特色民宅參與鄉村旅游開發的農戶意愿研究

胡雨薇　江佳倫　李沛澍

[摘要]特色民宅參與鄉村旅游開發既是“守住村魂，留住情懷，記住鄉愁”的重要途徑，又有利于提高農民的土地財產權益。當前的關鍵問題是政府的假設與農民的追求異化，問題的關鍵是農民參與意愿的訴求是否得到合理尊重。以江蘇為例，運用logit模型，實證分析相關因素對農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的影響。研究發現：農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿受農戶個人特征、農戶住房條件、參與開發的形式、對長期生活的考慮和村集體的態度與行為等因素的影響。為此，政府需要建立健全農村社會保障體系，并制定合理可行的村鎮開發規劃，注重科學引導農戶參與鄉村旅游開發，減少農戶開發后對長期生活的擔憂，以增加農戶參與鄉村旅游開發的意愿。

[關鍵詞]特色民宅;鄉村旅游;農戶意愿;影響因素

[中圖分類號]F592.7[文獻標識碼]A

1 引言

促進農村一二三產業融合發展是鄉村振興戰略的重要內容，讓農民獲得更多土地權益是新時代中國特色社會主義理論的應有內涵。特色民宅參與鄉村旅游開發既是“守住村魂，留住情懷，記住鄉愁”的重要途徑，又有利于提高農民的土地財產權益。但是在各地的實踐中，還存在宅基地管理混亂、矛盾糾紛多、干群關系緊張等問題，不利于解決農村發展的不平衡不充分問題，是全面建成小康社會的新障礙。關鍵問題是政府的假設與農民的追求異化，問題關鍵是農民參與意愿的訴求是否得到合理尊重。因此，研究特色民宅參與鄉村旅游開發的農戶意愿十分迫切。在政策引導方面，隨著中央對農村工作的日益重視，農村宅基地改革成為了農村發展的重要內容。2015年中央一號文件提出“實施宅基地改革試點”和“保障農民宅基地權益”，2016年中央一號文件再次強調，完善宅基地權益保障和取得方式，探索農民住房保障新機制。在實踐探索方面，我國部分市縣在城鎮化和農業現代化建設過程中，嘗試將農村宅基地盤活開發作為重要內容，特別是在旅游資源相對豐富的地區，試點發展鄉村旅游，在盤活農村閑置宅基地的同時，實現農村產業升級、農民增收。目前學術界圍繞鄉村旅游開發中宅基地的開發利用展開了大量研究，研究內容涉及宅基地的資產性開發、宅基地流轉與退出的行為，也有學者從農戶角度提出了職業技能、家庭年收入和宅基地退出補償方式等對農戶宅基地退出的意愿具有正向影響。但從已有文獻來看，相關研究的深度和系統性不足，所提出的對策針對性和操作性不強。基于此，本文利用江蘇省的調研數據，運用logit模型驗證農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發意愿的影響因素，并提出促進農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發意愿的對策建議具有重要意義。

2 理論分析

特色民宅參與鄉村旅游開發的農戶意愿受到多方面因素的影響。目前國內外學者圍繞農戶參與鄉村旅游開發的意愿開展了一些探索性的研究。國外學者Weaver對澳大利亞沿海鄉村地區居民對旅游的態度進行了聚類分析，結果表明當地居民對鄉村旅游開發大多數持中立的態度，原因是鄉村旅游開發在帶來經濟收益的同時，也會產生負面影響。學者Campbell對哥斯達黎加奧斯辛諾發展鄉村旅游的研究發現多數當地居民支持發展鄉村旅游。也有學者對美國科羅拉多州的鄉村旅游產業進行研究發現性別、婚姻狀況、就業等人口學特征對居民的態度并無顯著影響，但年齡、受教育程度對居民的參與意愿具有負向影響。國內學者黃玉敏對天津市薊縣和河北省冀州市的兩個典型村在鄉村旅游開發過程中宅基地的資產性開發進行研究，得出企業運行模式對閑置宅基地的開發利用管理和農戶經營效益的提高具有顯著的正向作用。已有研究從農戶個人特征、家庭特征、農戶心理認知、外界環境等方面對農戶參與鄉村旅游開發的意愿進行了研究，但相關研究的深度和系統性存在不足，所提出的政策建議缺乏針對性。為此，本研究從以下幾個方面出發探討農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿影響因素：

