不同發展模式下鄉村旅游減貧效應對比研究

羅瑩，姚增福

（西華師范大學 a.管理學院，b.商學院，四川 南充 637000）

擺脫貧困、實現共同富裕是社會主義的本質要求，亦是中國共產黨不斷追求的奮斗目標。經過幾代人的不懈努力，我國已全面消除絕對貧困。其中，鄉村旅游發展作為一種行之有效的產業扶貧方式占整個扶貧總任務的17%到20%[1]。2020年后，我國農村反貧困治理將圍繞縮小相對貧困，最終實現鄉村振興這一偉大目標。然而，鄉村旅游能否持續發揮減貧成效助力鄉村振興？不同發展模式的鄉村旅游減貧效應是否存在差異？已有文獻對此關注仍較有限。科學評估不同發展模式減貧成效，有利于各地結合自身優勢資源完善鄉村旅游發展路徑，進而為鄉村振興目標的實現提供強勁動力。

國內外學者對旅游減貧效應進行了大量研究，其結論大概有三種，即旅游發展能減緩貧困[2]、旅游不利于減貧[3]及旅游與減貧無關[4]。研究結果存在分歧的原因在于學界對衡量旅游減貧成效所選擇的研究尺度與旅游發展模式存在差異[5]。在宏觀尺度，學界主要以某一國家或區域作為研究對象，采用宏觀數據評估減貧成效。如徐淑紅利用省級面板數據實證發現鄉村旅游對農村經濟發展呈U 型關系[6]。但也有學者提出區域經濟增長并不代表貧困人口真正獲益[7]。此后學界將研究視角轉向農戶微觀尺度，實證旅游發展能增加農民就業機會[8-9]、提高個人收入及改善生活狀況[10]。

在旅游發展模式上，學界普遍認為窮人從旅游發展中的獲益程度，與旅游發展模式有關[11-12]。如李瑛等以秦巴山區為例，發現“景區帶村”模式下農戶旅游經濟效率很大程度取決于景區經營狀況[13]。劉祎等以安徽省19 個貧困縣區農戶為研究對象，發現“多元主體協同”型發展模式減貧效果最好[12]。

總體來看，已有文獻基于農戶微觀層面對旅游減貧效應進行了大量研究，但仍存在一些不足：現有研究主要以脫貧攻堅為研究背景，較多考察旅游帶來的經濟效益而忽視了農戶的內生發展能力；此外，現有研究較少對鄉村旅游不同發展模式進行定量對比分析，各發展模式的減貧效應有何差異沒有進行有效回答。故本文對四川省六個鄉村旅游示范村農戶進行問卷調查，采用模糊層次綜合評價法，對比三種發展模式下農戶對鄉村旅游減貧效應的感知差異；并以2020 年四川省農村居民人均可支配收入中位數的50%為參照標準，將其與三種模式人均旅游年收入中位數進行對比，從宏觀層面判別不同模式減緩相對貧困的貢獻率；最后將微觀層面與宏觀層面的減貧成效進行對比，并根據研究結果提出對策建議。

一、研究概況

（一）研究方法

采用模糊層次綜合評價法評估鄉村旅游減貧效應，將層次分析法與模糊綜合評價法相結合，具體步驟如下[14]：

1.構建鄉村旅游減貧效應評價指標體系及層次結構模型。a=(a1,a2,a3,…,an)，n為一級指標（準則層）；anj為an有j個二級指標（方案層）。根據所構建的評價體系，各層次進行兩兩對比形成判斷矩陣。

2.根據判斷矩陣結果A，利用“向量歸一化法”計算權重。將矩陣的列向量歸一化，得到A*，再對其每行求和并歸一化得到權重WAn，最后將判斷矩陣A與WAn相乘得到特征向量AWAn。

3.一致性檢驗。先計算最大特征值λmax，然后計算矩陣的一致性。其中，RI值通過查表獲取。若CR＜0.1，表示判斷矩陣A具有滿意的一致性，得到的權重值具有準確性。否則需要重新建立判斷矩陣直至達到滿意的一致性為止。

