基于csQCA 的鄉村旅游地經濟發展影響因素組態研究

喬志潔 陳遠方*

（湖南理工學院 經濟與管理學院，湖南 岳陽 414006）

國家經濟的高速發展，對我國農村地區經濟發展提出了更高的要求，我國農業所占比重較大，因此農村經濟的發展至關重要。鄉村旅游是融合農村經濟、文化等多方面的重要經濟體，發展鄉村旅游不僅可以滿足人們旅游觀光的需求，通過合理利用鄉村旅游資源對農村資源進行優化整合，加快鄉村建設進程，可為農民提供就業機會和增加收入，從而推動鄉村振興戰略的發展。

通過搜索相關文獻，發現已有研究對鄉村旅游的分析大多是定性分析和少數定量分析，很少有學者使用定性比較分析的方法對鄉村旅游進行詳細的研究，影響鄉村旅游地發展的因素很多，大多是以組合的形式共同影響，并非單一影響因素發揮作用。本文運用清晰集定性比較分析方法（csQCA），以我國4 個省份的18 個鄉村旅游地為研究對象，選擇9 個相關變量建立影響鄉村旅游特色經濟發展影響因素的理論模型，對數據進行分析與討論。

1 文獻綜述

隨著鄉村振興戰略的提出和實施，以及黨和國家對農村地區及其經濟發展的重視，鄉村旅游也得以發展。鄉村旅游是以鄉村自然景觀為旅游目的地，依托鄉村地方特色民俗風景等多種方式，讓游客融入具有鄉土特色的環境，體驗鄉村人文風情；鄉村旅游在其發展中衍生出多種形式，是一種融合鄉村休閑旅游、農業旅游和民俗文化旅游的旅游形式。

鄉村旅游的形式多種多樣，影響鄉村旅游地發展的因素也是如此。通過分析相關文獻，對影響鄉村旅游的因素進行總結，發現主要是從旅游地資源管理和政府政策以及其他因素等方面來進行研究。余潤哲認為旅游吸引物、旅游區位、區域經濟和網絡平臺是影響鄉村旅游地發展的重要因素[1]；張德平認為互聯網可以有效推動鄉村旅游地第三產業融合發展[2]；李波在對鄉村旅游資源管理進行研究時發現旅游地發展的核心內容是旅游資源[3]；陳志軍認為旅游區位、旅游目的地管理以及旅游吸引物等影響因素對鄉村旅游地發展意義重大[4]。在鄉村旅游地發展提升路徑研究方面，晁楠提出要將鄉村旅游地發展與鄉村本土實際特色相結合，通過聯合“三農”以“旅游+”的模式來促進鄉村旅游地經濟發展，并且以茶葉為例子提出了生產、加工茶葉等一系列的特色旅游項目[5]。

縱觀文獻，大多數研究仍停留在對鄉村旅游地發展存在的問題進行討論，然后給出解決方案，只有少數學者使用模型與理論相結合的方法進行研究，另外，部分學者的研究局限于某一個地區，使研究結果具有地方局限性。本研究運用清晰集定性比較分析方法（csQCA），有效避免單一要素定性和定量分析的缺陷，綜合兩者的優勢。csQCA 方法與以往單因素分析方法不同，是通過組態的角度進行分析，以多種因素的組合路徑方法來研究鄉村旅游地發展的影響因素，利用相關理論建立真值表，通過對多個鄉村旅游地的具體分析來解釋與被解釋變量之間的因果關系，可以提供更真實的理論依據。因此，本文運用csQCA方法對18 個鄉村旅游地經濟發展影響因素進行組態分析，運用實證分析解決鄉村旅游地發展中存在的問題。