2.1 戶主個人特征

通常情況下，戶主的年齡、受教育水平、非農就業狀況等個人特征會影響農戶作出是否利用特色民宅參與鄉村旅游開發的決策。戶主的年齡越大，受教育程度越低，則其風險規避意識越強，表現出越不愿意參與鄉村旅游開發的傾向，并且傳統的“安土重遷”心理也會在一定程度上降低農戶的參與意愿。因此，提出假設Ⅰ：戶主的個人特征影響農戶利用民宅參與鄉村旅游開發的意愿。

2.2 農戶住房條件

一般情況下，農戶已有住房條件的好壞直接影響農戶參與鄉村旅游開發的積極性。如果農戶現有的住房條件很好，則農戶一般不愿意將民宅用于鄉村旅游的開發，而更傾向于住宅用途。反之，如果農戶的住房條件較差，則會期望通過政府的統一改造和開發來改善現有的居住條件。因此，提出假設Ⅱ：農戶住房條件的好壞影響農戶利用民宅參與鄉村旅游開發的意愿。

2.3 參與開發的形式

通過總結已有文獻和各地旅游開發的實踐經驗，當前農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發，主要有以下兩種形式：一是對于部分旅游開發程度較高、具有改造潛力的民宅，農戶自行將房屋改造成民宿，吸引游客住宿，同時開發經營其他相關產業，如農家樂等，此時農戶的收入來源主要為經營性收入。二是由村集體根據統一的村鎮規劃將村民退出的宅基地進行拆除，轉為產業用地，一部分用于開發建設鄉村旅游，統一打造旅游景點和業態;一部分由對外招商的方式，通過旅游公司進行整體打造，統一管理。此時農戶的收入來源是旅游公司與農戶按一定比例的分成。通常情況下，受文化知識水平、抗風險能力和經營能力的限制，農戶不愿意選擇改造成民宿的方式參與旅游開發，而更傾向于選擇較穩健的收入來源形式參與鄉村旅游開發。基于此，提出假設Ⅲ：特色民宅參與鄉村旅游開發的形式影響農戶的參與意愿。

2.4 對長期生活的考慮

特色民宅參與鄉村旅游開發后，村民基本無法再經營原本的承包土地，傳統的農業生產經營方式和生活方式也將隨之改變，農戶的生活成本會顯著提高，由此可能會抑制農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿。但是，開發后對居民生活、休閑、生產空間的改善和對當地旅游開發的信心是促進農民利用特色民宅參與鄉村旅游開發意愿的正向因素。據此，提出假設Ⅳ：開發后對長期生活的考慮將影響農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿。

2.5 村集體的行為和態度

特色民宅參與鄉村旅游開發的推動和實施涉及集體利益和農戶利益的各方面，村集體的態度、集體領導班子的領導組織能力都是影響農戶參與意愿的重要因素。如果村集體對于當地鄉村旅游開發從政策落實，到組織實施表現出非常積極的態度，則將增強農戶對鄉村旅游開發的信心，農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿將更加強烈。反之，作為理性經濟人的農戶將考慮作出規避開發風險的決策。因此，提出假設Ⅴ：村集體的行為和態度影響農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿。

3 實證研究

3.1 研究區域及樣本來源

本文所指的特色民宅是指在當地旅游開發規劃區內，形態上具備獨特風格和風貌，具有一定區位優勢和開發潛力的民宅。研究區域選擇時，遵循以下3個基本條件：一是所在地區開展了鄉村旅游開發工作，包括已完成和正在開展的區域;二是農戶自愿參與當地鄉村旅游的開發，非政府的強制性實施;三是要有區域差異，通過對比不同經濟發展水平地區的情況，可以更好地了解農戶的參與意愿及其影響因素。

