对不同扶贫模式社区分别赋值，“景区带村”型（白马王朗）赋值“1”，“能人带户”型（石椅羌寨）赋值“2”，“合作社+农户”型（空山天盆）赋值“3”，“公司+农户”型（玉屏湖）赋值“4”。以“旅游扶贫模式”为控制变量，以生活民俗特性影响的3个因子作为指标变量，进行单因素方差（ANOVA）分析，结果表明：4个不同旅游扶贫模式的乡村社区对“社会民俗消极影响”感知不存在显著差异（P值=0.069＞0.05）。对“物质民俗积极影响”“社会民俗积极影响”和“物质民俗消极消极影响”感知均存在显著差异，P值分别为0.000、0.001和0.000详见表8-7和表8-8。
表8-7 不同扶贫模式社区生活民俗特性影响感知方差齐性检验（N=820）
表8-8 不同扶贫模式社区生活民俗特性影响感知方差分析（N=820）
由于“物质民俗积极影响”“社会民俗积极影响”和“物质民俗消极影响”感知均不具备方差齐性，因此采用Tamhane值对其进行事后多重检验。结果表明，在对“物质民俗积极影响”感知上，2（“能人带户”型）与3（“合作社+农户”型）存在显著差异，3（“合作社+农户”型）与1（“景区带村”型）、2（“能人带户”型）、4（“公司+农户”型）存在显著差异，结合均值大小（2＞4＞1＞3），表明模式2（“能人带户”型石椅羌寨）对“物质民俗积极影响”感知明显强于模式3，而模式3（“合作社+农户”型空山天盆）对“物质民俗积极影响”感知明显弱于其他模式社区。在对“社会民俗积极影响”感知上4（“公司+农户”型）与3（“合作社+农户”型）存在显著差异，3（“合作社+农户”型）与2（“能人带户”型）、4（“公司+农户”型）存在显著差异，结合均值大小（4＞1＞2＞3），表明模式4（“公司+农户”型玉屏湖）对“社会民俗积极影响”感知明显强于其他三个社区，而模式3（“合作社+农户”型空山天盆）对“社会民俗积极影响”感知明显弱于其他模式社区。在对“物质民俗消极影响”感知上，4与1、2、3存在显著差异，结合均值大小（4＞3＞1＞2），判断出模式4（“公司+农户”型玉屏湖）对“物质民俗消极影响”的感知明显强于其他社区。
表8-9 不同扶贫模式社区生活民俗特性影响感知Scheffe事后检验（N=820）
续表
注：*.平均值差异在0.05层级显著。
二、不同社区生活民俗特性影响感知的描述性统计分析
（一）不同乡村社区居民对生活民俗特性积极影响感知
从物质民俗维度积极影响（含27、28、29、30、31、32共六个问项）来看，感知最强烈的是石椅羌寨，在6个问项中有4个问项均值都是最高的，其中问项28“旅游扶贫后，饮食种类更多了，吃得更好了”均值为4.11；问项29“旅游扶贫后，穿着更加时尚了，质量更好了”均值为4.04；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4.24；问项32“旅游扶贫后，农产品更容易卖了”均值为3.96。另外两个问项27“旅游扶贫后，房子建得更好了，生活更方便了”均值4.11，低于玉屏湖和白马王朗；问项31“旅游扶贫后，外出打工者返乡创业就业的多了”均值为3.88，低于玉屏湖，与白马王朗均值相同。感知最弱的是空山天盆社区，6个问项中有5个问项（27、28、29、30、31）均值都最低，其他两个社区呈交错态势。从社会民俗维度积极影响（含33、34、35共三个问项）来看，感知最强的是玉屏湖社区，三个问项均值都最高，其中问项33“旅游扶贫后，妇女在家里的地位提高了”均值为3.78；问项34“旅游扶贫后，村民的精神生活更加丰富了”均值为4.07；问项35“旅游扶贫后，与外界交往变多，思想更加开放了”均值为4.05。而感知最弱的是空山天盆社区，三个问项均值都最低，分别是问项33均值为3.48；问项34均值3.76；问项35均值3.71。另外两个社区白马王朗和玉屏湖呈交错态势（详见图8-1）。
图8-1 不同社区生活民俗特性积极影响感知均值对比图
（二）不同乡村社区居民对生活民俗特性消极影响感知
