1. 引言
泉州系列世界遗产是十至十四世纪宋元时期重要贸易口岸、繁荣海上丝绸之路经济带的东方枢纽的见证[1]。遗产地居民是世界遗产的关键要素和保护主体，而且直接参与世界遗产的保护，因此，基于遗产地居民的重要地位，遗产地居民行为决策一直受到学者广泛关注和研究。在当前世界遗产动态保护和适应性管理迫切需要建立“五位一体”多方参与机制的背景下，分析遗产地居民文化延续力的现状既是产业融合背景下协同发展的需要，也是解决遗产地文旅产业发展现实矛盾的需要。目前关于“泉州：宋元中国的世界海洋商贸中心”世界遗产方面的研究较少，尤其是认知和行为方面的研究。
Ajzen (1991)等人提出的计划行为理论将人的认知划分为行为态度、主观规范和控制认知三个维度，这三个维度通过影响行为主体行为意向，进而影响行为主体行为响应[2]，同时感知公平和相对剥夺感也可能会影响行为意向。行为态度指的是行为主体对执行一项活动的认知与预期；行为主体执行某行为所感知到的社会压力称为主观规范；控制认知是指行为主体对执行某行为的控制能力的认知。对于遗产地居民对世界遗产的参与和保护继承行为，已有部分研究指出认知因素是其最为主要的影响因素，在遗产地旅游资源的可持续利用方面，实践态度、控制认知对其参与意愿呈现显著的正向影响[3]-[5]。感知公平本质上是行为主体将所享受的服务与行为主体的预期或既定标准比较后的主观评价，目前学界广泛认同的阐述理论是三因素论，即从程序公平、分配公平和互动公平三个角度量化对旅游地居民感知公平水平，何学欢(2018)通过实证证明了三因素模型在文旅研究中的普适性[6]-[8]。相对剥夺感定义为行为主体对自身处于不利地位的内在感知，它既是比较参照群体后的主观感受，也是资源、机会、利益等方面被剥夺的客观事实，学界目前公认的四种概念模型主要由认知和情感等维度组合而成[9]-[11]。
文化延续力(Cultural Continuity)是以力量为基础的文化适应理论，主要指通过文化传统对知识的持续和传播来整合文化、维护共同印象的方式[8]。LaRocque认为文化延续力是通过动态维护共同认知来进行呈现的，这种认知或许会随着社会变迁或时空推移而转变[12]。文化延续力从社会学的视角回答了“我是谁，来自何方，去往何处”的疑问。过去社会常常把“为子孙后代妥善地保护遗产”作为遗产保护的目标[13]，当前则越发关注那些作为“文化身份表达”的创造性生产[14]，这使得文化的多样性和延续性在遗产地的开发过程中越来越被重视[15]。研究参考段义孚先生的阐述，认为遗产地居民文化延续力的三个成分与“文化延续力”三个逻辑层次相对应，即从认知、评价和实践三个角度来考量居民的文化延续力，在感知世界遗产中留存的先辈文明基础上，评价审视世界遗产在当下和将来人类世界中蕴藏的价值，使得与世界遗产保护传承息息相关的认知以及归属感得以巩固，提出世界系列遗产可持续开发与保护的整体概念，借以呈现世界遗产的“真实性”和“完整性”[16]。
2. 研究设计
2.1. 研究内容及方法
Figure 1. Structural relationship model
图1. 结构关系模型
考虑到以上论述，研究提出如下10个假设：
H1：遗产地居民世界遗产保护的实践态度对其保护继承意愿有显著正向影响；
H2：遗产地居民世界遗产保护的行为控制对其保护继承意愿有显著正向影响；
H3：遗产地居民世界遗产保护的主观规范对其保护继承意愿有显著正向影响；
H4：遗产地居民参与世界遗产保护的相对剥夺对其保护继承意愿有显著正向影响；
H5：遗产地居民参与世界遗产保护的感知公平对其保护继承意愿有显著正向影响；
H6：遗产地居民的保护继承意愿对其保护继承行为响应有显著正向影响；
H7：遗产地居民的保护继承意愿对其文化延续力有显著正向影响；
H8：遗产地居民参与世界遗产保护的保护继承行为响应对其文化延续力有显著正向影响；
H9：遗产地居民参与世界遗产保护的保护继承行为响应在保护的意愿和文化延续力之间有中介作用。
H10：遗产地居民世界遗产保护的实践态度、行为控制、主观规范、相对剥夺和感知公平两两存在显著影响。