江蘇省南京市高淳區東壩鎮游子山村和泰州市姜堰區溱潼鎮城北村均已開展了鄉村旅游開發，并且農戶的住宅歷史較為悠久，在外觀上獨居特色，符合本研究的需要，因此選取這兩地作為研究區域，具有典型性和代表性。東壩鎮游子山村地處太湖流域上游，南臨固城湖，全村總面積15km2，現有12個自然村，人口4628人。東壩鎮旅游產業以游子山風景區為依托，通過合伙、參股和招商等形式組建“游子山旅游開發公司”，用企業化管理模式統一組織和規范風景區內的經營活動。該村近年來的田園鄉村旅游開發帶來了農民長效增收，也吸引了不少投資者。姜堰區溱潼鎮面積31.6km2，全鎮總人口32827人，2016年農民人均純收入21131元。該鎮依托千年古鎮溱潼鎮和溱湖國家濕地公園兩大旅游資源優勢，2017年全年實現地區旅游直接收入2.5億元，同比增長5.08%。本研究通過對高淳區東壩鎮和姜堰區溱潼鎮兩地4個村的農戶進行入戶調查，在剔除了部分關鍵變量缺失的農戶數據后，共回收問卷116份，其中有效問卷106份，問卷有效率達90.52%。

3.2 變量說明和統計性描述

本研究的被解釋變量是東壩鎮和溱潼鎮兩地農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿，解釋變量是影響農戶參與鄉村旅游開發意愿的因素。由于被調查者參與鄉村旅游開發的意愿分為愿意和不愿意兩類，模型的因變量是二分變量，因此本文選取logit回歸模型建立農戶參與鄉村旅游開發意愿的方程。設因變量為y，表示“利用特色民宅參與鄉村旅游開發的農戶意愿”。取值1表示農戶愿意將特色民宅用于鄉村旅游開發，取值0表示農戶不愿意將特色民宅用于鄉村旅游開發。影響y的m個自變量分別記為x1，x2，…，xm（1≤m≤∞）。自變量是“影響農戶參與鄉村旅游開發意愿的因素”。設農戶愿意將特色民宅用于鄉村旅游開發的條件概率為p（y=1|X）=pi，則1-pi表示農戶不愿意將特色民宅用于鄉村旅游開發的概率，它們均是由自變量X構成的非線性函數：

式中：P是農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的概率;xi是影響農戶參與意愿的諸多因素;β0是常數項，與xi無關;βi是回歸系數，表示各影響因素xi對P的貢獻量。農戶愿意將特色民宅用于鄉村旅游開發與不愿意將特色民宅用于鄉村旅游開發的概率之比p/1-p被稱為事件發生比，簡寫為Odds。對Odds進行對數變換，則得到logit回歸模型的線性表達式為：

3.3 結果分析

被調查農戶年齡段主要集中在36～55歲之間，男性44人，占41.5%，女性62人，占58.5%。村組干部3人，占2.8%。從整體上看，被調查者中有70人不愿意利用特色民宅參與鄉村旅游開發，有36人愿意參與鄉村旅游開發，表明大部分農戶在上述假定條件下不會選擇利用特色民宅參與鄉村旅游開發。被調查農戶的房屋大部分建設于1991～2000年間，占所調查的百分之五十以上，房屋建設面積大部分在200m2以下，占百分之七十多，總體來看房屋面積都較小，房屋結構大部分是磚混建筑，較為堅固，少數農戶住房為土木建筑，約占百分之二十。大部分農戶都只有農村一處房，少數農戶有兩處房及以上房屋。所有調查農戶都為自己居住使用，并未出租或其他使用方式。具體變量說明與描述性統計見表1。

本文運用STATA 15.0軟件進行回歸分析，對各變量進行顯著性檢驗。模型的偽R2都在0.2左右，準確預測比例在90%左右，最大的VIF為2.86，不存在多重共線性問題。這一擬合結果比較能夠說明本文的研究問題。分析表2中特色民宅參與鄉村旅游開發的農戶意愿影響因素logit模型估計結果，可以得出如下結論：

3.3.1 農戶個人特征因素分析。年齡對農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的意愿在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗。年齡變量的系數為-0.186，說明年齡越大的農民，參與鄉村旅游開發的意愿越弱，與假說Ⅰ相一致。這可能與農民安土重遷的思想和對自身房屋的感情有一定關系。年齡越大的農戶，更加看重自己房屋的資產價值，對家宅的情感更深，對本地區的鄉村旅游開發政策了解不多，越不愿意輕易搬離家宅，參與鄉村旅游開發的意愿越低。

