居民增權(quán)作用本地居民旅游影響感知研究
——以西藏達東村為例

桑森垚

(西藏大學旅游與外語學院，西藏 拉薩 850000)

一、緒論

本地居民的旅游影響感知,一方面作為影響居民對旅游發(fā)展態(tài)度的核心要素而影響地方旅游開發(fā)者的旅游決策[1]，另一方面，通過影響居民感知生活質(zhì)量而影響地方旅游的可持續(xù)發(fā)展[2]。正面的旅游影響感知能促使本地居民支持地方旅游發(fā)展，與游客交互的過程中呈現(xiàn)積極友好的態(tài)度，相反，負面的旅游影響感知促使其表現(xiàn)出消極的主客互動行為傾向，從而破壞地方旅游的有序發(fā)展[3]。因此探索影響居民旅游影響感知的要素有助于地方旅游品牌的可持續(xù)發(fā)展。

居民增權(quán)，包括對本地居民感知所能獲取的旅游決策參與權(quán)的能力(政治增權(quán))、旅游發(fā)展的自尊(心理增權(quán))和社區(qū)凝聚力(社會增權(quán))、對本地居民的整體旅游發(fā)展態(tài)度具有顯著的正面影響[4]。作為核心利益相關(guān)者，本地居民一般是通過與地方旅游決策者博弈而獲取對地方旅游相關(guān)事務的掌控，并通過感知旅游發(fā)展所帶來的地方社會結(jié)構(gòu)和個人人際關(guān)系的變化而權(quán)衡旅游發(fā)展的利弊[5]。因此，居民增權(quán)是影響本地居民旅游影響感知的重要因素[6]。但是，基礎的研究并未將本地居民的旅游影響感知(包括正面影響感知和負面影響感知)作為居民增權(quán)的從屬變量進行探索，僅有的研究只考量了增權(quán)與正面影響感知間的因果關(guān)系[6]，而未考慮到居民增權(quán)的構(gòu)成維度和本地居民正面/負面旅游影響感知間的一一對應的影響關(guān)系。

黨的十九大和2018年中央農(nóng)村工作會議提出實施“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”，明確全面實現(xiàn)農(nóng)村人口脫貧和農(nóng)村農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的奮斗目標[7]。在該背景下，西藏將旅游扶貧作為提振鄉(xiāng)村經(jīng)濟、實現(xiàn)鄉(xiāng)村脫貧的重要方略，大力推進西藏鄉(xiāng)村旅游發(fā)展[8]。以西藏達東村為例，自該村鄉(xiāng)村旅游項目(達東村村容村貌整治暨扶貧綜合旅游開發(fā)項目)實施以來，村民人均收入已達到6000元以上，共51戶183人達到脫貧標準(1)文中有關(guān)達東村相關(guān)數(shù)據(jù)均由西藏自治區(qū)柳梧和美鄉(xiāng)村民俗文化旅游有限公司提供。。本研究將居民增權(quán)作為影響本地村民感知正面/負面旅游影響的先決要素，定量分析西藏少數(shù)民族特色鄉(xiāng)村旅游發(fā)展背景下兩者間的影響關(guān)系，其結(jié)果有助于西藏鄉(xiāng)村旅游的可持續(xù)發(fā)展以及提升本地村民的旅游參與意圖，更有效地促進鄉(xiāng)村旅游扶貧戰(zhàn)略的全面實施。

二、居民增權(quán)

