中國農業文化遺產鄉村旅游響應的空間分異及其影響因素研究

摘要：目的：遺產地旅游開發是實現農業文化遺產有效保護的重要途徑之一，從宏觀層面研究農業文化遺產鄉村旅游響應的區域差異，對合理規劃各類農業文化遺產資源，促進區域間協調發展具有重要現實意義。方法：構建農業文化遺產鄉村旅游響應指標體系，運用熵權TOPSIS法測算各省響應水平，通過Dagum基尼系數法解析農業文化遺產鄉村旅游響應差異的來源，并采用地理探測器探測農業文化遺產鄉村旅游響應空間分異形成的驅動因素。結果：我國農業文化遺產鄉村旅游響應水平在省際尺度上呈現熱集中、冷分散的特征，在區域尺度上呈現東高西低、南強北弱的格局。農業文化遺產鄉村旅游響應的總體基尼系數為0.325，區域間的差異是我國農業文化遺產鄉村旅游響應差異的主要來源。農業文化遺產鄉村旅游響應的空間分異受多種因素影響，最核心的因素是遺產景觀價值。結論：我國農業文化遺產鄉村旅游響應的區域間差異明顯，應從政策、資金、人才等方面對弱勢地區加以引導，加強對現有農業文化遺產尤其是景觀型農業文化遺產的旅游開發，彌合農業文化遺產鄉村旅游響應的區域差異，增強農業文化遺產保護的全面性和協調性。

關鍵詞：農業文化遺產；鄉村旅游；旅游響應；空間分異；影響因素

中圖分類號：F592；G122 文獻標識碼：A 文章編號：1004-9436（2024）10-0-04

0 引言

現代化農業建立在消耗大量資源和能源的基礎上，因此土壤硬化、板結、地力下降、酸堿度失衡、有毒物質超標等成為具有全球特點的生態和環境問題［1-2］，引發了人們對現代農業弊病和傳統農業優勢的思考。傳統農業技術在調節氣候、保持水土和維護生物多樣性方面具有顯著優勢，可為解決現代化農業的弊病提供思路和方法。我國是傳統農業大國，擁有豐富的農業文化遺產資源，這些遺產凝聚著中華民族的農耕智慧，集中體現了中國鄉土文化和人文精神［3］。作為一種特殊的遺產類型，農業文化遺產既具有其他遺產的瀕危性的一般特點，又具有生態脆弱和文化敏感等自身特點。在工業化和城市化快速推進的背景下，農業文化遺產地普遍存在傳統知識消弭、傳統生態模式退變［4］、生態系統退化和生計難以維持等現實問題。遺產地旅游開發是實現農業文化遺產有效保護的重要途徑之一，從宏觀層面研究農業文化遺產（下文簡稱“農遺”）鄉村旅游響應的區域差異，對合理規劃農遺資源，促進區域間協調發展具有重要現實意義。

鑒于此，本文以港澳臺地區、上海市、青海省以外的29個省區市為案例樣本，構建農遺鄉村旅游響應指標體系，運用熵權TOPSIS法測算各省響應水平，通過Dagum基尼系數法解析農遺鄉村旅游響應差異的來源，并采用地理探測器探測農遺鄉村旅游響應空間分異形成的驅動因素。

1 研究設計

1.1 指標選取

農遺鄉村旅游響應的指標體系既應該包括農遺自身的資源條件，又應該包括鄉村旅游發展的資源組合、支撐條件以及鄉村旅游產業效應。結合已有文獻的做法［5-7］，并考慮數據的可獲取性，本文選取農遺資源稟賦、鄉村旅游資源開發水平、鄉村旅游產業支撐以及鄉村旅游產業效益等4個維度為一級指標，農遺集中度、農遺區位、農遺景觀價值、鄉村旅游重點村數、傳統村落數、非物質文化遺產數、交通狀況、餐飲住宿設施、產業基礎、鄉村旅游總收入、鄉村旅游人次、鄉村第三產業就業這12個二級指標構建農遺鄉村旅游響應指標體系，用于評價農遺在我國不同省份、不同區域間的鄉村旅游響應水平。

1.2 數據來源及處理

本文所采用的數據截至2022年12月，部分缺失的指標通過上一年度數據進行補充，青海、上海、臺灣、香港和澳門等地由于缺乏相應數據，因此不納入考察范圍。中國重要農業文化遺產名錄源于中華人民共和國農業農村部官網，全球重要農業文化遺產名錄源于聯合國糧農組織官網，通過百度坐標拾取器進行點坐標的提取。鄉村旅游重點村和中國少數民族特色村寨來自中國政府官網，傳統村落名錄來自中國傳統村落網。交通狀況、產業發展水平、鄉村旅游就業相關數據源自《中國統計年鑒》。鄉村旅游總收入和鄉村旅游人次由于缺乏相關統計，采用國內旅游收入和國內旅游人次替代，數據源于《中國文化和旅游年鑒》。鄉村旅游餐飲住宿設施為POI數據，農遺區位數據通過ArcGIS計算遺產核心區到省會城市的距離得到。

