農民對農村發展旅游業的認知與態度研究

摘要：為提高農民對農村發展旅游業支持度提供科學依據，運用因子分析和信度分析對原始數據進行簡化和分析，發現農民對積極影響的認知強烈，對消極影響的認知較弱。利用回歸分析法考察了農民的旅游影響認知和支持發展旅游業態度之間的聯系，得出“農民自豪感增加”和“促進當地經濟發展”是兩個最重要的正向影響指標，而發展旅游的環境負效應是一個不容忽視的削弱力。

關鍵詞：農民認知與態度；因子分析；方差分析；回歸分析；西遞和宏村

中圖分類號：F590．7 文獻標識碼：A

A Study on Rural Residents’ Perception of Tourism Impact and Attitude towards Tourism Development

LIU Chang-xue

(Management DepartmentSuzhou Vocational College， Suzhou 215019， China)[GK2!2]

Abstract:

This study applies social investigation and statistical analyses to investigating residents’ perception of tourism impacts and attitude to tourism development of Vernacular Villages， Xidi-Hongcun in Southern Anhui. The factor analysis and reliability analysis simplify the original date and reveal that the residents endorse the positive impacts， while being opposed to negative impacts; their opinions are inclined to neutral or oppose.Theresults of one-way ANOVA and t-test indicate most socio-demographic variables donot influence the significant respondents' perception and support for tourism， although there are some notable exceptions. Stepwise multiple regressions shows the two variable\"increase residents' sense of pride\"and \"promote local economic development\"appear to be the most important variables influencing the level of support for tourism. Moreover，the negative impacts on environment can weaken the level of support so as not to be overlooked. 

一、研究綜述

20世紀70年代以來，國外學者著手深入研究旅游影響認知和態度問題。Doxey (1975) 通過旅游者和居民互相作用的“憤怒指數”，總結出目的地居民對旅游業發展不同階段的四種態度。Bulter (1980)在闡述旅游地生命周期理論中也指出，居民態度和社區支持是旅游業發展的重要因素，認為旅游的消極影響出現在旅游地的“鞏固”和“停滯”階段。Pizam (1978)和King (1993)先后研究發現，目的地社區對發展旅游的認知和態度總是在積極和消極之間起伏不定，居民對經濟影響認知比較積極，對社會、文化、治安狀況和自然環境的影響認知傾向于中立或消極。

此外，許多研究通過統計分析方法比較了不同特征居民的旅游影響認知，并從個案研究中得出一些結論。研究發現，從旅游業中得到經濟利益的居民往往更支持旅游業發展，對旅游的積極影響認知較強(Lankford 和 Howard 1994)。然而，King，Pizam 和 Milman等人卻指出，個人得益于旅游業的居民有可能比其他人更容易認知到旅游的消極影響。Dogan (1989)認為，發展旅游和旅游者的到訪已經改變了旅游地的社會文化結構，使原來同質的目的地社區出現分化。Mansfeld (1992)發現居民住所距離旅游中心地帶越遠，對旅游影響的認知越消極，Sheldon和Var (1984)卻指出，居住在旅游者高度集中區域的居民，對旅游業的態度往往更消極。Pizam發現，與旅游者接觸越多，居民對旅游業的態度越消極，而Rothman (1978)的研究結論卻相反。這些不同結論，應歸因于在不同研究案例區中旅游者和居民接觸情況的差異。Reising (1994)指出，文化背景不同的個體間的社會接觸有可能導致消極的認知、態度和體驗。另外，Davis，Allen和Cosenza (1988)發現，土生土長的居民比新來的居民對旅游業的態度更積極。McCool和Martin (1994)指出，對家鄉強烈的歸屬感會導致居民對旅游影響認知強烈，不管是積極的還是消極的。[HJ1.5mm]

由此可見，國外關于旅游地居民認知和態度研究取得了很大進展。國內在這方面的研究相對較晚，較早的研究始于20世紀90年代。劉振禮以河北野三坡為例，研究了旅游對目的地的社會影響并提出相應對策。隨著我國旅游業不斷發展，研究領域不斷拓展，國內學者愈加關注該領域，目前該領域研究已有一定成果，但研究方法較為單一，主要以定性研究為主。與國外相比，旅游地居民認知和態度研究仍有較大差距，有待進一步拓展和深入。因此，筆者利用因子分析、方差分析和回歸分析等定量方法，以皖南西遞和宏村為案例區，深入研究農民對農村發展旅游業的認知和態度。