4.同理計算每個一級指標下各二級指標的權重Wnj。

5.由案例地農戶作為調查對象，對鄉村旅游減貧效應的二級評價指標采用Likert5 級量表形式，將評價集論域設為V={非常不同意、不同意、一般、同意、非常同意} 五個等級，為規避評價集因極端最大值和最小值所造成的誤差，因此取評價集中位數[15]，即V={0 .5,1.5,2.5,3.5,4.5} 。首先將評價結果構成頻數統計表，并歸一化得到各二級指標的評價矩陣Rnj。其次，將評價矩陣Rnj與其對應的二級指標權重相乘得到二級指標評價向量。

6.將二級指標評價向量與評價集V相乘，得到各一級指標評價結果An。

7.計算鄉村旅游減貧效應的最終得分F，并根據Likert5 級計分和評價集模糊綜合矩陣隸屬度最大原則得出減貧等級[16]。

（二）研究區域

以四川省作為研究區，其原因在于四川省位于我國西南地區內陸，地貌東西差異大，地形復雜多樣，這就決定了四川省鄉村旅游發展模式的多樣性和代表性。同時考慮到區域間經濟發展的不平衡性，將2020年四川省各市州GDP分為高中低三等，分別從中選取宜賓市、內江市、巴中市作為分層抽樣的樣本，并在每個分層樣本中隨機選取兩個村，共選擇六個村作為研究案例。并參考已有文獻做法，按照鄉村旅游開發主要依托的資源類型不同[17]，將其歸納為三種模式：（1）產業帶動型，該模式憑借產業發展形成經濟優勢和吸引力開展鄉村旅游活動；（2）自然風光型，其借助當地鄉村良好的綠色生態資源和鄉野美景發展鄉村旅游；（3）景區依托型，依托鄉村附近的旅游景區，借助其良好的游客量和區位優勢發展鄉村旅游。本文根據以上六個村的發展模式，將春風村、大屋村劃分為產業帶動型，興松村、方山雁村為自然風光型，雙流村、大營村為景區依托型，以便對比研究不同發展模式下農戶對鄉村旅游減貧的感知差異和減緩相對貧困的貢獻率。

（三）數據來源

農戶數據均由問卷調查獲取，調研人員于2021 年 7 月 8 日至 8 月 7 日對研究區域進行調研。由于農戶識字率普遍較低，調研采用調研人員向農戶口述問卷題項并記錄其答案的方式進行，確保了問卷有效率為100%。由于調研村外流人口均超過一半，老人留守現象突出，數據收集較為困難，因此采用逐戶走訪的抽樣方式。本次調研共獲取產業帶動型190 份，自然風光型162 份，景區依托型126份，共計478份問卷。

（四）評價指標體系

Sen 的多維貧困理論認為人的發展是由基本可行能力決定的，其包括免受疾病、抵御饑餓、應對風險等基本能力，若人類可行能力被剝奪，則屬于貧困范疇[18]87-92。此后，人類發展指數（HDI）、人類貧困指數（HPI）、多維貧困指數（MPI）相繼被提出并運用到貧困測量中[19]，但仍未涵蓋權利、社會等體現個體內生發展能力的指標[19-20]。雖然我國已全面擺脫絕對貧困，但農村地區仍存在精神貧困、能力貧困等多維度貧困[21]。因此，本研究在已有維度的基礎上構建體現內生發展能力的貧困指標，以評價旅游發展對農戶減貧的作用效果。

鄉村振興戰略是全面消除絕對貧困的重要基礎，為我國新時代農村發展指明方向。首先，貧困治理與鄉村振興在時間和程度上存在遞進關系，消除絕對貧困是鄉村振興的前提，鄉村振興是農村貧困治理的深化。其次，鄉村振興戰略從鄉村經濟、政治、文化、社會、生態5 個方面縮小城鄉發展不平衡，促進農村充分發展，推動農戶形成長期穩定減貧的內生動力[19]。因此，將鄉村旅游減貧與鄉村振興戰略相結合，將“產業興旺”“生態宜居”“鄉風文明”“治理有效”“生活富裕”融入旅游減貧測量中。

