革命老區跨省旅游合作意向的驅動機理

許春曉 唐敏

[摘 要]探索革命老區跨省合作的驅動機理對新時期構建新發展格局、實現高質量發展具有重要的意義。文章依據計劃行為理論，增加合作激勵政策、感知利益和信任3個額外變量，并以合作風險感知作為調節因子，構建區域合作有調節的復合式多重中介模型。文章以合作主體為研究對象，通過調研獲取基礎數據，研究結果表明：合作激勵政策能正向影響感知利益、信任、合作態度、主觀規范和知覺行為控制，驅動革命老區跨省合作意向的形成;感知利益與合作態度在合作激勵政策與合作意向之間發揮鏈式中介作用，是驅動革命老區跨省合作意向形成的主路徑;在合作激勵政策的推動下，信任通過合作態度、主觀規范或知覺行為控制均能與合作意向建立積極聯系;合作風險感知會弱化合作政策通過感知利益與合作態度或信任與合作態度對合作意向的影響路徑;主觀規范與知覺行為控制對合作意向的影響受合作風險感知的調節作用不明顯。

[關鍵詞]高質量發展;合作機理;湘贛邊區域;計劃行為理論;跨省旅游合作

[中圖分類號] F59 [文獻標識碼] A [文章編號] 1674-3784（2023）03-0043-15

黨的二十大報告指出：“深入實施區域協調發展戰略、區域重大戰略、主體功能區戰略、新型城鎮化戰略，優化重大生產力布局，構建優勢互補、高質量發展的區域經濟布局和國土空間體系。”① 革命老區是中國共產黨領導下創建的革命根據地為主體的，為中國革命勝利作出偉大貢獻的地區。實現革命老區振興發展既是實現“兩個一百年”奮斗目標的重要組成部分，又是在新發展格局下推動區域高質量協調發展的重要戰略。國務院發布的《關于新時代支持革命老區振興發展的意見》特別提出了湘贛邊區域合作示范區建設任務② ;國家發改委正式公布《湘贛邊區域合作示范區建設總體方案》，革命老區省際合作得到了高度重視③ 。立足新發展階段，貫徹新發展理念，構建新發展格局促進革命老區發展要素合理流動和高效集聚，以區域深化合作共謀發展之道、共創發展之機，是鞏固和拓展脫貧攻堅成果、激發區域發展內生動力、實現共同富裕的重要舉措。以黨的二十大精神為指引，探索革命老區振興發展新路徑、高質量協調發展新模式，總結省際交界地區協同發展新經驗，具有重要意義。

區域旅游合作的相關研究始于二戰結束后，由于旅游業發展對拉動戰后經濟增長具有重要作用，區域旅游合作深受學術界的重視，相關研究迅速開展，形成了系統性的研究成果。相關研究主題包括政府間合作[1]、旅游企業間合作[2]、政企合作[3]等。研究內容涉及多個方面，部分學者探索區域旅游合作發展模式，如以信任關系為主導的非正式性合作模式[4]、項目推動型合作模式[5]、正式性的長期性合作模式[6]等;有的學者探索區域旅游合作驅動機制，如合作主體間內在利益與區域旅游合作雙向驅動[7]、政府之間共享旅游合作的力量博弈[8]、區域旅游合作的微觀動力機制[9]250 等;有的學者探索區域旅游合作實施路徑，如提出以文化的區域性和多維性作為突破口構建區域旅游一體化機制[10]、聯合開發旅游產品和旅游市場[11]、共同打造區域旅游目的地整體形象[12]等;還有學者探索區域旅游合作效果及潛力評價方案，如建立指標構建區域旅游合作績效定量評價體系[13]、通過評價環鄱陽湖旅游圈區域旅游經濟空間聯系強度和演變特征為區域旅游發展提供合作思路[14]、通過劃分全國多個區域旅游合作案例類型探索其時空演化特征并對我國區域旅游合作發展進行趨勢預測[15]等。目前國內外對于區域旅游合作問題的研究系統性較強、涵蓋面較廣，總體較成熟，從模式、動力機制到時空演變，經歷了從合作現象描述到機理揭示的過程，為進一步深入研究奠定了良好基礎。

推進革命老區省際邊界區域跨省合作，已成為實現革命老區振興發展的重要舉措之一。革命老區跨省合作是一個系統性的問題，相比于其他區域，更需要依據《國務院關于新時代支持革命老區振興發展的意見》，通過政府主導來實現。因此，實現有效合作的關鍵是通過政策的推動構建跨行政區域的合作機制，讓地方政府、紅色旅游景區和旅游企業等區域合作的利益相關主體跨區域協作來實現。在此過程中，關注上述主體的利益訴求，構建利益共享、責任共擔的伙伴關系，是紅色旅游公益化可持續發展的必然要求[16]，也是建構合理合作機制的基礎。從合作決策視角，構建復雜模型討論合作驅動機制，揭示革命老區多方利益主體合作意向的邏輯機理，探索符合跨行政區域合作實情的合作機制，仍然有進一步深入研究的空間。