构建遗产地居民“认知–意愿行为–文化延续力”结构关系模型，如图1所示。
研究在借鉴高信效度量表的基础上，结合案例地实际情况对各观测变量的测量题项进行问卷调查以获取数据。分为预调研阶段和正式问卷发放阶段。最终落实到遗产地中的具体指向——遗产地的知识、情感和行为三维度，以及文化延续力的两个层次——认知和保护实践相应，而前者又分为五个维度——实践态度、遗产评价、主观规范、相对剥夺感、感知公平，后者则分为保护继承行为响应和保护继承意愿两个维度，结合文化延续力作为结果变量，形成正式的调研问卷，对测得的数据结果采用SPSS 22.0软件对调查数据进行分析，同时深入案例地社区以访谈资料作为量表设计和结论解释的补充。
2.2. 量表设计
研究主要参考Ajzen (1991)、Wang (2018)、吕宛青(2019)、段义孚(2017)、刘吉龙等(2021)、Flynn (2014)、傅晶(2021)和李渌(2021)的成熟量表设计题项，以确保量表具有良好的信效度[1] [2] [4] [5] [16]-[19]。从实践态度、遗产评价、主观规范、相对剥夺感、感知公平五个层面测量居民认知，其中增添的相对剥夺感基于认知(E1~E3)和情感(E4~E6)进行二维结构测量，感知公平从程序公平(D1, D2)、分配公平(D3, D4)和互动公平(D5, D6)三个角度测量。参考Wang (2018)和刘吉龙等(2021)设计保护继承意愿量表，参考吕宛青(2019)设计保护继承行为响应的量表。主要从遗产认知(F1~F4)、遗产评价(F5~F7)、遗产实践(F8~F10)三个角度设计遗产地社区居民的文化延续力量表。同时，根据实地观察和访谈资料所掌握的案例地实际情况，对测量题项进行修改。所有题项都采用李克特5级量表进行赋分，根据居民认同程度的高低分别为：1分(非常不同意)、2分(不同意)、3分(不确定)、4分(同意)、5分(非常同意)。不同维度和量表测量题项见表1。
Table 1. Different dimensions of planned behavior and scale measurement items
表1. 不同维度和量表测量题项
维度 |
量表 |
来源 |
实践态度(AT) |
A1 了解泉州的遗产保护政策 |
Ajzen (1991)、吕宛青(2019)、陆玉梅(2018)、Wang (2018)、刘吉龙等(2021)
[2]-[5] [17] |
A2 了解自身参与遗产保护的途径 |
A3 遗产保护有利于改善生产生活 |
主观规范(RU) |
B1 政府积极开展遗产的保护 |
B2 自身参与保护受到其他居民的影响 |
B3 社区积极开展遗产保护 |
控制认知(RE) |
C1 能够承受遗产保护的资金成本 |
C2 积极参与遗产保护能够取得成效 |
C3 能够承受世界遗产保护的时间成本 |
感知公平(FA) |
D1 遗产地的保护和开发政策和实践基于准确的信息之上 |
梁荣成(2019)、Colquitt (2001)、何学欢(2018)
[8] [7] [20] |
D2 居民能表达遗产地保护开发的政策决策观点和感受 |
D3 居民感受得到遗产地保护与开发合理的经济回报或补偿 |
D4 居民努力后能在遗产地保护发展中获得回报和发展机会 |
D5 开发管理部门对相关政策及出台过程进行全面解释 |
D6 遗产地开发管理部门和居民接触时的礼貌尊重对待 |
相对剥夺感(DE) |
E1 与旅游开发前相比合法利益受到损害 |
耿梦欣(2019)、张大钊(2020) [10] [11] |
E2 在旅游发展中居民所得到少于期望 |
E3 居民认为应该拥有的被剥夺 |
E4 居民对所拥有的感到不满 |
E5 居民对现在的生活状况感到不满。 |
E6 居民对别人在遗产地开发中挤占了属于他的东西而愤恨 |
文化延续力(CON) |
F1 居民知道遗产地的传统美食 |
Flynn (2014)、段义孚(2017)、傅晶(2021)、李渌(2021) [1] [16]-[19] |
F2 德济门等遗址是能够体现古代官方制度的代表性遗存 |
