旅游增權對社區經濟發展的影響機制研究

郭安禧，李茂良，王松茂，郭英之

（1.上海商學院 酒店管理學院，上海 201400；2.廈門大學 財務管理與會計研究院，福建 廈門 361005；3.山東農業大學 經濟管理學院，山東 泰安 271018；4.復旦大學 旅游學系，上海 200433）

0 引言

長期以來，旅游開發被認為是旅游資源豐裕地區促進經濟發展的重要抓手，它以創造就業機會、吸引外部投資、刺激地區消費、增加政府稅收等形式對經濟發展產生積極影響［1］。社區居民是旅游開發的主要利益相關者，是決定旅游產業化速度和質量的重要力量［2］，當地以旅游開發促經濟發展離不開社區居民的積極參與和支持。然而，在大多數發展中國家，居民在旅游開發過程中的主體地位被政府和旅游開發商忽略，普遍處于被決定、被包裝、被表達、被展示的缺權或無權狀態［3］。旅游開發被更多地寄希望于帶動經濟發展，在提升居民生活質量方面重視不夠，社區參與因被動性和單向性流于形式。針對社區參與旅游開發在實踐上的失敗，以Akama［4］、左冰和保繼剛［5］為代表的國內外學者積極呼吁旅游增權，旅游增權作為旅游地實現可持續發展的重要前提受到了旅游學界的廣泛關注。

已有相關旅游增權的研究主要集中在概念內涵［6，7］、感知差異［8，9］、溢出效應［10-13］、增權途徑［14，15］等方面，考察旅游增權對經濟發展影響機制方面的成果還很缺乏。綜觀國內外研究成果，以下3 個方面值得探討：①不同旅游增權與經濟發展的關系。旅游增權包含經濟、政治、社會和心理增權得到旅游學 界的普 遍 認 同［6，16］，但 以 往 研 究［11，17］通 常 將 旅 游增權作為一個整體構念，缺乏探討不同旅游增權對經濟發展的影響，未能明確各維度對經濟發展的作用。②旅游增權對經濟發展的傳導機制。以往研究認為，旅游增權可以帶來經濟發展［17］，經濟發展又能提高生活質量［18］。但越來越多的研究指出，經濟發展與生活質量有一定的聯系，但并沒有必然的關系［19-21］。之所以出現差異性的研究結論，是因為人們刻板地認為生活質量是經濟發展的結果。周長城等［22］認為，基于“以人為本”和可持續發展思想，生活質量應作為經濟發展的必要前提而不是必然結果，因此生活質量在旅游增權與經濟發展之間可能存在中介作用。③旅游增權影響經濟發展的群組差異。以往研究通常將社區居民看成是無差異群體，但這不符合同一旅游地內部不同群體間非均質的旅游發展實際［23］，也不利于根據不同居民的增權訴求“按需增權”［24，25］。社區居民的非均質包括性別、年齡、是否從事旅游業、是否擁有本地戶籍等。鑒于戶籍不同的居民在居住地存在人地關系、利益訴求等差異，本文按是否擁有本地戶籍將社區居民劃分為本地居民和外來居民。本地居民和外來居民雖然都是旅游開發的重要利益相關者和經濟發展的重要貢獻者，但是因為人地關系、利益訴求等不同，其增權訴求與經濟發展的關系可能存在群組差異。本文以經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權為前因變量，以生活質量為中介變量，以經濟發展為結果變量，實證考察旅游增權對經濟發展的影響機制，并比較本地居民與外來居民的群組差異，以期為揭示旅游增權與社區經濟發展的關系，提升旅游地可持續發展能力提供理論依據和實踐指導。

1 理論基礎與研究假設

1.1 手段—目的鏈理論

手段—目的鏈理論最早由Gutman 于1982 年提出，并將其定義為連接屬性、結果和價值的簡單結構［26］。其中，屬性是實現結果、體現價值的手段，結果和價值是借助屬性達到的目的，結果是將屬性和價值連接起來的紐帶。三者之間不是彼此孤立而是相互聯系的，連接形成具有層級關系的“屬性—結果—價值”鏈。雖然手段—目的鏈理論主要應用于消費者研究，但針對既定目的有效使用工具是一種目的合乎理性的行為，因此該理論也是一種通用性的手段—目的分析框架［27］。旅游開發通常被認為是提高居民生活質量、促進社區經濟發展的良好工具，因此在當地以旅游開發促經濟發展中必然內嵌自身的手段—目的鏈。以往的研究［28，29］指出，社區參與旅游決策和利益分配是社區參與的兩個主要方面：權力和權能是社區參與旅游開發的技術手段，權益則是社區參與旅游開發的根本目的。基于此，本文以居民旅游增權為旅游開發的行為屬性，提高居民生活質量為旅游開發的行為結果，促進社區經濟發展為旅游開發的行為目的和價值追求，形成“居民旅游增權—提高生活質量—促進經濟發展”的手段—目的鏈，并在此基礎上進行了假設推演和模型構建。