增權(quán)被定義為個人、組織或社區(qū)所獲取其對相關(guān)事務掌控的能力[9]，基于此定義，增權(quán)最初作為測量個體所感知其獲取政治性權(quán)利能力的單一維度概念被廣泛應用[10]。但旅游發(fā)展背景下，本地居民所感知政治增權(quán)并不能完全體現(xiàn)其在旅游發(fā)展過程中的參與能力[11]，如果將本地居民對旅游發(fā)展態(tài)度視作其感知社會交易(social exchange)利弊權(quán)衡的結(jié)果，則感知社會交易過程中居民的心理調(diào)節(jié)能力、應對旅游發(fā)展所帶來的社會和文化變遷的適應能力等居民增權(quán)感知的重要組成維度同樣不容忽視[6]。Seheyvens將居民增權(quán)定義為由心理增權(quán)、社會增權(quán)、政治增權(quán)和經(jīng)濟增權(quán)四維度構(gòu)成的多維度概念[11]。Boley在此基礎上開發(fā)了居民感知增權(quán)量表(RETS)，采納了心理增權(quán)、社會增權(quán)和政治增權(quán)并將其作為測量本地居民增權(quán)感知的三維度，將居民增權(quán)的研究對象面向全體居民，而不僅僅是那些可以直接感知旅游經(jīng)濟收入分配公正性的旅游相關(guān)行業(yè)參與者，并摒棄了經(jīng)濟增權(quán)維度[4]，之后的研究沿用了其居民增權(quán)的非經(jīng)濟特性[6]。

旅游發(fā)展背景下，心理增權(quán)被定義為游客對地方文化和自然資源的追尋所誘發(fā)的本地居民的自豪感和自尊[11]。Twigger-Ross將個體的對地方認同過程闡釋為個體對地方意義可延續(xù)性(continuity)和對地方形象可區(qū)別性(distinctiveness)的感知以及本地居民的自尊(self-esteem)和自我效能感(self-efficacy)的綜合[12]。旅游發(fā)展所帶動的地方形象傳播將直接影響本地居民自豪感和自尊心的強化，進而強化其地方認同，而地方認同的強化則對其感知旅游利益以及支持地方旅游發(fā)展具有顯著影響[13—14]，如Strzelecka證實了代表本地居民自豪感的心理增權(quán)，積極影響本地居民，支持地方旅游發(fā)展[14]。

社會增權(quán)被定義為旅游發(fā)展所具備的強化地方社區(qū)凝聚力的能力[11]。社會增權(quán)的本質(zhì)是本地居民相信旅游發(fā)展所具備的強化社區(qū)成員間合作的能力[15]。另一方面，旅游發(fā)展所誘發(fā)的社區(qū)居民間競爭意識的增加以及收入不均衡在某種程度上削弱了社區(qū)凝聚力，這種旅游發(fā)展所誘發(fā)的負面社會影響被定義為社會去權(quán)(social disempowerment)[14]?；谏鐣鰴?quán)的社區(qū)內(nèi)部凝聚力和成員間協(xié)作的加強一方面強化了固有的地方形象，進而增加了地方的可區(qū)別性，另一方面深化了地方意義的可延續(xù)性，而基于可區(qū)別性和可延續(xù)性的地方認同強化也有助于促使本地居民支持旅游發(fā)展[12—13]。Boley則指出社會增權(quán)將更有效地協(xié)助本地居民應對旅游發(fā)展所引發(fā)的地方變遷壓力，而使其從整體上呈現(xiàn)正向的旅游發(fā)展態(tài)度，社會去權(quán)則相反[4]。

旅游發(fā)展背景下，政治增權(quán)被定義為本地居民所具有的解決旅游發(fā)展中實際問題的能力和渠道以及直接影響社區(qū)旅游決策的能力[11]。地方性旅游決策的本質(zhì)是政治性決策[16]，是政府為最大化發(fā)展地方旅游經(jīng)濟而利用政治權(quán)力協(xié)調(diào)各利益相關(guān)者間利益分配的結(jié)果[17]，即政治增權(quán)并不像心理增權(quán)和社會增權(quán)一樣在本地居民感知旅游發(fā)展過程中持續(xù)產(chǎn)生，而是在旅游發(fā)展的最初階段，政府決策者往往已經(jīng)決定了地方旅游發(fā)展過程中本地居民的權(quán)力范圍[18]。政治增權(quán)將有助于本地居民的旅游決策參與感知，提升其在旅游發(fā)展過程中的自我效能感[12]，進而影響其對旅游發(fā)展的態(tài)度。

據(jù)此，心理增權(quán)、社會增權(quán)、政治增權(quán)組成了本地居民增權(quán)概念。地方旅游發(fā)展影響本地居民的自豪感和自尊(心理增權(quán)感知)、感知社區(qū)凝聚力(社會增權(quán)感知)以及感知政治權(quán)力(政治增權(quán)感知)，進而影響本地居民對旅游發(fā)展的態(tài)度。

