鄉村振興背景下旅游投資對鄉村旅游經濟效益的影響

黃佳惠，王蘭會

(1.浙江省文化和旅游發展研究院；2.浙江旅游職業學院；3.北京林業大學經濟管理學院)

鄉村旅游經濟是傳統農業和旅游服務業相結合的產物，在我國發展現代農業、助推農村經濟和全面建成小康社會中發揮著越來越重要的作用，特別是在農業發展條件相對匱乏的地區，發展鄉村旅游是提高農民經濟收入的重要途徑。朱薇[1]通過實證分析發現，鄉村旅游業對區域經濟有明顯的拉動作用，并在增加就業和帶動其他產業發展方面有著重要作用。唐代劍等[2]運用浙江省景區邊緣、特色產業和民俗文化3種不同類型鄉村旅游點的數據，采用回歸分析方法研究發現，鄉村旅游發展對農民收入增長、農村就業率提高都有顯著促進作用。王俊[3]運用協整檢驗研究井岡山旅游業發展與山區農民收入之間的關聯性，認為旅游業營業總收入對農民純收入有顯著影響，旅游業發展有利于增加農民收入。浙江是全國最早開展鄉村旅游的省份之一，以旅助農、以旅興農、以旅富農的氛圍濃厚，依托其豐富的山水旅游資源和濃厚的文化底蘊，基本走出了一條具有浙江特色的鄉村旅游發展之路。近年來，在“大花園建設”“萬村景區化建設”的加速推進下，浙江省各地政府對鄉村旅游投資越來越大，鄉村旅游經營總收入逐年增長，全省鄉村旅游發展進入“快車道”。因此，本文以浙江為例，通過研究旅游投資對鄉村旅游經濟效益的影響，在拓展鄉村旅游研究領域的同時，又直接為鄉村旅游發展道路選擇提供政策依據，具有較強的現實意義。

一、文獻回顧

投資是促進區域產業發展，實現主客共贏的重要推動力。資本投入不足是制約鄉村旅游發展的關鍵因素[4]。已有學者研究發現，加大鄉村旅游投資能促進鄉村旅游發展，提高鄉村旅游經濟效益。例如，尹奎[5]通過建立鄉村發展影響因素指標體系，指出鄉村資金投入有利于促進鄉村旅游經濟發展。何景明[6]在研究城市郊區旅游發展影響因素時指出，鄉村旅游投資規模與鄉村經營者的經營效益密切相關。陳俊紅等[7]通過對2005—2013年北京市鄉村旅游產業融合度及影響因素進行實證分析，指出固定資產投入與鄉村旅游收入同步增長，但在2005—2008年和2009—2013年兩個時間段上二者的關聯度有所下降。

除鄉村旅游投資因素以外，資源稟賦、基礎設施、經濟發展水平、交通條件、政策效應等也都是影響鄉村旅游經濟效益的因素。唐燁[8]通過實證分析發現，資源稟賦、經濟發展水平、產業政策及交通條件四大因素均顯著影響鄉村旅游收入。盧小麗等[9]基于DEMATEL方法對鄉村旅游發展影響因素進行研究，結果表明鄉村旅游資源豐度、經營管理水平、鄉村旅游資源保護性投入、媒體宣傳等因素均為影響鄉村旅游發展的關鍵因素。鄧卓鵬[10]以海口市演豐鎮為例，通過實地調研和案例分析，發現政策因素、經濟結構因素和傳統文化因素是影響海南鄉村旅游發展的主要因素。何有明[11]認為鄉村旅游的住宿條件、飲食條件等配套設施不齊全，或者配套設施更新速度慢，都會對鄉村旅游發展起到制約作用，不利于增加社會與經濟效益。韓珊珊[12]通過對都市郊區型鄉村旅游發展的研究，提出健全的政策體系是推動鄉村旅游發展的重要途徑。張力力[13]運用協整理論和誤差修正模型，實證分析了湖北省旅游業發展的外生經濟因素，研究發現經濟發展水平對旅游業的發展起決定性作用。馬國強等[14]對西北五省（區）旅游經濟和交通業之間的共生發展進行了實證研究，結果顯示交通業發展對旅游經濟發展支撐作用明顯。戴玲麗[15]以杭州都市圈為例研究了旅游競爭力的影響因素，其研究結果表明，旅游競爭力在空間上呈現出由主城區周邊向外逐漸減弱的趨勢。王立偉[16]采用DEMATEL方法，對影響鄉村旅游發展的21個關鍵影響因素進行分析，結果表明兩地距離是影響程度最大但又最難改變的因素。陸林等[17]在研究中國旅游經濟的空間特征分析時指出，旅游資源稟賦是旅游經濟空間差異的主要影響因素，是促進旅游經濟發展的重要基礎。就現有文獻來看，還未見有學者運用實證分析方法研究旅游投資對鄉村旅游經濟效益的影響。本文運用隨機效應模型，對2014—2018年浙江省鄉村旅游數據進行實證分析，以測度旅游投資對鄉村旅游收入的影響效應，并就如何提升旅游投資效益提出政策建議。

