問題（X₆～X₁₀），涉及社區居民發展旅游業所擁有的技術、信息、資金、政府支持情況及其他，評分值為5、4、3、2、1分別表明有很大優勢、有一些優勢、無優勢或困難、有一些困難和有很大困難。

社區居民所感知的當地旅游業收入分配公平情況（ξ₄），調查了一個問題（X₁₁），即社區居民認為本村村民來自旅游業的收入是否存在差異，評分值為5、4、3、2、1分別表明無差異、基本無差異、不清楚、有一些差異和有很大差異。

社區居民以往的自然生態保護行為（ξ₅），調查了三個問題（X₁₂～X₁₄），被調查者以往舉報偷獵野生動物者、阻止偷獵行為、環保宣傳行為情況，評分值為1表示有，0表示無。

旅游業給當地所帶來的社會環境變化（ξ₆），調查了六個問題（X₁₅～X₂₀），目的是了解被調查者對當地發展旅游業對社會環境變化的認知，內容包括了道路交通、供水、供電、治安、婦女地位、開闊視野等，評分值為5表明有很大提高，4表明有一些提高，3表明沒有變化，2表明有一些惡化，1表明有很大惡化。

社區居民參與旅游經營意愿（η₁），用被調查者未來準備從事或進一步從事旅游經營活動的意愿（Y₁）來表征，評分值為5、4、3、2、1分別表示非常可能、可能、無所謂、不可能和非常不可能。

社區居民參與旅游決策（η₂），用被調查者是否會就當地旅游業發展向有關部門提出自己的建議(Y₁)、是否有合適的渠道和方式提出當地旅游業發展的意見和建議兩個問題（Y₂、Y₃）來表征，采用5分值的里氏評分。

社區居民參與自然生態保護的行為（η₃），用兩個問題（Y₄、Y₅）來表征，即：發展旅游業之后被調查者的生態環境保護意識提高情況、發展旅游業之后采取的生態保護行動（如減少砍伐林木、減少采摘藥材、植樹造林等）意愿的提高情況，評分值為5、4、3、2、1分別表示有了很多提高、有一些提高、沒有變化、有一些降低和有很大降低。

這里對本問卷的信度與效度進行了檢驗。效度檢驗主要考察結構化效度系數，對本問卷的效度檢驗，是通過KMO抽樣適當性參數檢驗和Bartlett球形檢驗來檢測的。KMO是KaiserMeyerOlkin的抽樣適當性量數，表示了變量間的共同因素數，在本樣本中，KMO=0.702>0.5，表示變量間的共同因素較多，Bartlett的球形檢驗的χ₂值為808.375(自由度為276)，且達到顯著，表示問卷達到有效。信度主要考察內部一致性系數(Cronbach，又稱α系數)，本量表的α系數為0.746，在信度上通過檢驗(α>0.6)，說明調查問卷是可信的。

考慮到模型中有社區居民參與自然生態保護這一問題的適用性， 選取了緊鄰太白山國家森林公園和自然保護區的陜西眉縣湯峪鎮的3個社區，即上王村、潼關寨和梁村。調查時間為2004年4月30日～5月2日，筆者對這三個社區在此期間在家的村民基本上進行了全面調查。考慮到社區居民的文化素質狀況，筆者將調查問卷發放給被調查者以后，對被調查者有疑問的地方給予詳細的解答，同被調查者共同完成問卷的填寫過程并當場收回，以保證問卷的質量和回收率。本次調查共發放問卷250份，回收問卷211份，刪除了一些缺失數據較多的問卷和有明顯偏差的問卷，最終的有效問卷為183份，共形成有效記錄183條。

2 結構方程模型分析

2．1 模型識別

結構方程模型至今為止沒有一個能保證模型收斂的充要條件。但有一些充分或必要條件可以為我們構造模型提供方便［9］。

第一，t法則。本模型中共有25個觀測變量，可以產生25×24/2=300個不同的方差和協方差，即可以得到300個不同的方程，根據t法則，結構方程所需要估計的參數數目不能超過方程個數，本模型中，待估計參數僅僅只有72個，遠遠小于300，所以滿足此識別條件。

第二，潛在變量可測原則。如果不指定潛在變量的測量單位，任何模型給每個潛在變量規定了測量單位，即指定每一個潛在變量的任意一個指標變量的負載為1，本模型也滿足此條件。

2．2 模型的擬合指數和參數估計值

通過LISREL 8.5程序的運行得到模型的初步估計結果，包括各參數值、擬合指數等。從輸出結果來看，各參數的t值基本都是大于2的，所以大部分因子負荷都是顯著的，對它們的估計也是合理的。雖然有個別參數不很顯著，但在最終模型中仍然保留，因為它們的作用在理論上被認為是存在的。

本模型的擬合指數使用了卡方檢驗值（X₂）、近似均方根誤差（RMSEA）、擬合優度指數(GFI)、非規范擬合指數（NNFI）和比較擬合指數（CFI）。其中，擬合優度的卡方檢驗，若檢驗結果差異不顯著且卡方值越接近于零，則表明模型擬合程度較好，但當樣本量很大時，卡方值都比較大，為了減少樣本量對擬合檢驗的影響，通常規定X₂/df在2-5之間即可認為擬合良好。

