革命老区跨省旅游合作意向的驱动机理
2023-11-12许春晓唐敏
许春晓 唐敏
[摘 要]探索革命老区跨省合作的驱动机理对新时期构建新发展格局、实现高质量发展具有重要的意义。文章依据计划行为理论，增加合作激励政策、感知利益和信任3个额外变量，并以合作风险感知作为调节因子，构建区域合作有调节的复合式多重中介模型。文章以合作主体为研究对象，通过调研获取基础数据，研究结果表明：合作激励政策能正向影响感知利益、信任、合作态度、主观规范和知觉行为控制，驱动革命老区跨省合作意向的形成;感知利益与合作态度在合作激励政策与合作意向之间发挥链式中介作用，是驱动革命老区跨省合作意向形成的主路径;在合作激励政策的推动下，信任通过合作态度、主观规范或知觉行为控制均能与合作意向建立积极联系;合作风险感知会弱化合作政策通过感知利益与合作态度或信任与合作态度对合作意向的影响路径;主观规范与知觉行为控制对合作意向的影响受合作风险感知的调节作用不明显。
[关键词]高质量发展;合作机理;湘赣边区域;计划行为理论;跨省旅游合作
[中图分类号] F59 [文献标识码] A [文章编号] 1674-3784（2023）03-0043-15
党的二十大报告指出：“深入实施区域协调发展战略、区域重大战略、主体功能区战略、新型城镇化战略，优化重大生产力布局，构建优势互补、高质量发展的区域经济布局和国土空间体系。”① 革命老区是中国共产党领导下创建的革命根据地为主体的，为中国革命胜利作出伟大贡献的地区。实现革命老区振兴发展既是实现“两个一百年”奋斗目标的重要组成部分，又是在新发展格局下推动区域高质量协调发展的重要战略。国务院发布的《关于新时代支持革命老区振兴发展的意见》特别提出了湘赣边区域合作示范区建设任务② ;国家发改委正式公布《湘赣边区域合作示范区建设总体方案》，革命老区省际合作得到了高度重视③ 。立足新发展阶段，贯彻新发展理念，构建新发展格局促进革命老区发展要素合理流动和高效集聚，以区域深化合作共谋发展之道、共创发展之机，是巩固和拓展脱贫攻坚成果、激发区域发展内生动力、实现共同富裕的重要举措。以党的二十大精神为指引，探索革命老区振兴发展新路径、高质量协调发展新模式，总结省际交界地区协同发展新经验，具有重要意义。
区域旅游合作的相关研究始于二战结束后，由于旅游业发展对拉动战后经济增长具有重要作用，区域旅游合作深受学术界的重视，相关研究迅速开展，形成了系统性的研究成果。相关研究主题包括政府间合作[1]、旅游企业间合作[2]、政企合作[3]等。研究内容涉及多个方面，部分学者探索区域旅游合作发展模式，如以信任关系为主导的非正式性合作模式[4]、项目推动型合作模式[5]、正式性的长期性合作模式[6]等;有的学者探索区域旅游合作驱动机制，如合作主体间内在利益与区域旅游合作双向驱动[7]、政府之间共享旅游合作的力量博弈[8]、区域旅游合作的微观动力机制[9]250 等;有的学者探索区域旅游合作实施路径，如提出以文化的区域性和多维性作为突破口构建区域旅游一体化机制[10]、联合开发旅游产品和旅游市场[11]、共同打造区域旅游目的地整体形象[12]等;还有学者探索区域旅游合作效果及潜力评价方案，如建立指标构建区域旅游合作绩效定量评价体系[13]、通过评价环鄱阳湖旅游圈区域旅游经济空间联系强度和演变特征为区域旅游发展提供合作思路[14]、通过划分全国多个区域旅游合作案例类型探索其时空演化特征并对我国区域旅游合作发展进行趋势预测[15]等。目前国内外对于区域旅游合作问题的研究系统性较强、涵盖面较广，总体较成熟，从模式、动力机制到时空演变，经历了从合作现象描述到机理揭示的过程，为进一步深入研究奠定了良好基础。
推进革命老区省际边界区域跨省合作，已成为实现革命老区振兴发展的重要举措之一。革命老区跨省合作是一个系统性的问题，相比于其他区域，更需要依据《国务院关于新时代支持革命老区振兴发展的意见》，通过政府主导来实现。因此，实现有效合作的关键是通过政策的推动构建跨行政区域的合作机制，让地方政府、红色旅游景区和旅游企业等区域合作的利益相关主体跨区域协作来实现。在此过程中，关注上述主体的利益诉求，构建利益共享、责任共担的伙伴关系，是红色旅游公益化可持续发展的必然要求[16]，也是建构合理合作机制的基础。从合作决策视角，构建复杂模型讨论合作驱动机制，揭示革命老区多方利益主体合作意向的逻辑机理，探索符合跨行政区域合作实情的合作机制，仍然有进一步深入研究的空间。
1 理论依据及变量选取
1.1 计划行为理论
