牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營意愿及影響因素研究
——基于Heckman兩階段模型的分析

李琳，遲名佳，張濤

(1.黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué)，黑龍江 大慶 163319；2.北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

傳統(tǒng)旅游業(yè)的發(fā)展模式產(chǎn)生不可逆轉(zhuǎn)的生態(tài)破壞及自然資源的浪費(fèi)，阻礙了旅游業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展[1]。為此，中央多次發(fā)文強(qiáng)調(diào)“要大力發(fā)展生態(tài)旅游業(yè)，以實現(xiàn)脫貧攻堅與生態(tài)文明建設(shè)‘雙贏’目標(biāo)”。自20世紀(jì)80年代以來，“生態(tài)旅游”已成為學(xué)術(shù)界與國際旅游市場上倍受關(guān)注的熱門詞匯[2－4]。所謂生態(tài)旅游是指以生態(tài)資源為基礎(chǔ)，以環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展為前提，會給旅游景區(qū)帶來巨大經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和社會文化效益的旅游模式，同時也能傳承傳統(tǒng)生態(tài)知識和文化、吸引公眾對旅游景區(qū)生態(tài)環(huán)境關(guān)心的旅游活動[5－7]。北方草原一直以來是我國傳統(tǒng)的畜牧業(yè)基地，也是我國的綠色生態(tài)屏障，具有調(diào)節(jié)氣候、涵養(yǎng)水源、防風(fēng)固沙等重要生態(tài)功能，是我國建設(shè)生態(tài)文明、鞏固糧食安全、發(fā)展生態(tài)旅游的重要物質(zhì)基礎(chǔ)[8－10]。額爾古納市隸屬內(nèi)蒙古自治區(qū)，是中國最北的邊境城市，蒙古族的發(fā)祥地之一，擁有豐富的自然資源和人文景觀。當(dāng)?shù)刈匀毁Y源人均占有量大，草原資源是全國人均占有量的19倍，但近年來受“全面禁牧”政策的影響，加之干旱、雪災(zāi)等極端天氣頻發(fā)，牧戶的脫貧致富任務(wù)重，環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的矛盾極為突出。因此，生態(tài)保護(hù)和牧戶脫貧致富成為額爾古納市當(dāng)前的首要任務(wù)。生態(tài)旅游在其發(fā)展過程中始終秉持可持續(xù)發(fā)展理念，且被認(rèn)為是有助于當(dāng)?shù)卦【用駥崿F(xiàn)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)的關(guān)鍵途徑。由此，生態(tài)旅游成為當(dāng)?shù)啬翍魧崿F(xiàn)生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長的必然選擇。

作為生態(tài)旅游發(fā)展的直接利益者和踐行者，牧戶的參與意愿直接影響著生態(tài)旅游高質(zhì)量發(fā)展。認(rèn)知個體層面的差異對于社會科學(xué)的研究設(shè)計具有重要意義[11，12]。目前，關(guān)于生態(tài)旅游參與意愿的影響因素研究中，有學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)利益是影響當(dāng)?shù)鼐用癜l(fā)展生態(tài)旅游信心和參與態(tài)度的關(guān)鍵影響因素[13，14]。也有學(xué)者提出，生態(tài)旅游的長遠(yuǎn)發(fā)展關(guān)鍵在于合作與參與。合作的意義在于參與各方基于公認(rèn)的準(zhǔn)則基礎(chǔ)解決共同問題[15]，通過合作提高各利益相關(guān)者的參與積極性，有效避免利益相關(guān)方的利益沖突[16]。當(dāng)?shù)鼐用袷巧鷳B(tài)旅游發(fā)展利益相關(guān)者中的關(guān)鍵角色，在生態(tài)旅游發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用[17]。學(xué)者們通過研究發(fā)現(xiàn)居民的支持和參與程度是生態(tài)旅游發(fā)展的基礎(chǔ)和保障[18]。當(dāng)?shù)鼐用駞⑴c不僅有助于提升生態(tài)旅游管理質(zhì)量，且持有積極參與意愿的經(jīng)營者行為還會大幅度提高景區(qū)對游客的吸引力[19]。參與生態(tài)旅游經(jīng)營使當(dāng)?shù)鼐用裼袡C(jī)會享受旅游發(fā)展的成果，切實保障經(jīng)營者的旅游參與權(quán)，為經(jīng)營者參與生態(tài)旅游創(chuàng)造條件更利于當(dāng)?shù)孛袼孜幕瘋鞑ズ徒?jīng)濟(jì)社會發(fā)展[20]。居民的積極感知對其參與生態(tài)旅游經(jīng)營具有顯著影響，增加地方文化的合理嵌入是有效增加居民參與的關(guān)鍵[21]。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)居民生態(tài)旅游認(rèn)知會直接影響生態(tài)旅游的參與意向，參與意向會進(jìn)一步影響居民的參與行為，因此生態(tài)旅游認(rèn)知對于增加居民參與行為至關(guān)重要，其中生態(tài)旅游認(rèn)知包括經(jīng)濟(jì)影響感知、社會感知、文化感知和環(huán)境感知等方面[22－24]。

