農村人居環境對鄉村旅游的輻射效應

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摘要：推動農村人居環境與鄉村旅游的良性互動是鄉村振興的關鍵抓手，細致準確地評估全國的實施效果是基礎性工作，但已有研究的外部效度和細粒度有限。文章采用第三次全國農業普查的六萬多個村域數據，評估了我國農村人居環境對鄉村旅游發展的輻射效應及其異質性。研究發現：在全國范圍內，農村人居環境對鄉村旅游發展有顯著的輻射效應；完成或部分完成改廁平均可以增加159.3378%的游客人數；但我國農村人居環境對鄉村旅游發展的輻射效應受到交通條件和村集體經濟的制約。

關鍵詞：農村人居環境;鄉村旅游;負二項式回歸

良好的農村人居環境是鄉村旅游賴以生存和發展的基礎，改善農村人居環境對鄉村旅游的可持續發展有重要的影響［1-4］。隨著鄉村旅游的發展和游客的增加，農村的生態承載力、水體承載力、固體垃圾的清理能力等都受到了極大的挑戰，環境問題成為制約我國鄉村旅游發展的重要因素［5］。鑒于此，本文率先采用第三次全國農業普查的六萬多個行政村的大樣本數據，運用計數數據模型評估了農村人居環境改善對鄉村旅游發展的輻射效應，進一步采用引入交互項評估輻射效應的異質性，并進行穩健性檢驗。本文的主要貢獻在于：第一，采用的村域尺度樣本容量占全國行政村總數的十分之一，獲得了更細粒化和外部效度的結論，有助于更深刻地洞察我國農村人居環境與鄉村旅游關系的真實狀況。第二，厘清了農村人居環境影響鄉村旅游發展的作用機理，豐富了人居環境與鄉村旅游關系的理論研究成果。

1變量選取與數據來源

1.1變量選取。因變量為鄉村旅游的發展程度，采用行政村2016年接待旅游人數衡量，是計數數據。自變量為農村人居環境改善程度。《農村人居環境整治三年行動方案》提出，推進農村生活垃圾治理、開展廁所糞污治理、梯次推進農村生活污水治理是加快推進農村人居環境整治的重點任務。因此以“生活垃圾是否集中處理”“生活污水是否經過集中處理”“完成或部分完成改廁的自然村、居民定居點的比例”作為農村人居環境改善程度的變量。借鑒已有文獻的研究成果，本文的控制變量可以分為五大類：（1）自然資源，包括行政區域面積、地形地貌、是否為全國特色景觀旅游名村；（2）村干部情況，包括大學生村官人數、黨支部書記年齡、黨支部書記受教育程度、黨支部書記是否兼任村委會主任、村委會主任年齡、村委會主任受教育程度；（3）交通基礎設施，包括進村主要道路路面狀況、村內主要道路路面狀況、是否通公共交通、通公路的自然村及居民定居點比例、村內主要道路是否有路燈；（4）生活性基礎設施，包括安裝了有線電視的自然村及居民定居點比例、通寬帶互聯網的自然村及居民定居點比例、是否有電子商務配送站；（5）生產性基礎設施，是否有畜禽集中養殖區、主要灌溉用水源。變量定義見下頁表1。1.2數據來源。本文數據來自國家統計局微觀調查數據——第三次全國農業普查微觀數據。該次普查的標準時點為2016年12月31日，時期資料為2016年度，在全國范圍內登記了596450個行政村普查表數據。本文從中抽取了68906條村級單位數據，數據樣本包含了行政村的接待旅游人數、地形地貌、基礎設施等基本屬性指標。