本地居民對旅游發(fā)展的態(tài)度是本地居民感知旅游發(fā)展所帶來的正面/負面影響的主觀呈現(xiàn)，其對旅游發(fā)展的積極態(tài)度是地方旅游可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵[19]?；谏鐣灰桌碚?，本地居民的正面旅游影響感知作為交易所得(benifit)對其旅游發(fā)展態(tài)度呈現(xiàn)積極的影響；反之，負面影響感知作為交易所失(cost)對其旅游發(fā)展態(tài)度呈現(xiàn)消極的影響[20]。本地居民的旅游影響感知囊括了感知經(jīng)濟影響(如就業(yè)機會)、社會文化影響(如文化生態(tài))以及環(huán)境影響[2]，每個維度均呈現(xiàn)出正面/負面的不同影響(如文化破壞和文物保護)，即本地居民對旅游發(fā)展的態(tài)度是利弊權(quán)衡的結(jié)果，本地居民對旅游發(fā)展所帶來影響的感知本身是矛盾的。探索影響其矛盾(ambivalent)感知的因素，將有利于從根本上把握促使本地居民支持旅游發(fā)展的方法[21]。

居民增權(quán)從心理增權(quán)、社會增權(quán)和政治增權(quán)三個維度影響本地居民的整體旅游發(fā)展態(tài)度[4][18]，而其對本地居民正面/負面旅游影響感知的影響尚存有研究的空間[22]。Maruyama證實了居民增權(quán)感知對正面旅游影響感知具有顯著積極影響，而忽視了增權(quán)對負面影響感知的效用[6]。而Wang分別以本地居民的正面/負面旅游影響感知作為從屬變量，將解讀居民增權(quán)感知的核心概念——地方認同過程(可延續(xù)性、可區(qū)別性、自尊和自我效能感)作為獨立變量證實了其間不同的影響關(guān)系[23]。據(jù)此，本研究提出假說及模型如下：

H1：居民增權(quán)對本地居民正面旅游影響感知具有積極的顯著影響。

H1-1：心理增權(quán)對本地居民正面旅游影響感知具有積極的顯著影響。

H1-2：社會增權(quán)對本地居民正面旅游影響感知具有積極的顯著影響。

H1-3：政治增權(quán)對本地居民正面旅游影響感知具有積極的顯著影響。

H2：居民增權(quán)對本地居民負面旅游影響感知具有消極的顯著影響。

H1-1：心理增權(quán)對本地居民負面旅游影響感知具有消極的顯著影響。

H1-2：社會增權(quán)對本地居民負面旅游影響感知具有消極的顯著影響。

H1-3：政治增權(quán)對本地居民負面旅游影響感知具有消極的顯著影響。

圖1:研究模型

三、研究方法

(一)案例概況

達東村位于拉薩市西南方，距離拉薩市中心18公里，總?cè)丝跒?96人，勞動力324人。該村有豐富的歷史文化資源，保存有2座千年古寺，分別為尼瑪塘寺和白色寺，同時保留著300多年前倉央嘉措居住過的貴族莊園遺址。2016年4月，由柳梧城投、達東村村委會及和美布達拉公司共同成立柳梧和美鄉(xiāng)村民俗文化旅游有限公司，對達東村特色鄉(xiāng)村民俗文化旅游資源進行綜合開發(fā)。2016年7月，由柳梧新區(qū)管委會牽頭，通過“達東村村容村貌整治暨扶貧綜合(旅游)開發(fā)項目”對達東村進行一體化景區(qū)開發(fā)。旅游開發(fā)效果顯著，2016年達東村全年接待游客量8萬人，2017年前9個月接待游客量約12萬人，旅游產(chǎn)業(yè)大大提高了村民收入。

(二)研究方法

本研究主要采用定量分析法。定量數(shù)據(jù)的采集主要以問卷調(diào)查的方式進行，調(diào)查對象均為在達東村居住10年以上的藏族居民。調(diào)查問卷包括藏漢兩種文字，以發(fā)放藏文問卷為主，同時發(fā)放少量漢文問卷。