1 理論依據及變量選取

1.1 計劃行為理論

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是研究人類社會行為基本原理的最有影響力的心理模型之一，揭示特定社會背景下態度、主觀規范和知覺行為控制通過相互作用形成的個體行為[17]179。由于TPB 的穩健性，現已成功應用于旅游領域，被廣泛用于研究旅游者某種行為意向的產生機理，相關研究包含鄉村旅游者行為意向[18]、老年群體旅游行為決策[19]、游客旅游生態補償支付行為意向[20]111 等。由于湘贛邊區域合作行為的決策意向屬于個體行為范疇，且TPB具備適用性和穩健性，因此將TPB用作革命老區跨省合作意向研究的理論框架合理可行。根據TPB 理論，結合合作情境，行為態度可用于反映合作主體評估合作行為后對于執行合作行為產生的態度偏好，主觀規范可用于在區域合作中反映合作主體重要參照群體對于合作行為決策的影響，知覺行為控制可用于反映主體在執行合作時感覺到自身所在單位或部門存在的內外條件，合作行為意向是實施合作的直接決定因素[17]206。TPB研究表明，原有模型增加額外變量可以提高理論解釋力[21]。近期研究提出了新的構式，如加入個體認知[20]112、外部影響[22]、情感因素[23]等為新增變量，依據“羊群效應”理論擴展計劃行為理論的前因[24]115。

1.2 合作激勵政策

在如何實現趕超發展的問題上，《國務院關于新時代支持革命老區振興發展的意見》《湘贛邊區域合作示范區建設總體方案》等系列革命老區優先發展的支持政策因地制宜，涵蓋基礎設施、資源開發、公共服務、區域合作、生態保護、財稅金融保障等多方面措施。《國務院關于新時代支持革命老區振興發展的意見》指出，要弘揚和傳承紅色文化，推動紅色旅游高質量發展，建設革命老區紅色旅游融合發展示范區② 。《湘贛邊區域合作示范區建設總體方案》提出，要加強革命文物保護利用，通過完善交通基礎設施和公共服務設施促進紅色旅游高質量發展，打造全國知名的湘贛邊區域紅色旅游品牌③ 。在政策、資金助力下，地方政府重建了大量紅色革命遺址和景區景點，中央和地方政府對紅色旅游的大力支持為革命老區跨省合作提供了現實基礎。同時，革命老區優先發展的支持政策有利于培育其高質量發展的內生動力[25]68。在系列政策的實施下，政府積極落實，通過稅費減免、創業補貼、用地保障、文化宣傳等方式為合作提供基礎、拓寬合作平臺，以提高湘贛邊區域協調發展的質量與效益。已有研究將政策作為擴展TPB的前因變量，證實其通過行為態度、主觀規范和知覺行為控制顯著影響居民生態文明建設意愿[26]120;將政府激勵作為TPB擴展因子，證實其通過相關心理變量對農戶生產行為產生正向影響[24]120。由于合作激勵政策是實現革命老區跨省合作的重要保障，且基于激勵政策可作為TPB擴展因素的研究基礎，本研究認為需要將合作激勵政策納入研究模型。

1.3 感知利益

感知利益的概念最早出現在產品營銷領域，是顧客在購買產品前評估收益和損失的結果，是購買行為產生的重要因素之一[27]。感知利益應用在旅游實踐中，可以通過就業、商業、投資機會、生活水平、基礎設施狀況、環境影響狀況等進行衡量[28]1007。區域旅游合作通常為各方主體帶來成本和利益，若收益大于成本，居民支持旅游發展的可能性就更高[29]766。已有研究將感知經濟、生態和社會利益作為擴展TPB的額外變量，揭示了各維度感知利益在TPB框架下對農戶行為決策的影響[30]44，為感知利益作為重要影響因子納入TPB擴展模型提供了研究基礎。在革命老區跨省合作的情境下，利益相關主體通常會通過考量其受益狀況來決定是否參與合作，因此有必要在本研究中加入感知利益這一擴展變量。

1.4 信任

信任是一種對合作伙伴的積極態度，表現為對合作伙伴充滿信心[28]1002，以此為雙方帶來長期共同利益。信任是涉及交易或交換的基礎[31]。在區域旅游合作中，信任作為一種行為感知，可用于反映區域旅游合作各方參與主體相信其他方會積極合作的程度。在正式關系的合作中，參與者之間的相互關系以信任、沖突、凝聚力和溝通為特征[32]，基于非正式關系之間的合作更加強調相互信任、個人承諾和相互關系的作用。考慮到信任對建立合作關系的重要影響，且已有研究將信任作為擴展因素建立了計劃行為理論框架下的決策模型[33]，因此在建立區域合作關系中，需要將信任作為核心要素納入研究模型中。