國內(nèi)外關(guān)于生態(tài)旅游參與意愿影響因素的研究為本文提供了有益借鑒，然而已有研究不具備普遍適用性，無法為內(nèi)蒙古草原牧區(qū)生態(tài)旅游發(fā)展提供可靠的理論指導(dǎo)。因此，本研究利用來自內(nèi)蒙古額爾古納市9個村落及生產(chǎn)隊的500份調(diào)查問卷，構(gòu)建Heckman兩階段模型，對影響牧戶參與意愿及預(yù)期收益的因素進(jìn)行分析，并提出政策建議，以期為額爾古納市發(fā)展草原生態(tài)旅游提供參考。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

以獲評“全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣”和“中國最佳生態(tài)旅游城市”榮譽(yù)稱號的額爾古納市為研究區(qū)域，探索當(dāng)?shù)啬翍魠⑴c草原生態(tài)旅游的意愿及影響因素。在設(shè)計好問卷后，團(tuán)隊先進(jìn)行了小規(guī)模預(yù)調(diào)研，對調(diào)研問卷進(jìn)行完善后，于2019年5—11月，先后前往額爾古納市梁東村、梁西村、白樺林村等9個村落及生產(chǎn)隊進(jìn)行問卷調(diào)研，共收集有效樣本問卷500份。

1.2 研究方法

在探討影響牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營活動意愿的因素后，本研究還將繼續(xù)探討牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營預(yù)期收益水平，但這一過程僅適用于那些愿意參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的牧戶。顯然，搜集到牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營預(yù)期收益的信息并非來自全體樣本的隨機(jī)選擇，而是在第一階段中具有參與意愿的牧戶。此時，簡單地選擇線性回歸進(jìn)行分析，會導(dǎo)致選擇偏差問題的存在，違反了隨機(jī)抽樣的假設(shè)。為了解決這一問題，本研究選擇Heckman兩階段模型分析以上因素對牧戶參與意愿及期望收益水平的影響，其模型構(gòu)建步驟[25，26]如下:

第一階段，構(gòu)建牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營意愿模型，即假設(shè)樣本不存在選擇性偏差，僅以“是否愿意參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營”作為因變量，利用Probit模型分析影響牧戶參與草原生態(tài)旅游意愿的因素，模型可以設(shè)置為:

在第二階段利用選擇樣本進(jìn)行回歸，需將從第一階段為每個樣本計算得到的逆米爾斯比率(inverse Mills ratio，IMR)λi加入第二階段，以修正第二階段的選擇性偏誤問題。可以得到愿意參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的牧戶預(yù)期收益水平的影響因素回歸方程:

其中，incomei表示受訪者預(yù)期收益水平，Xi為影響預(yù)期收益水平的因素，λi為公式(3)計算得出的逆米爾斯比率，φ(?)是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，?(?)是累計分布函數(shù)，βi、δi為相關(guān)系數(shù)，μi為隨機(jī)誤差項。由于收入數(shù)據(jù)呈非正態(tài)分布，本研究采用收入的自然對數(shù)作為公式(2)中的因變量。利用OLS回歸對上述方程進(jìn)行估計，如果δi的系數(shù)顯著且不為0，則意味著需要使用Heckman兩階段模型進(jìn)行估計。

1.3 變量選擇與描述性統(tǒng)計

本研究著重探討牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的意愿及其影響因素，因此，被解釋變量即為牧戶是否愿意參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營，如果牧戶回答“是”，則賦值1，“否”則賦值0。有參與意愿的牧戶預(yù)期收益水平為家庭預(yù)期年總收入。結(jié)合實地調(diào)研情況，對牧戶家庭資源特征、價值認(rèn)知、社會觀念、人際關(guān)系和政策環(huán)境五方面指標(biāo)進(jìn)行衡量，根據(jù)牧戶認(rèn)可程度進(jìn)行賦值，1~5分分別對應(yīng)“非常不同意/不同意/一般/同意/非常同意”，符合程度越高，則該項分值越高。最后，依據(jù)牧戶預(yù)期年收益水平作為具有參與意愿受訪者的期望收益水平的衡量指標(biāo)。對于解釋變量，即影響因素，根據(jù)理論假設(shè)，選擇牧戶家庭資源特征、價值認(rèn)知、社會觀念、人際關(guān)系和政策環(huán)境5個方面[27，28]共計15個指標(biāo)(表1)。

由表1可以看出，在確定牧戶家庭特征方面指標(biāo)時選擇2個涉及戶主的衡量指標(biāo)，這是由于在牧戶家庭中，戶主往往具備最大的話語權(quán)，其個人特征很大程度上決定一個家庭的思維方式和未來發(fā)展。從家庭特征總體的描述統(tǒng)計結(jié)果來看，戶主的年紀(jì)相對較大，且文化水平不高。本研究并未選取家庭年收入這一經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，而以家庭擁有牲畜數(shù)量和人均草場面積代表家庭經(jīng)濟(jì)收入能力，這是因為在實際調(diào)研中發(fā)現(xiàn)牧戶傾向于隱瞞家庭實際收入水平，這會導(dǎo)致指標(biāo)存在嚴(yán)重的偏差性。而對于牧戶而言，家庭擁有的牲畜數(shù)量和草場面積可以在一定程度上決定牧戶的經(jīng)濟(jì)收入能力，因此本研究選用這兩個指標(biāo)替代家庭收入情況。從調(diào)研結(jié)果來看，許多家庭擁有的牲畜數(shù)量超過20頭，人均草場面積18.81 hm2/人，該統(tǒng)計結(jié)果符合當(dāng)?shù)貙嶋H情況。此外，家庭成員在政府部門工作的比例較少；額爾古納市牧戶居住相對聚集，生活居住地至景區(qū)的可達(dá)性較強(qiáng)。

表1 解釋變量的統(tǒng)計描述

2 結(jié)果與分析

本研究運(yùn)用Stata 14.0軟件平臺對上述模型進(jìn)行Heckman兩階段回歸分析，結(jié)果如表2所示。可以看出，逆米爾斯比率λi在5%水平上顯著，表明樣本選擇偏差確實影響了第一階段模型估計，使用Heckman兩階段回歸模型糾正了樣本選擇偏差。

表2 牧戶參與意愿的Heckman兩階段回歸結(jié)果

2.1 家庭特征影響結(jié)果分析

從回歸結(jié)果可以看出，牧戶的家庭特征對其參與草原生態(tài)旅游的意愿及預(yù)期收益水平產(chǎn)生了比較顯著的影響。

首先，從戶主特征來看，戶主的受教育程度均在10%顯著水平上對牧戶的參與意愿和預(yù)期收益產(chǎn)生正向影響，即牧戶家庭戶主受教育程度越高，參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的意愿越強(qiáng)，預(yù)期收益也越高。戶主的年齡在5%顯著性水平上對牧戶的參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，即牧戶年齡越大，參與意愿越弱。