基于多維貧困理論，并根據鄉村振興總要求，對已有相關文獻的評價指標進行梳理[12,19,22]，并結合案例地的實際情況，按照科學性、系統性等原則，對部分指標進行修改、完善，最終設置30 個鄉村旅游減貧效應測量指標。由于部分指標為反向陳述，因此采用反向計分方式，其感知值越低則表示減貧效應越好。此外，問卷還包括農戶人口學特征等基本信息；通過詢問“您的家庭以前是否從政府領取過生活補貼”“您的家庭以前是否被評為貧困戶”來判斷脫貧前是否為貧困戶。

二、樣本描述性統計分析

鄉村旅游不同發展模式男女比例無明顯差異，如表1 所示。從年齡結構來看，產業帶動型、景區依托型、自然風光型在30 歲及以下人群分別占各類調查總人數的3.68%、2.38%、4.93%，青壯年外流情況嚴重；農戶受教育程度普遍偏低，這也是因缺乏人才而致貧的原因之一。從收入來看，發展鄉村旅游后家庭年收入均較發展前有大幅度提升，但并不能據此判定收入增加均來自旅游業。從旅游年收入占家庭年收入的比重可以看出，發展鄉村旅游能對農戶增收產生部分效果；但由于發展模式及家庭原始資本等差異，導致減貧成效不同。這也證實了Saayan[11]所提到的窮人從旅游業中的獲益程度，依賴于旅游開發模式。

表1 樣本描述性統計結果

三、實證結果分析

數據分析采用SPSS26.0 及Excel 軟件。首先，對問卷進行探索性因子分析，以便指標構建更加合理。其次，對問卷進行信效度檢驗，確保調研結果的可靠性。最后，對比分析三種模式下農戶的減貧感知及其對減緩相對貧困貢獻率的差異。

（一）探索性因子分析

基于478 份問卷，運用SPSS26.0 軟件對鄉村旅游減貧效應感知指標進行探索性因子分析。選用最大方差正交旋轉法，保留特征根大于1 的因子，同時將因子對應的指標數少于2 等標準作為刪除指標的依據提取公因子。經過幾輪萃取，刪減了7個原始指標，并對剩余指標重新分析。

23 個指標調查數據的KMO 值為0.783，Bartlett’s 值為 5 040.533，p= 0.000，說明適合作因子分析。最終分析出由23個指標構成的8個公因子，其累計方差貢獻率為74.21%，能較好反映原始指標的絕大部分信息，可以進行下一步分析。根據相應指標測度的內容，對公因子進行命名（見表2）。

表2 農戶對減貧效應因子分析結果及權重

（二）不同發展模式收入來源變化

鄉村旅游發展前，三種模式樣本家庭以務農和外出務工的生計方式為主。發展鄉村旅游后，產業帶動型、自然風光型下的外出務工人數分別減少6.30%、8.10%，農家樂經營分別增長4.21%和10.50%；而景區依托型外出務工人數相較于鄉村旅游發展前增加了1.60%，其原因可能是受COVID - 19 影響，景區旅游人次大幅下降，導致依托景區發展鄉村旅游的農戶旅游收入較低且不穩定，當地農戶則較多采取男性外出務工，女性在家經營農家樂或就近就業的生計方式，因此外出務工人數較往年有所增加。表明鄉村旅游發展能對部分外出人員起到回流遷移的作用，同時也再次證明農戶從旅游業中的獲益程度與發展模式有關[11]。

（三）不同發展模式下鄉村旅游減貧效應農戶感知分析

信度是指量表測量結果的可靠性，常用Cronbach’s α 系數表示。若α＞ 0.7，則信度高；若0.35 ＜α≤ 0.7，表示信度在可接受范圍；若α≤0.35，則信度低，不被接受[12]。本量表計算得出α值為0.817，說明研究結果可信。

1.產業興旺感知分析

對產業興旺維度的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為9.177、p= 0.000，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下產業興旺感知值存在顯著差異。從綜合效應感知值上看得分均較低，產業帶動型得分最高（2.164）、自然風光型次之（2.012）、景區依托型得分最低（1.929）。表明將鄉村旅游作為助農增收的產業方式其經濟效益還有待提高。