1.5 合作風險感知

風險感知是指個體預測其決策結果失敗的可能性以及決策后產生不利結果的嚴重程度[34]。對于合作中產生的風險，機會主義行為和收益分配不公是其主要來源[35]31。對合作風險的感知反映出由合作而帶來不利后果的可能性。一些外在環境中的風險，如地區現存規章制度的不完善所容易導致的合作各方利益無法公平分配、合作對象的背信棄義行為、誠信者利益無法保障等，都是合作風險認知形成的重要因素。這種基于主體自身經驗認知對合作利害關系形成的預判，會對合作決策造成阻礙。風險感知作為調節因子在擴展TPB模型框架中已被證實對態度、主觀規范和知覺行為控制與購買行為意向間具有顯著的負向調節作用[36]55，但在合作情境下風險感知在TPB模型中的調節作用尚未明確。因此，探索革命老區跨省合作的風險感知對于態度、主觀規范、知覺行為控制與合作意向的邊界作用有助于擴展風險感知作為調節因子的應用場景。

2 研究假設與概念模型

研究表明，合作激勵政策有利于地區發展資本的積累，能夠為地區旅游發展提供重要的資金和制度支持[25]68，可以正向影響主體行為態度、主觀規范和感知行為控制等心理變量從而增強其行為意愿[37]15;也可以改變行為主體的心理預期，使其認為實施某種行為能夠帶來足夠的利益[26]116。此外，激勵性的政策能夠充分體現政府對于主體的物質保障和精神激勵，主體得到物質保障和精神激勵，更容易與合作伙伴建立信任[38]。在革命老區跨省合作中，政府在紅色旅游重大項目的建設上給予預算內資金傾斜、加快完善交通基礎設施和公共服務設施、優化土地資源配置和加強用地支持等，使相關利益主體了解到參與合作的正向信息，合作態度更為積極。同時，擁有政策的保障能夠降低相關利益主體參與合作的成本，促使形成合作意向，因此提出以下假設：

H1a：合作激勵政策對合作意向具有顯著正向影響;

H1b：合作激勵政策對合作態度具有顯著正向影響;

H1c：合作激勵政策對主觀規范具有顯著正向影響;

H1d：合作激勵政策對知覺行為控制具有顯著正向影響;

H1e：合作激勵政策對感知利益具有顯著正向影響;

H1f：合作激勵政策對信任具有顯著正向影響。

經濟人的行為決策是成本- 收益分析的結果[39]，在紅色旅游建設中，政府既是協調者、教育者和監管者，也是作為旅游項目的投資者和營銷者[40]。感知利益與對旅游業的支持態度之間建立了積極的聯系[29]766，感知獲利的主體對旅游發展持支持態度[41]。合作收益大于非合作收益，集體利益大于行為成本是開展區域旅游合作的基礎[42]，參與主體對合作產生成本和獲利的分析與博弈表現出感知利益對合作意向具有重要的推動作用。對于組織行為抱有積極態度的組織或個體擁有對其有利的行為[43]，因此提出以下假設：

H2a：感知利益對合作態度具有顯著正向影響;

H2b：感知利益對合作意向具有顯著正向影響;

H2c：合作態度對合作意向具有顯著正向影響。

結合H1e和H2b，合作激勵政策正向影響各方主體的感知利益，感知利益能夠承接合作激勵政策的影響，并進一步影響主體的合作意向，即感知利益在合作激勵政策與合作意向的關系中具有中介作用。結合H1b、H2c，合作激勵政策正向影響主體的合作態度，激勵性政策能夠通過正向影響主體行為態度而增強其行為意愿，即合作態度在合作激勵政策與合作意向關系中具有中介作用。綜上所述，合作激勵政策影響感知利益，并進一步影響合作態度和合作意向，這一過程存在鏈式中介影響機制，因此提出假設：

H3：感知利益、合作態度在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用。

在過去的研究中，有學者發現，集群企業的信任對合作行為具有顯著的正向影響[44]，組織間信任的本質是人與人之間的信任，行為主體的信任程度越高，參與合作的意愿越強[45]，信任會直接影響政府推動公眾參與的態度，進而間接影響政府推動公眾參與的意愿[28]1003。信任源于共享的價值觀和慣例[46]，當合作伙伴之間存在信任時，合作更有可能克服障礙，朝著實現目標的方向前進。當旅游企業經營者在采取決策時感知到政府監管、游客需求、行業競爭等來自重要參照群體的社會壓力時，會促使企業加快實施相應決策[47]。對于主體而言，如果相信自己有更多的資源和能力，更少的阻礙，其對于自身的決策機制就有更高的知覺行為控制能力[20]112，因此提出以下假設：

H4a：信任對合作意向具有顯著正向影響;

H4b：信任對合作態度具有顯著正向影響;

H4c：信任對主觀規范具有顯著正向影響;

H4d：信任對知覺行為控制具有顯著正向影響;

H4e：主觀規范對合作意向具有顯著正向影響;

H4f：知覺行為控制對合作意向具有顯著正向影響。

依 據H1f和H4a，合作激勵政策正向影響主體間信任，信任能夠承接合作激勵政策的影響，并進一步促進合作意向的產生，即信任在合作激勵政策與合作意向的關系中具有中介作用。依據H4b、H2c、H4c、H4e、H4d、H4f，信任對合作態度、主觀規范、知覺行為控制產生正向影響，并進一步影響合作意向，即合作態度、主觀規范和知覺行為控制在信任對合作意向的影響中發揮中介作用。綜上所述，合作激勵政策影響信任，并進一步影響合作態度、主觀規范、知覺行為控制和合作意向，這一過程存在鏈式中介影響機制，因此提出以下假設：

