生態旅游對農戶家庭收入影響研究

馬奔　溫亞利

摘要 參與生態旅游經營已成為保護區周邊社區家庭重要的生計，生態旅游經營收入是社區家庭重要的收入來源。本文基于中國7省40個保護區周邊社區農戶調查數據，研究了家庭參與生態旅游經營對人均純收入以及人均非農收入的影響，以期能為生態旅游經營的家庭收入效應提供新證據，為緩解保護與發展的矛盾、健全生物多樣性保護制度、完善生態旅游發展政策提供實證支撐。研究結果表明：①傾向得分匹配法消除了家庭選擇性偏差后，估計出參與生態旅游經營對家庭人均純收入的收入效應為20%左右，而對人均非農收入的收入效應為47%左右。使用多元線性回歸高估了生態旅游經營對家庭人均純收入的影響，大致高估了8%左右，使用Heckman模型也高估了生態旅游對家庭人均非農收入的影響，大致高估了17%左右。②戶主性別、受教育程度、是否為村干部、身體狀況、家庭負擔比以及耕地面積對農戶家庭參與生態旅游經營行為產生顯著影響。③結合當前的生態扶貧政策背景，政府以及社會可能高估了生態旅游經營對周邊社區家庭收入的影響，追求立竿見影的扶貧效果往往在短期內會獲得一定的收效，但是缺乏長期驅動力，最終導致治標不治本的扶貧。因此，政府要合理規劃地方生態旅游產業發展，創建一個更有利于社區參與的生態旅游開發模式。一方面，讓周邊社區家庭參與到生態旅游經營的管理和決策工作中，在生態旅游管理中擁有自主權和決定權；另一方面，建立生態旅游參與的外部約束機制，保障周邊社區的利益。

關鍵詞 生態旅游；家庭收入；傾向得分匹配；收入效應

中圖分類號 F062.1 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）10-0152-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.020

生態旅游作為戶外旅游快速發展的領域，自1983年由國際自然保護聯盟謝貝洛斯·拉斯喀瑞提出，三十多年以來呈現迅猛發展之勢。從全球來看，自然保護區開展生態旅游每年接待游客大概80億人，產生大約6 000億美元的國內支出和2 500億美元的消費者剩余，生態旅游和生物多樣性保護已經相輔相成，密切聯系。在中國，生態旅游每年以20%-25%的速度發展，是所有旅游產品中增長最快的。目前，全國已建立各級各類生態旅游地近3 000個，面積約占陸地國土面積的10%。自然保護區大多位于自然景觀資源最豐富地區，為生態旅游的發展提供了得天獨厚的自然優勢。事實上，不少保護區在實驗區與外圍邊緣都開展了生態旅游區，生態旅游已經成為協調生物多樣性保護與社區發展的重要手段，是解決保護與發展矛盾沖突的重要途徑。保護區周邊社區參與生態旅游經營已經成為一項重要的生計選擇，生態旅游的開展也成為一項積極的保護激勵，成為社區參與生物多樣性保護的重要紐帶。

國內外學者針對生態旅游與社區發展展開了大量研究，普遍認為保護區開展生態旅游不僅可以為周邊社區帶來短期的經濟活動，也為社區農戶提供實現長期可持續生計的機會。具體的收益包括提供就業機會、基礎設施改善、獲得財政補貼、傳統文化的復蘇，同時也為周邊社區生物多樣性保護活動提供激勵。周邊社區在參與生態旅游經營的積極性很高，對保護區開展生態旅游持有積極的態度。Stem等認為生態旅游是保護生物多樣性的工具，在發展經濟的同時保護生態多樣性。馬奔等對森林景區周邊農戶生態旅游經營行為進行研究，認為生態旅游是當地社區脫貧致富的有效手段，是生態扶貧的重要措施。段偉等發現保護區周邊農戶對生態旅游增加收入的認同比率最高，生態旅游產生的積極效應包括外出打工人數減少、關注環境的人增加、保護環境意識增強以及亂砍濫伐現象減少。此外，生態旅游對社區的正向扶貧效應也得到不少學者的認可，并被提出作為貧困社區的扶貧開發模式進行推廣。然而，也有不少學者對生態旅游對社區生計的正向影響提出質疑，認為生態旅游發展很可能造成保護區物價上漲，發生通貨膨脹，降低當地居民生活水平，對經濟產生不利影響。蘇楊認為我國目前社區參與程度較低，通過實證調查，僅有10.7%的發展生態旅游的保護區使超過50%農戶從生態旅游中獲得收益，而22.7%的開展旅游的保護區周邊農戶并未從生態旅游中收益，保護與發展的矛盾進一步被激化。當然也有少量學者認為生態旅游對周邊社區農戶沒有經濟影響，Kim等發現生態旅游對社區農戶的影響隨著旅游發展的不同階段而改變。既有研究對生態旅游經營的收入效應存在差異的主要原因在于研究方法與樣本選擇存在差異，生態旅游所處的發展階段也不同，現有的研究方法大多采用描述性統計與方程回歸，并未考慮樣本的異質性，而研究區域也局限于某一保護區或縣市，缺乏大尺度的研究樣本和更科學合理的研究方法。

