生活民俗特性影响感知包含了积极影响感知和消极影响感知，其中积极影响感知包含问项27～35共9项，消极影响感知包含问项36～43共8项。通过对整体样本中居民对生活民俗特性影响感知的调查数据统计发现，研究的4个全国旅游扶贫示范项目乡村社区居民对生活民俗特性影响感知最强烈的是问项30“旅游扶贫后，通过办民宿、农家乐、到景区就业等收入方式和途径变多了”（均值为4.17），该项为生活民俗特性的积极影响。感知最不强烈的是问项42“旅游扶贫后，从农业生产到从事旅游服务，心理产生了落差”（均值为3.23），该项为生活民俗特性的消极影响。
（一）生活民俗特性积极影响感知的描述性统计
社区居民对生活民俗特性积极影响的感知包括物质民俗维度的积极影响和社会民俗维度的积极影响。其中物质民俗维度的积极影响包含问项27、28、29、30、31、32共6项，感知最为强烈的是问项30“旅游扶贫后，通过办民宿、农家乐、到景区就业等收入方式和途径变多了”（均值为4.17）；其次是问项27“旅游扶贫后，房子建得更好了，生活更方便了”（均值为4.08）；其他问项按照均值大小依次为问项28“旅游扶贫后，饮食种类更多了，吃得更好了”（均值3.9）、问项31“旅游扶贫后，外出打工者返乡创业就业的多了”（均值3.88）、问项29“旅游扶贫后，穿着更加时尚了，质量更好了”（均值3.84）。社会民俗维度的积极影响包含问项33、34、35共3项，3项感知均较强烈，其中问项34“旅游扶贫后，村民的精神生活更加丰富了”（均值3.96），问项35“旅游扶贫后，与外界交往变多，思想更加开放了”（均值3.93），问项33“旅游扶贫后，妇女在家里的地位提高了”（均值为3.63）。
（二）生活民俗特性消极影响感知的描述性统计
社区居民对生活民俗特性消极影响的感知包括物质民俗维度的消极影响和社会民俗维度的消极影响。其中物质民俗维度的消极影响包含问项36、37、38三项，根据其感知均值从大到小依次为：问项38“旅游扶贫后，砖瓦房和楼房增多了，现代化气息变浓了”（均值3.97）、问项37“旅游扶贫后，牛马等畜力减少了”（均值3.82）、问项36“旅游扶贫后，种植传统农作物少了，种植花卉、大棚蔬菜等增多了”（均值3.76），可见居民对于物质民俗维度的消极影响感知均较强。社会民俗维度的消极影响包含问项39、40、41、42、43共5项，其中只有一项感知较为强烈，即问项42“旅游扶贫后，婚丧嫁娶等礼俗变得现代化了”（均值3.62），其余4项感知均不强烈，按照感知均值从大到小依次为：问项40“旅游扶贫后，游客增多，原来的平静生活被打乱了”（均值3.41）、问项41“旅游扶贫后，现代节日增多，传统节日减少”（均值3.28）、问项39“旅游扶贫后，商业化气息变浓，有了相互竞争，邻里关系变差了”（均值3.25）、问项43“旅游扶贫后，从农业生产到从事旅游服务，心理产生了落差”（均值3.23），整体来看，居民对社会民俗维度的消极影响感知不强烈。
（三）生活民俗特性影响感知描述性统计小结
从社区居民对旅游扶贫的生活民俗特性积极影响和消极影响感知情况来看，总体呈现积极影响感知强烈，消极影响感知不强烈的特征。由此可以得出，旅游扶贫对四个乡村社区生活民俗特性的积极影响大于消极影响，因此在这个维度上对地方性的影响也是积极影响大于消极影响，社区居民生活民俗特性影响感知描述性统计的整体结果详见表8-1。
表8-1 整体样本生活民俗特性影响感知描述性统计（N=820）
二、整体样本生活民俗特性影响感知因子分析
根据因子分析的前提条件,笔者对生活民俗特性影响的17个变量进行了KMO（Kaisex-Meyer-Olkin）值计算和Bartlett’s球形检验，计算结果详见表8-2，整体样本生活民俗特性影响KMO值为0.887＞0.7，显著性（p值）为0.000＜0.001，说明变量间的相应矩阵不是单位矩阵，各变量间具有一定的相关性，可以进行因子分析。