H5：信任、合作態度在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用;

H6：信任、主觀規范在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用;

H7：信任、知覺行為控制在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用。

風險感知作為主體的一種內在心理認知，對行為意向的調節作用反映出個體對自身的保護動機行為，即通過影響原有的行為消除現存的風險隱患[48]。在革命老區跨省合作的情境下，對合作風險的感知來自行為主體的主觀性判斷，貫穿于區域旅游合作的整體過程，影響合作意向的產生，即風險感知對主體積極態度與行為意向之間的積極影響具有抑制作用[49]，減少主觀規范的正向影響[36]56，弱化主體的正向知覺行為控制[50]493。因此，本研究認為與風險感知低的個體相比，風險感知高的個體合作的態度、主觀規范和知覺行為控制對合作意向的影響更小，因而在合作激勵政策與合作意向之間的鏈式中介效應更低，因此提出以下假設：

H8a：合作風險感知越高，合作態度對合作意向的影響越小，合作激勵政策通過感知利益和合作態度對合作意向的鏈式影響路徑也越小;

H8b：合作風險感知越高，合作態度對合作意向的影響越小，合作激勵政策通過信任和合作態度對合作意向的鏈式影響路徑也越小;

H9：合作風險感知越高，主觀規范對合作意向的影響越小，合作激勵政策通過信任和主觀規范對合作意向的鏈式影響路徑也越小;

H10：合作風險感知越高，知覺行為控制對合作意向的影響越小，合作激勵政策通過信任和知覺行為控制對合作意向的鏈式影響路徑也越小。

綜合上述假設，構建革命老區跨省合作意向的擴展TPB模型（圖1）。

3 研究設計

3.1 案例地介紹

湘贛邊區域位于湖南、江西兩省交界地帶，根據國家發改委提出的《湘贛邊區域合作示范區建設總體方案》，具體包括湖南省域和江西省域范圍內的24個縣（市、區）③ 。2014年，由瀏陽市倡導召開首屆湘贛邊區域開放合作交流會，拉開了湘贛邊區域合作大幕④ 。2021年，國務院《關于新時代支持革命老區振興發展的意見》提出引導贛南等原中央蘇區與湘贛邊區域協同發展② 。2021年，《湘贛邊區域合作示范區建設總體方案》正式發布，提出促進紅色旅游高質量發展，打造全國知名湘贛邊區域紅色旅游品牌③ 。針對上述支持性政策，湖南、江西兩省文化和旅游廳積極落實，并于2021年開行了“韶山-井岡山”紅色旅游專列，致力于打造“湘贛紅”品牌⑤ 。從上述合作政策的頒布與落實來看，紅色旅游深化合作舉措惠及地方政府、紅色旅游景區及旅游企業等合作利益相關主體。基于革命老區跨省合作的特殊性，謀求利益主體共容的合作發展機制，亟待理論和實踐探索。本研究以湘贛邊區域24個縣（市、區）的旅游行政管理部門、紅色旅游景區、旅行社、旅游交通企業、旅游餐飲住宿企業、娛樂休閑類企業、科研單位的工作人員、營運管理者、投資者、負責人等作為主要調查對象。考慮到在革命老區跨省合作的過程中，區域內非旅游企業也會涉及合作相關業務，因此研究對象同時包含湘贛兩省湘贛邊區域業務關聯的非旅游企業負責人。

3.2 量表建構

本研究搜集合作態度、主觀規范、知覺行為控制、合作激勵政策、感知利益、信任、合作意向、合作風險感知8個構念所包含的測量題項，借鑒國內外現有成熟量表或已被證實的量表，結合革命老區跨省合作的實際情況進行修改、完善，形成測量項目。

（1）借鑒Beverley和Wen改良后的態度測量項目[50]495 構建包含5個題項的合作態度測試題項，例如“參與革命老區跨省合作是好的”“參與革命老區跨省合作是明智的”等。

（2）借鑒由Lam 和Hsu改良后的主觀規范測量項目[51]，構建包含4個題項的主觀規范測試題項，例如“哪些對我們很重要的組織和個體會參與合作”“哪些對我們很重要的組織和個體會認同合作”等。

（3）借鑒Taylor和Todd所設計的TPB量表中知覺行為控制的測量項目[52]，設置4個知覺行為控制測試題項，例如“有資源、知識、能力參與合作”“有信心把握建立的關系”等。

（4）借鑒Lam 等學者改良的行為意向測量題項[53]并參考Lin對行為意向的測量題項[54]，構建包含3個合作意向題項，例如“本組織參與合作的可能性很大”“有和其他組織進行合作的打算”等。

（5）參照Nunkoo和Ramkisson改良后對感知利益的測量項目[28]1007，設置7個測試題項，例如“參與紅色旅游合作能創造更多的就業機會”“能帶來更多的業務”等。