其次，從家庭特征來看，家庭成員中是否有工作在政府部門對牧戶的參與意愿和預(yù)期收益水平影響不顯著。但擁有牲畜的數(shù)量在5%顯著水平上對牧戶預(yù)期收益水平產(chǎn)生了正向影響。擁有牲畜數(shù)量多少對牧戶的參與意愿不具有顯著影響，這可能是由于牧戶的參與意愿更多地受牧戶對生態(tài)旅游、政府政策宣傳以及綠色發(fā)展經(jīng)濟(jì)的認(rèn)知等的影響；從第二階段回歸分析可知，如果牧戶具有參與意愿，那么擁有牲畜數(shù)量越多，他們的預(yù)期收益水平就越高。這主要是因為擁有牲畜數(shù)量較多的牧戶本身畜牧業(yè)經(jīng)營收入高的可能性就大，對加入生態(tài)旅游經(jīng)營預(yù)期的收益水平就會更高。人均擁有的草場面積對牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的意愿不具有顯著影響，但在5%顯著性水平上正向影響牧戶預(yù)期收益。這可能是因為無論牧戶從事傳統(tǒng)畜牧業(yè)經(jīng)營還是從事草原生態(tài)旅游經(jīng)營，都需要擁有一定數(shù)量的草場，草場面積越大，其從事生計活動獲得高收入的概率就越大，因此人均草場面積越大預(yù)期收益越高。居住地所在位置對牧戶參與意愿和預(yù)期收益影響不顯著，這與當(dāng)?shù)厣瞽h(huán)境有關(guān)。額爾古納市為縣級市，牧戶居住區(qū)相對較集中，與景區(qū)距離有限，且牧戶家中一般擁有馬匹、摩托車、汽車等交通工具，生態(tài)旅游中間商等經(jīng)紀(jì)人也會為游客游覽提供大巴等交通工具，牧戶和游客的可達(dá)性較強(qiáng)，即使牧戶居住地與傳統(tǒng)景區(qū)有一定距離，也不會影響其參與生態(tài)旅游經(jīng)營。

2.2 價值認(rèn)知影響結(jié)果分析

從Heckman兩階段模型分析結(jié)果得出，牧戶的價值認(rèn)知對其參與草原生態(tài)旅游的意愿及預(yù)期收益水平產(chǎn)生顯著影響。

經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知分別在1%和5%顯著性水平上對牧戶的參與意愿和預(yù)期收益產(chǎn)生正向影響，即牧戶對草原生態(tài)旅游經(jīng)營的經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知越強(qiáng)烈，其參與意愿越強(qiáng)，預(yù)期收益越高。眾多學(xué)者研究表明，生態(tài)旅游的開展完善了基礎(chǔ)設(shè)施，降低了生計脆弱性風(fēng)險，是當(dāng)?shù)孛撠氈赂坏挠行侄蝃29，30]，這與本研究結(jié)論相符。此外，生態(tài)旅游以生態(tài)資源為基礎(chǔ)，經(jīng)營過程中秉持可持續(xù)發(fā)展理念，在傳播環(huán)境知識、傳統(tǒng)文化和科普教育功能等方面起到重要作用。正是由于牧戶對生態(tài)旅游有了充分了解，當(dāng)他們進(jìn)行參與意愿選擇時會受其對環(huán)境效益認(rèn)知的顯著正向影響。擁有參與意愿的牧戶，其社會效益認(rèn)知更多地體現(xiàn)在響應(yīng)政府號召和社會認(rèn)可方面，在10%水平上顯著正向影響預(yù)期收益，即社會效益認(rèn)知越高，預(yù)期收益水平也越高。

