基于Logistic 回歸分析的鄉村旅游發展中農民 參與意愿及影響因素研究
——以武威市為例

張玉鵬 王 婷 管褀煜 張淑琦 牛亞瓊

（甘肅農業大學財經學院，甘肅 蘭州 730070）

1 研究背景及現狀

1.1 研究背景

鄉村旅游融合多項產業共同發展，發展潛力巨大，是釋放農村發展活力、提高農民收入、促進鄉村產業升級、實施鄉村振興戰略的有效途徑和必然選擇。農民是鄉村旅游發展中的核心主體。基于鄉村振興戰略，依托良好的鄉村旅游資源稟賦，提高農民參與發展鄉村旅游的意愿，能有效推動鄉村一二三產業融合發展，優化鄉村產業結構。因此，研究農民參與發展鄉村旅游的意愿及影響因素，對提高鄉村旅游業發展效益、發展鄉村經濟、提高農民收入及實施鄉村振興戰略具有重要意義。

1.2 研究地概況

武威市位于甘肅省中部，地理位置優越，農業資源得天獨厚，文化遺產豐富，自然景觀瑰麗，鄉村旅游發展基礎良好。農旅融合發展帶動了武威市經濟增長，直接提高了當地農民收入。2021 年，武威市文體廣電和旅游局發布的數據顯示，僅10 月1—7 日，武威市共接待游客56.02 萬人次，旅游總收入30 551.25萬元。發展鄉村旅游是拉動鄉村經濟內需、提高農民收入的一種有效途徑，因此，研究農民參與發展鄉村旅游的意愿，對提高農民收入具有非常重要的意義。基于此，利用調研所得數據與查閱統計年鑒，對武威市農民參與發展鄉村旅游的意愿及影響因素進行分析，明確農民參與鄉村旅游的影響因素，為當地制訂鄉村旅游發展計劃提供依據。

2 調研數據描述性分析

基于鄉村旅游發展中農民的群體特征，選取武威市農民為研究對象，通過查閱統計年鑒，了解當地實際情況，設置并收集了157 份調查問卷。問卷內容主要涉及農民的基本情況、主觀意愿、感知情況、政府政策4 個方面。同時使用SPSS 軟件，通過Logistics 模型進行定量分析，明確了農民參與發展鄉村旅游的影響因素，為武威市發展鄉村旅游提供了良好的理論依據。

2.1 農民基本情況概述

通過對157 份有效樣本的調研數據進行統計整理，得出農民參與發展鄉村旅游的意愿如圖1 所示。由圖1 可知，對鄉村旅游發展有參與意愿的農民占比達73.89%，說明大多數農民愿意參與鄉村旅游發展，農民的參與意愿較強烈。

圖2 為農民認同鄉村旅游建設能帶來切實效益的態度統計結果，完全不認同鄉村旅游建設能帶來切實效益的人口占總調查人口的3.82%，不認同鄉村旅游建設能帶來切實收益的農民占比為5.73%，對鄉村旅游建設能否帶來切實效益持無所謂態度的農民占比28.03%，認同鄉村旅游建設能帶來切實收益的農民占比50.32%，十分認同鄉村旅游建設能帶來切實收益的農民占比12.10%。這說明大多數農民認同鄉村旅游建設能帶來切實收益。農民是鄉村旅游建設中的核心主體，因此，農民主觀認同鄉村旅游建設能帶來切實收益對鄉村旅游發展有著極大的促進 作用。

表1 為農民參與發展鄉村旅游的原因統計分析結果，認為發展鄉村旅游能促進家庭增收、解決農產品銷售問題、獲得就業崗位、響應政府號召等的農民占比均在50%以上。這說明農民參與發展鄉村旅游的主要原因是通過發展鄉村旅游解決農產品銷售問題，獲得就業崗位，從而促進家庭增收。但由于鄉村旅游處于起步階段，無法滿足所有農民參與發展鄉村旅游的切實需求，因此，部分農民無法正確認識鄉村旅游發展帶來的積極效應，從而不利于有效提高農民對發展鄉村旅游的參與度。

表1 農民參與發展鄉村旅游原因分析表

圖1 農民參與鄉村旅游發展的意愿比例

圖2 農民認同鄉村旅游建設能帶來切實效益的態度

2.2 模型構建及變量賦值

在實地調研與數據理論分析的基礎上，提出關于影響農民參與鄉村旅游意愿的影響因素的假設，因農民參與意愿僅包括農民認為參與鄉村旅游發展有必要和沒有必要，因變量為二分類變量，因此，使用二元Logistics 回歸模型，可以滿足數據分析需求。根據調研數據，主要從農民基本特征、政策感知情況、政策宣傳情況3 個方面對有效變量進行賦值，賦值結果如表2 所示。

表2 變量賦值及定義

對所有變量進行二元Logistics 回歸分析。從表3 可知，共有157 個樣本參加分析，其中認為有必要參與發展鄉村旅游的農民為116 人，占比73.89%，認為沒有必要參與發展鄉村旅游的農民為41 人，占比26.11%。這表明大部分農民認可參與發展鄉村旅游的必要性。但實際調研發現，農民的參與度不高，可能是由于資金缺乏，或對鄉村旅游認知不全等導致。

