农村人居环境对乡村旅游的辐射效应

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摘要：推动农村人居环境与乡村旅游的良性互动是乡村振兴的关键抓手，细致准确地评估全国的实施效果是基础性工作，但已有研究的外部效度和细粒度有限。文章采用第三次全国农业普查的六万多个村域数据，评估了我国农村人居环境对乡村旅游发展的辐射效应及其异质性。研究发现：在全国范围内，农村人居环境对乡村旅游发展有显著的辐射效应；完成或部分完成改厕平均可以增加159.3378%的游客人数；但我国农村人居环境对乡村旅游发展的辐射效应受到交通条件和村集体经济的制约。

关键词：农村人居环境;乡村旅游;负二项式回归

良好的农村人居环境是乡村旅游赖以生存和发展的基础，改善农村人居环境对乡村旅游的可持续发展有重要的影响［1-4］。随着乡村旅游的发展和游客的增加，农村的生态承载力、水体承载力、固体垃圾的清理能力等都受到了极大的挑战，环境问题成为制约我国乡村旅游发展的重要因素［5］。鉴于此，本文率先采用第三次全国农业普查的六万多个行政村的大样本数据，运用计数数据模型评估了农村人居环境改善对乡村旅游发展的辐射效应，进一步采用引入交互项评估辐射效应的异质性，并进行稳健性检验。本文的主要贡献在于：第一，采用的村域尺度样本容量占全国行政村总数的十分之一，获得了更细粒化和外部效度的结论，有助于更深刻地洞察我国农村人居环境与乡村旅游关系的真实状况。第二，厘清了农村人居环境影响乡村旅游发展的作用机理，丰富了人居环境与乡村旅游关系的理论研究成果。

1变量选取与数据来源

1.1变量选取。因变量为乡村旅游的发展程度，采用行政村2016年接待旅游人数衡量，是计数数据。自变量为农村人居环境改善程度。《农村人居环境整治三年行动方案》提出，推进农村生活垃圾治理、开展厕所粪污治理、梯次推进农村生活污水治理是加快推进农村人居环境整治的重点任务。因此以“生活垃圾是否集中处理”“生活污水是否经过集中处理”“完成或部分完成改厕的自然村、居民定居点的比例”作为农村人居环境改善程度的变量。借鉴已有文献的研究成果，本文的控制变量可以分为五大类：（1）自然资源，包括行政区域面积、地形地貌、是否为全国特色景观旅游名村；（2）村干部情况，包括大学生村官人数、党支部书记年龄、党支部书记受教育程度、党支部书记是否兼任村委会主任、村委会主任年龄、村委会主任受教育程度；（3）交通基础设施，包括进村主要道路路面状况、村内主要道路路面状况、是否通公共交通、通公路的自然村及居民定居点比例、村内主要道路是否有路灯；（4）生活性基础设施，包括安装了有线电视的自然村及居民定居点比例、通宽带互联网的自然村及居民定居点比例、是否有电子商务配送站；（5）生产性基础设施，是否有畜禽集中养殖区、主要灌溉用水源。变量定义见下页表1。1.2数据来源。本文数据来自国家统计局微观调查数据——第三次全国农业普查微观数据。该次普查的标准时点为2016年12月31日，时期资料为2016年度，在全国范围内登记了596450个行政村普查表数据。本文从中抽取了68906条村级单位数据，数据样本包含了行政村的接待旅游人数、地形地貌、基础设施等基本属性指标。