在新的時期，中國生態旅游的發展進入到一個新的階段，特別是在生態扶貧作為社區脫貧致富重要手段的形勢下，生態旅游能否擔當地區扶貧攻堅的支柱，顯著改善當地社區家庭經濟狀況，還需進一步驗證。本研究以中國7省40個保護區周邊社區農戶為例，從大樣本角度實證研究保護區開展生態旅游對周邊社區家庭收入的影響，以期能為生態旅游經營的家庭收入效應提供新證據，同時檢驗現有的生態旅游發展政策是否合理可行，在生態扶貧政策大力推廣的背景下，如何最大化發揮生態旅游對社區生計的正向效應，從而為緩解保護與發展的矛盾、健全生物多樣性保護制度、完善生態旅游發展政策提供實證支撐。

1數據來源與描述統計

本文數據來源于中國7省40個保護區周邊農戶家庭調查，研究區域選取了湖北省、江西省、云南省、陜西省、廣東省、遼寧省以及四川省。每省控制國家級保護區與省級保護區的比例為3：1。自2014年8月起，陸續展開相關調研。在調研過程中，采用隨機抽樣與典型抽樣相結合的方法，由調研員選擇家庭戶主進行一對一訪談，家庭其他成員補充的形式完成問卷。調研共獲取問卷2 270份，剔除無效問卷，有效問卷1914份，問卷有效率84.3%。具體調研區域與樣本來源情況如表1所示。

本研究所使用的主要變量描述性統計如表2所示。根據調研及相關研究，農戶家庭參與生態旅游經營劃分為經營農家樂、賣旅游商品和從事生態旅游服務等相關活動。農戶家庭收入包括家庭人均純收入以及人均非農收入，人均純收入是由農戶家庭種植業收入、養殖業收入、林業收入、務工收入、個體經營收入、補貼性收入以及其他收入之和減去家庭經營性成本除以家庭總人口計算得出。人均非農收入主要包括人均務工收入、經營性純收入、轉移性收入和財產性收入。在1914戶保護區周邊農戶家庭中，只有155戶農戶家庭參與了生態旅游經營，參與率8.10%，反映出現有保護區周邊農戶參與程度不高。差異性檢驗結果顯示，參與生態旅游的家庭人均純收入和非農收入都顯著高于未參與生態旅游經營的家庭，而且在戶主性別、受教育程度、是否為村干部、身體狀況、勞動力人口、外出打工人口以及離鎮市場遠近上都存在顯著性差異，這也反映農戶參與生態旅游經營不是隨機選擇的過程，樣本存在選擇性偏誤問題。

2研究方法

2.1傳統線性回歸

為了考察農戶家庭參與生態旅游經營對人均純收入的影響，以往研究采用最小二乘法（OLS）對生態旅游經營對人均純收入影響效應進行估計，收入方程如下：

（1）

（1）式中，lnY_i為第i個農戶家庭人均純收入的對數，X_i為家庭i可觀測到的影響人均純收入的家庭和個人特征變量以及資源稟賦，包括戶主年齡、戶主性別、戶主民族、戶主受教育程度、戶主是否為村干部、自評身體狀況、勞動力人口、外出打工人口、家庭負擔比、林地面積、耕地面積、離鎮市場遠近以及保護區內外等；D_i為家庭是否參與生態旅游經營，D_i=1表示參與生態旅游經營，D_i=0表示沒有參與生態旅游經營；β₂表示參與生態旅游的收入效應；μ_i為隨機誤差項。