F3 天后宫、真武庙是体现泉州民间风俗的最好物证 |
F4 了解开元寺等多元文化宗教场所 |
F5 泉州的传统街巷、文化宗教建筑、特色民俗小吃吸引许多游客来此 |
F6 市舶司遗址等古建筑(遗址)是泉州历史的见证 |
F7 泉州在中国诸多历史城镇上独具一格 |
F8 天后宫等古建筑在旅游高峰期应限制游客数量 |
F9 愿意主动制止破坏泉州古建筑和环境的行为 |
F10 为了更好地维护和传承世界遗产，可以将遗产区域作为整体对外来游客适当收费 |
保护继承意愿(PRO) |
G1 我有参与泉州世界遗产的保护和合理开发的意愿 |
Wang (2018)、刘吉龙等(2021) [4] [17] |
G2 我希望子孙后代继续参与到泉州世界遗产的保护和合理开发中来 |
行为响应(REC) |
I1 我对“社区组织的泉州世界遗产保护活动”的参与是 |
吕宛青(2019) [5] |
I2 我对“将泉州传统美食和文化活动传承给下一代”的参与是 |
I3 我对“泉州世界遗产日”等遗产保护活动的参与是 |
2.3. 数据描述
研究于2024年1月23日至2024年1月29日、2024年2月13日至2024年2月16日、2024年3月23日至2024年3月26日先后三次对案例地进行调研。最终共发放问卷450份，回收414份，回收率为92%；其中，有效问卷362份，有效率为87.4%。对收集到的数据样本进行统计分析(见表2)，本次调研男性占51．1%，女性占48.9%，年龄集中于18~45岁之间，以企事业人员、学生和旅游服务和接待人员为主。
Table 2. Samples basic information
表2. 样本基本信息
项目 |
类别 |
比例 |
项目 |
类别 |
比例 |
性别 |
男 |
51.1% |
职业 |
全日制学生 |
26.87% |
女 |
48.9% |
旅游服务和接待人员 |
17.62% |
年龄 |
18岁以下 |
18.5% |
企事业管理人员 |
19.82% |
18~45岁 |
48.46% |
农民 |
15.42% |
46~59岁 |
25.11% |
公职人员 |
10.57% |
60岁及以上 |
7.93% |
离退休人员 |
0% |
受教育程度 |
高中及以下 |
26.43% |
专业技术人员 |
9.25% |
大专 |
28.19% |
其他 |
0.44% |
本科 |
36.56% |
居住时间 |
5年及以下 |
22.91% |
硕士及以上 |
8.81% |
6~15年 |
41.85% |
月收入 |
2000元及以下 |
24.23% |
16~25年 |
17.18% |
2001~5000元 |
37.44% |
26年及以上 |
18.06% |
5001~10,000元 |
24.67% |
家庭文旅相关收入 |
是 |
55.95% |
10,000元及以上 |
13.66% |
否 |
44.05% |
3. 数据分析与假设检验
3.1. 信度与效度分析
为实现观测变量的有效性，研究对选取的观测变量进行探索性因子分析，而在进行因子分析之前，应利用统计软件SPSS 22.0检验数据的效度和信度。检验结果显示，本研究八个量表的克隆巴赫系数均大于0.7，可认为量表的内部一致性很好，具备进行可靠性研究的资格，检验结果如表3所示，限于篇幅这里仅展示维度系数。
Table 3. Scale reliability test results
表3. 信度分析结果数据
维度 |
维度整体克隆巴赫系数 |
实践态度(AT) |
0.861 |
主观规范(RU) |
0.879 |
控制认知(RE) |
0.872 |
感知公平(FA) |
0.933 |
相对剥夺感(DE) |
0.932 |
居民保护意愿(PRO) |
0.825 |
居民行为响应(REC) |
0.888 |
居民文化延续力(CON) |
0.956 |
3.2. 量表效度检验