二、研究方法

筆者采用隨機抽樣法對西遞、宏村的農民進行問卷調查。借鑒國外研究成果并結合案例區實際情況設計調查問卷。問卷內容包括三部分，共40個問題。第一部分是被訪者的背景資料，包括社會特征和人口統計學特征，共9個變量；第二部分是農民的旅游認知狀況，共30個問題；第三部分是1個問題，即“作為當地農民，您是否支持家鄉大力發展旅游業”，目的是了解農民對本地發展旅游業的總體態度。問卷采用Likert的5分制測量方法，1-5分別代表從“非常反對”到“非常同意”。調查時間2006年10月和2007年5月，兩次在兩地共發放問卷820份，回收、審核共獲得有效問卷625份，通過SPSS統計軟件，運用因子分析法、單因素方差分析法、兩樣本t檢驗法和回歸分析法對旅游地農民認知和態度進行定量分析。

筆者研究的主要目的在于分析古村落農民對發展旅游的影響認知，探討不同社會人口學特征的農民群體對發展旅游業態度差異性，揭示發展旅游影響變量與農民對發展旅游態度的之間聯系，確定前者對后者的影響程度，為提高農民對發展旅游的支持度提供科學依據。

三、結果分析

（一）農民對發展旅游業影響的認知分析

為了提高指標的代表性和量表的可靠性，運用因子分析法和信度分析法，剔除原始數據中代表性較差、影響整個量表可靠性的冗余指標。為了便于分析，利用因子分析法將測量指標濃縮成兩個公因子變量，即積極因子和消極因子。在因子分析中，公因子方差比是指提取公因子后，各變量中信息分別被提取出的比例，它的取值在0-1之間，取值越大，說明該變量能被公因子說明的程度越高，一般地公因子方差比大于0．4的視為有效指標。研究發現，有三項測量指標的公因子方差比小于0．4，表明這三項指標中信息被公因子提取出的比例較低，能被公因子說明的程度較低，于是將其剔除出量表。這三項指標是“旅游使家鄉充滿生機和活力”、“發展旅游使農民生活水平下降”、“改善了本地的購物條件和服務質量”。在沒有剔除上述三項指標之前，信度分析結果顯示，量表的克朗巴哈系數A＝0．75，量表的信度一般。刪除上述指標后，系數A＝0．79，量表的信度仍然不高，再將“旅游帶給家鄉的利益比家鄉付出的成本要大”這一指標剔除，整個量表的信度系數達到0．83，量表信度有了較大提高。為提高研究的科學性和準確性，在正式的研究中，將這四項指標剔除。

因子分析的結果見表1，KMO統計量考察的是各指標間相關性，當KMO大于0．7時，因子分析的效果較好。文中研究的KMO統計量是0．76，達到上述要求。第1-14項指標變量在第一個公因子上有較高的因子負荷值，反映了農民對發展旅游積極影響的認知；第15-26項指標變量在第二個公因子上有較高的因子負荷值，反映了農民對旅游消極影響的認知。以積極因子和消極因子為維度的指標集合的信度系數分別是0．81和0．79，兩組指標集合的信度較高。兩個公因子的累計方差貢獻率為61．34%，說明兩者共解釋了原有指標總變差的61．34%。

一般而言，利用Likert量表1-5等級評分值測量數據，平均值在1-2．4之間表示反對，2．5-3．4之間表示中立，3．5-5之間表示贊同。具體分析，積極指標的總均值為4．27，農民對發展旅游的積極影響認知強烈，持肯定態度。除了三項指標以外，其余指標均值在3．5以上。尤其是旅游業的發展對“促進經濟發展”、“增加個人收入”、“增加就業機會”、“增加農民對家鄉的自豪感”，“傳承和發揚當地的傳統文化”、“改善交通狀況”等積極影響的贊同感最強。另外，農民對“提高本地知名度”、“改善基礎和公共設施”、“促進文化交流”、“增強環境保護意識”、“美化村落形象”等積極影響也比較贊同，表明農民認為發展旅游業明顯改善了西遞和宏村的經濟、社會文化和環境狀況。農民對“從事旅游業的農民的收入和工作條件都不錯”、“旅游使農民更喜愛自己的生活方式”和“旅游使農民有更多娛樂休閑機會”等指標的認知不明顯，傾向于無所謂的態度。

在發展旅游的消極影響方面，兩項關于環境影響的指標均值最高，分別是“旅游垃圾、水污染、廢氣、噪音增加”和“損害當地的自然環境(水、大氣、動植物等)”，表明農民對環境污染和損害認知最強烈。另外，農民對“造成本地農民收入兩極分化”這項經濟指標的消極影響認知較強，而對“引起物價上漲和生活費用提高”這項經濟指標認知一般。農民對“干擾本地人正常的生活習慣，破壞村落的寧靜環境”持比較同意的態度，表明古村落游客數量已經超越農民的心理容量。對“新建筑破壞古村落原有風貌”這項影響指標，筆者在實地調查時，現場征詢了許多游客意見，大多數對此持肯定態度，但農民對這項指標的認同度不高(均值=3．18)，這與農民想改善住房條件，追求現代化的居住環境的心理因素有關。關于發展旅游對社會文化的消極影響，被調查農民的認知不強，均值都在3．0左右，說明古村落發展旅游對社會文化的消極影響尚不顯著，農民認同感不強。

