1. 引言
非物质文化遗产扶贫(简称：非遗扶贫)，不仅能够将民族偏远地区的资源优势转化为产业和经济优势，提高当地收入水平，改善农户生活环境，带动当地经济又好又快发展，而且有利于保护生态脆弱区生态环境，减少因资源过度开发引起的生态环境恶化。对环境友好型社会的建设，全面小康社会的实现具有重要的实践意义。本文的扶贫是指在国家相关政策的支持和引导下，民族贫困地区利用丰富的非物质文化遗产资源、别具特色的民族风情和手工技艺，兴办非物质文化遗产就业工纺等经济实体，形成非遗文化产业，发挥文化在脱贫攻坚工作中“扶志”“扶智”作用，激发当地经济的内生作用，以此带动当地经济全面发展和社会进步的一种具有长久性和可持续性优点的“造血式”扶贫开发项目。
国内学者对非遗扶贫主要集中在两个方面：一是非遗和扶贫相结合的概念研究。大多数学者的研究着眼于非遗扶贫的宏观方面，认为非遗扶贫的发展可以带动当地经济的发展、促进居民的就业、增加贫困人口收入 [1] [2] [3] 。但是，也有少数学者认为非遗扶贫的发展也带来了一定的负面效应，认为非遗扶贫使文化的保护和传承陷入了困境 [4] [5] 。二是贫困地区居民对非遗扶贫的感知和参与行为的研究。卢冲，耿宝江等(2017)运用计划行为理论，构建了农牧民参与旅游扶贫的复合模型双槛模型对影响贫困农牧民参与意愿的因素进行了分析并提出对策建议 [6] 。黄登斌(2018)以深度贫困区库木库萨尔村作为研究对象，构建了结构方程式模型对非遗旅游扶贫效应感知态度和参与行为三者之间的关系进行了研究，结果显示村民的正面效应感知越强烈越有可能参与到非遗旅游扶贫当中。而村民的负面效应感知只对村民的参与行为存在显著的影响，对参与态度几乎不存在影响 [7] 。基于此，本文以疏附县T村作研究对象，采用Probit等方法对农户对非遗扶贫的感知和参与行为进行了研究，以期为疏附县T村的非遗扶贫提供理论依据和科学指导。
2. 研究假设及概念模型
2.1. 研究假设
通过对国内文献的阅读和整理发现，大多数学者已经开始关注社区居民对非遗扶贫感知和参与行为的关系，而很少有学者研究民族特困区域对非遗扶贫感知和行为之间的关系。因此，本项研究以利益相关者理论和社会交换理论为基础，在参考文献的基础上，结合当地的实际情况，就民族贫困地区居民对非遗扶贫效应的正面感知、负面感知、态度、参与行为之间的关系提出了以下几组研究假设。
H1：农户对非遗扶贫效应的正面感知与参与态度之间存在显著的正向影响。
H2：农户对非遗扶贫效应的正面感知与参与行为存在显著的正向影响。
H3：农户对非遗扶贫效应的负面感知与参与态度之间没有显著的影响。
H4：农户对非遗扶贫效应的负面感知与参与行为不存在显著的正向影响。
H5：居民对非遗扶贫的参与态度与参与行为存在显著的正向影响。
H6：人口特征学不同的农户对扶贫效应的感知、参与态度和行为有显著的差异。
2.2. 概念模型
本研究以社会交换理论作为基础，参考了Dogan Gursoy、Choong-ki、Ap.J和贺小荣 [8] [9] [10] [11] 等相关研究模型，结合非遗扶贫的具体特征，构建贫困民族地区居民对非遗扶贫的正负效应感知、态度与参与行为关系的概念模型。该模型由非遗旅游效应的正面感知、负面感知、态度及参与行为4个潜变量之间存在的6种假设关系构成。如图1所示。
3. 研究区概况与数据收集
3.1. 研究区概况
研究区位于被国务院命名为“中国新疆民族乐器村”的疏附县T村，全村维吾尔族人口占总量的97.7%，是典型的维吾尔族聚居区，拥有150年的少数民族乐器制作历史，全村904户中的68%在从事乐器的制作。贫困现状，疏附县T村位于14个连片特困区之一的新疆喀什地区，距喀什市6公里，全村总人口3162人，总户数904户，其中建档贫困户有290户，占32.08%。非遗资源概况，疏附县T村非遗文化资源丰富，民族风情浓郁，开发潜力较大。生产的民族乐器几乎涵盖维吾尔传统乐器所有种类。2008年6月，国务院将该村的“少数民族乐器制作技艺”列为第二批国家级非物质文化遗产。2012年8月，该村又被国家文化部批准为首批国家级非物质文化遗产生产性保护示范基地 [12] 。2018年6月，文化部和旅游部非物质文化遗产司联合发布了《关于大力振兴贫困地区传统工艺助力精准扶贫的通知》和《关于支持设立非遗扶贫就业工纺的通知》将非遗扶贫作为少数民族地区国家级贫困县经济发展和扶贫的重要举措，并确定了10个地区作为第一批“非遗 + 扶贫”重点支持地区，其中本文的研究区域新疆地区就入选其中 [13] 。因此，本文对少数民族地区农户参与非遗扶贫感知及参与行为的研究，可作为新疆喀什地区贫困农户参与非遗扶贫研究的代表。