从物质民俗维度消极影响（含36、37、38三个问项）来看，玉屏湖社区感知最为强烈，三个问项均值都大于4且与其他社区相比均值最高。其中问项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”均值为4.05；问项37“旅游扶贫后，牛马等畜力少了”均值为4.05；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”均值为4.08。其次是空山天盆社区，均值分别为3.76、3.83和3.95，白马王朗和石椅羌寨则呈现交错态势。从社会民俗维度消极影响（含39、40、41、42、43五个问项）来看，感知最强的是白马王朗社区，5个问项中3个问项均值最高。其中问项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”均值为3.38；问项40“旅游扶贫后，游客增多，原来的平静生活被打乱了”均值为3.55；问项41“旅游扶贫后，现代节日增多，传统节日减少”均值为3.48。而问项42“旅游扶贫后，婚丧嫁娶等礼俗变得现代化了”均值为3.63，与玉屏湖相同；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”均值为3.33，低于玉屏湖均值3.34。感知最不强烈的是空山天盆社区，5个问项中3个问项均值最低，其他两个社区石椅羌寨和玉屏湖呈交错态势（详见图8-2）。
图8-2 不同社区生活民俗特性消极影响感知均值对比图
（三）不同乡村社区居民对生活民俗特性影响感知描述性统计结论
通过对四个乡村社区生活民俗特性影响感知的对比分析，可以总结出以下几点明显特征：
1.四个乡村社区对生活民俗特性的积极影响感知总体强于消极影响感知。
2.四个乡村社区对生活民俗特性的积极影响感知差异较为明显，其中物质民俗维度积极影响感知最强的是石椅羌寨（“能人带户”型），感知最弱的是空山天盆社区（“合作社+农户”型）；社会民俗维度积极影响感知最强的是玉屏湖社区（“公司+农户”型），感知最弱的是空山天盆社区（“合作社+农户”型）。
3.四个乡村社区对生活民俗特性的消极影响感知差异较为明显，其中物质民俗维度消极影响感知最强的是玉屏湖社区（“公司+农户”型）；社会民俗维度消极影响感知最强的是白马王朗社区（“景区带村”型），感知最不强烈的是空山天盆社区（“合作社+农户”型）。
4.综上可见，空山天盆社区（“合作社+农户”型）对生活民俗特性的积极影响和消极影响感知均最弱，详细统计结果见表8-10。
表8-10 不同扶贫模式社区生活民俗特性影响感知描述性统计结果
续表
三、不同社区生活民俗特性影响感知因子分析对比
（一）白马王朗社区居民对生活民俗特性影响感知强度的因子分析
根据KMO（Kaisex-Meyer-Olkin）值计算和Bartlett’s球形检验结果，白马王朗社区调查数据的KMO值为0.865＞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8-11 白马王朗社区生活民俗特性影响KMO及巴特勒球形检验（N=211）
采用主成分分析及方差极大正交旋转法萃取得到特征值大于1的3个公因子，但在得到的旋转元件矩阵中问项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”在公因子1和公因子3中的因子载荷分别为0.741和0.498，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”在公因子2和公因子3中的因子载荷分别为0.753和0.473，说明这两个因子效度不好，将其剔除后重新采用主成分分析和方差极大正交旋转萃取特征值大于1的因子，得到3个公因子，其特征值分别为6.233、3.357、1.814，累计方差贡献率为76.026%，说明因子分析效果良好。
表8-12 白马王朗社区生活民俗特性影响因子方差解释（N=211）
其中公因子1包含8个变量（问项27、28、29、31、32、33、34、35），这8个问项均是关于生活民俗特性积极影响的问项，因此根据其共同性命名为“生活民俗特性积极影响”，其方差贡献率为41.551%。公因子2包含5个变量（问项39、40、41、42、43），这5个问项都是关于社会民俗维度消极影响的问项，因此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22.381%。公因子3包含2个变量（问项36、37），这2个问项是关于物质民俗维度消极影响的问项，因此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12.094%，因子分析结果见表8-13。
表8-13 白马王朗社区生活民俗特性影响因子分析结果（N=211）
通过信度检验发现，因子1“生活民俗特性积极影响”、因子2“社会民俗消极影响”和因子3“物质民俗消极影响”的内部一致性系数（Cronbach’s alpha）分别为0.952、0.876和0.799，根据信度检验标准，符合信度要求。