（6）借鑒Yang 等學者改良后的信任測量項目[55]，設置5個測試題項，例如“我們相信對方會遵守承諾”“我們相信對方是真誠的”等。

（7）參考Wang等學者對財政激勵政策的測量項目[37]21，結合湘贛邊區域享有的合作激勵政策，設置8個測試題項，例如“政府完善區域公共基礎設施的政策對合作有利”“政府加大資金支持力度的政策對合作有利”等。

（8）參考劉益等學者改良后的關于風險感知的測試項目[35]34，設置3個測試題項，例如“合作中關鍵技術能力或信息可能被竊取”“合作中關鍵人員流失的風險很高”等。

3.3 量表的驗證

問卷采用李克特量表。在正式調研之前采用預調研的形式，依據預調研數據的回收結果驗證量表，以此調整問卷題項。2021年11月初，在江西省萍鄉市、吉安市、贛州市和宜春市進行預調研，向當地旅游行政管理人員、景區和旅游餐飲住宿企業工作人員發放問卷80份，回收問卷78份，回收率為97.5%。基于預調研數據，量表整體克朗巴哈系數為0.926，各維度克朗巴哈系數在0.848～0.944之間，具有較好的內部一致性。在主成分分析法下得到特征根值大于1的8個維度，采用最大方差法進行因子旋轉，得到整體KMO 值為0.761，巴特利特球形檢驗P值顯著，方差累計貢獻率達73.594%，其中合作態度題項中“我們是喜歡與人合作的”、合作激勵政策題項中“政府完善公共基礎設施的政策對合作有利”、信任題項中“我們相信合作方會遵守他們向我們做出的承諾”等因子載荷低于0.5;感知利益題項中“我們認為參與合作可以提高生活和工作質量”“參與合作能夠帶來更好的環境效益”和合作政策題項中“生態環保政策、鼓勵發展綠色生態產品的政策對合作有利”等因子載荷低于0.5，且未能歸類到預設的維度。考慮量表整體效度的可靠性和結構維度的穩定性，采用逐步剔除的方法，將上述題項逐一剔除并再次檢驗，各維度因子載荷明顯提升，均高于0.5。總體來看，通過對預調研數據進行信度分析和探索性因子分析，刪去6個題項，保留33個題項，正式調研主要采用的是刪除以上6個題項之后的問卷。

3.4 數據收集與樣本特征

2021年11月和12月、2022年8月和9月，研究團隊以整群抽樣的方式在湘贛邊區域24 個縣（市、區）進行問卷調查。結合湘贛邊區域跨省合作的鮮明特殊性，對地方政府、紅色旅游景區及旅游企業等參與合作的利益主體開展調查研究，以當地旅游行政管理部門人員、紅色旅游景區、旅行社、旅游交通企業、旅游餐飲住宿企業、娛樂休閑類企業、科研單位的工作人員、營運管理者、投資者、負責人等為抽樣框，實施簡單隨機抽樣，每縣（市、區）抽滿30份，得到720份問卷。同時，將湘贛兩省湘贛邊區域業務關聯的非旅游企業負責人為抽樣框，兩省各抽取20份，總計得到760份問卷，甄別后得到674份有效問卷，有效率達88.68%（表1）。

4 數據分析

4.1 信效度分析

由于問卷題項是結合湘贛邊區域合作的具體情境進行設置的，為確保問卷樣本的質量，需要先對問卷整體數據進行探索性因子分析。采用SPSS 26.0分析，量表整體克朗巴哈 α系數為0.963，8個維度克朗巴哈 α系數均介于0.920～0.961，具有較高信度，可用于后續分析。

在主成分分析法下得到特征根值大于1的8個維度，采用最大方差法得到量表整體KMO值為0.960，Bartlett球型檢驗水平顯著，旋轉后各題項因子載荷介于0.683～0.954，方差累計貢獻率為86.059%，以上數據表明量表具有較好的結構效度。運用AMOS23.0計算模型整體擬合程度得χ2/df=2.351（<5），RMSEA=0.045（≤0.08），RMR=0.018（≤0.05），GFI=0.908 （>0.9），TLI=0.972 （>0.9），NFI=0.958（>0.9），IFI=0.976（>0.9），CFI=0.976 （>0.9），模型擬合達標。同時，各題項的標準化因子載荷介于0.789～0.961，均大于0.6;CR值介于0.923～0.962，均大于0.8;AVE 值介于0.751～0.893，均大于0.5，各項水平達標（表2）。各變量AVE 平方根的最小值0.867大于相關系數的最大值0.354，證明變量的區別效度良好（表3）。

4.2 假設檢驗

4.2.1 直接效應檢驗

首先運用Amos 23.0對SEM 進行模型擬合檢驗，χ2/df為3.108（<5），RMSEA=0.056（≤0.08），RMR=0.048（≤0.05），CFI、NFI、RFI、IFI、TLI等指標值均大于0.9，模型其他擬合指數基本達到臨界標準，因而可用于研究假設的進一步檢驗。根據系數值大小和p 檢驗結果，假設H1a、H1b、H1c、H1d、H1e、H1f、H2a、H2b、H2c、H4a、H4b、H4c、H4d、H4e、H4f得到驗證（圖2）