1.2 旅游增權與經濟發展

增權是指通過外部的干預和幫助，增強個人能力與對權利的認識，以減少或消除無權感的過程［5］。1999年，Scheyvens［6］將增權理論引入旅游研究領域，根據增權內容提出一個包括經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權的四維度旅游增權框架。近年來，雖然有學者提出文化增權和環境增權新維度，但其測項與心理增權和社會增權高度相關，合理性和科學性有待進一步證實［30］。Scheyvens 的旅游增權框架具有跨研究情景、跨旅游目的地類型的適用性［30］，因此本文沿用該增權框架。

旅游增權是指旅游地居民在外部干預下實現權力和權能的增長［31］，經濟發展則指社會經濟結構的優化和社會產品的增加［32］。由于政府的權威和旅游開發商的強大資本，旅游開發的主導權通常掌控在政府和開發商手中，作為社區主體的居民處于弱勢地位和無權狀態［3］。為了實現旅游地可持續發展，需要通過旅游增權強化居民的權力意識和打破不平衡的權力關系，增強居民在旅游開發中的控制權和獲得感。左冰［33］指出，旅游增權的實質是尋找一條可以增進利益相關者權益和增強社區參與對經濟活動影響的有效路徑；郭永銳等［34］指出，通過給社區居民增權，有助于平衡各方的利益訴求，提高居民參與旅游開發的積極性，促進旅游開發的公平性和持續性；潘植強等［35］指出，旅游增權可提升社區的經營能力、管理能力和組織能力，為社區發展提供資金支持、決策支撐和組織支援；吳媚等［36］認為，平衡各方的權力關系和弱勢群體的利益訴求，可以實現旅游社區共建共享發展和社區旅游可持續性發展；賀小榮等［17］認為，旅游增權是提高旅游地治理績效和實現旅游地可持續發展之道。旅游增權包括經濟、政治、社會和心理增權，依據手段—目的鏈理論，旅游增權的維度對社區經濟發展可能存在顯著積極影響。綜上，本文提出假設H1a—H1d：經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權分別對經濟發展具有顯著正向影響。

1.3 生活質量與經濟發展

隨著居民物質條件改善和精神生活日漸豐富，為了準確評價生活質量和反映生活質量的感知差異，越來越多的學者傾向于從主觀角度定義生活質量［37，38］。一般認為，生活質量是指人們基于價值觀對生活不同方面的充分度和滿足度的總體評價［39］。以往研究主要強調經濟發展對生活質量的影響，忽視了生活質量對經濟發展的反作用［18，40］。以往研究認為，生活質量和經濟發展屬于兩個子系統，彼此相互協調和相互促進［41］。陳明星等［42］認為，生活質量的改善有助于推動經濟發展和構建和諧社會；孫燕燕等［43］發現，生活質量等福利因素對經濟發展起到了越來越重要的作用；李泊溪等［44］認為，重視生活質量的生活模式會對經濟發展產生重要影響。綜上，本文提出假設H2：生活質量對經濟發展具有顯著正向影響。

1.4 旅游增權與生活質量

旅游增權是基于可持續發展背景下提出的，是旅游開發為社區帶來最大收益時對居民生活質量的關注［45］。居民通過參與、控制、分配和使用資源實現旅游增權，其目的不僅僅是分享資源控制權和利益分享權，還在于以此為手段增加福利和提升幸福感［46，47］。Scheyvens［6］基 于 旅 游 增 權 的4 個 維 度，認為居民通過社區參與可以獲得經濟、政治、社會、心理等多方面的收益；Friedmann［10］、王會戰等［30］進一步細化了旅游增權的意義，認為經濟增權可帶來持續的經濟收益和上升的生活水平，政治增權可提供對旅游開發表達關心和疑問的渠道，社會增權可增強居民的團結心和凝聚力，心理增權可增加居民的自信心和自豪感；吳媚等［36］指出，旅游增權除了恢復居民的主體地位和增加利益分享，還可以促進社區穩步發展和居民脫貧致富；陳志永等［48］以朗德苗寨為例進行研究，認為以社區主導、全民參與為特征的“朗德模式”是當地居民取得豐厚的物質、制度和精神成果的根源。旅游增權與生活質量的關系在實證研究中鮮有涉及，但依據工具理性和手段—目的鏈理論，旅游增權有助于提高居民的生活質量。綜上，提出假設H3a—H3d：經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權分別對生活質量具有顯著正向影響。