調(diào)查問卷的內(nèi)容包括三部分:第一部分，調(diào)查樣本的人口統(tǒng)計學和一般居住特性問題(性別、年齡、是否從事旅游相關(guān)行業(yè)、學歷、月收入、婚姻狀況、居住時間);第二部分，調(diào)查樣本的增權(quán)感知，問項來自于Boley的RETS量表，并置于達東村背景下進行修正(如我有機會親自參與達東村的旅游發(fā)展計劃)[4];第三部分為旅游影響感知問項，問項來自于Andereck[2]和Wang[23]的相關(guān)量表。本次調(diào)查共發(fā)放185份問卷，回收185份，問卷回收率達100%；回收問卷中有效問卷174份，有效回收率為94.1%。

問卷數(shù)據(jù)的分析采用SPSS19.0軟件進行頻度分析、信度效度分析、相關(guān)分析和多重回歸分析。頻度分析用以檢測樣本的人口統(tǒng)計學和一般居住特性；信度效度和相關(guān)分析用以檢測問卷量表的信度和效度；多重回歸分析用以確定變量間因果關(guān)系[22]。

四、分析結(jié)果

表1:樣本基本情況

(一)居民一般特性

表1為達東村居民人口統(tǒng)計學特性的相關(guān)頻度分析。性別方面，男性受調(diào)查者占51.1%，與女性受調(diào)查者大致持平(48.9%)。年齡方面，青壯年(年齡段為21—40歲)調(diào)查者占大多數(shù)，約占58.7%。職業(yè)特性方面，從事與旅游相關(guān)職業(yè)者僅占30.5%。學歷上，大部分為高中及以下的低學歷者(90.8%)。月收入上，受調(diào)查者的月收入依照頻度從大到小排列，依次為2001—3000元(53.0%)、2000元以下(38.4%)以及3001—4000元(8.6%)，不存在4000元以上收入者，說明達東村居民的整體收入偏低?；橐鰻顩r方面，已婚者(62.1%)高于未婚者(37.9%)。受調(diào)查者的平均居住時間為36.65年，多數(shù)為20年以上傳統(tǒng)達東村居民，因此本研究結(jié)果可以代表本地居民認知。

(二)問卷信度和效度分析

達東村居民增權(quán)量表的原有11個問項中，問項7(達東村的旅游發(fā)展使我感到我擁有一個獨特的文化背景可與人分享)和問項8(達東村的旅游發(fā)展使我想去為維持其特殊性而努力)在收斂的三個維度中其因子載荷在兩個維度中均大于0.4，因此作為低效度問項被剔除。其余9個問項重新進行探索性因子分析，其分析結(jié)果顯示如表2。首先，數(shù)據(jù)的KMO值為0.798(>0.6)，且Bartlett球形檢驗近似卡方差結(jié)果在0.01(P=0.000)水平顯著，說明因子分析的結(jié)果有效。其次，探索性因子分析共收斂三個維度，其特征值分別為2.179、1.971、2.336(>1)，方差累計達72.062%(>60%)。各因子載荷均大于0.5，說明三維度居民感知增權(quán)量表具有較高的區(qū)分效度(Discriminant Validity)和聚斂效度(Convergent Validity)。三維度按照增權(quán)的理論基礎分別命名為政治增權(quán)、心理增權(quán)和社會增權(quán)，證實了該量表的概念效度(Conceptual Validity)。另外，三維度分別進行信度分析的結(jié)果顯示，信賴度卡方均大于0.7，證實了該量表具有較高的信度。

對達東村居民旅游影響感知量表的問項(共10個)進行探索性因子分析，問項4(生活空間變得越來越擁擠)和問項5(安全隱患越來越多)在收斂的兩個維度中其因子載荷均小于0.4，因此作為低效度問項被剔除。其余8個問項重新進行探索性因子分析，其分析結(jié)果顯示如表3。首先，數(shù)據(jù)的KMO值為0.678(>0.6)，且Bartlett球形檢驗近似卡方在0.01(P=0.000)水平顯著，說明因子分析的結(jié)果有效。其次，本研究因子分析共收斂兩個維度，其顯示的特征值分別為2.418、2.400(>1)，方差累計達60.219%(>60%)。兩維度內(nèi)各因子載荷均大于0.5，說明該量表有較高的區(qū)分效度和聚斂效度。兩維度按照基礎理論分別命名為正面影響感知和負面影響感知，證實了該量表的概念效度。另外，兩維度分別進行信度分析的結(jié)果顯示，信賴度卡方均大于0.7，證實了該量表具有較高的信度。