计划行为理论（Theory of Planned Behavior，TPB）是研究人类社会行为基本原理的最有影响力的心理模型之一，揭示特定社会背景下态度、主观规范和知觉行为控制通过相互作用形成的个体行为[17]179。由于TPB 的稳健性，现已成功应用于旅游领域，被广泛用于研究旅游者某种行为意向的产生机理，相关研究包含乡村旅游者行为意向[18]、老年群体旅游行为决策[19]、游客旅游生态补偿支付行为意向[20]111 等。由于湘赣边区域合作行为的决策意向属于个体行为范畴，且TPB具备适用性和稳健性，因此将TPB用作革命老区跨省合作意向研究的理论框架合理可行。根据TPB 理论，结合合作情境，行为态度可用于反映合作主体评估合作行为后对于执行合作行为产生的态度偏好，主观规范可用于在区域合作中反映合作主体重要参照群体对于合作行为决策的影响，知觉行为控制可用于反映主体在执行合作时感觉到自身所在单位或部门存在的内外条件，合作行为意向是实施合作的直接决定因素[17]206。TPB研究表明，原有模型增加额外变量可以提高理论解释力[21]。近期研究提出了新的构式，如加入个体认知[20]112、外部影响[22]、情感因素[23]等为新增变量，依据“羊群效应”理论扩展计划行为理论的前因[24]115。
1.2 合作激勵政策
在如何实现赶超发展的问题上，《国务院关于新时代支持革命老区振兴发展的意见》《湘赣边区域合作示范区建设总体方案》等系列革命老区优先发展的支持政策因地制宜，涵盖基础设施、资源开发、公共服务、区域合作、生态保护、财税金融保障等多方面措施。《国务院关于新时代支持革命老区振兴发展的意见》指出，要弘扬和传承红色文化，推动红色旅游高质量发展，建设革命老区红色旅游融合发展示范区② 。《湘赣边区域合作示范区建设总体方案》提出，要加强革命文物保护利用，通过完善交通基础设施和公共服务设施促进红色旅游高质量发展，打造全国知名的湘赣边区域红色旅游品牌③ 。在政策、资金助力下，地方政府重建了大量红色革命遗址和景区景点，中央和地方政府对红色旅游的大力支持为革命老区跨省合作提供了现实基础。同时，革命老区优先发展的支持政策有利于培育其高质量发展的内生动力[25]68。在系列政策的实施下，政府积极落实，通过税费减免、创业补贴、用地保障、文化宣传等方式为合作提供基础、拓宽合作平台，以提高湘赣边区域协调发展的质量与效益。已有研究将政策作为扩展TPB的前因变量，证实其通过行为态度、主观规范和知觉行为控制显著影响居民生态文明建设意愿[26]120;将政府激励作为TPB扩展因子，证实其通过相关心理变量对农户生产行为产生正向影响[24]120。由于合作激励政策是实现革命老区跨省合作的重要保障，且基于激励政策可作为TPB扩展因素的研究基础，本研究认为需要将合作激励政策纳入研究模型。
1.3 感知利益
感知利益的概念最早出现在产品营销领域，是顾客在购买产品前评估收益和损失的结果，是购买行为产生的重要因素之一[27]。感知利益应用在旅游实践中，可以通过就业、商业、投资机会、生活水平、基础设施状况、环境影响状况等进行衡量[28]1007。区域旅游合作通常为各方主体带来成本和利益，若收益大于成本，居民支持旅游发展的可能性就更高[29]766。已有研究将感知经济、生态和社会利益作为扩展TPB的额外变量，揭示了各维度感知利益在TPB框架下对农户行为决策的影响[30]44，为感知利益作为重要影响因子纳入TPB扩展模型提供了研究基础。在革命老区跨省合作的情境下，利益相关主体通常会通过考量其受益状况来决定是否参与合作，因此有必要在本研究中加入感知利益这一扩展变量。
1.4 信任
信任是一种对合作伙伴的积极态度，表现为对合作伙伴充满信心[28]1002，以此为双方带来长期共同利益。信任是涉及交易或交换的基础[31]。在区域旅游合作中，信任作为一种行为感知，可用于反映区域旅游合作各方参与主体相信其他方会积极合作的程度。在正式关系的合作中，参与者之间的相互关系以信任、冲突、凝聚力和沟通为特征[32]，基于非正式关系之间的合作更加强调相互信任、个人承诺和相互关系的作用。考虑到信任对建立合作关系的重要影响，且已有研究将信任作为扩展因素建立了计划行为理论框架下的决策模型[33]，因此在建立区域合作关系中，需要将信任作为核心要素纳入研究模型中。
1.5 合作风险感知
风险感知是指个体预测其决策结果失败的可能性以及决策后产生不利结果的严重程度[34]。对于合作中产生的风险，机会主义行为和收益分配不公是其主要来源[35]31。对合作风险的感知反映出由合作而带来不利后果的可能性。一些外在环境中的风险，如地区现存规章制度的不完善所容易导致的合作各方利益无法公平分配、合作对象的背信弃义行为、诚信者利益无法保障等，都是合作风险认知形成的重要因素。这种基于主体自身经验认知对合作利害关系形成的预判，会对合作决策造成阻碍。风险感知作为调节因子在扩展TPB模型框架中已被证实对态度、主观规范和知觉行为控制与购买行为意向间具有显著的负向调节作用[36]55，但在合作情境下风险感知在TPB模型中的调节作用尚未明确。因此，探索革命老区跨省合作的风险感知对于态度、主观规范、知觉行为控制与合作意向的边界作用有助于扩展风险感知作为调节因子的应用场景。