2实证检验及结果分析

2.1实证模型选取。首先，采用基于最小二乘法的多元线性回归模型作为基准模型。其次，由于因变量接待旅游人数是计数数据，且2016年接待旅游人数为0人的行政村占总样本的91.28%，接待游客大于0人的样本行政村只占8.72%，属于低发生率的事件，而泊松回归模型是计数资料分析中最基本的模型，适用于低发生率的计数数据，所以进一步采用泊松回归进行分析。再次，泊松回归模型要求样本的期望值和方差相等或相近，但因变量“2016年全村接待旅游人数”的方差是均值的17.46倍，明显大于均值，存在过度离散的问题。Alpha检验在5%的显著性水平上拒绝不存在过度离散的原假设，即数据不符合泊松回归的假定，将导致系数估计结果虽然是一致的、无偏的，但标准误会被低估，所以采用基于方差大于均值假设的负二项式回归模型进一步分析。最后，零膨胀负二项式回归模型适用于观察事件发生数中含有大量零值的研究，所以尝试利用零膨胀负二项式回归模型进行分析，但利用Vong检验对负二项式回归模型和零膨胀负二项式回归模型的解释能力进行检验，结果显示Z统计量显著为正，即负二项式回归模型的解释能力更强。综上所述，本文最终采用负二项式回归模型进行分析，并与泊松回归等模型的结果进行比较。2.2主效应的实证分析。下页表2是农村人居环境对乡村旅游发展辐射效应的实证检验结果。其中，模型（1）和模型（5）是基于最小二乘法的多元线性回归结果，模型（2）和模型（6）是泊松模型的回归结果，模型（3）和模型（7）是负二项式回归模型的实证结果，模型（4）和模型（8）是零膨胀负二项式回归模型的实证结果。从表2可知：我国农村人居环境改善对乡村旅游发展有显著的辐射效应，污水集中处理、垃圾集中处理和改厕的辐射效应都很显著。从模型（1）至模型（4）可知，在基于最小二乘法的多元线性回归模型、泊松模型、负二项式模型和零膨胀负二项式模型四个模型中，农村人居环境改善综合变量在1%的显著性水平下都显著为正。从模型（7）可知，污水集中处理、垃圾集中处理和改厕在1%的显著性水平下系数显著为正。计算平均边际效应可知，在控制其他因素的情况下，垃圾集中处理平均可以增加162.2641%的游客人数，污水集中处理平均可以增加142.3469%的游客人数，完成或部分完成改厕平均可以增加159.3378%的游客人数。2.3引入交互项的实证分析。乡村旅游资源是乡村旅游发展的基础与前提，但乡村旅游资源变现还受到交通基础设施和旅游资源整合能力等关键因素的影响。一方面，交通是影响旅游业发展的重要因素，由于乡村旅游的辐射范围有限，交通对乡村旅游发展的影响更为关键。另一方面，由于农村集体土地界址不清、面积不准确与产属模糊等原因，乡村旅游资源的产权相对不明晰，普遍存在多个群体共同拥有旅游资源，造成乡村旅游资源开发利用进入壁垒，导致乡村旅游资源的闲置和利用不足等问题，应通过壮大集体经济来提高乡村旅游资源集体合作化水平和整合能力。由于不同行政村在交通区位条件、资源整合能力等方面存在巨大差异，改善农村人居环境对不同条件行政村乡村旅游的辐射效应是否存在差异需要进一步检验。本文在模型中引入是否通公共交通与农村人居环境综合治理的交互项（bus_envir）、村集体收入是否大于均值与改善农村人居环境综合变量的交互项（collective_envir）。从下页表3的模型（9）可知，在控制其他因素和在5%的显著性水平下，改善农村人居环境对通公共交通的行政村的乡村旅游发展的辐射效应更加显著。从模型（10）可知，在控制其他因素和在5%的显著性水平下，改善农村人居环境对村集体收入较高的行政村的乡村旅游发展的辐射效应更加明显。综上所述，改善农村人居环境对乡村旅游发展的辐射效应受到交通基础设施和村集体经济的影响。2.4稳健性检验。为了进一步检验实证结果的稳健性，本文采用两种方法重新定义因变量：一是把因变量取对数再采用负二项式回归进行参数估计；二是将因变量“2016年全村接待旅游人数”替换为“有营业执照、开展旅游接待服务的本村居民户数”再负二项式回归进行参数估计。在2016年全村接待旅游人数的对数和有营业执照、开展旅游接待服务的本村居民户数作为因变量的结果中，改善农村人居环境综合变量在1%的水平下均显著为正，生活垃圾是否集中处理、生活污水是否集中处理、完成或部分完成改厕在5%的水平下均显著为正，说明本文的实证结论是稳健的。

3结论

本文在分析人居环境影响乡村旅游的作用机理的基础上，采用第三次全国农业普查的六万多个行政村的大样本数据，准确评估了农村人居环境对乡村旅游的辐射效应及其异质性。结论如下：一方面，在全国范围内，改善农村人居环境对乡村旅游发展有显著的辐射效应。在控制村干部、自然资源、基础设施等因素的情况下，垃圾集中处理平均可以增加162.2641%的游客人数，污水集中处理平均可以增加142.3469%的游客人数，完成或部分完成改厕平均可以增加159.3378%的游客人数。另一方面，农村人居环境对乡村旅游发展的辐射效应受到交通条件和村集体经济的制约。在交通便捷、农村集体经济发达的行政村，改善农村人居环境对乡村旅游的辐射效应更加明显；反之，辐射效应相对较小。

参考文献：

[1]邹芳芳,陈秋华."林业-旅游"生态产业链构建研究[J].林业经济问题,2019,39(6).

[2]陈哲,刘学敏."城市病"研究进展和评述[J].首都经济贸易大学学报,2012,14(1).

[3]李玉新,靳乐山.基于游客行为的乡村地区游憩价值研究——以北京市延庆县为例[J].旅游学刊,2016,31(7).

[4]张晶晶.生态旅游示范景区服务空间、品牌形象与游客满意度关系[J].林业经济问题,2019,39(2).

[5]陈天富.美丽乡村背景下河南乡村旅游发展问题与对策[J].经济地理,2017,37(11).

作者:林恩惠 杨超 郑义 陈秋华 单位:1.福建农林大学 2.北京林业大学