2.2Heckman模型

本研究同時對農戶參與生態旅游對家庭人均非農收入的影響進行估計，由于并非所有的農戶家庭都會有非農收入，在保護區周邊生活著不少農戶，他們以從事農林業經營為家庭唯一收入來源，由于地理位置偏僻、交通不便，這些家庭沒有非農收入，非農收入的多少不僅取決于參與非農收入的家庭勞動者的特性，也受包括未參與非農勞動的全體農村勞動力的影響，如果不對此問題進行考慮，會導致非農選擇方程的誤差項和非農收入方程的誤差項相關，為了解決這種選擇性偏差，采用Heckman兩階段模型來對生態旅游對人均非農收入的影響進行估計。

Heckman模型涉及兩個方程，即選擇方程和結果方程，具體到本研究，在選擇方程中，采用Probit模型來估計農戶家庭是否參與非農就業，第二階段將第一階段通過選擇方程計算出的逆米爾斯比和是否參與生態旅游經營以及其他變量一起作為自變量，而人均非農收入作為因變量，通過OLS模型估計生態旅游經營對人均非農收入的影響。具體表達式如下：

選擇方程：Y^*_I=Z_iγ+μ_i，如果y^*_i>0，則w_i=1，否則w_i=0

（2）

（3）

其中，X_I是家庭i觀測到的影響人均非農收入的自變量，lnY^*_i是人均非農收入的對數，Z_I是外生變量的向量，決定選擇方程的結果，φ是標準累積分布函數。

2.3傾向得分匹配法

保護區周邊農戶參與生態旅游經營不是一個隨機行為也不是隨機分配的結果，而是農戶根據自身家庭條件做出的選擇，是自選擇的結果，農戶是否參與生態旅游經營不是外生變量，而是虛擬內生變量。因此，采用最小二乘法來估計參與生態旅游經營對家庭人均純收入的影響會產生自選擇導致的偏差問題。此外，農戶家庭參與生態旅游經營可能是由于戶主特征、家庭特征或其他政策特征決定的，而這些特征同時也會對家庭人均純收入和人均非農收入產生影響，這就導致在估計生態旅游經營對人均純收入和非農收入影響時存在內生性問題，即家庭參與生態旅游的行為不僅與人均純收入以及非農收入相關，也與誤差項相關。

鑒于此，本文采用國際上近年比較常用的傾向得分匹配來解決這種由于自選擇導致的偏差問題。其最早由Rosenbamn和Rubin于1983年提出，通過構建反事實框架將非隨機數據近似隨機化，即由于數據缺失在無法觀測到參加生態旅游經營的家庭如果沒有參與生態旅游經營其家庭收入，只能觀測到參與后的家庭收入，據此提出使用“傾向得分”來作為農戶參與生態旅游經營的概率。一般采用Logit模型根據影響農戶參與生態旅游經營的特征計算出每個家庭的傾向得分，這樣就可以在沒有參與生態旅游經營的家庭中找到與參與生態旅游經營家庭相似的對照組，構造一個近似隨機化的數據。根據Rosenbaum和Rubin（1983）的定義，處理者的平均處理效應為：

（4）

其中N₁=∑_iD。_i為參與生態旅游的家庭數，∑_i：Di=1表示僅對參與生態旅游的家庭進行加總，y_0i表示參與生態旅游的家庭參與后的家庭收入，y_0i表示參與生態旅游的家庭如果沒有參加生態旅游其家庭收入。y_1i是可觀測的，而y_0i是一個反事實的結果，需要通過傾向得分匹配在未參與生態旅游經營的家庭中估算得出。其基本步驟為選擇影響（y_0i，y_1i）和D_i的相關變量x_i，然后利用Logit回歸模型估計農戶參與生態旅游概率的傾向得分，依據概率大小進行傾向得分匹配，通過控制如下x_i的每個分量的標準化偏差：