2 研究假设与概念模型
研究表明，合作激励政策有利于地区发展资本的积累，能够为地区旅游发展提供重要的资金和制度支持[25]68，可以正向影响主体行为态度、主观规范和感知行为控制等心理变量从而增强其行为意愿[37]15;也可以改变行为主体的心理预期，使其认为实施某种行为能够带来足够的利益[26]116。此外，激励性的政策能够充分体现政府对于主体的物质保障和精神激励，主体得到物质保障和精神激励，更容易与合作伙伴建立信任[38]。在革命老区跨省合作中，政府在红色旅游重大项目的建设上给予预算内资金倾斜、加快完善交通基础设施和公共服务设施、优化土地资源配置和加强用地支持等，使相关利益主体了解到参与合作的正向信息，合作态度更为积极。同时，拥有政策的保障能够降低相关利益主体参与合作的成本，促使形成合作意向，因此提出以下假设：
H1a：合作激励政策对合作意向具有显著正向影响;
H1b：合作激励政策对合作态度具有显著正向影响;
H1c：合作激励政策对主观规范具有显著正向影响;
H1d：合作激励政策對知觉行为控制具有显著正向影响;
H1e：合作激励政策对感知利益具有显著正向影响;
H1f：合作激励政策对信任具有显著正向影响。
经济人的行为决策是成本- 收益分析的结果[39]，在红色旅游建设中，政府既是协调者、教育者和监管者，也是作为旅游项目的投资者和营销者[40]。感知利益与对旅游业的支持态度之间建立了积极的联系[29]766，感知获利的主体对旅游发展持支持态度[41]。合作收益大于非合作收益，集体利益大于行为成本是开展区域旅游合作的基础[42]，参与主体对合作产生成本和获利的分析与博弈表现出感知利益对合作意向具有重要的推动作用。对于组织行为抱有积极态度的组织或个体拥有对其有利的行为[43]，因此提出以下假设：
H2a：感知利益对合作态度具有显著正向影响;
H2b：感知利益对合作意向具有显著正向影响;
H2c：合作态度对合作意向具有显著正向影响。
结合H1e和H2b，合作激励政策正向影响各方主体的感知利益，感知利益能够承接合作激励政策的影响，并进一步影响主体的合作意向，即感知利益在合作激励政策与合作意向的关系中具有中介作用。结合H1b、H2c，合作激励政策正向影响主体的合作态度，激励性政策能够通过正向影响主体行为态度而增强其行为意愿，即合作态度在合作激励政策与合作意向关系中具有中介作用。综上所述，合作激励政策影响感知利益，并进一步影响合作态度和合作意向，这一过程存在链式中介影响机制，因此提出假设：
H3：感知利益、合作态度在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用。
在过去的研究中，有学者发现，集群企业的信任对合作行为具有显著的正向影响[44]，组织间信任的本质是人与人之间的信任，行为主体的信任程度越高，参与合作的意愿越强[45]，信任会直接影响政府推动公众参与的态度，进而间接影响政府推动公众参与的意愿[28]1003。信任源于共享的价值观和惯例[46]，当合作伙伴之间存在信任时，合作更有可能克服障碍，朝着实现目标的方向前进。当旅游企业经营者在采取决策时感知到政府监管、游客需求、行业竞争等来自重要参照群体的社会压力时，会促使企业加快实施相应决策[47]。对于主体而言，如果相信自己有更多的资源和能力，更少的阻碍，其对于自身的决策机制就有更高的知觉行为控制能力[20]112，因此提出以下假设：
H4a：信任对合作意向具有显著正向影响;
H4b：信任对合作态度具有显著正向影响;
H4c：信任对主观规范具有显著正向影响;
H4d：信任对知觉行为控制具有显著正向影响;
H4e：主观规范对合作意向具有显著正向影响;
H4f：知觉行为控制对合作意向具有显著正向影响。
依 据H1f和H4a，合作激励政策正向影响主体间信任，信任能够承接合作激励政策的影响，并进一步促进合作意向的产生，即信任在合作激励政策与合作意向的关系中具有中介作用。依据H4b、H2c、H4c、H4e、H4d、H4f，信任对合作态度、主观规范、知觉行为控制产生正向影响，并进一步影响合作意向，即合作态度、主观规范和知觉行为控制在信任对合作意向的影响中发挥中介作用。综上所述，合作激励政策影响信任，并进一步影响合作态度、主观规范、知觉行为控制和合作意向，这一过程存在链式中介影响机制，因此提出以下假设：