表2:達東村居民增權(quán)量表信度效度分析

對增權(quán)和居民旅游影響感知所析出的5個因子進行相關(guān)關(guān)系分析的結(jié)果如表4所示。各因子間相關(guān)關(guān)系系數(shù)均小于0.5，再次證實了所析出因子間的區(qū)分效度。

表3:達東村居民旅游影響感知量表信度效度分析

表4:相關(guān)關(guān)系分析

(三)假說驗證

基于居民增權(quán)對本地居民的正面旅游影響感知研究模型的多重線性回歸分析結(jié)果如表5所示。第一，研究模型的說明力為22.6%，且在0.01水平顯著，證實該模型有效。第二，各獨立因子的VIF值均在1—4之間，證實不存在多重共線性的問題。第三，社會增權(quán)對達東村居民的正面影響感知,與研究假說一致；而政治增權(quán)和心理增權(quán)對達東村居民的正面影響感知不存在顯著影響。

表5:多重線性回歸分析

基于居民增權(quán)對本地居民的負面旅游影響感知研究模型的多重線性回歸分析結(jié)果如表6所示。第一，研究模型的說明力為4.4%，且在0.05水平顯著，證實該模型有效。第二，各獨立因子的VIF值均在1—4之間，證實不存在多重共線性的問題。第三，政治增權(quán)對達東村居民的負面影響感知呈現(xiàn)顯著積極影響,與研究假說呈現(xiàn)相反的結(jié)果；心理增權(quán)對達東村居民的負面影響感知呈現(xiàn)顯著消極影響,與研究假說一致；社會增權(quán)則對達東村居民的負面影響感知在0.05水平?jīng)]有顯著影響。

表6:多重線性回歸分析

圖2:分析結(jié)果模型

(四)假說結(jié)果追加分析

本研究的假說分析結(jié)果與假說預期存在一定差別，除社會增權(quán)積極影響正面影響感知以及心理增權(quán)消極影響負面影響感知外，其他假說預期均拒絕(圖2)。Wang指出在鄉(xiāng)村旅游視野下，本地居民對旅游發(fā)展的態(tài)度及影響感知受其是否在旅游發(fā)展過程中直接獲取經(jīng)濟利益的影響[23]；Maruyama同樣指出在少數(shù)民族旅游背景下，經(jīng)濟利益的獲取與否將對社區(qū)融合產(chǎn)生影響并最終影響本地居民對旅游影響的積極/消極態(tài)度[6]。據(jù)此，本研究針對研究結(jié)果作出以下假設：直接從事旅游行業(yè)的本地居民，對比從事非旅游行業(yè)的居民，居民增權(quán)感知對旅游影響感知的作用存在差異。該假設的驗證通過分組多重回歸分析進行驗證，結(jié)果見表7、表8所示：

表7:分組多重線性回歸分析(1)

表8:分組多重線性回歸分析(2)

結(jié)果證實，是否從事旅游相關(guān)行業(yè)作為調(diào)節(jié)變量，居民增權(quán)對正面/負面旅游影響感知的作用存在顯著差異。大致結(jié)果如下:

第一，從事旅游行業(yè)居民的政治增權(quán)對其負面影響感知有顯著正面影響，即居民感知參與旅游決策的水平越高，其正面影響感知越強烈，該結(jié)果與以往的研究存在顯著差異。Maruyama的研究結(jié)果證實少數(shù)民族社區(qū)居民的政治增權(quán)與其正面影響感知不存在顯著關(guān)系，與本研究結(jié)果一致[6]。但從事旅游行業(yè)的少數(shù)民族鄉(xiāng)村居民的政治增權(quán)與負面影響感知存在的消極影響關(guān)系在該系列研究中尚屬首次被證實。為客觀解讀該結(jié)論，研究者與藏學專家、本地村民以及旅游專業(yè)專家就相關(guān)問題進行了深入訪談，結(jié)果大致從文化價值觀、政治參與度兩個方面得到解讀。文化價值觀方面，本地居民強烈的地緣意識以及文化認同感促使其在參與旅游決策過程中，過多地注意到旅游發(fā)展所帶來的文化區(qū)別性破壞，即旅游參與者更敏感地感知到地方改變所造成的地方認同喪失，而促使其過多地重視旅游的負面影響。該分析從側(cè)面證實了Speller的研究結(jié)果[24]。政治參與度方面，首先，藏文化中傳統(tǒng)的重農(nóng)輕商思想使居民消極地參與旅游決策；其次，本地居民廣泛提及旅游決策方式存在的問題，旅游決策結(jié)果并未完全反映其訴求，造成居民的低自我效能感，這一點通過政治增權(quán)較低的均值可以證實(MEAN(整體政治增權(quán))=2.48；MEAN(旅游行業(yè)從業(yè)者)=2.70)；最后，旅游決策過程中，權(quán)力機構(gòu)和居民間有效溝通渠道的建立也影響其旅游決策參與質(zhì)量。

第二，旅游行業(yè)從業(yè)居民的心理增權(quán)整體上對其旅游影響感知不存在顯著影響，相反，非旅游從業(yè)居民的心理增權(quán)整體上對旅游影響感知存在符合假說預期的顯著影響，該結(jié)果證實了Wang的研究[23]。

第三，社會增權(quán)方面，非旅游從業(yè)居民的社會增權(quán)對其負面旅游影響感知不存在顯著影響，但其影響力呈現(xiàn)積極面(Beta=0.143)。該結(jié)果證實，在達東村旅游發(fā)展過程中，非旅游從業(yè)居民所感知到的旅游發(fā)展所帶來的社區(qū)凝聚力顯著低于旅游從業(yè)人員(t-test檢驗結(jié)果：t=3.955；MEAN=0.52)。達東村旅游發(fā)展所造成的地方改變(Place Change)對非旅游從業(yè)人員的社區(qū)凝聚力感知具有負面影響，“尤其體現(xiàn)在與旅游發(fā)展中直接獲利的村民相比較的時候，經(jīng)濟落差促使其加大了對旅游發(fā)展消極影響的權(quán)重(西藏旅游專家)”。

五、結(jié)語

本研究基于居民增權(quán)理論，以達東村藏族居民為研究對象，定量地分析了達東村居民增權(quán)對旅游發(fā)展所帶來正面/負面影響感知的影響，結(jié)合以是否直接參與旅游行業(yè)為調(diào)節(jié)變量的追加分析以及定性分析，研究的結(jié)果如下：

居民增權(quán)對其旅游影響感知有顯著影響，但影響效果和影響程度在以是否參與旅游行業(yè)為調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)作用下呈現(xiàn)顯著差異。具體表現(xiàn)在，居民的心理增權(quán)對正面旅游影響感知沒有顯著影響，但非旅游從業(yè)居民的心理增權(quán)對該變量有顯著積極影響。居民的心理增權(quán)對負面旅游影響感知有顯著消極影響，尤其體現(xiàn)在非旅游從業(yè)居民的心理增權(quán)對該變量的顯著消極影響方面。據(jù)此，對非旅游從業(yè)居民而言，心理增權(quán)是影響旅游影響感知的關(guān)鍵因素，而旅游從業(yè)居民的旅游影響感知則不受心理增權(quán)的影響[23]。全體居民的社會增權(quán)均對正面旅游影響感知有顯著積極影響。居民的社會增權(quán)對負面旅游影響感知沒有顯著影響，但旅游從業(yè)居民的社會增權(quán)對該變量有顯著消極影響。結(jié)合深度訪談的結(jié)果，該分析結(jié)果證實了社會增權(quán)對本地居民旅游影響感知的影響在一定程度上是社會比較的結(jié)果，非旅游從業(yè)居民通過與旅游從業(yè)居民的社會比較，而表現(xiàn)出較低的社區(qū)凝聚力感知[2][25]。全體居民的政治增權(quán)均對正面旅游影響感知沒有顯著影響。居民的政治增權(quán)對負面旅游影響感知有顯著積極影響，主要體現(xiàn)在旅游從業(yè)居民的政治增權(quán)感知方面。該結(jié)果與預期假設呈現(xiàn)相反的結(jié)果。結(jié)合深層訪談，其原因需要考量本研究情景的特殊性，即藏族鄉(xiāng)村居民的傳統(tǒng)文化價值觀和達東村旅游決策過程中村民的參與方式對其政治增權(quán)感知產(chǎn)生影響。