（二）農民對發展旅游業的態度分析

從總體上看，西遞和宏村農民對發展旅游業持積極態度，指標平均值為4．39。在被調查農民中，81．57%的農民對在家鄉發展旅游業持贊同或非常贊同的態度，只有8．4%的農民非常反對在家鄉發展旅游業。

不同社會人口學特征的農民群體對發展旅游業態度的存在一定的顯著差異，但還沒有形成整體意義上十分明顯的認知差異。主要差異表現在文化程度、家庭成員有無從事旅游相關工作、家庭月收入、旅游收入占家庭總收入比重等四類指標中，而在性別、年齡、出生地、家庭成員數、居住年限等指標的差異不明顯，受篇幅的影響，這里只將差異顯著的指標特征數據列出(見表2)。

利用兩樣本t檢驗法對家庭成員中是否有從事旅游相關工作兩類樣本檢驗的結果顯示，該指標的相伴概率值(P值)小于判定標準0．05，說明家庭成員中有人從事旅游相關工作的農民群體(均值=4．28)比家庭成員中沒有人從事旅游相關工作的農民群體(均值=3．98)更支持在當地發展旅游業。

方差分析結果表明，“文化程度”，“家庭月收入”和“旅游業收入占家庭總收入比重”三個變量都顯著影響農民支持旅游業的力度(相伴概率值小于0．05)。三類分組樣本與支持旅游業力度都呈正比關系，即文化程度越高，對旅游業支持力度越大；家庭月收入越高，對發展旅游業的態度越積極；旅游收入占家庭總收入比重越大，對旅游業支持力度越大。文化程度與支持旅游業力度的正比關系，主要原因是文化程度高的農民對旅游業相關知識了解較多，對發展旅游的切實利益認識較全面。家庭月收入和旅游收入占家庭總收入的比重這兩個指標與支持旅游業力度的正相關，表明經濟利益顯著影響被調查農民的態度和行為，發展旅游業對改變農村家庭經濟狀況非常大，從旅游業發展中得到了實惠的家庭受經濟利益的驅動力對本地發展旅游業持積極態度。戴維斯和艾倫（1988）的研究得出類似的結果，經濟收入水平較低的居民對旅游業發展抱有強烈愿望，從旅游業發展中得到了實惠，對旅游業發展一般持積極態度。

（三）農民的旅游影響認知與對發展旅游業態度的回歸分析

為了考察農民的旅游影響認知和對發展旅游業態度之間的聯系，利用被調查者對26項發展旅游的影響認知，通過逐步篩選法進行多元回歸分析。回歸方程如下：

Y=b₁x₁+b₂x₂+……+b₂₆x₂₆+e

式中，Y代表被調查者對發展旅游業的態度，在回歸分析中作為因變量，x₁到x分別代表26項旅游影響認知指標，在回歸分析中作為自變量。

回歸分析結果發現，回歸方程中的顯著性檢驗F統計量的相伴概率值小于0．05，證明自變量和因變量之間確實存在線性關系，另外，根據Hair (1995)的研究證明，容忍度應大于0．19，方差膨脹因子應小于5．3，回歸分析符合這一標準，說明回歸方程所引入的自變量的多重共線性較低。最終回歸方程包括六項指標，其中有四項積極影響和兩項消極影響，顯著影響農民對發展旅游業態度(表3)。R²顯示出這六個自變量共解釋了因變量45%（六項累計）的變差比例，說明這六項指標是影響農民對發展旅游業的態度主要因素。其中，“農民自豪感增加”解釋了24%的變差比例，“促進經濟發展”解釋了10%（34%－24%）的變差比例。這兩項指標的回歸系數在六項指標中也是最高的，分別是0．38和0．21。由此可見，“農民自豪感增加”和“促進經濟發展”是兩個最重要的影響指標，對農民支持發展旅游業的態度的解釋貢獻能力較大。表3還表明，發展旅游業產生的環境負面影響對農民的影響較大，雖然兩個環境影響的消極指標在總變差比例中所占份額較小，“旅游業損害當地的自然環境”解釋了2%（44%－42%）的變差比例，“旅游使垃圾、廢水、廢氣、噪音等增加”解釋了1%（45%－44%）的變差比例，但“旅游業損害當地的自然環境”的回歸系數是－0．15，“旅游使垃圾、廢水、廢氣、噪音等增加”的回歸系數是－0．1，從回歸系數可以看出，旅游對環境損害越大，對支持發展旅游業態度的削弱力也越大，這個負向變化在農村旅游業發展中不容忽視。