H5：信任、合作态度在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用;
H6：信任、主观规范在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用;
H7：信任、知觉行为控制在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用。
风险感知作为主体的一种内在心理认知，对行为意向的调节作用反映出个体对自身的保护动机行为，即通过影响原有的行为消除现存的风险隐患[48]。在革命老区跨省合作的情境下，对合作风险的感知来自行为主体的主观性判断，贯穿于区域旅游合作的整体过程，影响合作意向的产生，即风险感知对主体积极态度与行为意向之间的积极影响具有抑制作用[49]，减少主观规范的正向影响[36]56，弱化主体的正向知觉行为控制[50]493。因此，本研究认为与风险感知低的个体相比，风险感知高的个体合作的态度、主观规范和知觉行为控制对合作意向的影响更小，因而在合作激励政策与合作意向之间的链式中介效应更低，因此提出以下假设：
H8a：合作风险感知越高，合作态度对合作意向的影响越小，合作激励政策通过感知利益和合作态度对合作意向的链式影响路径也越小;
H8b：合作风险感知越高，合作态度对合作意向的影响越小，合作激励政策通过信任和合作态度对合作意向的链式影响路径也越小;
H9：合作風险感知越高，主观规范对合作意向的影响越小，合作激励政策通过信任和主观规范对合作意向的链式影响路径也越小;
H10：合作风险感知越高，知觉行为控制对合作意向的影响越小，合作激励政策通过信任和知觉行为控制对合作意向的链式影响路径也越小。
综合上述假设，构建革命老区跨省合作意向的扩展TPB模型（图1）。
3 研究设计
3.1 案例地介绍
湘赣边区域位于湖南、江西两省交界地带，根据国家发改委提出的《湘赣边区域合作示范区建设总体方案》，具体包括湖南省域和江西省域范围内的24个县（市、区）③ 。2014年，由浏阳市倡导召开首届湘赣边区域开放合作交流会，拉开了湘赣边区域合作大幕④ 。2021年，国务院《关于新时代支持革命老区振兴发展的意见》提出引导赣南等原中央苏区与湘赣边区域协同发展② 。2021年，《湘赣边区域合作示范区建设总体方案》正式发布，提出促进红色旅游高质量发展，打造全国知名湘赣边区域红色旅游品牌③ 。针对上述支持性政策，湖南、江西两省文化和旅游厅积极落实，并于2021年开行了“韶山-井冈山”红色旅游专列，致力于打造“湘赣红”品牌⑤ 。从上述合作政策的颁布与落实来看，红色旅游深化合作举措惠及地方政府、红色旅游景区及旅游企业等合作利益相关主体。基于革命老区跨省合作的特殊性，谋求利益主体共容的合作发展机制，亟待理论和实践探索。本研究以湘赣边区域24个县（市、区）的旅游行政管理部门、红色旅游景区、旅行社、旅游交通企业、旅游餐饮住宿企业、娱乐休闲类企业、科研单位的工作人员、营运管理者、投资者、负责人等作为主要调查对象。考虑到在革命老区跨省合作的过程中，区域内非旅游企业也会涉及合作相关业务，因此研究对象同时包含湘赣两省湘赣边区域业务关联的非旅游企业负责人。
3.2 量表建构
本研究搜集合作态度、主观规范、知觉行为控制、合作激励政策、感知利益、信任、合作意向、合作风险感知8个构念所包含的测量题项，借鉴国内外现有成熟量表或已被证实的量表，结合革命老区跨省合作的实际情况进行修改、完善，形成测量项目。
（1）借鉴Beverley和Wen改良后的态度测量项目[50]495 构建包含5个题项的合作态度测试题项，例如“参与革命老区跨省合作是好的”“参与革命老区跨省合作是明智的”等。
（2）借鉴由Lam 和Hsu改良后的主观规范测量项目[51]，构建包含4个题项的主观规范测试题项，例如“哪些对我们很重要的组织和个体会参与合作”“哪些对我们很重要的组织和个体会认同合作”等。
（3）借鉴Taylor和Todd所设计的TPB量表中知觉行为控制的测量项目[52]，设置4个知觉行为控制测试题项，例如“有资源、知识、能力参与合作”“有信心把握建立的关系”等。
（4）借鉴Lam 等学者改良的行为意向测量题项[53]并参考Lin对行为意向的测量题项[54]，构建包含3个合作意向题项，例如“本组织参与合作的可能性很大”“有和其他组织进行合作的打算”等。
（5）参照Nunkoo和Ramkisson改良后对感知利益的测量项目[28]1007，设置7个测试题项，例如“参与红色旅游合作能创造更多的就业机会”“能带来更多的业务”等。
（6）借鉴Yang 等学者改良后的信任测量项目[55]，设置5个测试题项，例如“我们相信对方会遵守承诺”“我们相信对方是真诚的”等。
