The Impact of Rural Household Participation in Rural Tourism Management from the Perspective of “Capital-Decision” ：Based on Anxi Research Case of Fujian
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摘要: 农户参与乡村旅游对地区乡村的发展建设、农民实现产业增收具有重要意义，农户“资本—决策”研究为解决农户乡村旅游经营认知问题奠定基础。通过对福建省安溪县农户225份调研数据进行整理，在社会实践理论基础上建造了二元Logistic回归模型，对安溪县农户愿意参与乡村旅游经营与不愿意参与的概率风险比的因素进行实证分析。结果表明：农户的经济因素、社会因素、人力因素具有显著影响，在经济资本因素中农户家庭年收入、住房面积、茶园/农田面积，社会资本因素中亲戚有村干部、邻里关系、社会交往圈，人力资本因素中工作经验、受教育程度、乡村旅游经营人数等对农户愿意参与与不愿意参与的概率风险比具有显著正向影响。最后提出相关建议。
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关键词:
- 乡村旅游经营 /
- 农户参与 /
- 二元Logistic模型 /
- 资本—决策
Abstract: The participation of rural households in rural tourism is of great significance to the development and construction of regional villages and the increase of farmers’ industrial income. The research on “capital-decision” of rural households lays the foundation for solving the rural households’ perceptions of rural tourism management. By collating 225 survey data of farmers in Anxi County, Fujian province, a binary logistic regression model was constructed based on social practice theory, and an empirical analysis of the factors of probability risk ratio of farmers’ willingness to participate in rural tourism management and unwillingness to participate in Anxi County. The results show that the economic, social, and human factors of farmers have a significant impact, and it is concluded that among the economic capital factors: annual household income, housing area, and tea garden/farm area of farmers; among social capital factors: relatives have village cadres, neighborhoods relationships, social interaction circles; human capital factors: work experience, education level, and number of rural tourism operators have a significant positive impact on the probability-risk ratio of farmers’willingness to participate versus unwillingness to participate. Finally, the article puts forward relevant suggestions accordingly. -
在农耕社会中，耕地通常被视为一个单独的经济单元，为了更多的农业产出，获得更高的经济收益，人们一般使用对可持续发展不利的生产方式提高单位面积产量，引发了很多的耕地生态安全问题。近年来，随着科学技术的进步、社会生产力的提高，人们越来越认识到耕地生态系统在带来经济价值的同时也兼具生态服务价值[1]。国家层面也对农业建设、耕地保护越来越重视与关注，党的十九大报告已明确提出，我国目前需严格保护耕地，扩大轮耕休耕试点范围，健全耕地轮耕休耕制度，建立多元化的生态保护经济补偿机制。在历年的中央一号文件中，从农业税的取消到逐步加大各项农业补贴，从耕地的强化到各项生态补偿工作的支持，都可以看到我国对农业生态价值内涵的认知不断深入。按照生态系统服务价值理论的定义，耕地生态系统服务主要包括涵养净化水源、吸收碳值、维系土壤地力等[2]，这些生态服务一般以公共物品形式体现，因此很容易受到忽视，农户往往不愿意对这种享受到的公共生态服务进行保护与经济支付。但是，在耕地生态建设中，传统农户作为生态服务价值的创造者，没有得到合理的补偿，也会挫伤耕种农户的生产经营积极性[3]。目前我国耕地质量的下降主要由人为造成，农户耕地保护意愿不足，更多农户期待耕地被征收后获得高额的土地征收补偿款[4]。因此，本研究视角基于我国补偿制度中“谁破坏谁恢复、谁受益谁补偿”的原则，农户作为耕地生态系统的生产者与经营者，既是受益者也是破坏者，研究农户视角下的耕地生态补偿标准十分必要。