4.2.2 中介效應檢驗

運用SPSS PROCESS Model 6進行中介效應檢驗（表4），使用最大似然估計法進行中介效應檢驗，重復抽樣5 000次，置信區間為95%。

（1）合作激勵政策-感知利益-合作意向（β=0.161）、合作激勵政策-合作態度-合作意向（β=0.150）、合作激勵政策-感知利益-合作態度-合作意向（β=0.059），Bootstrap 95%置信區間均不含0，鏈式中介1效應顯著。感知利益、合作態度在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用，假設H3得到支持。

（2）合作激勵政策- 信任- 合作意向（β =0.136）、合作激勵政策-合作態度-合作意向（β=0.174）、合作激勵政策-信任-合作態度-合作意向（β=0.040），Bootstrap 95%置信區間均不含0，鏈式中介2效應顯著。信任、合作態度在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用，假設H5得到支持。

（3）合作激勵政策- 信任- 合作意向（β =0.144）、合作激勵政策-主觀規范-合作意向（β=0.104）、合作激勵政策-信任-主觀規范-合作意向（β=0.032），Bootstrap 95%置信區間均不含0，鏈式中介3效應顯著。信任、主觀規范在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用，假設H6得到支持。

（4）合作激勵政策- 信任- 合作意向（β =0.134）、合作激勵政策-知覺行為控制-合作意向（β=0.109）、合作激勵政策-信任-知覺行為控制-合作意向（β=0.042），Bootstrap 95%置信區間均不含0，鏈式中介4效應顯著。信任、知覺行為控制在合作激勵政策與合作意向間具有鏈式中介作用，假設H7得到支持。

4.2.3 調節效應分析

采用層次回歸模型檢驗合作風險感知與合作態度、主觀規范、知覺行為控制與合作意向之間的調節效應。本文對合作態度與合作意向、主觀規范與合作意向、知覺行為控制與合作風險感知的交互項進行中心化處理，然后把合作意向設置為因變量，再將性別等控制變量納入模型，構建模型1;把合作態度、合作風險感知納入，構建模型2;加入交互項構造模型3，之后再用同樣的方法構建模型4、模型5、模型6和模型7（表5）。由模型3可知，合作態度和合作風險感知的交互項與合作意向（β=-0.114，p<0.05）負相關，表明合作風險感知負向調節合作態度與合作意向間的關系。由模型5和模型7可知，主觀規范、知覺行為控制與合作風險感知的交互項與合作意向之間的關系不顯著，故合作風險感知未能調節上述變量間的關系。

為了更直觀地表達合作風險感知在合作態度對合作意向之間的具體調節作用，將合作風險感知按平均數加減一個標準差分為高組和低組，進行簡單斜率檢驗并繪制簡單的效應分析圖，考查在不同風險感知水平上合作態度對合作意向的影響（圖3）。可見，低合作風險感知下，合作態度對合作意向的影響增大（斜率變大），即合作風險感知在合作態度與合作意向之間起負向調節作用。

4.2.4 被調節的鏈式中介效應檢驗

運用SPSS PROCESS Model 87進行被調節的鏈式中介效應檢驗，采用最大似然法，重復抽樣5 000次，置信區間為95%，并通過中介效應之差的顯著性來檢驗風險感知對“合作激勵政策-感知利益-合作態度-合作意向”與“合作激勵政策-信任-合作態度-合作意向”的鏈式中介的調節作用。計算結果如下：在“合作激勵政策-感知利益-合作態度-合作意向”路徑中，低風險感知和高風險感知LLCI與ULCI區間不含0，鏈式中介效應顯著;在不同風險感知下，鏈式中介效應的差值也達到顯著水平（β=-0.046 9[-0.076 9，-0.014 6]），表明風險感知會弱化合作激勵政策通過感知利益和合作態度對合作意向的影響路徑。同時，在“合作激勵政策-信任-合作態度-合作意向”的作用路徑中，低風險感知和高風險感知LLCI與ULCI區間不含0， 鏈式中介效應顯著;高風險感知與低風險感知鏈式中介效應的差值也達到顯著水平（β= -0.042 2[-0.072 6，-0.012 4]），在該影響路徑中，合作風險感知會弱化合作激勵政策通過信任和合作態度對合作意向的影響路徑（表6-1和表6-2）。

綜上所述，假設H8a、H8b成立，假設H9、H10不成立。

5 結論

（1）合作激勵政策是驅動合作意向產生的基礎，能正向影響感知利益、信任、合作態度、主觀規范和知覺行為控制，最終驅動革命老區跨省合作意向的產生，構成一個復雜的區域合作意向的驅動模型。在此過程中，合作激勵政策對感知利益的影響系數最高，表明合作激勵政策對感知利益的正向影響最為明顯。