近似均方根誤差（RMSEA）越小越好，小于0.1是好的擬合，小于0.05非常好，小于0.01極其罕見。擬合優度指數(GFI)表明觀測變量的方差協方差矩陣在多大程度上能夠被模型引申的方差協方差矩陣所預測；非規范擬合指數（NNFI）不受樣本量大小影響，能較好地懲罰復雜模型，并能準確分辨模型的不同偏差程度，是被廣泛接受的比較穩定的擬合指數；比較擬合指數（CFI）也不受樣本量大小影響，但它也不懲罰復雜模型，與NNFI一起使用時可以更加準確地反映模型擬合情況。上述三個指數的值均在0-1之間，越接近1則意味著擬合越好，一般地，大于0.9即可說明模型擬合較好。

本模型上述檢驗值中，X₂/df為3.3，RMSEA為0，NNFI、CFI、GFI在0.91-1之間。根據前述模型整體評估的標準，我們可以認為該模型的整體擬合程度較好。

此外，由于發現經營意愿對環境保護的效應很低，不到0.1，可以認為是不顯著的，所以對模型作了調整，固定其效應為0，得到最終的模型及參數的估計值見表1與圖2。

3 調查結果與研究結論

從本次問卷描述統計量的結果來看，以往居民來自旅游業的經濟收益和就業情況得分值大多位于良好以上。社區居民以往參與民主決策情況大多處于一般以下（均值為2.37），社區居民擁有的資源情況顯示社區發展旅游業存在一定的困難（均值為2.4），社區居民以往的自然生態保護行為有限，居民對旅游業給當地所帶來的社會環境變化的認可程度較高（均值為4.04），社區居民認為當地旅游業存在一定的收入分配不公平情況。由此可見，發展旅游業給當地的社會生活、文化環境帶來了較為明顯的可感知的積極變化，居民個人也普遍認同自己從旅游業中獲益。

問卷的結果顯示，社區居民參與旅游決策的意愿水平一般，社區居民參與旅游經營的意愿普遍處于較高水平，發展旅游業之后，社區居民參與自然生態保護的意愿有了一些提高（測度該變量的三個指標的均值為4.1）。

通過上述結構方程模型分析，本文有以下結論：

（1）我國自然保護區發展生態旅游，當地政府通常非常關心當地生態旅游的發展是否可以促進社區居民參與自然生態保護行為的意愿。但由本模型路徑圖來看，參與旅游經營的意愿對提高社區居民的自然生態保護意愿之間無顯著效應。這似乎與一般的常識相違背。這里的問題可能是目前太白山旅游業發展的模式上，其粗放的增長方式可能不會帶來生態環境保護行為。其他可能的原因是潛在與觀測變量之間的測量不能恰當的反映其特性，也就是說它們的信度和效度還有待進一步探討。

（2）社區居民參與旅游決策的情況對于其旅游經營意愿有極強的相關和促進作用，這說明在實際工作中要充分實施民主決策，發揮居民的積極性，使他們積極參與旅游決策。

（3）居民參與旅游決策對于促進其參與自然生態保護具有較強的促進作用。因此，提高居民的決策參與度，對于自然保護區內生態旅游業也是非常重要的。通過圖2也可以看出，要想提高居民的決策參與度，分配是否公平起到關鍵的作用，只有大家認為分配是公平的，才有可能去積極參與旅游決策。

（4）影響環境保護的各個因子當中，社會環境變化的效應最大。這表明社區居民感覺到發展旅游業之后環境的改善以后就會更加積極地去保護環境。

此外，調查結果也顯示當地村民反映自己的意見、呼聲的途徑還是有限的。

4 簡短總結與進一步討論的問題

本文采用了結構方程模型（SEM）對陜西太白山三個農村社區居民參與自然生態保護與其影響因素的關系進行了實證研究。原假設H1（社區居民參與當地旅游發展決策，對其參與當地自然生態保護的意愿無作用）、H2（社區居民參與當地旅游發展決策，對其參與旅游經營的意愿無作用）被拒絕。但不能拒絕原假設H3，即社區居民參與旅游經營的意愿，對其參與當地自然生態保護的意愿無作用。盡管本文調查結果顯示社區居民參與生態旅游經營意愿對提高其自然保護行為的作用不顯著，但是這一過程仍有待進一步的探索。

當然，本文的研究也有一定的局限性。首先，從當地旅游收入的增長情況和該地區旅游業基礎設施的建設情況來看，太白山地區發展旅游業仍處于一個成長期，發展旅游業可能出現的一些深層次問題尚未表現出來，至少是在國外成熟旅游社區所出現的社會、環境等問題未表現出來。本次調查所涉及的假設和影響因素也需要在我國發展旅游業的不同類型農村社區（如東部、中部、西部，或城郊、遠郊、偏遠地區的農村社區，或以發展自然旅游或生態旅游為主的農村社區，以發展觀光度假旅游為主的農村社區，或旅游業發展程度不同和處于不同旅游業生命周期階段的社區）等不同情況下進行驗證。其次，變量中非連續變量的處理有待進一步研究。模型中非連續變量只是簡單地分組后當作定距變量處理，而它的信度和效度需要測量學的論證。另外，本次調查的樣本容量不夠大，這些可能都會影響模型的說服力。當然，本文所涉及的社區生態旅游經營、參與旅游決策與其自然生態保護行為是一個較為復雜的問題，理論和實際意義顯著，未來也可以擴展本文所設計的變量，構建更加完善的模型等。

(編輯：田 紅)

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