1.5 生活質量的中介作用

根據前文的文獻回顧，旅游增權有助于居民獲得豐富的物質和精神成果，提高其生活質量；而生活質量又有助于激發居民積極參與旅游開發的熱情，為社區經濟發展提供動力。因此，旅游增權可以作為提高生活質量和促進經濟發展的內容和手段，生活質量和經濟發展可以作為旅游增權的目的和結果。依據手段—目的鏈理論中屬性、結果、價值三者的關系，生活質量可以作為連接旅游增權與經濟發展的紐帶。據此，生活質量可能在旅游增權與經濟發展間起中介作用。綜上，提出假設H4a—H4d：生活質量分別在經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權對經濟發展的影響中起中介作用。

綜合上述文獻回顧和研究假設，提出本文的概念模型（圖1）。

圖1 概念模型Figure 1 Conceptual model

2 研究設計

2.1 研究區域

西塘古鎮位于浙江省嘉興市，是首批中國十大歷史文化名鎮，2017 年晉升為國家5A 級旅游景區，2018年入選中國最美特色小城鎮。西塘古鎮憑借其豐富的人文資源、優美的自然景觀、深厚的歷史底蘊，受到了中外游客的青睞，迎來了旅游業的快速發展。2019 年，西塘古鎮接待共國內外游客1136.27萬人次，門票收入超過2.4 億元。旅游業發展助推了西塘經濟發展，提高了地區生產總值、居民可支配收入和鎮公共財政收入，2016—2019 年西塘連續4年獲評“全國綜合實力千強鎮”。西塘古鎮景區質量等級高，旅游開發對居民生活影響大，旅游發展對社區經濟發展貢獻大，對探討旅游增權與經濟發展的關系具有典型性和代表性。

2.2 問卷設計

首先，本文結合量表的信效度、來源期刊的影響度和被使用的廣泛度，為經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權、生活質量和經濟發展6 個變量選取量表，與封面信、人口學特征題項組成初始調查問卷；其次，邀請1 位英語水平較高的旅游專業教師比對英語量表及中文翻譯，對存在翻譯偏差的中文量表進行適當調整；最后，根據80 份面向西塘居民的預調查表，對調查問卷的表述、題序等問題補充完善，形成正式問卷。

變量測量借鑒已有成熟量表，如：經濟增權參考Scheyvens［6］、劉靜艷等［49］的量表，政治增權與社會增權參考Friedmann［10］的量表，心理增權參考Boley等［45］的量表，生活質量參考Woo 等［50］的量表，經濟發展參考賀小榮等［17］的量表。所有題項采用Likert 5 點計分，1 至5 分別表示完全不同意、不同意、一般、同意和完全同意。

2.3 數據采集與分析

正式調查于2020 年5 月17 日至7 月5 日進行。調查時點包括3 個工作日和6 個公休日，每輪調查平均間隔5d，共計9d。調查地點涵蓋西塘古鎮的核心區、過渡區和邊緣區，每輪調查選擇不同的區域，包括西街、北柵街、唐家弄、環秀街、紡織路、宏福路、郵電東路等31 條街巷和王家閣、戚家莊、荷池村、翠南新村等6 個居民區。調查采取便利抽樣，每戶（店）只發放1 份調查問卷，填完后現場回收問卷。本次共發放調查問卷350 份，回收問卷341 份，回收率為97.4%。剔除漏選、多選、隨心填答等導致的無效問卷，有效問卷325 份（表1）。在樣本比例方面，本地居民172 份、外來居民153 份，本地居民與外來居民之比為1.1:1，接近西塘戶籍人口與外來人口之比（1.6:1）；在樣本規模方面，本地居民與外來居民均超過100［51］，且大于模型中任一變量測量指標的10倍［52］，滿足偏最小二乘法結構方程模型（PLS -SEM）對樣本量的要求。