1.3 研究方法

1.3.1 熵權TOPSIS法

熵值法是常用的客觀賦值法，通過一個事件的隨機性及無序的程度、指標的離散程度判斷指標的重要性來賦值，能在一定程度上避免主觀因素的影響，適合用來確定多維指標的權重。TOPSIS法是多目標決策分析逼近理想排序的方法，通過計算評價對象與理想解之間的距離，得到對象評價得分。

1.3.2 Dagum基尼系數法

Dagum基尼系數法是探測區域差異的一種常用方法，Dagum基尼系數可分解為組內系數、組間系數和超變密度系數，即Dagum基尼系數=組內Gw+組間Gnb+超變密度Gt。其中，組內Gw反映各地區內部農遺鄉村旅游響應水平的差距；組間Gnb反映各地區之間農遺鄉村旅游響應水平的差距；超變密度Gt反映各地區交叉重疊現象，體現相對差距情況。

1.3.3 地理探測器

地理探測器是一組探測空間分異性并揭示空間分異驅動因子的統計學方法。本文主要用地理探測器中的因子探測對農遺鄉村旅游響應的空間分異的影響因素進行分析，其表達式如下［8］：

式中，Nh和N為層h和總單元數；和為層h和總體的應變量方差。q值越大代表影響因子對農遺鄉村旅游響應的空間分異的解釋能力越強。

2 農遺鄉村旅游響應的空間分布特征

根據所構建的中國農遺鄉村旅游響應指標體系，運用熵權TOPSIS法以各省市為評價對象，計算其與理想解的距離，得到省域尺度的農遺鄉村旅游響應度。在各省份農遺鄉村旅游響應度的基礎上，以各區域省份的平均響應度來表達區域響應度。采用自然斷點法，將響應度劃分為七個等級，由低到高分別為低冷響應、冷響應、偏冷響應、一般響應、偏熱響應、熱響應和高熱響應，并通過ArcGIS軟件對省域尺度和區域尺度的數據進行可視化處理，結果見圖1。

2.1 省際尺度農遺鄉村旅游響應的分布特征

省際尺度上，各省市農遺鄉村旅游響應水平呈熱集中、冷分散的分布特征。浙江、江蘇和貴州響應水平最高，位于第一梯度，其中浙江高達0.625，是響應程度最低的寧夏的9倍。圍繞浙江、江蘇和貴州三個高熱響應省份形成以浙江、江蘇為中心的華東熱響應圈層和以貴州為中心的西南熱響應圈層，熱響應的省份集中趨勢明顯。此外，一般響應的省份也呈現出集中連片的特征，除廣東外的陜西、河南、山東和河北等4個一般響應省份均相鄰，集中分布在華北平原及周邊省份。但是，農遺鄉村旅游冷響應省份則較為分散，6個低冷響應省份在我國華南、華北、東北、西南、西北等5個地理區域均有分布，其中黑龍江、西藏和海南等3個省區為邊疆省區，地理位置偏遠，自然條件相對較差。

2.2 區域尺度農遺鄉村旅游響應的分布特征

區域尺度上，農遺鄉村旅游響應度區域差異明顯，形成南方高于北方、東部高于西部的分布格局。華東地區的鄉村旅游響應度最高，與其他區域差異較大，響應值為0.425。西南地區其次，屬于偏熱響應，響應值為0.322。華中地區、華南地區則處在一般響應的水平上。華北地區略高于東北地區和西北地區，響應水平為偏冷響應，響應度為0.2。東北地區與西北地區在所有地理區域中鄉村旅游響應度最低，均為冷響應，響應度依次為0.147、0.111。

3 農遺鄉村旅游響應的區域差異

農遺鄉村旅游響應的空間分布特征難以詳細說明分布差異的來源和不同差異對總體差異的影響，因此本部分采用Dagum基尼系數法，將農遺鄉村旅游響應度的差異分解為總體差異、區域間差異和區域內差異以及超變密度差異，試圖更加細致地說明差異的構成。基尼系數為0時，表示絕對平均；基尼系數為1時，表示絕對不平均。國際上通常把0.4作為警戒線，基尼系數在0.2以下表示高度平均或絕對平均，0.2～0.3表示相對平均，0.3～0.4表示比較合理，0.4～0.5表示差距偏大，0.5以上為高度不平均［9］。

3.1 總體差異

Dagum基尼系數法的計算結果顯示，農遺鄉村旅游響應度總體基尼系數為0.325，說明我國各省份的農遺鄉村旅游響應度存在一定差異，但總體上處在比較合理的區間內。區域內基尼系數、區域間基尼系數以及超變密度基尼系數貢獻率分別為9.676%、70.286%和20.039%，表明區域內差異和區域間交叉重疊對總體差異的影響微弱，區域間的差異是農遺鄉村旅游響應度總體差異的主要來源。