2實證檢驗及結果分析

2.1實證模型選取。首先，采用基于最小二乘法的多元線性回歸模型作為基準模型。其次，由于因變量接待旅游人數是計數數據，且2016年接待旅游人數為0人的行政村占總樣本的91.28%，接待游客大于0人的樣本行政村只占8.72%，屬于低發生率的事件，而泊松回歸模型是計數資料分析中最基本的模型，適用于低發生率的計數數據，所以進一步采用泊松回歸進行分析。再次，泊松回歸模型要求樣本的期望值和方差相等或相近，但因變量“2016年全村接待旅游人數”的方差是均值的17.46倍，明顯大于均值，存在過度離散的問題。Alpha檢驗在5%的顯著性水平上拒絕不存在過度離散的原假設，即數據不符合泊松回歸的假定，將導致系數估計結果雖然是一致的、無偏的，但標準誤會被低估，所以采用基于方差大于均值假設的負二項式回歸模型進一步分析。最后，零膨脹負二項式回歸模型適用于觀察事件發生數中含有大量零值的研究，所以嘗試利用零膨脹負二項式回歸模型進行分析，但利用Vong檢驗對負二項式回歸模型和零膨脹負二項式回歸模型的解釋能力進行檢驗，結果顯示Z統計量顯著為正，即負二項式回歸模型的解釋能力更強。綜上所述，本文最終采用負二項式回歸模型進行分析，并與泊松回歸等模型的結果進行比較。2.2主效應的實證分析。下頁表2是農村人居環境對鄉村旅游發展輻射效應的實證檢驗結果。其中，模型（1）和模型（5）是基于最小二乘法的多元線性回歸結果，模型（2）和模型（6）是泊松模型的回歸結果，模型（3）和模型（7）是負二項式回歸模型的實證結果，模型（4）和模型（8）是零膨脹負二項式回歸模型的實證結果。從表2可知：我國農村人居環境改善對鄉村旅游發展有顯著的輻射效應，污水集中處理、垃圾集中處理和改廁的輻射效應都很顯著。從模型（1）至模型（4）可知，在基于最小二乘法的多元線性回歸模型、泊松模型、負二項式模型和零膨脹負二項式模型四個模型中，農村人居環境改善綜合變量在1%的顯著性水平下都顯著為正。從模型（7）可知，污水集中處理、垃圾集中處理和改廁在1%的顯著性水平下系數顯著為正。計算平均邊際效應可知，在控制其他因素的情況下，垃圾集中處理平均可以增加162.2641%的游客人數，污水集中處理平均可以增加142.3469%的游客人數，完成或部分完成改廁平均可以增加159.3378%的游客人數。2.3引入交互項的實證分析。鄉村旅游資源是鄉村旅游發展的基礎與前提，但鄉村旅游資源變現還受到交通基礎設施和旅游資源整合能力等關鍵因素的影響。一方面，交通是影響旅游業發展的重要因素，由于鄉村旅游的輻射范圍有限，交通對鄉村旅游發展的影響更為關鍵。另一方面，由于農村集體土地界址不清、面積不準確與產屬模糊等原因，鄉村旅游資源的產權相對不明晰，普遍存在多個群體共同擁有旅游資源，造成鄉村旅游資源開發利用進入壁壘，導致鄉村旅游資源的閑置和利用不足等問題，應通過壯大集體經濟來提高鄉村旅游資源集體合作化水平和整合能力。由于不同行政村在交通區位條件、資源整合能力等方面存在巨大差異，改善農村人居環境對不同條件行政村鄉村旅游的輻射效應是否存在差異需要進一步檢驗。本文在模型中引入是否通公共交通與農村人居環境綜合治理的交互項（bus_envir）、村集體收入是否大于均值與改善農村人居環境綜合變量的交互項（collective_envir）。從下頁表3的模型（9）可知，在控制其他因素和在5%的顯著性水平下，改善農村人居環境對通公共交通的行政村的鄉村旅游發展的輻射效應更加顯著。從模型（10）可知，在控制其他因素和在5%的顯著性水平下，改善農村人居環境對村集體收入較高的行政村的鄉村旅游發展的輻射效應更加明顯。綜上所述，改善農村人居環境對鄉村旅游發展的輻射效應受到交通基礎設施和村集體經濟的影響。2.4穩健性檢驗。為了進一步檢驗實證結果的穩健性，本文采用兩種方法重新定義因變量：一是把因變量取對數再采用負二項式回歸進行參數估計；二是將因變量“2016年全村接待旅游人數”替換為“有營業執照、開展旅游接待服務的本村居民戶數”再負二項式回歸進行參數估計。在2016年全村接待旅游人數的對數和有營業執照、開展旅游接待服務的本村居民戶數作為因變量的結果中，改善農村人居環境綜合變量在1%的水平下均顯著為正，生活垃圾是否集中處理、生活污水是否集中處理、完成或部分完成改廁在5%的水平下均顯著為正，說明本文的實證結論是穩健的。

3結論

本文在分析人居環境影響鄉村旅游的作用機理的基礎上，采用第三次全國農業普查的六萬多個行政村的大樣本數據，準確評估了農村人居環境對鄉村旅游的輻射效應及其異質性。結論如下：一方面，在全國范圍內，改善農村人居環境對鄉村旅游發展有顯著的輻射效應。在控制村干部、自然資源、基礎設施等因素的情況下，垃圾集中處理平均可以增加162.2641%的游客人數，污水集中處理平均可以增加142.3469%的游客人數，完成或部分完成改廁平均可以增加159.3378%的游客人數。另一方面，農村人居環境對鄉村旅游發展的輻射效應受到交通條件和村集體經濟的制約。在交通便捷、農村集體經濟發達的行政村，改善農村人居環境對鄉村旅游的輻射效應更加明顯；反之，輻射效應相對較小。

參考文獻：

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[4]張晶晶.生態旅游示范景區服務空間、品牌形象與游客滿意度關系[J].林業經濟問題,2019,39(2).

[5]陳天富.美麗鄉村背景下河南鄉村旅游發展問題與對策[J].經濟地理,2017,37(11).

作者:林恩惠 楊超 鄭義 陳秋華 單位:1.福建農林大學 2.北京林業大學