3.3.2 農戶住房條件因素分析。農戶住房條件中，房屋建設年份和房屋建筑結構對農戶意愿具有顯著的影響，這與假設Ⅱ相一致，即房屋建造的時間越短，農戶越不愿意將民宅用于鄉村旅游開發;當農戶的房屋建筑結構為磚混或磚木時，農戶越不愿意將民宅用于鄉村旅游開發。可能的原因在于這部分農戶的房屋設施條件較好，對現有住房的滿意程度高，不愿意將房屋用于鄉村旅游開發。相反，房屋建設年份較久遠，房屋建筑結構為土磚等結構的農戶，對現有住房滿意程度低，更希望通過鄉村旅游開發來改善居住條件。

3.3.3 參與鄉村旅游開發的形式因素分析。根據回歸分析，將房屋承包給旅游公司統一改造、統一管理的開發形式在10%的統計水平下顯著，系數為1.699，說明將特色民宅承包給旅游公司進行統一改造，統一經營，所得收入按一定比例與農戶進行分紅的開發形式對農戶的參與意愿具有顯著的正向作用。而由農戶自行改造民宅，形成民宿、餐飲等經營性產業的開發方式對農戶的參與意愿影響并不顯著，較好的驗證了假說Ⅲ。也就是說，農戶更傾向在保留原有住宅的情況下由旅游公司統一進行鄉村旅游開發，這可能與本地區農民的知識文化水平和家庭資金狀況有關，比起“改造民宿”這種風險較大的做法，農民更愿意選擇統一開發民宅并獲得利潤分紅這種相對保守的方式。

3.3.4 對長期生活的考慮因素分析。開發后生活狀況認知變量的系數為-1.905，這說明在其他條件不變的情況下，農戶認為鄉村旅游的開發對農戶的生活水平不具有正向的提升作用，這與假說Ⅳ相一致。可能的原因在于開發后農民的生活成本增加，對長期生活保障有了更高的擔憂。開發后農戶就業狀況認知變量的系數為0.533，這說明在其他條件不變的情況下，農戶認為鄉村旅游的開發能夠帶動就業問題。這與在調研過程中，不少失地農民參與景區工作的情況一致，說明鄉村旅游開發后為村民提供就業的機會越多，村民越愿意將民宅用于鄉村旅游開發。

3.3.5 村集體的態度與行為因素分析。村集體的態度與行為在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，變量的系數為3.179。這說明農戶對于鄉村旅游開發后的風險意識較強，村集體的態度和行為對農戶的參與意愿具有重要的影響。村集體的態度越積極，農戶對于開發后的收益成效就更加有信心，農戶參與鄉村旅游開發的意愿就會更加強烈，假說Ⅴ得到了驗證。

4 研究結論與政策啟示

4.1 研究結論

本文基于理論分析和假說，利用江蘇省的調研數據，對logit模型進行估計，分析利用特色民宅參與鄉村旅游開發的農戶意愿。結果表明，農戶參與鄉村旅游開發的決策受到農戶個人特征、農戶住房條件、參與開發的形式、對長期生活的考慮和村集體的態度與行為等因素的影響。其中，年齡、房屋建筑結構與農戶參與鄉村旅游開發的意愿顯著負相關;房屋建設年限、統一改造統一管理的開發形式、村集體的態度與行為與農戶參與鄉村旅游開發的意愿顯著正相關;性別、受教育水平、家庭農業收入比例、房屋建筑面積、開發后生活認知狀況、開發后就業認知狀況與農戶參與鄉村旅游開發的意愿均不顯著相關。總體來說，農戶做出利用特色民宅參與鄉村旅游開發的決策時，綜合考慮多方面因素的影響，其行為決策體現出日益理性化的特點。農戶對特色民宅參與鄉村旅游開發后的成效比較有信心，但開發后生活環境、就業問題等仍是村民關心的問題。