本研究首次將本地居民的旅游影響感知視作居民增權(quán)的從屬變量，并從正面以及負面影響感知的角度分別進行測量，研究結(jié)果證實了居民增權(quán)對旅游影響感知的矛盾性[21]。旅游發(fā)展所帶來的居民自尊強化、社區(qū)凝聚力強化以及權(quán)力強化并非基礎研究中所假設的均起到強化居民的正面影響感知，調(diào)節(jié)居民的負面影響感知的作用，而是心理增權(quán)僅影響居民的負面影響感知，社會增權(quán)顯著影響居民的正面影響感知，政治增權(quán)則表現(xiàn)出強烈的研究背景差異。其次，本研究將是否從事旅游相關(guān)行業(yè)視作調(diào)節(jié)變量，分組分析居民增權(quán)對旅游影響感知的影響結(jié)果差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)了心理增權(quán)對非旅游從業(yè)居民旅游影響感知的重要影響，同時發(fā)現(xiàn)了社會增權(quán)在影響非旅游從業(yè)居民感知消極旅游影響層面上的不確定性，以及政治增權(quán)在對旅游從業(yè)居民感知消極旅游影響層面上的強化作用。本研究的研究結(jié)果豐富了旅游目的地居民增權(quán)研究，研究結(jié)果與基礎研究間存在的差異具有一定的學術(shù)價值。

實踐方面，本研究結(jié)果為地方旅游發(fā)展過程中，通過調(diào)整居民增權(quán)減少其負面影響感知，增加其正面影響感知，最終實現(xiàn)可持續(xù)社區(qū)旅游發(fā)展的策略提供了參考價值。尤其是在西藏鄉(xiāng)村旅游發(fā)展，深化鄉(xiāng)村旅游扶貧，決勝2020年全面脫貧的關(guān)鍵時期，本研究結(jié)果具有一定的現(xiàn)實意義。同時在考量增加全體居民的心理增權(quán)，減少非旅游從業(yè)居民和旅游從業(yè)居民間的利益沖突以全面提升居民的社會增權(quán)，以及改革居民的旅游決策參與方式和建立有效的溝通渠道(如強化村委會的村民代表職能)方面具有一定的參考意義。

本研究存在一定的不足：第一，問卷雖然被背靠背翻譯成藏文，并由原語民進行說明性發(fā)放，但是考慮溝通的有效性，研究對象經(jīng)過篩選，多數(shù)為能夠閱讀藏文的居民，在某種程度上影響了問卷收集的隨機性。未來的研究需要耗費更多的人力，借助人工誦讀回答的方式收集更多的樣本進行進一步的結(jié)果驗證。第二，分析結(jié)果雖然進行了定性的結(jié)果解讀，但是僅作為輔助工具，更廣泛、更深層次的訪談資料需要進行收集，以構(gòu)建更完整的西藏鄉(xiāng)村旅游目的地居民增權(quán)概念體系以及探索更有效的居民增權(quán)方式。第三，基礎研究證實了居民增權(quán)對旅游發(fā)展態(tài)度的影響，但是居民的旅游影響感知作為其旅游發(fā)展態(tài)度的影響因子，居民增權(quán)是否是居民對旅游發(fā)展態(tài)度的媒介對居民增權(quán)理論的研究尤其重要，因此未來的研究有必要構(gòu)建此三者，乃至包括居民生活質(zhì)量在內(nèi)的多元結(jié)構(gòu)模型，探索更為復雜的結(jié)構(gòu)關(guān)系。