四、結論與建議

（一）農民對旅游積極影響認知強，對發展旅游持支持態度

西遞、宏村旅游地目前正處于旅游地生命周期的發展階段，從目的地農民的旅游影響認知和對發展旅游的態度來看，發展旅游帶來的利益大于目的地社區所付出的代價，旅游對社會文化的負面影響不顯著，農民對發展旅游業普遍持支持態度。

在發展旅游的積極影響中，農民對旅游促進當地經濟發展和改善個人經濟狀況的作用認知最強烈，說明經濟利益是這兩個旅游地農民對發展旅游的關注焦點。同時，發展旅游增加了農民的家鄉自豪感，保護傳統文化，改善當地交通狀況、基礎設施和公共設施，增強對不同文化的理解，美化了村落的整體面貌。由此可見，目前兩個古村落旅游的總體發展狀態良好，對當地的經濟、社會文化和自然環境的積極效益是比較一致的。在消極影響中，農民高度認同發展旅游對自然環境的損壞和對寧靜生活的打擾，說明發展旅游已對自然環境和農民生活氛圍產生比較大的負面影響。在經濟方面，農民普遍贊同旅游引起了收入的兩極分化。在其他消極影響中，如關于社會治安、鄰里關系、道德水平、文物古跡的負面影響，農民的認同感不高，一方面說明這些方面并未因發展旅游業而惡化，另一方面是由于旅游業對社會文化的影響是潛移默化的，農民對其認知需要時間、文化素質、全面認識旅游業等各方面因素的共同影響。

總之，由于經濟利益是皖南古村落發展旅游最初和最重要的驅動力，發展旅游明顯改善了經濟狀況，因此農民對發展旅游的積極影響認知強烈。皖南古村落要實現旅游業可持續發展，必須不斷拓展旅游市場、進一步提高農村和農民的經濟水平，這對于改善農民態度，強化農民支持發展旅游力度具有重要意義。

（二）經濟利益的驅動使個體對發展旅游業的態度存在一定的差異

不同社會人口學特征農民的旅游影響認知和支持旅游業力度存在差異，但還未形成整體意義上十分明顯的認知差異。對旅游業的經濟依賴程度顯著影響著農民旅游認知和對發展旅游業態度的差異。文化程度高的農民對旅游業相關知識了解較多，對發展旅游的切實利益認識較全面，家庭成員有無從事旅游相關工作、家庭月收入和旅游收入占家庭總收入的比重這三個指標與旅游業經濟利益聯系密切，因此，在文化程度、家庭成員有無從事旅游相關工作、家庭月收入、旅游收入占家庭總收入比重等四類指標存在顯著差異。由于發展旅游使農民收入出現分化，在經濟方面對旅游業聯系和依賴性越高的農民，對發展旅游業越支持，如果這種分化進一步擴大，有可能導致那些受不到旅游業眷顧的農民對旅游業的態度發生轉變。古村落發展旅游要妥善解決旅游經濟收入、旅游創造的就業崗位和商業機會的公平分配問題，這有助于改善農民的態度和行為。

在性別、年齡、出生地、家庭成員數、居住年限等指標差異不明顯，同時在一些指標的某些群體的認知表現出一定的一致性，如年齡大的農民（45歲以上）和居住時間長（20年以上）的農民對旅游積極影響的認知度均較低（均值分別為3．163和3．367），因為這兩個群體存在有一定的聯系，通常年齡越大，居住時間越長。可見，這兩個群體對旅游業的認知水平有限，對農村發展旅游業的易傾向消極態度，農村的旅游業一旦消極影響明顯，他們會對發展旅游業持否定態度。因此，必須重視古村落內年齡較大和居住時間較長的農民對發展旅游業的態度，建立與他們的溝通渠道，適時了解他們對目前發展旅游業的意見，有助于保持農民與旅游的良好關系，促進古村落發展旅游業。

（三）維護古風古韻，保護資源和環境

支持發展旅游業的兩個主要因素是“增加農民對家鄉的自豪感”和“促進當地經濟發展”，一個是社會影響，另一個是經濟影響，兩者正向作用于農民對旅游業支持力度。環境代價問題也不容忽視，發展旅游對環境的消極影響已負向作用于農民對旅游業的支持力度。由于目前農民對旅游的積極作用關注較多，因此旅游對自然環境的損害還未成為影響發展旅游業的主要因素，一旦環境代價超越了農民在經濟和社會文化上所得利益，將會直接削弱農民對旅游業的支持力度，甚至抗拒在本地發展旅游業。在目前社會文化的消極影響不顯著時，未雨綢繆，維護古村落的古風古韻，保護文化資源和自然環境，促進旅游與村落社會文化、環境協調發展。

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（責任編輯：古巖）