表8-2 整体样本生活民俗特性影响KMO及巴特勒球形检验（N=820）
利用SPSS22.0统计工具对旅游扶贫生活民俗特性影响的调查数据进行因子分析,以主成分分析及方差极大正交旋转法，萃取特征值大于1的因子的方式来浓缩变量数。第一次方差极大正交旋转后得到特征值大于1的3个因子，累积方差贡献率为67.865%。为了能进一步反映积极影响中的差异性因素，笔者采取固定因子数量的方法，以因子载荷系数0.45作为筛选标准，尝试提取4个公因子，在得到的旋转元件矩阵中，问项31“旅游扶贫后，外出打工者返乡创业就业的多了”在公因子1和公因子2中标准化因子载荷系数均大于0.45，分别为0.569和0.617，说明该项变量效度不好，对其进行了剔除。而问项32“旅游扶贫后，农产品更容易卖了”属于物质民俗的范畴，与萃取后同一公因子中的其他变量差异较大，无法对其进行命名，因此将问项32予以剔除。重新以因子载荷系数0.45，因子固定数量4为标准进行方差极大正交旋转，最终结果显示因子分析效果良好。四个公因子特征值分别为3.375、3.172、2.262、2.174，累计方差贡献率达到73.220%，详见表8-3。
表8-3 整体样本生活民俗特性影响因子总体方差解释（N=820）
其中公因子1包含4个变量（问项27、28、29、30），这4个问项全部是关于生活民俗特性的物质民俗维度积极影响的问项，根据其共同性将其命名为“物质民俗积极影响”，其方差贡献率为22.503%。公因子2包含5个变量（问项39、40、41、42、43），这五个问项全部是关于生活民俗特性社会民俗维度消极影响的问项，根据其共同性将其命名为“社会民俗消极影响”，其方差贡献率为21.145%。公因子3包含3个变量（问项36、37、38），这三个问项均是关于生活民俗特性物质民俗维度消极影响的问项，根据其共同性将其命名为“物质民俗消极影响”，其方差贡献率为15.082%。公因子4包含3个变量（问项33、34、35），这三个问项均是关于生活民俗特性社会民俗维度积极影响的问项，根据其共同性将其命名为“社会民俗积极影响”，其方差贡献率为14.491%。最终得到的因子分析结果见表8-4。
表8-4 整体样本生活民俗特性影响感知因子分析结果（N=820）
通过信度检验发现,因子1（物质民俗积极影响）、因子2（社会民俗消极影响）、因子3（物质民俗消极影响）、因子4（社会民俗积极影响）的内部一致性系数（Cronbach’s alpha）分别为0.875、0.856、0.790，0.765，根据信度检验标准，符合信度要求。
根据第六章关于因子感知强度计算公式6.1和6.2计算出旅游扶贫社区居民对4个生活民俗特性影响因子的感知强度依次为：因子1物质民俗积极影响（均值=4）＞因子3物质民俗消极影响（均值=3.85）＞因子4社会民俗积极影响（均值=3.84）＞因子2社会民俗消极影响（均值=3.36）。可见，居民对物质民俗积极影响感知最为强烈，而对社会民俗积极影响感知最不强烈。
三、整体样本基于不同人口特征的生活民俗特性影响感知差异分析
根据公式 计算因子分析后不同居民对4个生活民俗特性影响因子的感知均值。在此基础上对人口学特征感知差异进行分析，其中“性别”和“是否参与旅游扶贫”采用独立样本t检验；而“学历”“年龄”“职业”“年人均纯收入”采用单因素方差（ANOVA)分析。
（一）不同“性别”和“是否参与旅游”群体对生活民俗特性影感知t检验(www.daowen.com)