二、數據說明及實證分析

（一）數據來源

自2014年起，浙江省旅游局（2018年浙江省文化廳和浙江省旅游局合并為浙江省文化和旅游廳）依據《鄉村旅游統計調查制度》，在全省范圍內以行政村為單位每年開展鄉村旅游統計抽樣調查。本文所采用數據來源于該項調查，時間跨度為2014—2018年，樣本村通過等距抽樣方法確定，調查內容包括行政村接待能力、收入、就業以及投資等情況。因調查期間部分樣本村逐步改制成社區及村合并等原因，存在樣本村替換問題，致使一些樣本村跟蹤數據不連續。為保證數據有效性，在隨機抽樣的原則下，本文最終選取2014—2018年569個連續樣本村的平衡面板數據。

（二）描述性統計分析

從調查數據看，2014—2018年浙江省鄉村旅游實際完成投資額、鄉村旅游經營總收入總體呈增長趨勢。2018年，全省鄉村旅游項目實際完成投資額達698.6億元，與2017年相比，增長了14.8%，與2014年相比，增長了3倍多（浙江省文化和旅游廳，《浙江旅游業發展報告（2018）》）。鄉村旅游實際完成投資額增速最快的是2016年，較2015年增長了71.9%，2016年是“十三五”開局之年，也是國家旅游局（2018年國家旅游局與文化部組建為文化和旅游部）提出推動全域旅游建設的開端之年，是浙江旅游升級的關鍵之年。2018年，全省實現鄉村旅游經營總收入366.5億元，與2017年相比，增長21.9%，與2014年相比，增長82.6%（見圖1）。隨著鄉村旅游建設資金的不斷投入，鄉村旅游經濟效益呈現高速增長態勢。

圖1 2014—2018年浙江省鄉村旅游投資和經營總收入情況

從鄉村旅游經營總收入結構看，2018年，鄉村旅游餐飲收入占鄉村旅游經營總收入的43.1%（見圖2），比上年下降2.9%；住宿收入占鄉村旅游經營總收入的24.5%，比上年提高2.5%；農產品銷售收入占鄉村旅游經營總收入的17.7%，比上年提高0.6%；門票收入占鄉村旅游經營總收入的5.3%，比上年下降0.6%。隨著浙江省全域旅游全面推進，鄉村旅游經營總收入結構進一步優化，住宿、農產品銷售收入占鄉村旅游經營總收入的比例提升。

圖2 2018 年浙江省鄉村旅游經營總收入構成

（三）實證分析

本文研究目標是探究鄉村旅游投資對鄉村旅游經濟效益的影響，在變量選取上，用鄉村旅游投資作為主要自變量因素，用鄉村旅游經營總收入作為因變量來體現鄉村旅游經濟效益。

除鄉村旅游投資影響因素外，根據本文對鄉村旅游經濟效益影響因素的分析，在選取該因變量其他影響因素指標時，考慮3個方面影響因素：①資源稟賦，采用該行政村是否為浙江省3A級景區村莊為變量；②鄉村旅游基礎設施條件，包括可接待游客床位數和餐位數；③地區經濟發展水平，采用該村所在縣（市、區）人均生產總值來體現。