根据公式6.1和6.2计算出白马王朗社区居民对3个生活民俗特性影响因子的感知强度为：因子1生活民俗特性积极影响（均值=3.9）＞因子3物质民俗消极影响（均值=3.67）＞因子2社会民俗消极影响（均值=3.48），可见，白马王朗社区居民对生活民俗特性积极影响感知最为强烈，而对社会民俗消极影响感知最不强烈。(www.daowen.com)
（二）石椅羌寨社区居民对生活民俗特性影响感知强度的因子分析
由于石椅羌寨社区居民对生活民俗特性影响感知矩阵为非正定矩阵，因此用主成分分析及方差极大正交旋转后，剔除了相关性高的变量33和34，之后重新进行KMO（Kaisex-Meyer-Olkin）值计算和Bartlett’s球形检验，结果表明石椅羌寨社区调查数据的KMO值为0.708＞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8-14 石椅羌寨社区生活民俗特性影响KMO及巴特勒球形检验（N=186）
用主成分分析及方差极大正交旋转法，萃取特征值大于1的因子方式来浓缩变量数。第一次旋转后对数据进行标准化处理，以变量共同度低于0.5，因子载荷小于0.45为筛选标准，剔除变量36、37、38，之后对数据重新进行主成分分析和方差极大正交旋转，得到特征值大于1的3个主要因子，其特征值分别为3.075、2.484、2.051，累计方差贡献率为63.412%，说明因子分析效果良好。
表8-15 石椅羌寨社区生活民俗特性影响因子方差解释（N=186）
其中公因子1包含5个变量（问项39、40、41、42、43），这5个问项均是关于生活民俗特性消极影响的问项，因此根据其共同性将其命名为“生活民俗特性消极影响”，其方差贡献率为25.622%。公因子2包含4个变量（问项30、31、32、35），这4个问项中问项30、31和32是关于物质民俗中生产民俗积极影响的问项，而35则是关于社会民俗中社会交往积极影响的问项，因此将因子2命名为“生产及社交积极影响”，其方差贡献率为20.703%。公因子3包含3个变量（问项27、28、29），这三个问项都是关于物质民俗中饮食起居习惯积极影响的问项，因此将因子3命名为“饮食起居积极影响”，其方差贡献率为17.088%。
表8-16 石椅羌寨社区生活民俗特性影响因子分析结果（N=186）
续表
通过信度检验发现，因子1“生活民俗特性消极影响”、因子2“生产及社交积极影响”、因子3“饮食起居积极影响”的内部一致性系数（Cronbach’s alpha）分别为0.832、0.724、0.768，根据信度检验标准，符合因子信度要求。
根据公式6.1和6.2计算出石椅羌寨社区居民对3个生活民俗特性影响因子的感知强度依次为：因子3“饮食起居积极影响”（均值=4.09）＞因子2“生产及社交积极影响”（均值=4.03）＞因子1“生活民俗特性消极影响”（均值=3.31），可见石椅羌寨居民对饮食起居积极影响感知最强，而对生活民俗特性消极影响感知最不强烈。
（三）空山天盆社区居民对生活民俗特性影响感知强度的因子分析
根据KMO（Kaisex-Meyer-Olkin）值计算和Bartlett’s球形检验结果，空山天盆社区调查数据的KMO值为0.876＞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8-17 空山天盆社区生活民俗特性影响KMO及巴特勒球形检验（N=204）
用主成分分析及方差极大正交旋转法，萃取特征值大于1的因子方式来浓缩变量数。第一次旋转后对数据进行标准化处理，以因子载荷0.45为标准，对变量共同度低于0.5，无法命名的变量进行剔除，结果问项33和问项42被剔除。之后重新进行极大正交旋转，得到3个主要因子，其特征值分别为5.571、2.750和2.713，累计方差贡献率为73.567%，说明因子分析效果良好。
表8-18 空山天盆社区生活民俗特性影响因子方差解释（N=204）
其中公因子1包含8个变量（问项27、28、29、30、31、32、34、35），这8个问项全部是关于生活民俗特性积极影响的问项，因此根据其共同性将其命名为“生活民俗特性积极影响”，其方差贡献率为37.141%。公因子2包含3个变量（问项36、37、38），这3个问项是关于物质民俗消极影响的问项，因此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18.336%。公因子3包含4个变量（问项39、40、41、43），这4个问项是关于社会民俗消极影响的问项，因此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18.090%。