研究在对国内外学术文献的基础上确定该研究的理论基础，结合研究对象泉州地区的实际特点，最终提出遗产地居民认知的5个维度：实践态度、主观规范、控制认知、相对剥夺感和感知公平，以及遗产地居民对于遗产地保护的意愿、行为响应和遗产地居民的文化延续力，在此基础上，提出研究所要测量的若干指标。因此量表具有很好的内容效度。结构效度是指量表实际得到的理论结构和特质的程度，它主要解决调查结果与理论之间的一致性，即实验是否真正能够测量得到假设的结论。
检验结构效度最常用的方法是通过KMO值的大小，并结合Bartlett’s球形检验的显著性来判定。原则上要求KMO值大于0.6，0.8~0.9表示合适，而一般要求Bartlett’s球形检验有小于0.05的显著性。分析可见，KMO值为0.864，还有Bartlett’s球形检验小于0.05的显著性，如表4所示，表明量表数据效度良好，合适做因子分析。
Table 4. Validity test results
表4. 量表效度检验
项目 |
检验值 |
KMO取样适切性量数 |
0.987 |
Bartlett的球形度检验 |
上次读取的卡方 |
8591.689 |
自由度 |
630 |
显著性 |
0.000 |
3.3. 因子分析
为考察观测变量对潜变量的测量效果，研究借助SPSS因子分析得出各观测变量的因子载荷量。因子载荷量一般要求大于0.5。分析结果表明，实践态度的观测变量“保护有利于改善生产和生活(A3)”、控制认知的观测变量“能承受参与保护的资金成本(C1)”由于因子载荷量小于0.5应该被剔除，如表5所示。
Table 5. Factor analysis matrix
表5. 因子分析矩阵
项目 |
AT |
RU |
RE |
DE |
FA |
PRO |
REC |
CON |
A1 |
0.694 |
|
|
|
|
|
|
|
A2 |
0.651 |
|
|
|
|
|
|
|
A3 |
0.423 |
|
|
|
|
|
|
|
B1 |
|
0.720 |
|
|
|
|
|
|
B2 |
|
0.721 |
|
|
|
|
|
|
B3 |
|
0.691 |
|
|
|
|
|
|
C1 |
|
|
0.488 |
|
|
|
|
|
C2 |
|
|
0.702 |
|
|
|
|
|
C3 |
|
|
0.676 |
|
|
|
|
|
D1 |
|
|
|
0.717 |
|
|
|
|
D2 |
|
|
|
0.704 |
|
|
|
|
D3 |
|
|
|
0.680 |
|
|
|
|
D4 |
|
|
|
0.708 |
|
|
|
|
D5 |
|
|
|
0.713 |
|
|
|
|
D6 |
|
|
|
0.701 |
|
|
|
|
E1 |
|
|
|
|
0.657 |
|
|
|
E2 |
|
|
|
|
0.633 |
|
|
|
E3 |
|
|
|
|
0.680 |
|
|
|
E4 |
|
|
|
|
0.698 |
|
|
|
E5 |
|
|
|
|
0.728 |
|
|
|
E6 |
|
|
|
|
0.611 |
|
|
|
G1 |
|
|
|
|
|
0.686 |
|
|
G2 |
|
|
|
|
|
0.733 |
|
|
I1 |
|
|
|
|
|
|
0.708 |
|
I2 |
|
|
|
|
|
|
0.683 |
|
I3 |
|
|
|
|
|
|
0.744 |
|
F1 |
|
|
|
|
|
|
|
0.717 |
F2 |
|
|
|
|
|
|
|
0.657 |
F3 |
|
|
|
|
|
|
|
0.653 |
F4 |
|
|
|
|
|
|
|
0.670 |
F5 |
|
|
|
|
|
|
|
0.706 |
F6 |
|
|
|
|
|
|
|
0.679 |
F7 |
|
|
|
|
|
|
|
0.658 |
F8 |
|
|
|
|
|
|
|
0.701 |
F9 |
|
|
|
|
|
|
|
0.701 |
F10 |
|
|
|
|
|
|
|
0.681 |
KMO |