表1 樣本的人口統計特征Table 1 Demographic characteristics of samples

本文數據分析按照以下7個步驟進行：①通過多重共線性診斷檢驗變量多重共線性的嚴重程度；②通過描述性統計分析考察本地和外來居民變量指標的均值和標準差；③通過獨立樣本t 檢驗比較本地和外來居民對變量指標的感知差異；④通過測量模型評估考察變量測量的信效度；⑤通過測量不變性檢驗考察測量模型的組間不變性；⑥通過結構模型評估考察模型的解釋力、預測性和擬合優度；⑦通過多群組分析（MGA）考察本地與外來居民的群組差異。所有分析借助SPSS20.0 和SmartPLS3.0 軟件完成。本文采用PLS-SEM分析的理由有3 個方面：一是不要求樣本數據服從正態分布［53］；二是小樣本也能獲得理想的估計結果［53］；三是支持多群組比較分析［54］。

3 實證分析與檢驗結果

3.1 多重共線性診斷

采用相關系數和方差膨脹因子共同診斷變量的多重共線性問題。如果變量的相關系數大于0.75，或者方差膨脹因子大于10，表示存在嚴重的多重共線性［55，56］。本文中本地和外來居民各變量的相關系數分別介于0.356—0.611 和0.239—0.582，均小于0.75；方 差 膨 脹 因 子 分 別 介 于1. 331—1. 894 和1.257—1.772，均小于10，表明變量不存在嚴重的多重共線性。

3.2 描述性統計分析

李克特5 點計分中，均值在1—2.4 表示程度較低，2.5—3.4 表示程度中等，3.5—5 表示程度較高［57］。就本地居民而言，經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權各指標的均值分別介于3.51—3.70、2.52—3.06、3.66—3.87 和4.06—4.23，表明旅游增權處于中高水平，尤以經濟增權、社會增權和心理增權較高；生活質量各指標均值介于3.35—3.88，處于中高水平；經濟發展各指標均值介于3.65—4.19，處于較高水平。就外來居民而言，經濟增權、政治增權、社會增權、心理增權各指標均值分別介于3.75—3.90、2.29—2.76、3.71—3.76 和3.80—4.16，表明除了經濟增權，其他旅游增權普遍低于本地居民；生活質量各指標均值介于3.00—3.59，處于中高水平；而經濟發展各指標均值則介于3.67—4.16，處于較高水平。本地和外來居民有較強的旅游增權訴求，但對西塘旅游開發的溢出效應總體上持積極態度。

3.3 獨立樣本t 檢驗

由表2 可知，經濟增權的“我收入的一部分來自于旅游開發”等2 項指標存在顯著差異（P ＜0.05），“旅游開發提高了我的收入水平”等2 項指標未通過顯著性檢驗，表明本地居民的經濟增權小于外來居民；政治增權的“我對本地旅游開發有一定的發言權”指標存在顯著差異（P ＜0.05），“我有對本地旅游開發提意見的機會”等3 項指標沒有顯著差異，表明本地居民的政治增權大于外來居民；社會增權的“旅游開發使居民的凝聚力得到增強”等4 項指標無顯著性差異，表明本地居民與外來居民的社會增權相近；心理增權的“我為自己是一名西塘的居民感到自豪”指標有顯著性差異（P ＜0.001），“我想給游客分享與西塘有關的知識或故事”等2 項指標無顯著性差異，表明本地居民的心理增權大于外來居民；生活質量的“我在西塘的生活條件很好”等3 項指標有顯著性差異（P ＜0.01），“我得到了生活中我認為重要的東西”指標無顯著性差異，表明本地居民的生活質量高于外來居民；經濟發展的“旅游開發使政府增加了對本地的投資”指標具有顯著性差異（P ＜0.05），“旅游開發使我的消費能力增強了”等3項指標均無顯著性差異，表明本地居民的經濟發展感知要弱于外來居民。本地居民與外來居民對旅游增權、生活質量和經濟發展存在感知差異，為后續多群組分析奠定了基礎。