2 研究方法

定性比較分析法（Qualitative Comparative Analysis，簡稱QCA）是查爾斯C.拉金（Charles C.Ragin）于20 世紀80 年代末提出，是界于定性和定量兩種分析方法的研究方法[6]。QCA 方法是在多個案例的背景下，運用布爾代數對數據進行系統的分析處理，試圖尋找可能的因果關系組合。QCA 方法主要有csQCA（清晰集）、mvQCA（多值集）以及fsQCA（模糊集）[7]。QCA 方法與傳統的分析方法相比，避免了單一案例帶來的局限性，選用多個案例進行分析，并且運用二分變量[8]，可以對案例樣本進行多次細分，使得出的結論更具體。文章運用csQCA 來探索影響鄉村旅游地經濟發展的因素組合[9]，在運用csQCA 方法對鄉村旅游地發展影響因素進行分析時，首先，要選定研究案例[1]。其次，尋找合適的變量，即影響因素。再次，運用所選案例整理數據，構造真值表，得出所有符合條件的路徑組合。最后，將所有組合進行分析，得出相關結論。

3 指標體系

參照其他學者的研究方法，研究的中等樣本在10-14 個，其解釋變量的數量最好是4-7 個[10]，根據鄉村旅游地經濟發展的影響因素構建指標體系，總結得出其影響因素有旅游吸引物、人口基數、旅游區位、目的地管理、政府政策、外資注入、區域經濟、網絡平臺、國內旅游總收入。通過上述9 個影響因素進行初步分析，就目的地管理而言，其衡量標準是該旅游地是否有完善的基礎設施和應急設施以及該地區是否有相關的法律法規對旅游目的地進行合理的規劃管理。對于本文選取的18 個案例而言，其目的地管理都符合標準，沒有太大差異。就政府政策而言，各地政府都積極推出相關政策來推動當地旅游產業向好發展，以提高地區經濟發展。因此，目的地管理和政府政策2 個影響因素屬于無差別變量，本文不再對其進行分析，最終將旅游吸引物、人口基數、旅游區位、外資注入、區域經濟、網絡平臺、國內旅游總收入等7 個影響因素作為條件變量納入指標體系進行分析，具體指標說明如表1 所示。

表1 變量與指標說明

4 案例分析

4.1 數據說明

為使研究結果更具廣泛性和說服力，本文選取湖南、湖北、安徽、浙江等4 個省的18 個具有旅游發展影響力和旅游特色的鄉村旅游目的地作為案例進行分析，分別選擇湖南省——天門山、衡山、鳳凰古城、岳陽樓和韶山風景區；湖北省——黃鶴樓、神農架、三國赤壁古戰場；安徽省——西遞、宏村、潛口、龍川、唐模；浙江省——下姜村、烏鎮、西塘、溪口、南潯。通過對比4 個省18 個鄉村旅游目的地的發展情況，探索相對高效的鄉村旅游發展對策，為有關政府部門提供理論參考。

4.2 變量賦值

就csQCA 方法而言，解釋變量對被解釋變量的影響并不是線性的，即同一結果的發生可能存在不同的組合。其中布爾最簡表達式是csQCA 方法的核心內容，布爾最小化是把一個比較復雜的表達式轉化為一個相對簡潔的表達式[11]。csQCA方法運用二分變量法將變量賦值為0 和1，采用布爾代數計算原則對條件組合進一步簡化。參照其他學者的研究并結合本文實際情況，具體賦值規則如下：根據旅游吸引物研究，使用5A 級景區來衡量旅游景區的內在品質，案例中的旅游目的地是5A 景區則賦值為1，反之賦值為0；人口基數對于案例地的發展具有重要作用，根據文章所選擇的樣本數據，確定人口基數為60 萬為區分案例地人口規模的分水嶺，案例地人口多于60 萬賦值為1，少于60 萬則賦值為0；旅游區位是通過衡量旅游目的地至其所在市區的交通情況，旅游目的地距離市中心的車程將成為游客衡量旅游目的地價值的標準，其中距離市區車程小于1 小時則賦值為1，大于1 小時賦值為0；根據18 個案例地外資注入情況確定外資注入平均數為62 億元，當該鄉村旅游地所在地區實際利用外資大于62 億美元時賦值為1，反之賦值為0；區域經濟是根據該鄉村旅游地所屬地級市人均GDP 是否超過全國人均GDP 來衡量，超過全國人均GDP 賦值為1，反之賦值為0；根據旅游目的地有無完善的景區宣傳網站內容對網絡平臺進行賦值，有完善的宣傳網站內容則賦值為1，反之賦值為0；進一步確定18 個案例地的國內旅游總收入平均值為2723 億元，當國內旅游總收入超過2723 億元賦值為1，反之賦值為0。結果變量鄉村旅游發展采用年度接待客流量來賦值，每年接待客流量在18個案例地的平均值為15327 萬次以上則賦值為1，反之賦值為0。具體賦值如表2 所示。