（5）

傾向得分匹配有很多匹配方法，一般認為不存在適用一切情形的絕好方法，在實踐中，一般采用不同的匹配方法比較其結果，如果結果相似，則說明結果是穩健的。在此，本研究依據本身研究的特征以及以往相關研究，主要采用K近鄰匹配、半徑匹配和樣條匹配來進行具體匹配。

3實證分析

3.1基于OLS與Heckman模型的估計結果

基于OLS模型估計參與生態旅游經營對家庭人均純收入的收入效應如表3所示，結果發現家庭是否參與生態旅游對家庭人均純收入在1%的顯著性水平上產生正向顯著影響，參與生態旅游經營的家庭比未參與生態旅游經營的人均純收入高28.6%；同時戶主民族、受教育程度、是否為村干部、自評身體狀況、家庭勞動力人口、外出打工人數、家庭負擔比、林地面積、離鎮市場遠近以及地理位置都對人均純收入產生顯著影響。基于Heckman樣本選擇模型估計結果如表3所示，結果表明逆米爾斯比在5%統計水平上顯著，表明了使用Heckman樣本選擇模型的有效性。在校正了農戶家庭參與非農就業的選擇性偏差后，相比于未參與生態旅游經營的家庭，參與生態旅游經營的家庭人均非農收入高64.2%，并且在1%的統計水平上顯著。此外，戶主民族、受教育程度、身體狀況、家庭勞動力人口、家庭負擔比、耕地面積、離鎮市場遠近對家庭非農工作選擇有顯著影響，而戶主民族、受教育程度、自評身體狀況、勞動力人口、身體狀況、外出打工人數、家庭負擔比、耕地面積、離鎮市場遠近以及地理位置對家庭人均非農收入產生顯著影響。

3.2基于傾向得分匹配的估計結果

3.2.1農戶家庭參與生態旅游經營的影響因素分析

應用傾向得分匹配的第一步是估計傾向得分，選擇匹配變量是關鍵，Heckman等認為選擇無關變量不會影響最終結果，但遺漏變量會產生嚴重偏差。選擇的變量必須同時影響農戶參與生態旅游的行為以及家庭收入，同時選擇的變量也不會因為農戶參與生態旅游經營而受到影響。因此，本研究選擇戶主年齡、戶主性別、民族、受教育程度、是否為村干部、自評健康狀況、家庭勞動力人數、家庭負擔比、耕地面積、林地面積、離鎮市場遠近、地理位置作為匹配變量，農戶參與生態旅游經營的傾向得分的估計結果如表4所示。可以發現，戶主性別、受教育程度、是否為村干部、身體狀況、家庭負擔比以及耕地面積對農戶家庭參與生態旅游經營產生顯著影響，其中，女性戶主比男性戶主參與概率高4.6%，戶主受教育每增加1年，參與概率提高0.5%，擔任村干部的戶主相比其他農戶參與概率高3.7%，耕地面積每增加1畝，參與概率減少0.1%。

3.2.2生態旅游經營對家庭收入的影響

表5給出了三種匹配方法對生態旅游經營對家庭收入的處理效應估計結果，在家庭人均純收入方面，使用K近鄰匹配法得到的處理組平均處理效應（ATT）為0.186，且在5%統計水平上顯著，使用半徑匹配法和樣條匹配法得到ATT分別為0.210和0.213，且都在1%水平上顯著，無論是平均處理效應的估計值還是顯著性，三種匹配方法的結果相似，一定程度上反映了結果的穩定性，同時說明在消除了參與生態旅游的家庭以及未參與生態旅游家庭可觀測異質性導致的顯性偏差后，參與生態旅游經營的家庭人均純收入比其如果未參與生態旅游經營人均純收入高20%左右。相比于OLS估計結果，收入效應減少了8%左右，說明傳統線性回歸模型沒有考慮有選擇性偏差，高估了生態旅游對家庭人均純收入的處理效應。在人均非農收入方面，使用K近鄰匹配、半徑匹配與樣條匹配估計的處理組平均處理效應分別為0.500，0.457和0.471，且三者都在1%統計水平上顯著，三種匹配方法的平均處理效應值和顯著性水平都類似，說明估計結果的穩定性，同時表明參與生態旅游經營的家庭比其如果未參與生態旅游經營家庭人均非農收入高47%左右，比Heckman模型的估計結果低17%左右，雖然兩種方法修正的不同的選擇性偏差，估計的收入效應也不同類，嚴格意義上結果不具可比性，但兩種方法的結果都表明在修正了選擇性偏差后，參與生態旅游經營對家庭非農收入有較高比例的顯著正向效應。此外，參與生態旅游經營的家庭一定會有非農收入，而擁有非農收入的家庭則不一定會參與生態旅游經營，這表明Heckman修正的選擇偏差范圍更廣，在估計生態旅游經營對農戶家庭收入的影響時還存在一定的家庭異質性，而傾向得分匹配的選擇性偏差修正更加精確，結果也更準確。