表2 獨立樣本t 檢驗結果Table 2 Results of independent sample t test

3.4 測量模型評估

在執行多群組分析比較組間路徑系數前，對測量模型進行評估［58］。反映型測量模型評估包括檢驗變量測量的信度和效度。信度采用因子載荷、Cronbach'sα值、組合信度（CR）進行綜合檢驗［51］。由表3 可知，本地居民和外來居民組的標準化因子載荷 分 別 在0.626—0.955 和0.606—0.924，高 于Ashill等建議的0.6 門檻［59］，表明測量模型具有良好的指標信度；Cronbach'sα值分別在0.675—0.943和0.731—0.884，接近或大于Devellis［60］建議的0.7標準，表明測量模型具有很好的內部一致性；組合信度分別在0.796—0.959 和0.830—0.920，大于Hair等［54］建議的0.7 閾值，表明測量模型有理想的建構 信度。綜上，測量模型具有較高的可靠性。

表3 測量模型評估結果Table 3 Results of measurement model evaluation

本文中的效度采用聚合效度和區別效度進行檢驗。如果變量的平均提取方差（AVE）大于0.5，且標準化因子載荷的t 值在一定水平下顯著，說明測量模型有良好的聚合效度。由表4 可知，兩個居民組的平均提取方差分別介于0.495—0.854 和0.554—0.743，接近或大于0.5，標準化因子載荷在0.1%水平下顯著，表明測量模型具有很好的聚合效度。區別效度通常由變量的AVE 值的平方根是否大于其與其他變量的相關系數判斷［54］。如果AVE 值的平方根大于變量的相關系數，說明變量有足夠的區別效度。近年來HTMT比率被認為是一種比傳統評估方法更加優秀的判斷區別效度的方法，如果HTMT值小于0.85，說明變量具有很好的區別效度［51］。兩組樣本各變量的相關系數分別介于0.356—0.611和0.239—0.582，AVE值的平方根分別介于0.704—0.924 和0.744—0.862，前者小于后者，表明測量模型具有良好的區別效度；從HTMT比率來看，兩組樣本的HTMT 值 分 別 介 于0.412—0.792 和0.280—0.727，均小于0.85，這表明測量模型具有理想的區別效度。由于CR 值和AVE 值均接近或大于門檻值，因此無需移除標準化因子載荷介于0.4—0.7 的題項。

表4 變量相關系數、平均提取方差的平方根與HTMT值Table 4 Correlation coefficient，square root of AVE and HTMT value

（續表4）

3.5 測量不變性檢驗

為了確保測量模型在組間不變，還需要檢驗測量模型不變性。采用Henseler等［58］建議的復合模型（MICOM）程序，依次進行結構不變性檢驗、組合不變性檢驗和等均值、等方差檢驗。3 個步驟存在層級關系，前面步驟是后續檢驗的前提，通過前兩種檢驗謂之部分測量不變性，通過全部檢驗謂之完全測量不變性。測量模型只要具有部分測量不變性，就滿足比較和解釋MGA群組差異的條件［58］。

本文分3 步檢驗測量不變性（表5）。第一步，由于本地居民組和外來居民組在以下3 方面是完全相同的，即測量模型的結構設置、模型估計的數據處理和模型估計的算法設置，因此可以認為測量模型具有結構不變性。第二步，如果置換檢驗（Permutation Test）的結果證實相關系數c顯著不同于1，說明測量模型沒有組合不變性［58］。由表5 可知，c 值的置信區間均不包含0，沒有c 值顯著不同于1，表明測量模型具有組合不變性。第三步，綜合置信區間是否包含0 和置換檢驗p值是否顯著對各變量等均值和等方差進行檢驗。由表5 可知，經濟增權未通過檢驗，社會增權和經濟發展通過全部檢驗，其他3個變量通過部分檢驗，表明大部分變量具有等均值或等方差特性。綜上，經濟增權等6 個測量模型均具有部分或完全測量不變性，依照MICOM 程序和MGA分析的前提條件，可以進行后續的結構模型評估和多群組分析。