2.3 社會觀念影響結(jié)果分析

從回歸分析結(jié)果可以看出，一方面?zhèn)鹘y(tǒng)經(jīng)營習(xí)慣的遵循程度在5%水平上顯著負(fù)向影響牧戶的參與意愿，這表示牧戶越傾向于遵循傳統(tǒng)的經(jīng)營習(xí)慣，其參與草原生態(tài)旅游的意愿就越低。牧戶受年齡和教育程度等的影響，存在一定的“遲滯性”特征，往往不愿意改變已有的生活習(xí)慣和經(jīng)營方式，再加上大多數(shù)牧戶是風(fēng)險厭惡者，會在內(nèi)心對新生事物和不確定事項產(chǎn)生抵觸，只有傳統(tǒng)生活方式或經(jīng)營習(xí)慣無法維持家庭生計才會被迫發(fā)生改變，因此，他們的參與意愿會受傳統(tǒng)經(jīng)營習(xí)慣的顯著負(fù)向影響。另一方面，傳統(tǒng)經(jīng)營習(xí)慣的遵循程度在10%水平上顯著正向影響牧戶的預(yù)期收益。由于草原生態(tài)旅游經(jīng)營對環(huán)境、資源的保護(hù)性要求更高，且生態(tài)旅游要求牧戶擁有與游客、旅行社、導(dǎo)游、政府等多方溝通的能力以及旅游經(jīng)營和管理經(jīng)驗，這些可能與牧戶傳統(tǒng)的經(jīng)營習(xí)慣存在明顯差異，因此，有意愿參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的牧戶在收益水平上會有更高的要求。

與鄰里親朋經(jīng)驗交流的程度在5%水平上顯著正向影響牧戶的參與意愿。來自鄰里親朋的經(jīng)驗技術(shù)和信息交流能使牧戶獲得更多的信息量，他們之間信息交流的程度越高，獲得信息的能力就越強(qiáng)，經(jīng)營過程中能力和技術(shù)的提高就越容易。通過調(diào)研我們發(fā)現(xiàn)，善于和鄰里親朋進(jìn)行信息交流的牧戶往往具有更高的溝通能力和經(jīng)驗技術(shù)，能夠更容易改變固有思想，接受新知識，對新生事物不會產(chǎn)生抵觸心理，敢于嘗試、敢于改變的精神讓他們更愿意參與草原生態(tài)旅游的經(jīng)營。

2.4 人際關(guān)系影響結(jié)果分析

在人際關(guān)系影響方面，親朋好友參與草原生態(tài)旅游在10%水平上顯著正向影響牧戶的參與意愿，但其他社會關(guān)系參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營對牧戶不會產(chǎn)生顯著影響。這表明牧戶并不是獨(dú)立個體，存在一定的社會關(guān)系網(wǎng)，其中，親朋好友對他們的影響更為明顯。如果親朋好友有人先參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營，積累一定經(jīng)營經(jīng)驗后，便會幫助后進(jìn)入者避免不必要的經(jīng)營問題和過高投入。當(dāng)親朋好友參與經(jīng)營的比例越高，他們形成聯(lián)盟的可能性就越大，更容易形成保護(hù)壁壘，在經(jīng)營過程中一定程度上削弱中間商(如旅游社、導(dǎo)游等)的價格壟斷和利潤瓜分，牧戶也就更愿意參與草原生態(tài)旅游的經(jīng)營。