3.2.3匹配的平衡性檢驗

為了保證傾向得分匹配的估計質量，需要對三種匹配方法做平衡性檢驗，以檢驗匹配后處理組與控制組是否存在系統差別，結果如表6所示。匹配后，Pseudo R2的值都很小，幾乎為零，似然比檢驗在匹配前在1%顯著性水平上被拒絕，而匹配后都未被拒絕，標準偏差均值與中位數都大幅下降，除樣條匹配估計人均非農收入的B值大于25%，其余B值都小于25%，由此可見，經過傾向得分匹配后基本消除了處理組與控制組的可觀測變量顯性偏差，通過了平衡性檢驗，傾向得分匹配結果可靠。

3.2.4匹配的穩健性分析

盡管本研究通過傾向匹配來控制選擇偏差，但是只能基于被觀測或被測量的協變量進行調整，因此因為未被測量的協變量而導致的選擇偏差依然是個問題，在此，采用Rosenbaum邊界方法分析如果存在不可觀測的異質性，估計結果是否發生顯著性差異，進一步檢驗匹配結果的穩健性。Gamma值為1表示家庭參與生態旅游經營的概率是一樣的，通過賦予Gamma不同的值，Rosenbaum邊界估計給出了參與生態旅游經營的顯著性水平上限、顯著性水平下限、HL估計上限、HL估計下限、置信區間上限以及置信區間下限。如果Gamma值增加很小的比例，導致統計推論與假定研究不會有隱藏偏差的情況下的統計推論極為不同，那么結果就不是穩健的，意味著基于可觀測異質性的傾向得分匹配方法是不合理的。生態旅游對家庭人均純收入和非農收入的Rosenbaum邊界估計結果如表7和表8所示。可以看出，即使由于未被觀測的協變量導致參與可能性的差異有2倍以上，生態旅游經營對人均純收入影響仍然為正向的，顯著性水平也在1%以下，5%顯著性水平的置信區間也都大于0。同時表明，即使由于未被觀測的協變量導致參與可能性的差異有2倍以上，也不會改變生態旅游經營對人均非農收入的正向影響，顯著性水平也在1%以下，5%顯著性水平的置信區間也都大于0。此外，三種匹配方法的估計值差異不大，綜合來看，使用傾向得分匹配估計家庭收入的處理效應具有較高的穩健性。

4結論與討論

4.1研究結論

本文基于中國7省40個保護區周邊社區農戶調查數據，通過傳統線性回歸、He&man兩階段模型以及傾向得分匹配分別研究了家庭參與生態旅游經營對人均純收入以及非農收入的影響，研究結果表明：無論是傳統線性回歸、Heckman模型還是傾向得分匹配模型，結果都顯示保護區周邊農戶家庭參與生態旅游經營對人均純收入以及非農收入都有正向顯著影響。戶主性別、受教育程度、是否為村干部、身體狀況、家庭負擔比以及耕地面積對農戶家庭參與生態旅游經營產生顯著影響。傳統線性回歸模型在估計家庭參與生態旅游對人均純收入影響時，沒有考慮選擇性偏差，高估了參與生態旅游的收入效應，而傾向得分匹配在考慮參與生態旅游經營家庭存在異質性的背景下，估計出參與生態旅游經營的家庭比如果未參與生態旅游經營家庭人均純收入高20%左右，比OLS估計結果低8%左右。而Heckman模型盡管修正了農戶參與非農經營的選擇性偏差，但并未考慮到家庭參與生態旅游經營的異質性，使用傾向得分匹配估計的家庭人均非農收入效應為47%左右，比Heckman估計結果低17%左右。同時，傾向得分匹配的穩健性檢驗與平衡性檢驗結果顯示，匹配方法基本消除了處理組與控制組的可觀測變量顯性偏差，不可觀測變量的異質性，也不會導致估計結果發生顯著性差異。