（2）感知利益、合作態度在合作激勵政策對合作意向的影響過程中具有多重中介作用。本研究發現，合作激勵政策能夠通過感知利益與合作態度兩個因素形成鏈式中介并最終作用于合作意向，這表明合作激勵政策對合作意向的影響關系中存在內在逐級傳導強化的過程。具體來說，政府提供的合作激勵政策能夠增強革命老區跨省合作參與主體的感知利益，并與主體的心理變量產生積極聯系，從而增強區域紅色旅游的合作意愿。同時，鏈式中介“合作激勵政策-感知利益-合作態度-合作意向”的間接效應在整體模型中最為顯著，成為驅動革命老區跨省合作意向產生的主要路徑。

（3）在合作激勵政策的推動下，信任通過合作態度、主觀規范或知覺行為控制均能與合作意向建立積極聯系，形成3條顯著的鏈式中介路徑。這表明，在革命老區跨省合作情境下，合作激勵政策作為前因，除了通過感知利益與合作態度增強合作意向，還能驅動信任通過相關心理變量正向影響合作意向。

（4）合作風險感知負向調節合作態度與合作意向的關系，并弱化合作政策通過感知利益與合作態度或信任與合作態度對合作意向的影響路徑。合作風險感知在合作政策對合作意向的鏈式中介后半段路徑發揮調節作用，參與主體合作風險感知越高，其合作態度對合作意向的正向影響越低，合作激勵政策對合作意向產生影響的鏈式路徑也越弱。同時，本研究發現在革命老區跨省合作的情境下，主觀規范與知覺行為控制對合作意向的影響中受合作風險感知的影響不明顯。結合革命老區跨省合作的實際情況發現，主體的合作意向帶有鮮明的特殊性，合作主體的重要參照群體主要包含其同事、同行、領導等，這類群體在合作決策過程中容易對合作主體施加無形的影響和壓力，在此壓力下，合作主體自身對參與合作的風險隱患意識難以干預主觀規范對合作意向的影響。另外，合作主體若認為其所在單位參與合作具備顯著優勢，即便存在風險隱患意識也會抱有僥幸心理，因此合作風險感知較難干預知覺行為控制對合作意向的影響。

6 研究啟示與展望

6.1 研究啟示

（1）充分發揮合作激勵政策的支持和引導作用。國家在政策層面的支持和引導對紅色旅游合作的形成、發展和持續深化具有重要的推動作用，結合革命老區跨省合作現狀，適當的資金模式對激勵合作主體起著至關重要的作用。因此，建議為紅色旅游合作建立“撥款+專項+社會資本投入”的資金來源機制。要進一步加大中央財政投入力度，在中央指導下明確資金使用的重點方向，通過財政撥款保障紅色旅游合作項目的建設。積極與金融機構推出金融支持紅色旅游合作建設的政策，設置紅色旅游合作專項資金，重點投向老區紅色旅游合作項目的基礎設施、公共服務建設以及重大標志性項目建設，并對于合作示范區紅色文化重點項目給予相應等級的專項資金補助。同時，積極構建紅色旅游合作的社會資本投入機制，各地可通過增設紅色旅游合作發展基金或在原有相關發展基金的基礎上增加合作示范區紅色旅游建設方向，綜合考慮運用先建后補、擔保補貼、風險補償金等措施。此外，廣泛吸納來自企業、民間組織和個人的社會資本，積極參與紅色旅游合作建設。通過充裕的資金在財政資金、公共服務、產業協同創新、紅色旅游文化建設、紅色旅游示范村鎮打造、城鄉融合發展、用地優惠等方面對紅色旅游合作給予大力支持，通過合作激勵政策搭建各方主體參與革命老區跨省合作的橋梁。

（2）革命老區跨省合作要重點關注是否能夠為參與主體謀利。隨著合作的深入，紅色旅游合作由政府引導走向市場驅動。政府的角色更多的是在革命文物保護、弘揚和傳承紅色文化、紅色旅游資源開發的市場監管與公共服務上，而推進紅色旅游合作落地的關鍵仍是創建市場驅動的合作機制，因此，要讓市場在紅色旅游合作發展中起主導作用，根據市場需求合理開發紅色文化資源，凝聚特色，健全升級配套旅游設施與服務，實現就業、拓寬業務范疇、增加投資機會、增進文化交流，實現紅色文化拉引、紅色旅游推動合作，構建區域經濟、社會和文化等多方面的合作利益共享機制。

（3）加快建設涵蓋政府、企業、社會參與主體的信用體系機制，促進合作各方提高信用水平。以大數據為手段，形成一個權威、統一的失信聯合懲戒信息庫，在標準統一、措施法定的基礎上，打破行政區劃限制，不給被懲戒對象任何逃避的空間。通過技術手段自動對被懲戒對象實施限制，通過“互聯網+監管”“大數據+ 監管”提高聯合懲戒效率。做好信用管理，建立行業信用監管平臺，健全失信懲戒體系，建立灰、黑名單管理制度，依據失信程度采取不同級別的聯合懲戒措施，防范失信行為，使各方主體在合作過程中能夠以誠相待、關心對方、摒棄不利行為。同時，構建信息共享平臺，完善對政府相關部門、企業和社會參與主體的信息公開機制。通過信息共享平臺及時更新信息，能夠使各方參與主體根據項目時間進度及時掌握合作項目的情況，實現任務和資源的有效分配。此外，相關部門可通過信息共享平臺構建項目信息披露機制，并確保項目信息披露的連續性，及時規避利益沖突。通過上述機制暢通溝通渠道、促進信息共享，使合作主體能夠及時了解合作方的相關進展情況，遇到問題能及時尋求合作伙伴的幫助和支持，形成相互依賴、相互信任的關系。