0.741 |
0.749 |
0.740 |
0.922 |
0.928 |
0.713 |
0.745 |
0.969 |
显著性 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
累积% |
79.865 |
81.912 |
84.022 |
75.096 |
74.639 |
85.107 |
81.788 |
71.800 |
注：提取方法为主成分分析。统一采用李克特五级量表进行量化，因子载荷量不需要旋转以消除量纲的影响。
关于实践态度、遗产评价、主观规范、相对剥夺感、感知公平、居民意向、居民行为响应、居民文化延续力整体维度的因子分析，其KMO均大于0.7，Bartlett球形检验的卡方统计值显著性小于0.1，这表明数据之间具有显著的相关关系，适合做因子分析。提取因子的累积解释总方差均大于70%，能够反映所要测量项目的大部分信息，如表5所示。
3.4. 遗产地居民认知各维度之间的相关关系
根据表6可以看出遗产地居民认知各维度之间均在0.01水平上显著相关，假设H10成立。在遗产地居民认知各维度中，感知公平与实践态度的正相关程度为最高(0.905)；相对剥夺与其他遗产地居民认知维度均呈现明显的负相关关系。
Table 6. The correlation among various dimensions of cognition of residents in heritage sites
表6. 遗产地居民认知各维度之间的相关关系
项目 |
AT |
RU |
RE |
DE |
FA |
AT |
Pearson相关性 |
1 |
0.878*** |
0.845*** |
−.878*** |
0.905*** |
显著性(双尾) |
|
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
N |
362 |
362 |
362 |
362 |
362 |
RU |
Pearson相关性 |
|
1 |
0.863*** |
−0.874*** |
0.889*** |
显著性(双尾) |
|
|
0.000 |
0.000 |
0.000 |
N |
|
362 |
362 |
362 |
362 |
RE |
Pearson相关性 |
|
|
1 |
−0.865** |
0.894*** |
显著性(双尾) |
|
|
|
0.000 |
0.000 |
N |
|
|
362 |
362 |
362 |
FA |
Pearson相关性 |
|
|
|
1 |
−0.905*** |
显著性(双尾) |
|
|
|
|
0.000 |
N |
|
|
|
362 |
362 |
DE |
Pearson相关性 |
|
|
|
|
1 |
显著性(双尾) |
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
362 |
注：*p < 0.1，**p < 0.05，***p < 0.01。
3.5. 回归分析
1) 遗产地居民认知各维度对保护意愿的回归分析
表7可知，回归方程能解释80.07%的总变异。Durbin-Watson值为1.807，处于1.5~2.5的可接受范围之内，表明不存在严重的自相关问题。同时，表7的回归方差分析结果表明，回归的F = 185.383，在0.01水平上显著，表明研究的自变量可以很好地解释该因变量，且自变量与因变量之间存在线性关系。模型中各自变量容差均大于0.05，VIF值均小于30，表明自变量与因变量之间不存在严重的共线性问题。
Table 7. Regression test on the cognitive dimensions of residents in heritage sites and their willingness to protect
表7. 遗产地居民认知各维度与保护意愿回归检验
变量 |
PRO |
t |
显著性 |
VIF |
F |
调整后R2 |