在構建模型時主要考慮以上3個方面因素對鄉村旅游經營總收入的影響。變量符號、名稱及說明見表1。為消除價格變動因素的影響，本文通過居民消費價格指數對鄉村旅游經營總收入和人均生產總值以2014年為基期進行可比價格調整，通過固定資產投資價格指數對鄉村旅游投資以2014年為基期進行可比價格調整。為減少數據異方差的影響，本文對以下5個變量取自然對數：鄉村旅游經營總收入、鄉村旅游投資、可接待游客床位數、可接待游客餐位數和人均生產總值。

表1 變量說明表

1.研究方法

本文選擇的數據為2014—2018年569個連續樣本村的數據集，是同時具有時間維度和橫截面維度的二維數據，為典型的面板數據結構[18]。本文建立面板數據模型如下：

其中：i表示截面，代表各個樣本村；N為截面維度，代表樣本村總數，即N= 569；t表示時間；T為時間序列維度，即T= 5；αi是截距項；β'是不隨i和t變化的 1 ×K階的回歸系數列變量；xit是K× 1 階的外生變量的向量；uit是誤差項。

面板數據模型一般分為3類，即混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型。在模型中，如果截距項αi不隨樣本村i變化，即所有樣本村都為同一截距項α，則該模型為混合回歸模型。如果模型中的截距項αi隨不同樣本村i變化，說明不同樣本村之間存在差異，則該模型稱為固定效應模型。如果模型中的截距項αi與誤差項uit是隨機變量，則該模型為隨機效應模型。

在研究方法上，本文選擇利用面板數據模型。該方法較單純利用時間序列數據及截面數據模型，在變量之間增加了多變性，減少了共線性，提高了自由度和有效性，更適合從時間和空間維度同時測度復雜的行為。在面板數據模型的選擇上，使用Lagrange Multiplier（簡稱 LM）檢驗判斷選擇混合回歸模型還是隨機效應模型，使用F檢驗判斷選擇混合回歸模型還是固定效應模型，使用Hausman檢驗判斷選擇固定效應模型還是隨機效應模型。

根據判別結果（見表2），LM 檢驗P值 ＜ 0.05，表明強烈拒絕原假設“不存在個體隨機效應”，即應選擇“隨機效應模型”。由于F檢驗P值 ＜ 0.05，表示F檢驗強烈拒絕“真實模型是混合回歸模型”的原假設，選擇建立“固定效應模型”。由于Hausman檢驗P＞ 0.05，表示在5%的顯著性水平上接受原假設，即應該建立隨機效應模型。從樣本實際情況來看，本文所選取的是569個鄉村連續數據，即截面單位是總體的一部分，因此建立隨機效應模型合適。

表2 面板數據模型類別判斷結果

2.面板數據模型回歸分析

運用Stata 13.0建立隨機效應模型，并采用可行廣義最小二乘估計法對面板數據模型作回歸分析，結果如表3所示。

表3 面板模型回歸結果

根據表3回歸結果可知，鄉村旅游投資通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明鄉村旅游投資對鄉村旅游經濟效益有顯著的正向促進作用。此外，資源稟賦、可接待游客餐位數、人均生產總值與鄉村旅游經營總收入呈正相關關系，且分別通過了5%、1%、1%水平上的顯著性檢驗。可接待游客床位數在5%的顯著性水平上不顯著，說明可接待游客床位數對鄉村旅游經營總收入沒有顯著的正向影響，這也與當前鄉村旅游發展現狀相符。浙江省鄉村旅游經營總收入構成仍以餐飲收入為主，2018年浙江省鄉村旅游餐飲收入占其經營總收入的43.1%，而住宿收入僅占其經營總收入的24.5%（浙江省文化和旅游廳，《浙江旅游業發展報告（2018）》）。