（4）在合作項目推進過程中，參與主體需要通過合理有效的制度約束合作方的決策和行為，若出現因合作方的失責而發生損失的情況，應有完善的法律制度來懲罰對方的違約行為。因此，建議制定地方性法律法規和修訂已有法律法規，不斷完善紅色旅游合作的法律保障體系。出臺合作示范區管理條例，明確紅色旅游資源開發的邊界、管理部門的權責、不同功能區的監管重點以及禁止和鼓勵行為等內容。同時，注重采用訂立契約的方式維護主體合法權益，確保合作利益按合同分配，在訂立契約的過程中要盡量全面地考慮到關鍵知識、信息、技術的泄露風險，并對此制定懲罰和賠償條例，加大對機會主義行為的打擊力度。此外，合作項目中的薪酬政策應向關鍵人才傾斜，組織內部應建立長期有效的員工激勵方案，做好人員儲備，避免合作帶來的人才流失。

6.2 研究展望

（1）以合作激勵政策為前因，構建革命老區合作的概念模型，這既是一項創新，也符合我國革命老區跨行政區的合作實情。與以往將交通網絡優化作為前因，探討區域旅游合作微觀動力機制的研究相比[9]251，本研究充分體現了革命老區跨省合作的驅動機制有賴于政策支持力度這一獨特色彩，切合問題本質。

（2）從TPB模型來看，增加3個額外變量和一個調節變量，構建一個擴展TPB的復合式多重中介模型是一項新發現。以往擴展TPB對擴展變量與行為意向的關系研究只探討模型中的中介變量單獨發揮的中介效應[26]114，[38]87，未構建多重中介模型討論變量之間的鏈式中介效應，本研究既反映了湘贛邊區域跨省合作的實際情況，也是一項理論貢獻，發展了擴展計劃行為理論作用機理的相關模型。

（3）從數據分析結果來看，發現了一些新的現象：一是合作風險感知在主觀規范與知覺行為控制對合作意向的影響中不明顯，這與已有研究關于風險認知和行為意向的觀點[37]43，[51]483 不一致;二是經典計劃行為理論中的主觀規范和知覺行為控制兩個變量對合作意向的路徑系數均小于0.1，直接影響微弱。同時，合作態度的影響是TPB變量中最重要的。由此可見，在湘贛邊區域跨省合作的情境下，擴展變量能夠有效激發經典計劃行為理論中的心理變量，但同時相關心理變量對主體的合作意向帶有鮮明的特殊性。

（4）研究仍存在一定局限。例如，湘贛邊區域合作政策體系正處于動態完善過程，本文僅反映合作激勵政策的當下狀態，隨著政策的更新，合作激勵政策量表也有待擴充。同時，研究通過整群抽樣在湘贛邊區域的24個縣（市、區）實施調查，此抽樣方式難以突出重點，且調研過程忽略了湘贛兩省的現實差異以及人員所在單位不同部門存在的差異。未來可以將湘贛兩省的跨省合作意向進行對比分析，并結合訪談法、實驗法等研究方法對此作出進一步的改善。同時，由于各方主體參與合作的資本、權力、力量配比不同，在驅動合作意向的過程中又存在怎樣的博弈，這些均有待進一步關注。

注釋

①習近平.高舉中國特色社會主義偉大旗幟 為全面建設社會主義現代化國家而團結奮斗[N].人民日報，2022-10-26（001）.DOI：10.28655/n.cnki.nrmrb.2022.011568.

②中華人民共和國中央人民政府.國務院關于新時代支持革命老區振興發展的意見[EB/OL].（2021-01-24）[2022-01-02].http：//www.gov.cn/gongbao/content/2021/content_5591404.htm.

③中華人民共和國中央人民政府.國家發展改革委關于印發《湘贛邊區域合作示范區建設總體方案》的通知[EB/OL].（2021-10-16）[2022-08-09].http：//www.gov.cn/zhengce/zhengceku/2021-10/21/content_5643997.htm.

④瀏陽市政府.從“試驗田”到“樣板區”，湘贛邊區域合作開新局[EB/OL].（2022-09-29）[2022-10-04].https：//www.liuyang.gov.cn/lyszf/zfgzdt/zwdt/202209/t20220929_10825765.html.

⑤中國新聞網.韶山至井岡山紅色專列首發[EB/OL].（2021-06-18）[2022-08-09].https：//www.chinanews.com.cn/gn/2021/06-18/9502068.shtml.

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[實習編輯：伍燕瓊; 責任編輯：連云凱]