Durbin-Watson (U) |
|
AT |
0.171 |
2.230 |
0.001 |
6.778 |
185.383 |
0.803 |
1.807 |
RU |
0.067 |
0.906 |
0.006 |
6.342 |
RE |
0.121 |
1.694 |
0.002 |
5.855 |
DE |
−0.113 |
−1.463 |
0.005 |
6.903 |
FA |
0.461 |
4.989 |
0.000 |
9.811 |
其中，遗产地居民的保护意愿受到实践态度的正向影响，影响系数为0.171，即遗产地居民的实践态度越好，遗产地居民的保护意愿越高。由此，研究中假设H1得到验证。遗产地居民的保护意愿受到主观规范的正向影响，影响系数为0.067，即遗产地居民的主观规范越好，遗产地居民的保护意愿越高。由此，研究中假设H2得到验证。遗产地居民的保护意愿受到控制认知的正向影响，影响系数为0.121，即遗产地居民的控制认知越好，遗产地居民的保护意愿越高。由此，研究中假设H3得到验证。遗产地居民的保护意愿受到相对剥夺感的负向影响，影响系数为−0.113，即遗产地居民的相对剥夺感越强，遗产地居民的保护意愿越低。由此，研究中假设H4得到验证。遗产地居民的保护意愿受到感知公平的正向影响，影响系数为0.461，即遗产地居民的感知公平越好，遗产地居民的保护意愿越高。由此，研究中假设H5得到验证。
至此，研究的假设H1、H2、H3、H4、H5均得到验证，所以假设基本成立。从标准化的回归系数可以看出，遗产地居民认知各维度对保护意愿的影响强弱依次为：感知公平 > 实践态度 > 控制认知 > 相对剥夺感 > 主观规范。最终，根据上述回归系数构建遗产地居民认知各维度与保护意愿之间的回归方程，如下：
遗产地居民保护意愿 = 0.171 × 实践态度 + 0.067 × 主观规范 + 0.121 × 控制认知 − 0.113 × 相对剥夺感 + 0.461 × 感知公平
2) 遗产地居民保护意愿、行为响应与文化延续力的回归分析
由表8可知，遗产地居民保护意愿与遗产地居民行为响应具有显著正向影响，影响系数为0.824，即遗产地居民的保护意愿越强，遗产地居民的行为响应越好。由此，研究中假设H6得到验证。
遗产地居民保护意愿与遗产地居民文化延续力具有显著正向影响，影响系数为0.901，即遗产地居民的保护意愿越强，遗产地居民的文化延续力越好。由此，研究中假设H7得到验证。
遗产地居民行为响应与遗产地居民文化延续力具有显著正向影响，影响系数为0.916，即遗产地居民的行为响应越强，遗产地居民的文化延续力越好。由此，研究中假设H8得到验证。
Table 8. Regression analysis of protection willingness, behavioral response and residents’ behavioral response
表8. 遗产地居民保护意愿、行为响应与文化延续力的回归分析
变量 |
REC |
CON |
t |
显著性 |
VIF |
F |
调整后R2 |
Durbin-Watson (U) |
|
PRO |
0.824 |
|
21.804 |
0.000 |
1.000 |
475.409 |
0.677 |
1.910 |
|
PRO |
|
0.901 |
6.686 |
0.000 |
1.000 |
759.847 |
0.870 |
1.780 |
|
REC |
|
0.916 |
32.525 |
0.000 |
1.000 |
1057.867 |
0.838 |
1.970 |
3.6. 遗产地居民行为响应的中介效应分析
中介效应的模型常被用来分析自变量对因变量产生作用的过程和影响机制，相比于单纯地分析自变量与因变量之间影响的同类研究，中介分析不仅方法上有进步，而且往往能得到更细致的结果。主要步骤如公式(1)~(4)所示：i) 检验方程(1)的系数c；ii) 依次检验方程(2)的系数a和方程(3)的系数b。此时，若c、a和b都显著，则可以推断该中介效应显著；若c’不显著，则该中介效应是完全中介效应，否则是部分中介效应。