從單指標感知值上看，“越來越多的村民參與鄉村旅游”的認同度不高，其原因是城市能為青年農戶提供多樣化的工作及更多發展機會，使其不局限于農作物種植；同時，城市公共產品更加完善，能享有較好的教育、醫療等服務，因此導致得分均較低。此外，因大部分旅游者來自本市，過夜游較少，旅游產品層次較低且參與度不強，以及部分旅游者習慣于自帶干糧較少在旅游地消費，導致“游客在本村花的錢越來越多”“游客在本村停留時間越來越長”得分也較低。

2.生活富裕感知分析

對生活富裕維度的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為30.36、p= 0.000，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下生活富裕感知值存在顯著差異。從綜合效應感知值看，產業帶動型得分最高（2.592），景區依托型得分最低（2.191）。產業帶動型通過讓農戶參與茶葉、李子種植，又因茶葉和李子不需每天管理，農戶可以同時兼業，待采摘時再將茶葉及李子向游客及收購人員銷售，使其從旅游業中獲益，拓寬了收入渠道，家庭收入增加。同時，鄉村旅游的游客大部分是城鎮人口，其往往對當地農副產品有一定偏好。因此，旅游發展也促進了農產品的銷售。

理論上，由于景區能夠吸引大量游客，因此需要較多工作人員為其提供服務，這就為農戶到景區就業提供機會。然而，景區依托型中“鄉村旅游增加了您的就業機會”得分最低（1.900）。據調研情況，景區存在工資低且淡季不雇工的情況，這就導致景區依托型的農戶普遍選擇外出就業。此外，受疫情等影響，景區游客驟減，導致“農產品比以前更好賣了”得分也最低（1.845）。

表4 不同發展模式下生活富裕的效應感知

3.鄉風文明感知分析

對鄉風文明的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為9.548、p= 0.000，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下鄉風文明感知值存在顯著差異。此維度下，三種發展模式綜合效應感知值均較高，說明當地農戶認可旅游發展促進其素質及鄰里關系提升。

表5 不同發展模式下鄉風文明的效應感知

4.治理有效感知分析

對治理有效的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為22.475、p= 0.000，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下治理有效感知值存在顯著差異。總體來看，各發展模式的綜合效應感知值均高于3。表明三種發展模式均重視培養當地農戶的自我發展能力、注重協調發展，教育、醫療等公共資源落實到位。

表6 不同發展模式下治理有效的效應感知

5.消極效應感知分析

消極效應的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為6.873、p= 0.001，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下消極效應感知值存在顯著差異。從綜合效應感知值看，景區依托型得分最高（1.813），自然風光型次之（1.585），產業帶動型得分最低（1.494）。這說明景區依托型發展模式雖然獲得了經濟效益，但不可避免地也要承受旅游發展所帶來的環境惡化、交通擁堵等負效應。其主要原因是每逢節假日，景區往往是旅游的熱門地點，其客流量驟增導致道路交通擁擠，進而引發農戶對此認同度較高。

表7 不同發展模式下消極效應感知

6.能力提升感知分析

對能力提升的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為53.112、p= 0.000，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下能力提升感知值存在顯著差異。表8 顯示，農戶對“接受過政府開展旅游方面的培訓”及“旅游服務能力得到提升”的認可度較低。其原因可能是村內主要對60 歲以下的農戶開展旅游培訓，而此三種模式的中青年外流嚴重，因此接受過培訓的農戶有限，進而導致感知值較低；此外，村內部分中青年不愿意參與到旅游發展中，更傾向于在鎮上或市里以打零工的生計方式謀生。因此三種模式此維度得分較低。

表8 不同發展模式下能力提升效應感知

7.生態宜居感知分析

對生態宜居的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為5.125、p= 0.024，說明其在5%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下生態宜居感知值存在顯著差異。三種模式不論是“旅游改善了本村的衛生條件”還是“旅游提高了環境保護意識”都得到村民們的較高認同。表明鄉村旅游發展能有效改善人居環境。