（7）参考Wang等学者对财政激励政策的测量项目[37]21，结合湘赣边区域享有的合作激励政策，设置8个测试题项，例如“政府完善区域公共基础设施的政策对合作有利”“政府加大资金支持力度的政策对合作有利”等。
（8）参考刘益等学者改良后的关于风险感知的测试项目[35]34，设置3个测试题项，例如“合作中关键技术能力或信息可能被窃取”“合作中关键人员流失的风险很高”等。
3.3 量表的验证
问卷采用李克特量表。在正式调研之前采用预调研的形式，依据预调研数据的回收结果验证量表，以此调整问卷题项。2021年11月初，在江西省萍乡市、吉安市、赣州市和宜春市进行预调研，向当地旅游行政管理人员、景区和旅游餐饮住宿企业工作人员发放问卷80份，回收问卷78份，回收率为97.5%。基于预调研数据，量表整体克朗巴哈系数为0.926，各维度克朗巴哈系数在0.848～0.944之间，具有较好的内部一致性。在主成分分析法下得到特征根值大于1的8个维度，采用最大方差法进行因子旋转，得到整体KMO 值为0.761，巴特利特球形检验P值显著，方差累计贡献率达73.594%，其中合作态度题项中“我们是喜欢与人合作的”、合作激励政策题项中“政府完善公共基础设施的政策对合作有利”、信任题项中“我们相信合作方会遵守他们向我们做出的承诺”等因子载荷低于0.5;感知利益题项中“我们认为参与合作可以提高生活和工作质量”“参与合作能够带来更好的环境效益”和合作政策题项中“生态环保政策、鼓励发展绿色生态产品的政策对合作有利”等因子载荷低于0.5，且未能归类到预设的维度。考虑量表整体效度的可靠性和结构维度的稳定性，采用逐步剔除的方法，将上述题项逐一剔除并再次检验，各维度因子载荷明显提升，均高于0.5。总体来看，通过对预调研数据进行信度分析和探索性因子分析，删去6个题项，保留33个题项，正式调研主要采用的是删除以上6个题项之后的问卷。
3.4 数据收集与样本特征
2021年11月和12月、2022年8月和9月，研究团队以整群抽样的方式在湘赣边区域24 个县（市、区）进行问卷调查。结合湘赣边区域跨省合作的鲜明特殊性，对地方政府、红色旅游景区及旅游企业等参与合作的利益主体开展调查研究，以当地旅游行政管理部门人员、红色旅游景区、旅行社、旅游交通企业、旅游餐饮住宿企业、娱乐休闲类企业、科研单位的工作人员、营运管理者、投资者、负责人等为抽样框，实施简单随机抽样，每县（市、区）抽满30份，得到720份问卷。同时，将湘赣两省湘赣边区域业务关联的非旅游企业负责人为抽样框，两省各抽取20份，总计得到760份问卷，甄别后得到674份有效问卷，有效率达88.68%（表1）。
4 数据分析
4.1 信效度分析
由于问卷题项是结合湘赣边区域合作的具体情境进行设置的，为确保问卷样本的质量，需要先对问卷整体数据进行探索性因子分析。采用SPSS 26.0分析，量表整体克朗巴哈 α系数为0.963，8个维度克朗巴哈 α系数均介于0.920～0.961，具有较高信度，可用于后续分析。
在主成分分析法下得到特征根值大于1的8个维度，采用最大方差法得到量表整体KMO值为0.960，Bartlett球型检验水平显著，旋转后各题项因子载荷介于0.683～0.954，方差累计贡献率为86.059%，以上数据表明量表具有较好的结构效度。运用AMOS23.0计算模型整体拟合程度得χ2/df=2.351（<5），RMSEA=0.045（≤0.08），RMR=0.018（≤0.05），GFI=0.908 （>0.9），TLI=0.972 （>0.9），NFI=0.958（>0.9），IFI=0.976（>0.9），CFI=0.976 （>0.9），模型拟合达标。同时，各题项的标准化因子载荷介于0.789～0.961，均大于0.6;CR值介于0.923～0.962，均大于0.8;AVE 值介于0.751～0.893，均大于0.5，各项水平达标（表2）。各变量AVE 平方根的最小值0.867大于相关系数的最大值0.354，证明变量的区别效度良好（表3）。
4.2 假设检验
4.2.1 直接效应检验
首先运用Amos 23.0对SEM 进行模型拟合检验，χ2/df为3.108（<5），RMSEA=0.056（≤0.08），RMR=0.048（≤0.05），CFI、NFI、RFI、IFI、TLI等指标值均大于0.9，模型其他拟合指数基本达到临界标准，因而可用于研究假设的进一步检验。根据系数值大小和p 检验结果，假设H1a、H1b、H1c、H1d、H1e、H1f、H2a、H2b、H2c、H4a、H4b、H4c、H4d、H4e、H4f得到验证（图2）
4.2.2 中介效应检验
运用SPSS PROCESS Model 6进行中介效应检验（表4），使用最大似然估計法进行中介效应检验，重复抽样5 000次，置信区间为95%。