3.2 區域內差異

各區域內部基尼系數為0.097～0.286，均小于0.3，處于相對平衡或高度平衡狀態。其中，東北地區的內部差異水平最小，僅為0.097，反映出區域內部各省份間農遺鄉村旅游響應度高度平均。但是由于東北地區各省的響應度整體處于低位水平，因而高度平均反映的僅為區域內農遺挖掘保護和鄉村旅游發展的低效率耦合而非良性協調。華東與華中地區的內部各省份在自然環境、經濟水平、旅游開發等方面具有較高的一致性，因而其鄉村旅游響應的區域內部差異也處于較低水平，分別為0.141與0.144。而華北、華南、西北與西南地區的內部差異水平相對于東北、華東與華中地區較高，其中西南地區的內部差異程度最高，基尼系數為0.286。

3.3 區域間差異

區域間差異是我國農遺鄉村旅游響應區域差異的主要來源，區域間基尼系數更進一步顯示各區域相互之間的差異程度。響應水平較低的東北地區同其他區域間的差異較大，其中與華東、西南、華中和華南四個地區的差異最大，分別為0.587、0.520、0.483、0.470，超過0.4的臨界值，表明東北地區與此四個區域處于不平衡狀態。西北地區與其他地區間的相互差異也較大，其中與華東、西南和華南的區域間基尼系數超過0.4，分別為0.485、0.449、0.407。華東與華中地區由于鄉村旅游響應程度均處于較高水平，且區域內部具有相似的差異特征，故兩區域間的差異系數最小，為0.2，接近高度平衡狀態。華北地區同其他區域間的差異較小，其基尼系數均小于0.4，同其他區域處于相對平衡狀態。

4 影響因素

本文的研究對象農遺鄉村旅游響應度，由所構建的指標體系進行綜合評價得到，響應水平受系統內部各維度的影響。參照王樂［10］等人的做法，以各省的鄉村旅游響應度為結果變量，以評價指標體系中各指標為驅動因子進行分析。地理探測器中的驅動因子需要進行離散化處理，本文采用ArcGIS中的自然斷點法劃分為5級，并運用王兆峰等人開發的地理探測器工具進行計算，計算結果除農遺區位、交通狀況和餐飲住宿設施三個影響因素，其他因素均通過10%的顯著性水平測試。

在各影響因素中，解釋力度最強的是農遺景觀價值，q值為0.74，說明影響各省份農遺鄉村旅游響應最關鍵的因素是遺產景觀價值。此外，農遺集中度、鄉村旅游重點村數量、傳統村落數、鄉村旅游總收入、鄉村旅游人次和鄉村旅游就業的q值均大于0.5，分別為0.51、0.64、0.65、0.63、0.51、0.67，非物質文化遺產的q值為0.46，也接近0.5，表明鄉村旅游資源開發程度和鄉村旅游產業發展效應能夠有效促進農遺鄉村旅游開發。而產業基礎對農遺鄉村旅游響應的影響最弱，q值僅為0.39，可見農業發達程度仍對農遺鄉村旅游響應有一定影響，但由于農業現代化快速推進，農業發達并不意味著傳統農耕文化保存完整，因而無法成為核心影響因素。

5 結語

本文以我國港澳臺地區、青海省、上海市外的29個省區市為案例，構建農遺鄉村旅游響應的指標體系，綜合分析我國農遺鄉村旅游響應的空間分異特征，解析區域差異的來源，并探討農遺鄉村旅游響應空間分異的影響因素，結果如下。

第一，我國農遺鄉村旅游響應水平在省際尺度上呈現出熱集中、冷分散的特征，形成華東和西南兩個熱響應圈層。區域尺度上，各區域農遺鄉村旅游響應梯度特征明顯，整體上呈現東高西低、南強北弱的格局。

第二，農遺鄉村旅游響應的總體基尼系數為0.325，響應水平存在不均衡情況，但仍在較合理的區間。各區域的區域內差異小、區域間差異大，區域間的差異是我國農遺鄉村旅游響應差異的主要來源。

第三，我國農遺鄉村旅游響應受多種因素影響，包括農遺集中度、農遺景觀價值、鄉村旅游重點村數量、傳統村落數量、鄉村旅游總收入、鄉村旅游人次和鄉村旅游就業等。其中，最核心的影響因素是農遺景觀價值。

由上述結果可以看出，我國農遺鄉村旅游響應的區域間差異明顯，應從政策、資金、人才等方面對弱勢地區加以引導，加強對現有農遺尤其是景觀型農遺的旅游開發，彌合農遺鄉村旅游響應的區域差異，增強農遺保護的全面性和協調性。

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作者簡介：王真琥 （1997—） ，男，研究方向：鄉村旅游、遺產旅游；嚴孟霞（2000—），女，研究方向：旅游經濟。