表3 二元Logistics 回歸分析基本匯總

為檢驗整體模型結果是否有效，對模型進行似然比檢驗分析，結果如表4 所示：回歸模型的P 值小于0.05，說明模型的結果是有效的，且通過不同的變量組合，多次比較分析AIC 值和BIC 值時，發現最終模型的AIC 值和BIC 值最小，說明在剔除和重新組合部分影響因素后，模型的結果更加顯著。

表4 二元Logistics 回歸模型似然比檢驗結果

為保證回歸分析結果的準確性，通過Hosmer-Lemeshow 擬合度檢驗對二元Logistics 回歸模型的預測準確率和擬合程度進行分析，檢驗結果如表5 和表6 所示。

表5 二元Logistics 回歸預測準確率

表6 Hosmer-Lemeshow 擬合度檢驗

由二元Logistics 回歸預測準確率結果可知，模型的整體預測準確率為79.62%，模型擬合情況比較糟糕，造成這種情況的原因可能是大部分農民具有參與發展鄉村旅游的意愿。另外，當真實值為1 時，預測錯誤率為7.76%，說明預測結果比較準確。由Hosmer-Lemeshow 擬合度檢驗結果可知，P 值大于0.05（P=0.265），說明模型通過了Hosmer-Lemeshow檢驗，原假設被接受，模型的擬合度較好。

2.3 回歸結果分析

結合調研數據，對農民參與發展鄉村旅游的意愿進行二元Logistics 回歸分析，通過HL 檢驗，從模型整體情況來看，Nagelkerke 廣義決定系數（Nagelkerke R）為0.396，說明模型擬合優度較好，進一步得出模型的表達式如下：ln(p/1-p)=-6.147+1.567X-0.276X+ 0.200X+0.394X+0.079X+0.782X+0.042X+0.614X+ 0.516X-0.825X。

如表7 所示，X的回歸系數值為1.567，在0.01水平上顯著（Z=3.422，P=0.001 ＜0.01），說明X對農民參與發展鄉村旅游的意愿具有顯著的正向影響。同時，性別以女性為對照項，優勢比為4.794，說明男性樣本參與發展鄉村旅游的意愿可能是女性樣本的4.794 倍。經過對比，男性參與發展鄉村旅游的意愿遠高于女性。因此，在鄉村旅游發展中應充分發揮男性的勞動能力，并且積極鼓勵更多的男性參與鄉村旅游發展，從而增強農民參與發展鄉村旅游的 意愿。

表7 二元Logistics 回歸分析結果

X的回歸系數值為0.782，并且呈現出0.01 水平的顯著性（Z=3.335，P=0.001 ＜0.01），意味著X對農民參與發展鄉村旅游的意愿產生顯著的正向影響。其優勢比為2.186，意味著當農民認同鄉村旅游建設能帶動就業與經濟發展增加1 個單位時，農民參與發展鄉村旅游的意愿變化（增加）幅度為2.186 倍。因此，當地應加大宣傳力度，使農民切身體會到鄉村旅游帶來的切實收益，從而進一步增強農民對發展鄉村旅游的認同，提高農民參與鄉村旅游發展的 意愿。

X的回歸系數值為0.516，并且呈現出0.05 水平的顯著性（Z=2.365，P=0.018 ＜0.05)，意味著農民認為當地村委或上級政府對此的積極性與宣傳力度產生顯著的正向影響。其優勢比為1.675，意味著當地村委或上級政府對此的積極性與宣傳力度增加1個單位時，農民參與發展鄉村旅游的意愿的增加幅度為1.675 倍。當地政府積極的宣傳政策起到了良好的引導作用，可以提升農民對鄉村旅游政策的了解程度，進一步提高農民自身的參與意愿與積極性。

3 結語

通過Logistics 模型回歸分析，農民參與發展鄉村旅游的影響因素主要有年齡、文化程度、認知度、純收入和宣傳頻率等。在收集數據的過程中，發現該地區經濟落后、交通不便，無法有效利用當地的旅游資源稟賦來發展鄉村旅游。對此，政府相關部門需完善鄉村旅游基礎設施和公共服務建設，改善農民參與鄉村旅游發展的外部條件，使農民能更好地利用當地旅游資源，降低鄉村旅游運營成本，增加農民收入，從而促進農民參與鄉村旅游發展。

鄉村旅游業是鄉村產業的重要組成部分，農民是鄉村旅游發展的核心主體。但由于鄉村旅游發展處于起步階段，農民對鄉村旅游認知不全面，無法主動有效參與鄉村旅游發展；旅游產品的宣傳推銷力度不夠，大多數農民僅僅依靠提供基礎服務參與鄉村旅游，無法在鄉村旅游發展中獲取收益。因此，為提高農民參與度，應優化培訓措施，不斷對農民進行技術訓練，努力提高農民參與鄉村旅游的認知程度與參與意愿，同時創建良好的發展環境，提升鄉村旅游目的地形象，確保農民能提高自身經濟收益，全方位 推進鄉村旅游發展。