3.2. 数据收集
本文以疏附县T村的农户为研究对象，在2018年4月间，通过随机发放问卷的形式在新疆疏附县T村填写了300份调查问卷，其中回收有效调查问卷278份，回收有效率达92.7%。问卷主要包含三个部分，第一个部分为农户的人口统计学特征，第二个部分是农户对扶贫效应的正负面感知，采用Likert五分量表衡量。第三个部分是农户对扶贫的参与行为和参与态度，其中参与行为采用Likert五分量表衡量，在参与态度中包括是否支持非遗扶贫，为二分变量。运用Spss18.0和Eviews6.0对基础数据进行了描述性统计、信度和效度检验、探索性因子分析、Pearson系数、方差分析和二元Probit回归分析。
4. 描述性分析
4.1. 农户的人口特征分析
样本总数为278人，其中男性居民占总数的47.12%；女性居民占总数的58.6%，实地调研中男性数量略少于女性数量；年龄以21~40岁为主，占57.9%；初中以下文化程度的约占被调查人数的84.9%，农户受教育程度普遍偏低；职业以农牧民为主，约占总数的72.7%；人均年收入在10,000以下的占90.6%。
4.2. 量表分析
4.2.1. 信度分析
采用Cronbach ’s α来对量表的信度进行检验。民族贫困农户对非遗扶贫效果的正面感知、负面感知、参与态度和行为的α系数分别为0.852，0.701，0.789，0.879，均大于临界值0.7，证明变量之间具有稳定性和一致性。结果如表1所示。
Table 1. Internal consistency reliability tests for variables
表1. 变量内部一致性的信度检验
4.2.2. 效度分析
运用KMO和Bartlett球形检验对Likert量表的可靠性进行测验，KMO的值是0.907，接近于1，非常适合做因子分析。Bartlett球形检验的Chi值是4789.009，df值是351，显著性概率P小于0.05。表明量表数据适合做因子分析，结果如表2所示。
Table 2. Variables KMO and Bartlett spherical test results
表2. 变量KMO和Bartlett球形检验结果
5. 实证分析
本部分采用Spss18.0进行实证分析，并从以下几点对研究假设进行验证：
1) 人口统计学变量对扶贫效应的正负面感知、态度和参与行为的差异影响分析。通过采用t检验或单因素方差分析来分析人口特征和各变量间是否存在差异；2) 探讨正面感知，负面感知，态度，参与行为之间的相关关系，从而构建扶贫的影响因素模型；3) 态度二分变量与正面感知、负面感知、参与行为之间的二元Probit回归分析，探讨扶贫态度对其余各变量是否存在显著的影响。
5.1. 因子分析
本研究的因子分析是运用主成分分析法进行公因子的提取，并用最大方差法进行因素正交旋转，提取特征根大于1，因子载荷量大于0.5的因子，对载荷系数小于0.5的题目予以剔除。最后的计算结果表明本研究的23个题目旋转后载荷系数全部都在0.5以上，得以全部保留。并提取了3个公共因子，3个公共因子的累计方差贡献率达到62.627%，超过了方差贡献率的最低标准60%，说明所提取的3个公共因子将原始数据中的有效信息完全保留了，旋转后累计方差贡献率仍保持在62.627%，说明没有影响现有因子的共同度，通过观察原有旋转元素矩阵系数，将提取的3个因子分别命名为：1) 农户对扶贫效应的正面感知，包含11项，信度较高，为0.852。均值较高为4.52，说明农户的正面感知很强(ZMGZ)。2) 农户对非遗扶贫的负面感知，包含6项信度较高为0.701，均值较高为3.78，在量表设计过程中负面感知采用的是反向赋值，1分表示“非常愿意”，5分表示“非常不愿意”，因此说明农户对非遗扶贫的负面感知不是十分强烈(FMGZ)。3) 农户对扶贫的参与行为，包含6项，信度较高为0.879，均值较高为4.33，说明农户非常愿意参与到扶贫中(CYXW)，结果如表3所示。