（1）合作激励政策-感知利益-合作意向（β=0.161）、合作激励政策-合作态度-合作意向（β=0.150）、合作激励政策-感知利益-合作态度-合作意向（β=0.059），Bootstrap 95%置信区间均不含0，链式中介1效应显著。感知利益、合作态度在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用，假设H3得到支持。
（2）合作激励政策- 信任- 合作意向（β =0.136）、合作激励政策-合作态度-合作意向（β=0.174）、合作激励政策-信任-合作态度-合作意向（β=0.040），Bootstrap 95%置信区间均不含0，链式中介2效应显著。信任、合作态度在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用，假设H5得到支持。
（3）合作激励政策- 信任- 合作意向（β =0.144）、合作激励政策-主观规范-合作意向（β=0.104）、合作激励政策-信任-主观规范-合作意向（β=0.032），Bootstrap 95%置信区间均不含0，链式中介3效应显著。信任、主观规范在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用，假设H6得到支持。
（4）合作激励政策- 信任- 合作意向（β =0.134）、合作激励政策-知觉行为控制-合作意向（β=0.109）、合作激励政策-信任-知觉行为控制-合作意向（β=0.042），Bootstrap 95%置信区间均不含0，链式中介4效应显著。信任、知觉行为控制在合作激励政策与合作意向间具有链式中介作用，假设H7得到支持。
4.2.3 调节效应分析
采用层次回归模型检验合作风险感知与合作态度、主观规范、知觉行为控制与合作意向之间的调节效应。本文对合作态度与合作意向、主观规范与合作意向、知觉行为控制与合作风险感知的交互项进行中心化处理，然后把合作意向设置为因变量，再将性别等控制变量纳入模型，构建模型1;把合作态度、合作风险感知纳入，构建模型2;加入交互项构造模型3，之后再用同样的方法构建模型4、模型5、模型6和模型7（表5）。由模型3可知，合作态度和合作风险感知的交互项与合作意向（β=-0.114，p<0.05）负相关，表明合作风险感知负向调节合作态度与合作意向间的关系。由模型5和模型7可知，主观规范、知觉行为控制与合作风险感知的交互项与合作意向之间的关系不显著，故合作风险感知未能调节上述变量间的关系。
为了更直观地表达合作风险感知在合作态度对合作意向之间的具体调节作用，将合作风险感知按平均数加减一个标准差分为高组和低组，进行简单斜率检验并绘制简单的效应分析图，考查在不同风险感知水平上合作态度对合作意向的影响（图3）。可见，低合作风险感知下，合作态度对合作意向的影响增大（斜率变大），即合作风险感知在合作态度与合作意向之间起负向调节作用。
4.2.4 被調节的链式中介效应检验
运用SPSS PROCESS Model 87进行被调节的链式中介效应检验，采用最大似然法，重复抽样5 000次，置信区间为95%，并通过中介效应之差的显著性来检验风险感知对“合作激励政策-感知利益-合作态度-合作意向”与“合作激励政策-信任-合作态度-合作意向”的链式中介的调节作用。计算结果如下：在“合作激励政策-感知利益-合作态度-合作意向”路径中，低风险感知和高风险感知LLCI与ULCI区间不含0，链式中介效应显著;在不同风险感知下，链式中介效应的差值也达到显著水平（β=-0.046 9[-0.076 9，-0.014 6]），表明风险感知会弱化合作激励政策通过感知利益和合作态度对合作意向的影响路径。同时，在“合作激励政策-信任-合作态度-合作意向”的作用路径中，低风险感知和高风险感知LLCI与ULCI区间不含0， 链式中介效应显著;高风险感知与低风险感知链式中介效应的差值也达到显著水平（β= -0.042 2[-0.072 6，-0.012 4]），在该影响路径中，合作风险感知会弱化合作激励政策通过信任和合作态度对合作意向的影响路径（表6-1和表6-2）。
综上所述，假设H8a、H8b成立，假设H9、H10不成立。
5 结论
（1）合作激励政策是驱动合作意向产生的基础，能正向影响感知利益、信任、合作态度、主观规范和知觉行为控制，最终驱动革命老区跨省合作意向的产生，构成一个复杂的区域合作意向的驱动模型。在此过程中，合作激励政策对感知利益的影响系数最高，表明合作激励政策对感知利益的正向影响最为明显。