表5 測量不變性檢驗結果Table 5 Results of invariance measurement test

3.6 結構模型評估

3.7 多群組分析

根據PLS- SEM 的中介效應分析程序［65］，通過考察旅游增權經生活質量對經濟發展的間接影響，檢驗生活質量在旅游增權與經濟發展間的中介作用。由表6可知，經濟增權對經濟發展既有顯著直接影響（β本=0.313，p ＜0.001；β外=0.239，p ＜0.01），也有顯著間接影響（γ本=0.117，p ＜0.001；γ外=0.087，p ＜0.05），表明生活質量在經濟增權對經濟發展的影響中起部分中介作用，假設H4a成立；本地居民的政治增權對經濟發展有顯著間接影響（γ本=0.103，p ＜0.01），但無顯著直接影響（β本=0.050，p ＞0.05），表明生活質量在本地居民的政治增權對經濟發展的影響中起完全中介作用；外來居民的政治增權對經濟發展沒有顯著間接影響（γ外= 0.012，p ＞0.05），表明生活質量在外來居民的政治增權對經濟發展的影響中沒有中介作用，假設H4b部分成立；社會增權對經濟發展沒有顯著間接影響（γ本=0.008，p ＞0.05；γ外=0.014，p ＞0.05），表明生活質量在社會增權對經濟發展的影響中沒有中介作用，假設H4c未獲得支持；心理增權對經濟發展具有顯著間接影響（γ本=0.087，p ＜0.05；γ外=0.073，p ＜0.1），但無顯著直接影響（β本=0.046，p ＞0.05；β外= -0.042，p ＞0.05），表明生活質量在心理增權對經濟發展的影響中起完全中介作用，假設H4d獲得支持。本地居民與外來居民的模型估計結果如圖2 所示。

表6 多群組分析結果Table 6 Multigroup analysis results

圖2 本地居民與外來居民模型估計結果Figure 2 Estimation results of local and foreign residents model

4 結論、討論與管理啟示

4.1 結論與討論

主要結論如下：①本地居民和外來居民的經濟增權都能促進旅游地經濟發展。本地和外來居民的經濟增權對經濟發展既有顯著直接影響，也有經生活質量傳導產生顯著間接影響，且兩個群組之間沒有顯著差異。表明本地和外來居民的經濟增權都是提高生活質量和促進經濟發展的有效手段。經濟增權意味著社區參與中資源控制權和利益分享權的增長，有助于居民獲得就業機會、增加經濟收入和提高生活水平，進而因參與旅游業的積極性提高和消費能力增強促進社區經濟發展。在現有相關研究中，較少學者將旅游增權作為解釋變量構建關系模型，以旅游增權維度為解釋變量構建結構模型的更少［17］。本文將旅游增權維度引入模型，厘清了不同旅游增權與經濟發展的關系，豐富了旅游增權影響效應的研究成果。②本地居民的政治增權影響經濟發展以提高生活質量為前提。外來居民的政治增權對經濟發展既無顯著直接影響，也無顯著間接影響；本地居民的政治增權對經濟發展雖無顯著直接影響，但會經生活質量的中介傳導產生顯著間接影響，表明本地居民的政治增權促進經濟發展需以提高生活質量為前提。本結論與賀小榮等［17］的研究不一致，原因是本文對旅游增權的考察更精細。外來居民的政治增權對經濟發展沒有顯著積極影響的原因有兩個方面：一是同政府和旅游開發商的權勢相比，外來居民普遍處于無權狀態；二是與核心利益點經濟收入相比，外來居民對社區參與的政治訴求很低［66］。本地居民的政治增權對經濟發展有顯著間接影響的原因在于他們的主體地位雖然通常被忽略，但是他們與旅游開發賴以成功的旅游吸引物關系緊密［37］，本身也是旅游資源的一部分，因此有更多抗爭資本和政治的權利，并借以在與政府和旅游開發商的博弈中追求生活質量。以往的研究［17］將旅游增權作為經濟發展的直接前因，未能體現“增權是為了人和環境，而不是生產和利潤”［10］的發展理念。與以往研究相比，本文基于“以人為本”和可持續發展思想，以生活質量為中介構建結構模型更加科學，揭示了不同旅游增權對經濟發展的作用機制。③外來居民的社會增權對旅游地經濟發展具有顯著正向影響。本文發現，本地居民的社會增權對生活質量、經濟發展均無顯著直接影響；外來居民的社會增權雖然對提高生活質量影響很小，但是對促進經濟發展具有顯著積極影響。這表明外來居民的社會增權也是促進旅游地經濟發展的有效手段。西塘古鎮采取“政府主導+企業治理”的旅游開發模式，本地居民在政策上處于被動接受狀態，在行政上屬于被管理的對象［66］，參與集體事務和協商社區發展的機會很少，難以形成較強的社區凝聚力和集體主義觀念，因此本地居民的社會增權對生活質量和經濟發展沒有顯著影響。外來居民雖然也處于被動的無權狀態，但西塘古鎮通過對商戶經營、水系環境、治安、保潔等的管理服務規范了社會秩序，增進了社會信任，為他們追求經濟收入提供了社會資本，因此外來居民的社會增權對經濟發展具有顯著積極影響。④本地和外來居民的心理增權間接促進旅游地經濟發展。本文發現本地和外來居民的心理增權對經濟發展均無顯著直接影響，而是通過生活質量的中介傳導產生間接影響。這表明心理增權通過提高生活質量才能促進經濟發展。本結論與賀小榮等［17］的研究不一致，原因是本文考慮了生活質量的中介作用。近年來西塘古鎮旅游人次大幅度增長，其人文歷史、水鄉風貌等資源受到客源市場青睞，增加了本地居民和外來居民對西塘的滿意度和自豪感。根據自底向上溢出理論，生活關心滿意度會正向影響居民的生活質量［37］。因而，心理增權也會經生活質量的中介傳導促進經濟發展。心理增權對經濟發展沒有顯著直接影響的原因在于，西塘旅游發展雖然增加了本地及外來居民的滿意度和自豪感，但是無權感使其從心理上主動將自身與社區割裂開來［23］，未能提升他們生產物質資本、人力資本等要素的積極性。以往研究通常將旅游地居民視為無差異群體，甚少關注增權訴求的差異并做深入研究［67］。本文響應以往研究［68，69］關于比較本地與外來居民旅游增權訴求的呼吁，探討了兩類居民的旅游增權對經濟發展的影響機制，明晰了不同旅游增權影響經濟發展的群組差異，進一步深化了旅游增權與經濟發展關系的研究，為依照不同居民的增權訴求“按需增權”提供了一定的理論依據。