Table 3. Results of exploratory factor analysis
表3. 探索性因子分析结果
5.2. 喀什T村农户感知与参与行为差异分析
方差分析主要是对两个或两个以上样本的差异进行显著性检验的一种方法。其中Ｔ检验常用于比较两组数据是否存在显著的差异、单因素方差分析则用于比较三个及以上独立样本间是否有显著的差异，双因素方差分析主要用于对比两个因变量对一个自变量是否产生了显著的影响 [14] 。本研究主要是运用T检验和单因素方差分析来验证农户的性别、年龄、受教育程度和家庭年收入在正面感知、负面感知、态度和参与行为的差异性，由于性别是二分变量所以采用t检验，其余的均采用单因素方差分析，所得结果如表4所示。
Table 4. Analysis of differences between demographic characteristics and perception and participation in poverty alleviation
表4. 人口特征学与扶贫感知与参与行为的差异分析结果
注：*表示显著性水平小于0.05。
由表4的表内观察数据可知：
1) 性别。农户性别的测量值除了正面感知，其他测量值的sig值都大于0.05。由此可见，性别对负面感知、态度、与参与行为没有显著差异，但对正面感知有显著差异。
2) 年龄。除了正面感知和负面感知的sig值小于0.05，其余的均大于0.05。由此可见，农户年龄只对正负面感知存在显著的差异，对其余的变量不存在显著的差异。
3) 受教育程度。除了正面感知和态度的sig值小于0.05，其余的均大于0.05。由此可见，农户受教育程度只对正面感知和参与扶贫的态度有显著的差异，对其余的变量均没有显著的差异。
4) 家庭年收入。农户的家庭年收入对负面感知、态度和参与行为均有显著的影响。但是对正面感知却没有显著的影响。
从上述分析来看，农户的人口特征学对农户参与扶贫的感知、态度和参与行为具有显著的差异，假设H6得到验证。
5.3. 喀什T村农户感知与参与行为的关系分析
相关分析是用来探索变量间相关关系的一种研究方法，它是采用一定的数理统计方法来研究测量对象之间是否存在相关性，并分析其相关关系和相关程度 [15] 。相关系数R的取值范围通常介于0~1之间，R的值越大，变量间的相关性越强。本文为验证模型的相关假设，先对变量采取相关分析，为后面的回归分析做铺垫，由于文中变量均属于定距变量，采用Pearson系数进行相关性检验，所得结果如表5所示。
Table 5. Pearson correlation coefficient of poverty alleviation effect
表5. 扶贫效应Pearson相关系数
注：**在0.01水平(双侧)上有显著相关性。
由表5可得，本文的研究假设基本得到了验证：在0.01的显著性水平下，农户对扶贫效应正、负面感知和参与行为之间都存在显著正相关；农户的态度和参与行为之间也有着显著的正效应，而农户的正负面感知对态度的均没有显著性。因此，假设H2、H3、H5成立，H1和H4不成立。
由表5可知，农户的正面感知对态度和行为都存在相关关系，可采用回归分析进行更深入具体的因果关系验证，以此来检验本研究的相关假设。
5.4. 喀什T村农户感知、态度与参与行为的回归分析