4.2討論

可以發現，生態旅游經營對農戶家庭收入有一定貢獻，主要是非農收入的提高，而對家庭人均純收入的影響有限。調研數據表明，在155戶參與戶中，60%左右集中在少數幾個生態旅游開發充分的保護區，如九寨溝、唐家河、龍溪虹口、太白山等保護區，參與模式往往由政府主導，社區農戶大多被動參與，只有少數家庭地理位置好、經營管理水平高的家庭經營農家樂獲得了較高的經營收益。很多農戶抵制生態旅游的開發，原因在于政府主導的旅游為了效益最大化，禁止周邊社區對自然資源的利用，例如禁止社區家庭在門前屋后種植農作物，只能種植沒有收益、但具有觀賞價值的樹木花卉。政府以及社會可能高估了生態旅游經營對周邊社區家庭收入的影響，一味地鼓勵社區家庭參與生態旅游經營反而會導致供過于求的局面，社區農戶本來由于受教育程度不足、經營管理水平不高，加上自身財富積累不夠，導致參與能力不足，即使勉強參與，也往往不能可持續地經營與獲益。此外，生態旅游的負面影響也不可忽視，旅游開發會對生物多樣性保護產生一定負面影響，增大保護難度與不可控制的風險性。同時旅游開發導致當地物價上漲、社會治安問題增加、不文明的游客行為都一定程度上增加了周邊社區的生活成本。雖然參與生態旅游經營成為周邊社區家庭重要的生計，但是現有的生態旅游發展并未完全發揮環境宣教、利益合理配置、社區參與保護的作用，還有很大的提升空間。

研究結論對保護區生態旅游開發和社區協調可持續發展有重要的政策啟示：①生態扶貧確實能達到事半功倍的效果，但不能操之過急，合理的規劃、論證、多方利益群體參與決策等都必不可少，追求立竿見影的扶貧效果，往往在短期內會獲得一定的收益，但是缺乏長期驅動力，最終導致治標不治本的扶貧。保護區周邊社區家庭參與生態旅游確實提高了家庭收入，特別是家庭非農收入的提高，但是生態旅游在吸納周邊社區參與能力上存在不足，這需要政府積極探索不同的生態旅游開發模式，如對口幫扶模式、政府主導模式、聯合開發模式等，分別進行試點工作，從而創建一個更有利于社區參與的生態旅游開發模式，激發社區參與生態建設與旅游開發的熱情，達到生態旅游開發與社區扶貧協調發展的目的。②現階段生態旅游經營還并不能作為社區家庭的可持續生計，其產生的收入效應有限，還沒有發揮巨大的潛力。相關經營管理培訓、鼓勵優惠政策固然對居民參與能力提升很重要，但這些都不能改變農戶被動參與以及處于參與群體中弱勢地位的現實，只有讓周邊社區家庭參與到生態旅游經營的管理和決策工作中，讓社區在生態旅游管理中擁有自主權和決定權，才能真正使周邊社區獲益，改變現有收益分配不均、參與不足的現狀。③政府以及保護區需要合理規劃地方生態旅游產業發展，客觀認識由于制度、經濟發展水平以及參與能力方面的局限性導致社區參與不足和利益實現不充分問題，建立生態旅游參與的外部約束機制，確保周邊社區在農家樂經營、旅游商品生產銷售等生態旅游相關經營活動參與的優先權，最終實現周邊社區在生態旅游開發中的利益保障。

（編輯：尹建中）