4.2 政策啟示

據此，在充分尊重農戶的參與意愿的前提下，就提高農戶利用特色民宅參與鄉村旅游開發的積極性提出如下建議：①注重科學引導。村集體應注重政策宣傳和落實工作，積極引導村民參與鄉村旅游開發，重點引導“一戶多宅”和有農家院經營意愿的村民。②制定合理可行的村鎮開發規劃。各地區在制定鄉村旅游開發規劃時，應充分結合當地實際情況，根據人口和發展的需要，因地制宜，因時制宜。特別是在鄉村旅游開發建設過程中，要嚴格按照規劃和用途管制，加強農村宅基地的有效管理，并充分強調公眾參與性。③建立健全農村社會保障體系。政府應充分考慮宅基地退出、鄉村旅游開發后給農民帶來的集中居住成本和物價的提高問題，加快完善農村社會保障體系，使農民參與鄉村旅游開發沒有后顧之憂。

[參考文獻]

[1] 劉慶，張軍連，張鳳榮.解決城市化進程中農村宅基地問題——北京農村宅基地問題透視[J].國土資源，2004（01）：31-33.

[2] 龔宏齡.農戶宅基地退出意愿研究——基于宅基地不同持有情況的實證研究[J].農業經濟問題，2017，38（11）：89-99+112.

[3] 陳霄.農民宅基地退出意愿的影響因素——基于重慶市“兩翼”地區1012戶農戶的實證分析[J].中國農村觀察，2012（03）：26-36+96.

[4] 諸培新，葉琦.農戶分化下農民宅基地退出意愿差異性研究——基于江蘇省886個樣本數據[J].農林經濟管理學報，2015，14（03）：279-288.

[5] 夏敏，林庶民，郭貫成.不同經濟發展水平地區農民宅基地退出意愿的影響因素——以江蘇省7個市為例[J].資源科學，2016，38（04）：728-737.

[6] Weaver B D，Lawton J L.Resident Perception in the Urban-rural Fringe[J] .Annals of Tourism Research，2001，28（3）：439-458.

[7] Campbell L M.Ecotourism in Rural Developing Communities[J] .Annals of Tourism Research，1999，26（3）：534-553.

[8] Otar Paresishvili，Laura Kvaratskhelia，Valentina Mirzaeva. Rural tourism as a promising trend of small business in Georgia：Topicality， capabilities，peculiarities[J].Annals of Agrarian Science，2017.

[9] Allen L R，Long P T.The Impact of Tourism Development on Residents Perceptions of Community Life[J] .Journal of Travel Research，1988， 26（1）：16-21.

[10] 黃玉敏.鄉村旅游發展中宅基地開發利用研究——基于兩個案例村的實證分析[J].東南大學學報（哲學社會科學版），2016，18（S2）：51-53.

[11] 祁黃雄，陸建廣.農村宅基地開發利用的案例研究——浙江聯眾公司“城仙居”模式利弊分析[J].中國土地科學，2010，24（05）：41-46.

[12] 諸培新，王敏，胡軍.農村土地整治的區域條件與微觀農戶意愿研究——以南京市萬頃良田工程為例[J].南京農業大學學報（社會科學版），2015，15（01）：61-67+125.

[13] 潘愛民，韓正龍，陽路平.快速城市化地區農戶遷居意愿研究——基于“長株潭”城市群農戶的問卷調查[J].湖南科技大學學報（自然科學版），2010，25（04）：110-114.

[14] 王璐，李好，杜虹景.鄉村旅游民宿的發展困境與對策研究[J].農業經濟，2017（03）：141-142.

[15] 蔣慧，黃芳.傳統民居進行旅游開發的理性思考[J].經濟地理，2007（02）：347-349+331.

[16]管婧婧，谷曉坤，徐保根.農村居民點整治農戶意愿及影響因素比較——以嘉興市近郊區和遠郊區為例[J].中國土地科學，2013，27（12）：59-65.

[17] 席建超，王新歌，孔欽欽，等.旅游地鄉村聚落演變與土地利用模式——野三坡旅游區三個旅游村落案例研究[J].地理學報，2014，69（04）：531-540.

[18] 劉同山，牛立騰.農戶分化、土地退出意愿與農民的選擇偏好[J].中國人口·資源與環境，2014，24（06）：114-120.

[19] 彭長生.農民宅基地產權認知狀況對其宅基地退出意愿的影響——基于安徽省6個縣1413戶農戶問卷調查的實證分析[J].中國農村觀察，2013（01）：21-33+90-91.

[20] 龍開勝，劉澄宇，陳利根.農民接受閑置宅基地治理方式的意愿及影響因素[J].中國人口.資源與環境，2012，22（09）：83-89.