表2 變量的賦值與標準

其中，旅游吸引物、人口基數、旅游區位、外資注入、區域經濟、網絡平臺和國內旅游總收入為鄉村旅游特色經濟的條件變量，鄉村旅游發展為結果變量。

4.3 構建真值表

根據表2 對變量的賦值，在csQCA 軟件中輸入18 個鄉村旅游地各個指標的原始數據，通過運算構建真值（如表3 所示）。

表3 條件變量與結果變量清晰集真值表

4.4 數據分析

采用清晰集定性比較分析方法，根據拉金等人研究設計的csQCA 集合運算軟件和Tosmana對十八個鄉村旅游地的數據進行分析[12]，使用csQCA 軟件對數據分別進行單變量必要性分析和多因素必要性分析。

4.4.1 單變量必要性分析

在使用清晰集定性比較分析方法對鄉村旅游發展影響因素進行分析時，依據Ragin（2006）的研究[13]，首先要對鄉村旅游發展影響因素及單因素必要性進行分析，以此來判斷單因素即單一條件變量是否為影響鄉村旅游經濟發展的必要條件。其中，對鄉村旅游發展影響因素構成必要性的條件結果變量是結果變量集合的子集[11]，當單一條件變量的一致性大于0.9 時可視為該變量是結果變量的必要條件，具體公式如下所示。

公式中，Xi表示條件組合中的隸屬分數，Yi表示結果中的隸屬分數，并且一致性（Consistency）的取值范圍為（0，1）。

通過使用csQCA 軟件對鄉村旅游發展進行單因素必要性分析，條件變量中旅游吸引物的一致性為0.857134，如表4 所示。在本文鄉村旅游地影響單因素分析中，認為一致性指標大于0.8 時可以視為影響鄉村旅游發展的必要條件[14]。因此，條件變量旅游吸引物可視為鄉村旅游發展影響因素的必要條件。網絡平臺、旅游區位、區域經濟的一致性分別為0.642857、0.571429、0. 357143；而人口基數、外資注入和旅游總收入的一致性較低，在0.142857～0.214286 之間。通過分析可知，7 個條件變量均不能構成影響鄉村旅游發展的充分必要條件，即當這些影響因素單獨出現時，無法確定是否對結果變量產生影響，因此要進行多因素組合分析。

表4 單因素必要性分析

4.4.2 多因素必要性分析

多因素必要性分析是通過使用覆蓋率指標（Coverage）來判斷條件變量對結果變量的解釋力度[1]，本文中的覆蓋率（Coverage）代表鄉村旅游發展影響因素的條件變量對因果路徑的解釋能力，即其覆蓋率的數值越高，其對于因果路徑的解釋能力越好[15]，覆蓋率（Coverage）表達公式如下所示。

其中Xi表示條件組合中的隸屬分數，Yi表示結果中的隸屬分數，Coverage的取值范圍為（0，1）。

通過使用csQCA 相關軟件，對18 個鄉村旅游地的輸出結果進行分析，其中，7 個變量共有128 種條件組合，而滿足條件的組合路徑有9 條。csQCA 組合的表達式中，運用符號“*”代表變量鏈接，表示“且”的交集關系；符號“～”代表“非”，表示該變量在組合中“一定不存在”[16]，其路徑組合結果如表5 所示。