4.2 管理啟示

將實現經濟增權放在旅游增權的首位。無論是本地居民還是外來居民，經濟增權都是改善生活質量和促進經濟發展的有效手段。因此，旅游地管理者應重點幫助居民實現經濟增權。①在旅游就業方面，為本地居民提供適度的崗位比例，尤其是戶籍在旅游地核心區的居民；②在利潤分紅方面，讓本地居民合理分享旅游資產升值的紅利；③在客流引導方面，向旅游地的過渡區和邊緣區導入客流，為該區域居民獲得旅游收入提供機會；④在危機應對方面，以降稅減費、發放補貼等形式幫助居民減輕經濟負擔和緩解生存壓力。

以提高居民生活質量為旅游增權目標。可提高居民生活質量的旅游增權都能有效促進經濟發展，因此旅游地管理者應將改善居民生活質量作為幫助其實現旅游增權的主要目標。①發展理念方面，堅持“以人為本”和可持續發展思想，將景區與居民作為休戚相關的利益共同體；②政治增權方面，不僅要為居民表達利益訴求提供機會和暢通渠道，還要從惠及生活質量的角度助其實現訴求；③心理增權方面，通過提升旅游地的市場吸引力和居民的生活關心滿意度，增強其對旅游地的認同感和自豪感。

為不同戶籍居民實行差異化重點增權。本地居民的政治增權對生活質量有顯著正向影響，外來居民的政治增權則無；外來居民的社會增權對經濟發展有顯著正向影響，本地居民的社會增權則無。因此，旅游地管理者應重點幫助本地居民實現政治增權，幫助外來居民實現社會增權。就政治增權而言，應為“居民是社區旅游開發的主體”提供政策保障，發展參與式民主，讓本地居民真正參與；就社會增權而言，應繼續加強社會治安、商戶經營、水鄉風貌等方面的管理服務，著力構建社會秩序穩定、人際關系和諧、古鎮風貌獨特的旅游社區，為外來居民從業、經商、居住、社交等提供社會資本。

4.3 研究局限

本文存在3 個方面的局限：一是數據采集于疫情防控階段這一特殊時段。新冠疫情背景下，游客銳減和防疫管理可能對居民的增權訴求、生活質量具有一定影響，未來應增加疫情結束后的樣本，以提高研究結論的普適性。二是未考慮旅游開發模式的影響。未來應考慮旅游開發模式對旅游增權與經濟發展關系的影響。三是在旅游增權與經濟發展之間只探討了生活質量的中介作用，兩者之間可能還存在其他過渡變量。未來，可利用多重中介作用模型深入探究旅游增權與經濟發展間的關系。