三、研究結論與建議

本文利用浙江省2014—2018年569個連續樣本村的鄉村旅游數據，運用面板數據隨機效應模型實證分析了鄉村旅游投資對鄉村旅游經營總收入的影響。主要研究結論如下：

1）鄉村旅游投資每增加1%，鄉村旅游經營總收入就提高0.24%，政府旅游投資對鄉村經濟效益提高起到重要作用。這與多名學者的觀點一致[5-7]，加大鄉村旅游投資能促進鄉村旅游發展，提高鄉村旅游經濟效益。現有文獻中，未見學者對旅游投資在鄉村旅游經濟效益中的影響效應進行測度，本文通過測度鄉村旅游投資對鄉村旅游收入的影響效應，可為鄉村旅游發展提供政策依據，具有較強的現實意義。

2）在資源稟賦方面，3A級景區村莊較普通村鄉村旅游經營總收入增加0.28%。這與唐燁[8]的實證分析結論一致，他認為資源優勢與鄉村旅游經濟呈顯著的正相關關系。

3）在接待能力方面，可接待游客餐位數每增加1%，鄉村旅游經營總收入就增加0.39%，增加餐位數對提高鄉村旅游經營總收入有顯著作用。何有明[11]也認為完善鄉村旅游的餐飲配套設施有利于增加鄉村旅游經濟效益。從鄉村旅游經營總收入結構看，當前浙江省鄉村旅游經濟發展主要依托于餐飲業，也反映了浙江省鄉村旅游產品還不夠多樣化，很多鄉村旅游僅停留在單純的參觀游、餐飲游，難以滿足游客差異化、多層次的需求。

4）面板數據模型中解釋變量“可接待游客床位數”對鄉村旅游經營總收入的影響并不顯著。從2014—2018年浙江省鄉村旅游經營總收入構成看，住宿收入占鄉村旅游經營總收入的比重雖呈逐年提高態勢，但與餐飲收入所占比重相比仍存在較大差距。這說明在當前鄉村旅游發展模式下，住宿業對鄉村旅游經濟發展的影響并不顯著。鄉村床位數的增加對提高鄉村旅游經營總收入沒有顯著促進作用。

結合當前浙江省鄉村旅游發展現狀，筆者對如何提升旅游投資效益提出以下政策建議：

1）鄉村旅游投資應與新時代下人民群眾對美好生活的需要相結合。隨著人民生活水平日益提高，旅游消費也在不斷提質升級，人民的旅游需要正逐步從大眾化轉向特色化、個性化和品質化的精神追求。與2014年相比，2018年浙江省國內游客人均花費增長15.8%，而鄉村旅游人均花費僅增長0.5%，傳統單一的鄉村觀光游已經不能滿足游客的多元化需求。因此，鄉村旅游投資不僅要“量”更要注重“質”，應不斷適應消費群體偏好，鄉村旅游投資項目要契合消費增長點，以需求為導向，滿足大眾多元化的旅游消費需求，發揮鄉村旅游投資的最大效用。

2）鄉村旅游投資應順應信息化、智能化發展趨勢。2020年的疫情加速了旅游業與信息化深度融合進程，據筆者課題組調查的2020年浙江省前3季度鄉村旅游統計數據來看，鄉村旅游產品銷售收入復蘇程度比鄉村旅游經營總收入整體復蘇程度快8.6%，得益于“線上線下”融合的營銷模式。因此，鄉村旅游投資應以供給側改革為導向，大力推進“互聯網+旅游”，發展電子商務，強化與各類在線旅游服務商的合作，助力產業經濟結構優化升級，為旅游市場注入新活力，拓展發展空間，推動旅游經濟高質量發展。

3）建立健全政府對旅游投資的引導機制。根據實證分析結果“浙江省鄉村旅游投資每增加1%，鄉村旅游經營總收入提高0.24%”，可以看出當前浙江省鄉村旅游投資效用并不高，因此，要做大做強鄉村旅游市場，應制定更加合理的、符合當地實際的旅游投資規劃，強化投資引導機制，引導資金流向合理的區域、項目，確保社會資金用到實處，更好地發揮旅游投資的作用。