弗里德曼指出态度是个体对外界事物的感知，是影响行为的成分，因而态度对行为有着较好的预测作用 [16] 。文章为了进一步对研究假设进行验证，采用回归模型对相关假设进行验证。将扶贫的正面感知和参与行为作为解释变量，参与态度作为被解释变量。因变量参与态度为二分变量，因此将采用Probit回归模型分析正负面感知因子、参与行为和态度变量之间存在关系。将因变量设为Y；正面感知、负面感知、参与行为分别为自变量X1、X2、X3。
Probit模型具体表达式如下：
其中Y = 0时，表示贫困农户不支持扶贫在当地的发展。Y = 1时，表示贫困农户支持非遗扶贫在当地的发展。
通过Eviews6.0软件对数据的处理和检验结果如表6所示。
Table 6. Bivariate Probit regression analysis results
表6. 二元Probit回归分析结果
从上面模型回归结果分析来看，参与态度对参与行为存在显著正向影响，参与态度的变量系数为1.140051，显著性为0.0003，参与态度对参与行为存在显著的正向影响，说明贫困农户对扶贫越支持，越有可能参与扶贫。正面感知和负面感知都对参与态度不存在显著影响。因此，假设H5和H3成立，而假设H1不成立。
5.5. 假设检验结果
通过上面的方差检验、皮尔森系数检验和二元Probit回归分析，本文的研究假设结果如表7所示：
Table 7. Testing results of research hypotheses
表7. 研究假设的检验结果
6. 结论与建议
6.1. 结论
1) 不同性别、不同年龄、不同受教育水平和不同家庭年收入的贫困地区农户对扶贫的感知、态度、参与行为存在着显著的差异。
2) 贫困农户对扶贫效应的正面感知与参与态度和参与行为呈显著正相关，说明农户的正面感知越强，越有利于当地非遗扶贫的发展，农户也越可能参与到扶贫当中；贫困农户扶贫效应的负面感知与态度和参与行为之间也存在显著影响且贫困农户的态度对参与行为存在显著正向影响。农户对扶贫的负面感知虽然会给农户的参与态度和行为带来一定的影响。但是大多数农户依旧支持非遗扶贫在当地的发展，可能是因为在非遗扶贫开发的初级阶段，农户往往对扶贫的正面感知比负面感知更为强烈，因而忽略了它的负面潜在影响，对扶贫带来的负面感知不强烈。而农户负面感知对参与行为的影响可能是认为扶贫的弊大于利，因此高估了非遗扶贫所带来的负面效应，低估了它带来的正面效应，因此不愿参与扶贫。
3) 农户的参与态度对参与行为存在明显的正向影响，正面感知对农户的态度也存在显著正向影响，而负面感知对农户的态度不存在显著的影响。说明农户越支持非遗扶贫的发展就越可能参与到扶贫中。
6.2. 建议
1) 重视疏附县T村不同人口特征的农户对扶贫效应的感知、态度和参与行为。疏附县T村农户的感知、态度和参与行为受到性别、年龄、受教育水平与家庭年收入等众多因素的影响。因此，本地在发展扶贫的过程中，应重视当地贫困农户对扶贫的感知、态度和参与行为，根据T村不同的人口特征来制定有针对性的扶持政策，了解T村农户的诉求，最大限度地帮助贫困人口脱贫，以此来带动当地经济的发展，发挥扶贫效益最大化。
2) 重视农户对扶贫的负面感知。在非遗文化扶贫的发展过程中，应重视非遗文化的保护与传承，避免过度商业化。在保持原有文化真实性的前提下，对当地的非遗采取有针对的开发，对愿意传承非遗的人予以一定政策支持，以此来激励当地农户参与到非遗扶贫开发的实践当中。非遗扶贫的发展主要是依托当地的非遗资源，在开发的过程中南疆地区应该注重保护当地的生态环境，生态环境一旦破坏，当地农户的生存环境也会遭受到威胁，从而导致参与态度和参与行为下降，非遗扶贫发展也将会受到阻碍。因此，要想使当地非遗扶贫长远的发展，在开发过程中应坚持开发与保护相结合的基本原则，并制定必要的政策来保护当地生态环境不被破坏。
3) 加大非遗宣传力度，促进疏附县T村农户脱贫。疏附县T村地处较为偏远，环境比较封闭，农户对非遗扶贫的了解较少，认识不足，因此应采用先进的媒体技术对当地的非遗进行宣传与推广，提高当地知名度，打造当地非遗文化品牌，提高当地农户对扶贫的认识水平，了解农户的参与态度并进行积极的引导，从而提升当地农户的参与热情。
基金项目
环塔里木文化旅游综合服务系统及应用，2013BAH27F04。