表9 不同發展模式生態宜居效應感知

8.關聯效應感知分析

對關聯效應的樣本觀測值進行方差檢驗得到F值為143.626、p= 0.000，說明其在1%的顯著水平下顯著，即不同發展模式下關聯效應感知值存在顯著差異。產業帶動型得分最高，尤其是在“促進了地方經濟發展”、“旅游促進了垃圾、污水處理設施建設”方面。其原因在于通過發展產業種植不僅為農戶提供了多種收入渠道，地方經濟也得到提升；地方政府將財政收入進行再分配并投入到旅游發展所需的基礎設施建設當中，正向影響游客滿意度；此外，果蔬采摘等農事活動增加了游客參與度、體驗感。較高的參與度及滿意度導致游客量增加，從而形成循環經濟。相反，自然風光型各項單指標感知值得分均最低。這表明將自然風光作為旅游產品發展鄉村旅游不能較好滿足游客的旅游需求，進而導致游客增長量不明顯、對地方經濟貢獻度較低、旅游業的關聯帶動作用未有效發揮。

“來本村的游客越來越多”在各類模式中感知值均較低。普遍存在剛發展鄉村旅游時游客量較大，農家樂日接待量可達上百人。但近幾年鄉村旅游“遍地開花”，到案例區的旅游者有所下降。加之目的地距市區較遠，除自駕游外，其余游客需從市乘車到縣城再輾轉到村。旅游交通便捷度低以及游客較不愿把時間浪費在交通上，導致三種模式此指標得分偏低。

9.不同發展模式下鄉村旅游總體減貧效應

基于農戶主觀感知得出產業帶動型鄉村旅游總體減貧效應值為2.932；景區依托型值為2.713；自然風光型值為2.668。根據Likert5級計分，其減貧效應等級處于2.500（一般）與3.500（同意/滿意）之間，最終根據評價集模糊綜合矩陣隸屬度最大原則[16]，減貧等級評價中落在“一般”這一等級的數值最大，因此三種發展模式總體減貧處于一般水平。但據以上分析，產業帶動型能有效實現農戶旅游兼業，即使在突發公共衛生危機的情況下仍能將茶葉、水果進行銷售，確保了農戶收入穩定，值得推廣。

（四）不同發展模式減緩相對貧困成效分析

為對比宏觀層面評估減貧成效與微觀感知層面的研究結果是否存在差異，本文借鑒已有文獻劃定相對貧困線的標準[23]，將2020 年四川省農村居民人均可支配收入中位數的50.00%（7 964.50元）作為參照標準，從宏觀層面評估三種模式人均旅游年收入對減緩相對貧困的貢獻率。需說明的是，從2013 年起國家以居民人均可支配收入取代居民人均收入。因此，本文將兩者視為一致[24]。

結果顯示（表11）自然風光型對減緩相對貧困的貢獻率最高（78.10%），產業帶動型次之（58.30%），景區依托型貢獻率最低（9.40%）。其原因在于總體上自然風光型中參與戶較少，貧困戶參與率更低（表1）。較少的競爭以及非貧困戶擁有較好的物質及社會資本，其以農家樂經營、交通運輸等方式參與到旅游業，導致旅游發展所帶來的經濟效益集中在此類農戶，進而從宏觀層面的研究結果呈現出自然風光型發展模式對縮小相對貧困效果最好，但其實際掩蓋了貧困戶的獲益情況，這一結論也與周歆紅[7]保持一致。

表11 不同發展模式減緩相對貧困對比

四、結論與對策

（一）結論

本研究為探討不同發展模式的鄉村旅游減貧成效是否存在差異，首先基于多維貧困理論和鄉村振興戰略對鄉村旅游減貧效應評價指標進行設計，其次對比分析不同發展模式農戶的減貧感知差異。最后，將鄉村旅游人均年收入中位數與四川省2020 年農村居民人均可支配收入中位數的50.00%進行對比，從宏觀層面判別不同發展模式減緩相對貧困的貢獻率。得出以下結論：