2.5 政策環(huán)境影響結(jié)果分析

在政策環(huán)境影響方面，通過回歸分析可知，一方面，政府的激勵政策在5%水平上顯著正向影響牧戶的參與意愿，政府在綠色發(fā)展、綠色經(jīng)營等方面的激勵補(bǔ)償政策越多，牧戶就越愿意關(guān)注相關(guān)政策給家庭帶來的益處，參與意愿就越強(qiáng)；但該影響因素在第二階段沒有通過顯著性檢驗，即無論政府的激勵政策如何增加，均不會顯著影響牧戶的預(yù)期收益水平。另一方面，是否參與合作組織對牧戶參與意愿不存在顯著影響，而愿意參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的牧戶，加入合作組織便會顯著正向影響其預(yù)期收益水平(5%顯著水平)。加入合作組織可以提升牧戶間的經(jīng)驗交流和利潤分配機(jī)制建立，降低經(jīng)營風(fēng)險，形成公平分配機(jī)制，提高牧戶的經(jīng)營收益。此外，合作組織可以將經(jīng)營收益留存一部分在組織內(nèi)，用于公共事業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施的完善，形成自然資源的反哺機(jī)制等，這些是單獨(dú)牧戶無法達(dá)到的，因此，加入合作組織更便于牧戶了解草原生態(tài)旅游對自身發(fā)展和經(jīng)濟(jì)效益的提升，牧戶的預(yù)期收益也極大地提高。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 結(jié)論

牧戶作為生態(tài)旅游發(fā)展的直接利益者和踐行者，是促進(jìn)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)旅游發(fā)展的關(guān)鍵因素。本研究通過構(gòu)建Heckman兩階段模型對牧戶參與意愿及預(yù)期收益水平的影響機(jī)理進(jìn)行深入分析，得出以下結(jié)論:牧戶參與意愿具有明顯的“遲滯性”特征，受經(jīng)濟(jì)效益的影響最為顯著，但也可能會因?qū)Νh(huán)境認(rèn)知的改變而發(fā)生改變，即牧戶的參與意愿選擇不同于一般“經(jīng)濟(jì)人”的選擇行為，不僅以經(jīng)濟(jì)效益最大化為判斷標(biāo)準(zhǔn)，同時也受到生態(tài)認(rèn)知、傳統(tǒng)經(jīng)營習(xí)慣和親朋好友交流程度的影響。此外，牧戶是否愿意參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營和預(yù)期收益水平是兩個不同階段的選擇。總體來看，戶主受教育程度、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知和傳統(tǒng)經(jīng)營習(xí)慣遵循程度是牧戶參與意愿和預(yù)期收益的決定性因素，經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知比環(huán)境效益認(rèn)知和社會效益認(rèn)知更能決定牧戶的參與意愿。

3.2 政策建議

基于以上結(jié)論，為了提升牧戶參與草原生態(tài)旅游的經(jīng)營意愿，促進(jìn)草原生態(tài)旅游的可持續(xù)發(fā)展，建議實踐中注意以下幾方面問題:

(1)有關(guān)部門在鼓勵牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營時應(yīng)重視戶主在家庭決策中的地位，結(jié)合戶主的年齡和受教育程度進(jìn)行有針對性地宣傳，在為戶主提升自身素質(zhì)創(chuàng)造有利條件的同時，也要重視鼓勵牧戶家庭增加飼養(yǎng)牲畜數(shù)量，進(jìn)而促進(jìn)牧戶家庭參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的意愿。

(2)實踐中應(yīng)注重草原生態(tài)旅游在為家庭提供可觀經(jīng)濟(jì)收入、環(huán)境和資源保護(hù)功效和社會認(rèn)可度方面的宣傳力度，這與國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果相一致[31]。政府在鼓勵牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營時要在生計可持續(xù)性、環(huán)境可持續(xù)性和傳統(tǒng)習(xí)俗、文化教育功能方面進(jìn)行正面宣傳，擴(kuò)大宣傳渠道，從而促進(jìn)牧戶家庭的參與意愿。

(3)要重視引導(dǎo)牧戶在生計經(jīng)營過程中的觀念轉(zhuǎn)變，革除舊習(xí)俗，尤其是注重草原生態(tài)旅游保護(hù)自然、促進(jìn)人與自然和諧共處理念的宣傳，鼓勵參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的牧戶與未參與牧戶間的信息交流和溝通，最終提升牧戶參與草原生態(tài)旅游經(jīng)營的意愿。