（2）感知利益、合作态度在合作激励政策对合作意向的影响过程中具有多重中介作用。本研究发现，合作激励政策能够通过感知利益与合作态度两个因素形成链式中介并最终作用于合作意向，这表明合作激励政策对合作意向的影响关系中存在内在逐级传导强化的过程。具体来说，政府提供的合作激励政策能够增强革命老区跨省合作参与主体的感知利益，并与主体的心理变量产生积极联系，从而增强区域红色旅游的合作意愿。同时，链式中介“合作激励政策-感知利益-合作态度-合作意向”的间接效应在整体模型中最为显著，成为驱动革命老区跨省合作意向产生的主要路径。
（3）在合作激励政策的推动下，信任通过合作态度、主观规范或知觉行为控制均能与合作意向建立积极联系，形成3条显著的链式中介路径。这表明，在革命老区跨省合作情境下，合作激励政策作为前因，除了通过感知利益与合作态度增强合作意向，还能驱动信任通过相关心理变量正向影响合作意向。
（4）合作风险感知负向调节合作态度与合作意向的关系，并弱化合作政策通过感知利益与合作态度或信任与合作态度对合作意向的影响路径。合作风险感知在合作政策对合作意向的链式中介后半段路径发挥调节作用，参与主体合作风险感知越高，其合作态度对合作意向的正向影响越低，合作激励政策对合作意向产生影响的链式路径也越弱。同时，本研究发现在革命老区跨省合作的情境下，主观规范与知觉行为控制对合作意向的影响中受合作风险感知的影响不明显。结合革命老区跨省合作的实际情况发现，主体的合作意向带有鲜明的特殊性，合作主体的重要参照群体主要包含其同事、同行、领导等，这类群体在合作决策过程中容易对合作主体施加无形的影响和压力，在此压力下，合作主体自身对参与合作的风险隐患意识难以干预主观规范对合作意向的影响。另外，合作主体若认为其所在单位参与合作具备显著优势，即便存在风险隐患意识也会抱有侥幸心理，因此合作风险感知较难干预知觉行为控制对合作意向的影响。
6 研究启示与展望
6.1 研究启示
（1）充分发挥合作激励政策的支持和引导作用。国家在政策层面的支持和引导对红色旅游合作的形成、发展和持续深化具有重要的推动作用，结合革命老区跨省合作现状，适当的资金模式对激励合作主体起着至关重要的作用。因此，建议为红色旅游合作建立“拨款+专项+社会资本投入”的资金来源机制。要进一步加大中央财政投入力度，在中央指导下明确资金使用的重点方向，通过财政拨款保障红色旅游合作项目的建设。积极与金融机构推出金融支持红色旅游合作建设的政策，设置红色旅游合作专项资金，重点投向老区红色旅游合作项目的基础设施、公共服务建设以及重大标志性项目建设，并对于合作示范区红色文化重点项目给予相应等级的专项资金补助。同时，积极构建红色旅游合作的社会资本投入机制，各地可通过增设红色旅游合作发展基金或在原有相关发展基金的基础上增加合作示范区红色旅游建设方向，综合考虑运用先建后补、担保补贴、风险补偿金等措施。此外，广泛吸纳来自企业、民间组织和个人的社会资本，积极参与红色旅游合作建设。通过充裕的资金在财政资金、公共服务、产业协同创新、红色旅游文化建设、红色旅游示范村镇打造、城乡融合发展、用地优惠等方面对红色旅游合作给予大力支持，通过合作激励政策搭建各方主体参与革命老区跨省合作的桥梁。
（2）革命老区跨省合作要重点关注是否能够为参与主体谋利。随着合作的深入，红色旅游合作由政府引导走向市场驱动。政府的角色更多的是在革命文物保护、弘扬和传承红色文化、红色旅游资源开发的市场监管与公共服务上，而推进红色旅游合作落地的关键仍是创建市场驱动的合作机制，因此，要让市场在红色旅游合作发展中起主导作用，根据市场需求合理开发红色文化资源，凝聚特色，健全升级配套旅游设施与服务，实现就业、拓宽业务范畴、增加投资机会、增进文化交流，实现红色文化拉引、红色旅游推动合作，构建区域经济、社会和文化等多方面的合作利益共享機制。
（3）加快建设涵盖政府、企业、社会参与主体的信用体系机制，促进合作各方提高信用水平。以大数据为手段，形成一个权威、统一的失信联合惩戒信息库，在标准统一、措施法定的基础上，打破行政区划限制，不给被惩戒对象任何逃避的空间。通过技术手段自动对被惩戒对象实施限制，通过“互联网+监管”“大数据+ 监管”提高联合惩戒效率。做好信用管理，建立行业信用监管平台，健全失信惩戒体系，建立灰、黑名单管理制度，依据失信程度采取不同级别的联合惩戒措施，防范失信行为，使各方主体在合作过程中能够以诚相待、关心对方、摒弃不利行为。同时，构建信息共享平台，完善对政府相关部门、企业和社会参与主体的信息公开机制。通过信息共享平台及时更新信息，能够使各方参与主体根据项目时间进度及时掌握合作项目的情况，实现任务和资源的有效分配。此外，相关部门可通过信息共享平台构建项目信息披露机制，并确保项目信息披露的连续性，及时规避利益冲突。通过上述机制畅通沟通渠道、促进信息共享，使合作主体能够及时了解合作方的相关进展情况，遇到问题能及时寻求合作伙伴的帮助和支持，形成相互依赖、相互信任的关系。