(1)
(2)
(3)
(4)
研究以遗产地居民行为响应(REC)为中介变量、居民保护意愿(PRO)为自变量、居民文化延续力(CON)为因变量，由表8可知系数c显著且值为0.901；系数a显著且值为0.824。
由表9可知，模型中各自变量容差大于0.05，VIF值均小于5，表明自变量与因变量之间不存在严重的共线性问题，系数b显著且值为0.540，系数c’显著且值为0.450，故而可以推断遗产地居民行为响应发挥部分中介效应，中介效应系数为a与b的乘积0.445，假设H9得到验证。
Table 9. The significance test of the mediating effect of the behavioral responses of the heritage site residents
表9. 遗产地居民行为响应的中介效应分析
模型 |
非标准化系数 |
标准系数 |
t |
显著性 |
共线性统计 |
B |
标准错误 |
贝塔 |
容许 |
VIF |
1 |
(常量) |
0.728 |
0.109 |
|
6.686 |
0.000 |
|
|
PRO |
0.809 |
0.027 |
0.901 |
29.606 |
0.000 |
1.000 |
1.000 |
2 |
(常量) |
0.399 |
0.083 |
|
4.799 |
0.000 |
|
|
PRO |
0.404 |
0.036 |
0.450 |
11.187 |
0.000 |
0.304 |
3.286 |
REC |
0.496 |
0.037 |
0.540 |
13.424 |
0.000 |
0.304 |
3.286 |
a. 因变量：CON |
3.7. 本章小结
该章属于研究的实证研究数据分析部分，现对该章节的内容总结如下：
对研究收集到的问卷文件进行整理、纸质文件电子化和数据处理。运用SPSS 22.0对收集到的问卷数据进行描述性统计分析、信度检验、效度检验、相关分析、回归分析以及中介效应分析，结果如下：
通过描述性统计分析，对问卷调查样本人口统计特征的分布和量表题项进行检验，确保抽样及题项设计的合理性；进行量表的信度和效度检验，结果表明该量表的信度和效度良好；相关性分析和回归分析显示，遗产地居民世界遗产保护的实践态度对其保护继承意愿有显著正向影响；遗产地居民世界遗产保护的行为控制对其保护继承意愿有显著正向影响；遗产地居民世界遗产保护的主观规范对其保护继承意愿有显著正向影响；遗产地居民参与世界遗产保护的相对剥夺对其保护继承意愿有显著正向影响；遗产地居民参与世界遗产保护的感知公平对其保护继承意愿有显著正向影响；
遗产地居民的保护继承意愿对其保护继承行为响应有显著正向影响；
遗产地居民的保护继承意愿对其文化延续力有显著正向影响；
遗产地居民参与世界遗产保护的保护继承行为响应对其文化延续力有显著正向影响；
遗产地居民参与世界遗产保护的保护继承行为响应在保护的意愿和文化延续力之间有部分中介效应。
遗产地居民世界遗产保护的实践态度、行为控制、主观规范、相对剥夺感和感知公平两两存在显著相关影响。
4. 研究结论与启示
4.1. 研究结论
本研究在借鉴Ajzen (1991)等人提出的计划行为理论和Ateke (2015)、何学欢(2018)等人的相对剥夺感与感知公平等概念的基础上[2] [6] [7]，结合当前申遗成功后泉州居民的文化背景和语言表达习惯，从泉州世界遗产地居民的遗产认知、遗产保护意愿和遗产行为三个层面设计遗产地居民文化延续力的影响维度和路径。在此基础上构建遗产地居民文化延续力的影响机制模型，并通过实证分析对该模型进行检验。
以中国第56项世界遗产——“泉州：宋元中国的世界海洋商贸中心”系列遗产为例，研究遗产地居民文化延续力的影响机制，研究得出的结论主要如下：
泉州世界遗产地居民文化延续力的增强可以通过实践态度、行为控制、主观规范、相对剥夺感和感知公平这五个基础维度开展实施。