通過表5 的計算結果可以得出，前因條件構型的一致性指標均為1，都大于理論閾值0.8，表明這些條件組合是能夠影響鄉村旅游發展的充分條件。其中，原始覆蓋率在區間0.071429～0.428571，表明條件組合能夠解釋的案例占案例總量的7.14%～42.86%。在表5 中，9 組鄉村旅游發展影響因素的充分條件組合，其整體覆蓋率為0.928571，表明所有鄉村旅游發展影響因素中，約有92.86%包含在以上9 種條件組合路徑中，整體一致性為1。因此，9 個條件組合能夠有效解釋鄉村旅游發展的影響因素組合。

表5 多因素的組合結果

其中，路徑組合1 的復雜解為“旅游吸引物*～人口基數*～外資注入*～區域經濟*網絡平臺*～旅游總收入”，其路徑組合的原始覆蓋率為43%，即表明可以解釋43%的案例。路徑組合2 的復雜解為“～人口基數*旅游區位*～外資注入*～區域經濟*網絡平臺*～旅游總收入”，該路徑組合的原始覆蓋率為29%，表明可以解釋29%的案例。路徑組合3 的復雜解為“旅游吸引物*～人口基數*旅游區位*～外資注入*～區域經濟*～旅游總收入”，該路徑組合的原始覆蓋率為29%，即表明可以解釋29%的案例。路徑組合4、5 的原始覆蓋率為14%，表明有14%的案例可以被路徑4、5 所解釋。路徑6、7、8、9 的原始覆蓋率均為7%，說明僅有7%的案例能被該4 個路徑解釋。

5 結果與討論

5.1 結果

1）在旅游吸引物、人口基數、旅游區位、外資注入、區域經濟、網絡平臺、旅游總收入等7個影響因素中，通過單因素必要性分析，旅游吸引物和網絡平臺2 個條件變量顯示出較高的一致性，但是在18 個鄉村旅游地發展影響因素分析中，所有單變量因素均不能構成鄉村旅游發展影響因素的充分必要條件。另外，通過分析18 個鄉村旅游地相關政府政策發現：政府政策和目的地管理2 個影響因素對于促進鄉村旅游發展具有基礎性作用，對鄉村旅游地具有無差別影響，故本文未對政府政策和目的地管理2 個影響因素進行詳細的路徑分析。

2）任何單一條件變量無法孤立地發揮影響作用，需要發揮因素組合效應，共同作用促進鄉村旅游經濟發展，這對旅游目的地來說具有重要意義。首先，在鄉村旅游發展過程中，不能依靠單一因素發揮作用，要充分發揮多因素組合作用，才能有效促進鄉村旅游的高效率發展。其次，對于某一單一要素薄弱的地區，應該更加注重對其他要素組合作用的重視，做到揚長避短，從而達到良好的發展效果。

3）鄉村旅游發展影響因素需要通過條件組合的方式發揮作用。本文18 個鄉村旅游地影響因素分析中的9 條路徑組合的整體一致性和覆蓋率均達到0.9 以上，可以較好地解釋鄉村旅游發展的影響要素組合，亦進一步表明本文在選擇鄉村旅游發展的影響因素方面的合理性。

4）在多因素組合研究中，影響鄉村旅游經濟發展的9 條路徑的整體覆蓋率雖然高達92.9%，但仍有約7%的影響路徑未被覆蓋，由此可見，影響鄉村旅游發展的因素非常復雜，在研究時需要綜合多方因素，利用組態分析的視角對鄉村旅游發展進行全面的分析，進而找到最有利于鄉村旅游發展的影響路徑組合，推動鄉村經濟發展。

5.2 討論

研究結果表明，多因素組合路徑的鄉村旅游發展是促進鄉村旅游蓬勃發展的主要動力，在規劃鄉村旅游發展時，要綜合考慮多種影響因素。另外，引入新的發展要素對鄉村旅游發展充滿機遇與挑戰，要綜合運用不同的研究方法解決鄉村旅游發展過程中的難題，為鄉村旅游發展做出貢獻。