（4）在合作项目推进过程中，参与主体需要通过合理有效的制度约束合作方的决策和行为，若出现因合作方的失责而发生损失的情况，应有完善的法律制度来惩罚对方的违约行为。因此，建议制定地方性法律法规和修订已有法律法规，不断完善红色旅游合作的法律保障体系。出台合作示范区管理条例，明确红色旅游资源开发的边界、管理部门的权责、不同功能区的监管重点以及禁止和鼓励行为等内容。同时，注重采用订立契约的方式维护主体合法权益，确保合作利益按合同分配，在订立契约的过程中要尽量全面地考虑到关键知识、信息、技术的泄露风险，并对此制定惩罚和赔偿条例，加大对机会主义行为的打击力度。此外，合作项目中的薪酬政策应向关键人才倾斜，组织内部应建立长期有效的员工激励方案，做好人员储备，避免合作带来的人才流失。
6.2 研究展望
（1）以合作激励政策为前因，构建革命老区合作的概念模型，这既是一项创新，也符合我国革命老区跨行政区的合作实情。与以往将交通网络优化作为前因，探讨区域旅游合作微观动力机制的研究相比[9]251，本研究充分体现了革命老区跨省合作的驱动机制有赖于政策支持力度这一独特色彩，切合问题本质。
（2）从TPB模型来看，增加3个额外变量和一个调节变量，构建一个扩展TPB的复合式多重中介模型是一项新发现。以往扩展TPB对扩展变量与行为意向的关系研究只探讨模型中的中介变量单独发挥的中介效应[26]114，[38]87，未构建多重中介模型讨论变量之间的链式中介效应，本研究既反映了湘赣边区域跨省合作的实际情况，也是一项理论贡献，发展了扩展计划行为理论作用机理的相关模型。
（3）从数据分析结果来看，发现了一些新的现象：一是合作风险感知在主观规范与知觉行为控制对合作意向的影响中不明显，这与已有研究关于风险认知和行为意向的观点[37]43，[51]483 不一致;二是经典计划行为理论中的主观规范和知觉行为控制两个变量对合作意向的路径系数均小于0.1，直接影响微弱。同时，合作态度的影响是TPB变量中最重要的。由此可见，在湘赣边区域跨省合作的情境下，扩展变量能够有效激发经典计划行为理论中的心理变量，但同时相关心理变量对主体的合作意向带有鲜明的特殊性。
（4）研究仍存在一定局限。例如，湘赣边区域合作政策体系正处于动态完善过程，本文仅反映合作激励政策的当下状态，随着政策的更新，合作激励政策量表也有待扩充。同时，研究通过整群抽样在湘赣边区域的24个县（市、区）实施调查，此抽样方式难以突出重点，且调研过程忽略了湘赣两省的现实差异以及人员所在单位不同部门存在的差异。未来可以将湘赣两省的跨省合作意向进行对比分析，并结合访谈法、实验法等研究方法对此作出进一步的改善。同时，由于各方主体参与合作的资本、权力、力量配比不同，在驱动合作意向的过程中又存在怎样的博弈，这些均有待进一步关注。
注释
①习近平.高举中国特色社会主义伟大旗帜 为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗[N].人民日报，2022-10-26（001）.DOI：10.28655/n.cnki.nrmrb.2022.011568.
②中华人民共和国中央人民政府.国务院关于新时代支持革命老区振兴发展的意见[EB/OL].（2021-01-24）[2022-01-02].http：//www.gov.cn/gongbao/content/2021/content_5591404.htm.
③中华人民共和国中央人民政府.国家发展改革委关于印发《湘赣边区域合作示范区建设总体方案》的通知[EB/OL].（2021-10-16）[2022-08-09].http：//www.gov.cn/zhengce/zhengceku/2021-10/21/content_5643997.htm.
④浏阳市政府.从“试验田”到“样板区”，湘赣边区域合作开新局[EB/OL].（2022-09-29）[2022-10-04].https：//www.liuyang.gov.cn/lyszf/zfgzdt/zwdt/202209/t20220929_10825765.html.
⑤中国新闻网.韶山至井冈山红色专列首发[EB/OL].（2021-06-18）[2022-08-09].https：//www.chinanews.com.cn/gn/2021/06-18/9502068.shtml.
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[實习编辑：伍燕琼; 责任编辑：连云凯]