表8-19 空山天盆社区生活民俗特性影响因子分析结果（N=204）
通过信度检验发现，因子1“生活民俗特性积极影响”、因子2“物质民俗消极影响”、因子3“社会民俗消极影响”的内部一致性系数（Cronbach’s alpha）分别为0.944、0.872、0.807，根据信度检验标准，符合因子分析的信度要求。
根据公式6.1和6.2计算出空山天盆社区居民对3个生活民俗特性影响因子的感知强度依次为：因子2“物质民俗消极影响”（均值=3.85）＞因子1“生活民俗特性积极影响”（均值=3.76）＞因子3“社会民俗消极影响”（均值=3.16）。
（四）玉屏湖社区居民对生活民俗特性影响感知强度的因子分析
根据KMO（Kaisex-Meyer-Olkin）值计算和Bartlett’s球形检验结果，玉屏湖社区调查数据的KMO值为0.833＞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8-20 玉屏湖社区生活民俗特性影响KMO及巴特勒球形检验（N=219）
用主成分分析及方差极大正交旋转法，萃取特征值大于1的因子方式来浓缩变量数。第一次旋转后对数据进行标准化处理，剔除在两个公因子中标准因子载荷均大于0.45的变量，结果问项31、32和问项42被剔除。之后重新进行极大正交旋转，得到4个主要因子，其特征值分别为3.070、3.020、2.957和2.504，累计方差贡献率为82.505%，说明因子分析效果良好。
表8-21 玉屏湖社区生活民俗特性影响因子方差解释（N=219）
续表
其中公因子1包含4个变量（问项39、40、41、43），这4个问项是关于生活民俗特性社会民俗维度消极影响的问项，因此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21.927 %。公因子2包含4个变量（问项27、28、29、30），这4个问项是关于生活民俗特性物质民俗维度积极影响的问项，因此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21.572 %。公因子3包含3个变量（问项33、34、35），这3个问项是关于社会民俗积极影响的问项，因此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21.124%。公因子4包含3个变量（问项36、37、38），这3个问项是关于物质民俗消极影响的问项，因此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17.883%。
表8-22 玉屏湖社区生活民俗特性影响因子分析结果（N=219）
通过信度检验发现，因子1“社会民俗消极影响”、因子2“物质民俗积极影响”、因子3“社会民俗积极影响”、因子4“物质民俗消极影响”的内部一致性系数（Cronbach’s alpha）分别为0.915、0.899、0.896、0.873，根据信度检验标准，符合因子分析的信度要求。
根据公式6.1和6.2计算出玉屏湖社区居民对4个生活民俗特性影响因子的感知强度依次为：因子4“物质民俗消极影响”（均值=4.06）＞因子2“物质民俗积极影响”（均值=4.04）＞因子3“社会民俗积极影响”（均值=3.97）＞因子1“社会民俗消极影响”（均值=3.30）。
（五）不同乡村社区生活民俗特性影响因子分析结果对比总结
根据本书研究主题概念体系及测量指标的设计，生活民俗特性影响共设定了四个维度，即：物质民俗积极影响、社会民俗积极影响、物质民俗消极影响、社会民俗消极影响。通过对整体样本和4个不同扶贫模式社区数据进行因子分析后发现，白马王朗、空山天盆和石椅羌寨整体降为3维，其中白马王朗和空山天盆积极影响降为1个维度即“生活民俗特性积极影响”，石椅羌寨消极影响降为1个维度即“生活民俗特性消极影响”，积极影响的两个维度重新聚合了变量并重新命名为“饮食起居积极影响”和“生产及社交积极影响”。整体样本和玉屏湖均保持原来4个维度不变。在降维过程中5个样本共剔除了9个变量（问项），其中在两个以上样本中均被剔除的变量包括30、31、33、38和42共5个变量。
表8-23 生活民俗特性影响因子分析对比
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