1.基于農戶微觀視角，總體減貧效應值從高到低依次為產業帶動型（2.932）、景區依托型（2.713）、自然風光型（2.668），三種模式減貧成效處于一般水平。但產業帶動型通過調動農戶參與茶葉、果蔬種植，并由當地村委統一將農產品打造為旅游景觀發展鄉村旅游，使農戶間接參與到旅游發展中。由于茶葉、果蔬不需要農戶每天耕作，因此農戶可以同時兼業。待收獲季節，再將農產品向旅游者銷售從而獲得旅游收益；而物質資源豐富的農戶除種植茶葉外，還利用自身優勢以農家樂經營等方式直接參與鄉村旅游獲得旅游收入。相較于景區依托型和自然風光型，其經營狀況受外部影響較低，即使在突發疫情導致游客量驟減的情況下，農戶也能將農產品向收購人員銷售確保其經濟來源；同時因能滿足游客體驗采摘等活動，增強其參與度，使鄉村旅游不再局限于走馬觀花式的游覽自然景觀。而景區依托型發展模式較大程度依賴旅游景區的旅游者，受新冠肺炎疫情的影響旅游者出行受阻，導致依托景區發展鄉村旅游的村落旅游收入較低。自然風光型鄉村旅游發展模式大量依托自然風光發展鄉村旅游，旅游產品缺乏吸引力，無法滿足旅游者個性化的旅游需求。據以上分析，產業帶動型發展模式值得推廣。

2.從宏觀視角，自然風光型對減緩相對貧困的貢獻率最高（78.10%），產業帶動型次之（58.30%），景區依托型貢獻率最低（9.40%）。總體上，因自然風光型參與戶較少，貧困戶參與率更低（表3），導致競爭者較少。非貧困戶利用其物質及社會資本等優勢，以農家樂經營、交通運輸等方式參與到旅游業中，導致旅游發展所帶來的經濟效益流向此類農戶，進而研究結果呈現出自然風光型發展模式減緩相對貧困貢獻率最高的情況，但其實際掩蓋了貧困戶參與旅游發展的真實獲益情況。同時也論證了本研究基于農戶感知視角評價不同發展模式減貧效應的合理性。

表3 不同發展模式下產業興旺效應感知

3.將宏觀視角與微觀視角的減貧成效對比可知，隨著農村生活水平不斷改善，農戶評價旅游發展成效并不局限于經濟層面，旅游發展所帶來的負效應、醫療便捷度等同樣受到農戶關注。即擺脫絕對貧困后，農戶對旅游發展成效的評價從經濟單一維度向多維層面轉變。

（二）對策

本研究對不同發展模式減貧效應的感知差異進行分析，基于研究結果，為旅游發展助力鄉村振興提供以下建議。

1.政府部門要充分挖掘貧困地區旅游發展的優勢資源，根據不同模式的利弊，并結合當地實際情況發展鄉村旅游。由研究結果可知，三種發展模式減貧成效存在顯著差異。因此，以鄉村振興為目標，在深度剖析本地優勢資源與游客需求的基礎上，對農業、土地、生態保護等多方面進行頂層設計，合理選擇鄉村旅游發展模式，有利于旅游發展的科學性。

2.繼續推進鄉村旅游發展，促進旅游業與當地產業有機結合以延長旅游產業鏈。研究結果表明，旅游年收入對多數農戶家庭總收入的貢獻率高于20.00%，說明旅游發展具有減貧成效。因此，應不斷推出特色新穎、適銷對路的旅游產品以滿足游客多元化的旅游需求，進而延長其旅游時間及提高重游率，最終實現農戶旅游收入提升；同時要著力解決城市公交與鄉村旅游目的地“最后一公里”問題[25]，開通鄉村旅游公交專線，提升旅游交通便捷性，是實現鄉村旅游可持續發展助力鄉村振興的重要保障。

3.定期關注農戶的受益情況、了解農戶對旅游發展的多維需求，有利于調動農戶參與積極性、發揮其主人翁精神，使之真正融入鄉村振興發展中。