泉州世界遗产地居民认知的五个维度是通过影响遗产地居民保护意愿和行为响应来最终影响遗产地居民的文化延续力的，其中遗产地居民认知各维度对保护意愿的影响强弱依次为：感知公平 > 实践态度 > 控制认知 > 相对剥夺感 > 主观规范，相对剥夺感对遗产地居民的保护意愿和行为响应均呈现显著负向影响。
在遗产地居民认知各维度对其文化延续力的影响路径中，遗产地居民的行为响应具有显著的部分中介效应，即遗产地居民认知各维度通过影响其保护意愿直接影响文化延续力的同时，也通过影响其行为响应来部分影响遗产地居民的文化延续力。
4.2. 研究启示
对于泉州世界遗产地而言，居民的文化延续力是一项宝贵的无形资产。提升泉州世界遗产地的文化延续力不仅可以实现世界遗产的“真实性”与“完整性”，还能提升游客的文旅体验，通过游客的口碑传播增强泉州在旅游目的地市场中的知名度和美誉度，同时还能降低泉州世界遗产管理机构和泉州市政府的维护成本，增加文旅资源的利润收入。研究证明遗产地居民的遗产认知、保护意愿和行为响应对遗产地居民的文化延续力存在显著影响。保持或者提升泉州世界遗产地的文化延续力，要重视和强化对泉州居民的世界遗产和文化认知管理。据此，研究提出以下启示：
1) 加大对泉州遗产保护的宣传力度，全面提升泉州居民遗产保护的认知水平。在泉州世界遗产的保护政策、目的等的宣传方面，目前主要是通过基层社区宣传、公益广告、遗产保护活动等方式对居民进行认知教育，然而随着遗产地居民的年轻化，而且受教育程度较高，获取多媒体信息的能力相对较强，因此建议政府拓宽居民的信息获取渠道，广泛开展遗产地认知教育，例如加强与泉州地方文化艺术团等社会团体的合作，通过新媒体等方式开展宣传和普及等，增进泉州乃至更大范围内居民对遗产保护政策和保护知识的认识，让居民们意识到遗产保护和开发的价值，从而更为主动地去参与传承遗产的活动。另外，在组织认知教育的过程中注重协调遗产保护认知不同维度之间的关系，从而影响居民参与遗产保护的意愿和行为响应，进而有效转化为遗产地居民的文化延续力。
2) 鉴于感知公平对遗产地居民文化延续力的重要影响，可考虑从程序公平、分配公平和互动公平三个角度为泉州遗产地居民营造良好的制度环境，建立各级遗产管理机构的遗产保护规范和制度，以提高其对世界遗产的积极认知，增强开展遗产保护和文化延续事业的积极性。泉州世界遗产的管理目前由泉州市世界遗产保护管理领导小组统筹领导，保护管理任务纳入市直相关部门和遗产属地党委、政府职能和绩效考核[21]。然而泉州世界遗产作为系列遗产，包含分布在不同区县的22个遗产点，各地的遗产面积、维护情况、基础设施、居民收入水平和地方风俗并不是完全一致，因此遗产地文化延续力的维护提升也需要具体问题具体分析。例如，泉州作为著名侨乡存在大量分散产权的侨产，导致大规模改造受阻，可借鉴上海“权益流转”模式允许侨房产权人在保留所有权的前提下通过经营权入股民宿等旅游开发项目并按比例分享收益；针对南音、木偶戏等非遗传承人建立“技艺入股 + 门票分成”制度，如开元寺周边可打造沉浸式非遗展演区，门票收入按比例返还传承人，形成非遗活化的利益反哺机制；通过民主组建遗产保护社区委员会等形式，构建“在地化”治理网络；将“祈风仪式”等传统活动转化为常态化展演，由居民担任仪式主持，实现从“静态保护”到“活态共生”，增强居民在遗产地保护工作中的获得感和感知公平，为遗产保护和文化延续力的提升铺垫好道路。
3) 完善和落实居民世界遗产的保护开发激励政策，提高泉州居民参与遗产保护的能力。在遗产商业保险政策方面，如晋江与中国人民财产保险公司签订了晋江世界遗产点保护保险协议，该保险协议将为晋江的3处世界遗产点提供千万元的风险保障[21]。这一类型保险协议的签订将有效减轻居民对文旅产业发展过程中外来游客造访所带来的公共利益受损问题的担忧，削弱了居民的相对剥夺感。在利益分配方面，注重居民在泉州世界遗产的开发保护工作中的参与和利益分配，对传统文化产品工作人员在核实后给予不同程度的文化旅游补贴，鼓励本地人员到地方遗产管理机构尤其是基层管理机构中竞争任职，提高遗产地居民自我管理、自我维护的能力。