通过对“性别”和“是否参与旅游”两个人口学变量进行独立样本t检验，结果发现，不同性别群体对“社会民俗积极影响”和“物质民俗消极影响”两个因子感知不存在显著差异。而对“物质民俗积极影响”和“社会民俗消极影响”两个因子感知存在显著差异，两个因子的感知均是男性明显强于女性。
参与旅游经营（或从事旅游相关工作）的群体与未参与群体对“社会民俗积极影响”“物质民俗消极影响”和“社会民俗消极影响”三个因子的感知均不存在显著差异。而对“物质民俗积极影响”感知存在显著差异，参与群体对该因子的感知明显强于未参与群体。
表8-5 不同人口特征群体对生活民俗特性影响感知t检验（N=820）
续表
（二）不同学历、年龄、职业、收入群体对生活民俗特性影响感知方差分析
对学历、年龄、职业和收入群体4个人口变量分别进行方差分析，首先对描述性统计量进行分析，然后进行方差齐性检验和单因素方差分析，最后针对组间差异显著（p＜0.05）的因子进行均值多重比较分析，如果方差齐性（p＞0.05），则用LSD值进行均值多重对比；如果方差不齐性（p＜0.05），则用Tamhane值进行多重对比。限于篇幅，本书分析中省略了方差分析的具体步骤，对方差分析结果进行整理后形成方差分析结果表，见表8-6，结果表明：
不同学历群体对生活民俗特性影响的4个因子感知均存在显著差异，通过Scheffe事后检验发现，研究生及以上学历群体对“物质民俗积极影响”“物质民俗消极影响”和“社会民俗消极影响”的感知均明显强于其他学历群体。高中学历群体对“社会民俗积极影响”的感知明显强于其他学历群体。
不同年龄阶段群体对生活民俗特性消极影响感知不存在显著差异，而对积极影响感知存在显著差异。通过Scheffe事后检验发现，45～64岁年龄段的居民对“物质民俗积极影响”和“社会民俗积极影响”的感知均明显强于其他年龄段群体。
不同职业群体对生活民俗特性影响的4个因子感知均存在显著差异，通过Scheffe事后检验发现，公务员群体对“物质民俗积极影响”“社会民俗积极影响”和“社会民俗消极影响”3个因子的感知强度均明显高于其他职业群体。而教师则对“物质民俗消极影响”感知明显强于其他职业群体。
不同收入群体对生活民俗特性影响的4个因子感知均存在显著差异，通过Scheffe事后检验发现，人均年纯收入在4 001～6 000元的居民对“物质民俗积极影响”“社会民俗积极影响”“物质民俗消极影响”和“社会民俗消极影响”4个因子的感知均明显强于其他收入群体，而2855元及以下群体对4个因子的感知均明显弱于其他收入群体。
表8-6 不同人口特征群体对生活民俗特性影响感知方差分析（N=820）
续表
（三）整体样本人口学特征与生活民俗特性影响感知关系分析结论
通过对整体样本人口学特征的生活民俗特性影响感知差异分析，得出如下结论：
1.男性对“物质民俗积极影响”和“社会民俗消极影响”的感知明显强于女性。
2.参与旅游经营（或从事旅游相关工作）的群体对“物质民俗积极影响”感知明显强于未参与群体。
3.研究生及以上学历群体对“物质民俗积极影响”“物质民俗消极影响”和“社会民俗消极影响”的感知均明显强于其他群体。高中学历群体对“社会民俗积极影响”的感知明显强于其他群体。
4.45～64岁年龄段的居民对生活民俗特性积极影响的感知明显强于其他年龄段群体。
5.公务员群体对“物质民俗积极影响”“社会民俗积极影响”和“社会民俗消极影响”的感知明显强于其他群体，教师对“物质民俗消极影响”感知明显强于其他群体。
6.人均年纯收入在4001～6000元的居民对生活民俗特性影响感知明显强于其他收入群体，2855元及以下群体对生活民俗特性影响感知明显弱于其他群体。
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