如何合理计量基于耕地生态系统服务的补偿标准，是目前耕地生态服务保护领域内的一个热点问题。通过对既有文献的梳理不难发现，国外通常将耕地的生态补偿定义为PES（Payments for Ecological Services）即生态环境或生态系统服务费，侧重于耕地生态系统服务付费的概念，以耕地生态系统服务的价值量向其相应的生态管理者支付费用，使用经济与政策手段鼓励引导农场主退耕土地，以便对土壤更好地进行保护，如Lawhon[5]和Tschumi[6]通过研究废水再利用对农业生产的影响以及农田生态系统中的动物与农作物之间的关联度时发现需要对农户进行适当的补偿。由于耕地土地权属的特殊性，我国对耕地生态服务保护补偿的研究主要集中在对这一学术概念的解释与核算上，对于耕地生态系统服务价值的评估使用了市场价值法[7]、问卷调查法[8]、生态系统服务功能价值法[9]、机会成本法[10]、单位面积当量因子法[11]等进行核算体。总体来看，当下学术界对于耕地生态服务保护补偿标准的核算研究较多，但多数是基于对耕地生态系统服务价值总量进行估算得来，对于体现农户个人意愿的核算标准较少。本文以安徽省合肥市小庙镇为研究区域，对小庙镇农户对耕地补偿的支付意愿与受偿意愿进行调查，通过条件价值评估法构建合肥市耕地生态服务保护补偿标准分析模型，得出基于农户意愿的耕地生态补偿标准区间，并对合肥市农户参与补偿意愿的相关影响因素进行Logistic回归分析，以期为合理制定耕地生态服务保护补偿标准提供参考与借鉴。
一、 理论依据
（一） 公共物品及外部性理论
耕地生态系统所带来的生态服务可以提供给全社会的人类共同使用，并不只为耕种区域内的耕种者这一部分群体组织所独享。因此，由于耕地所有权属的特殊性，耕地通常被视为公共资源。同时随着人口数量的增加、经济的发展和人民生活水平的提高，耕地资源所承受的生态与经济压力也越来越大。由于耕地的生态服务作为公共物品所具备的受益的非排他性和消费的非竞争性特点，“搭便车”这种免费行为往往导致公共物品供给不足，市场呈现失灵状态，市场自身无法达到帕累托最优。要解决这个问题，供给应由政府负责提供。多数社会成员在消费耕地资源正外部效益的同时，却不支付与之相应的生产成本，耕地生产者即农户无法得到其原有收益，随之造成耕地生态服务这一公共物品的供给不足。因此，政府需要对耕地生产者进行生产补偿，向社会受益者征收必要的使用成本[12]。
外部性又称外部效应或外部影响、溢出效应，即经济体（生产者和消费者）的生产消费行为会对其他经济体（生产者和消费者）的生产消费行为产生的有益或有害的影响效应[13]。耕地的生态服务如涵养净化水源、吸收碳值、维系土壤地力等，都能让全社会收益增加，都属于耕地利用的正外部性。而诸如农药超标使用损害土壤、水土流失、围湖造田等破坏的耕地资源，会让社会收益降低，形成耕地利用的负外部性。对于正外部性，要让耕地生态服务保护者获得补偿，鼓励其对耕地生态资源的保护; 对于负外部性，要使耕地生态破坏者得到惩罚，减少其对耕地生态资源的破坏。
因此，从农户视角出发制定一个科学的生态补偿标准在耕地生态服务保护中具有重要的意义。本研究认为：农户作为耕地的使用经营者，既是保护者，也可能是破坏者。政府既要对农民进行一定的生产补偿，也有必要征收一定的使用成本。由此可见，农户有必要参与生态补偿标准的制定，刻画农户对耕地生态服务补偿的支付意愿与受偿意愿十分必要。
（二） 有限理性决策理论
传统的经济与决策理论普遍认为行为人是“理性人”，这一假设的观点认为：人对决策情景中的每一个选择都有潜在与稳定的偏好，能从全局的视角看待所有的备选方案及其可能出现的所有结果，并能够根据自己的价值体系选择一个最优方案。诺贝尔经济学奖获得者赫伯特•西蒙对这一命题进行了改进与修正，提出了“有限理性”假设，他认为：人们在不确定的条件下不可能也不期望得到最优解，而是找出满意解即可。西蒙提出的决策模型认为决策的每个部分都是在有限理性的指导下完成的，既考虑到决策行为的理性，也考虑了决策主体的特征与偏差，能够较全面地体现决策状态[14]。
从农户的行为特征来看，他们普遍追求经济目标，但由于知识水平有限、对方案鉴别能力有限、对未来的不确定行普遍缺乏信心等因素的存在，农户在行为决策时往往不能找到全部的备选方案，更无法预测这些方案的后果，符合西蒙的有限理性决策理论的行为逻辑[15]。鉴于此，本研究将从有限理性决策理论出发，分析农户在耕地生态补偿中的决策行为，考察他们在具体方案中的选择与意愿及其影响因素。基于农户行为的有限性决策模型见图1。
二、 模型设计
（一） 研究方法
意愿支付法（Contingent Valuation Method, CVM）是一种建立在调查的基础上，主要用来评估非市场物品和服务价值的方法。该方法以调查问卷的方式直接引导相关物品或服务的性质，得到的价值依赖于构建、模拟市场和调查方案中所描述的物品或服务的性质，常用于对公共物品和服务价值的定价。由于耕地生态系统服务价值是一个公共物品，在现实市场中无法赋予其价格，因此本文采用CVM进行补偿标准研究。
CVM支付的选择方式有很多，本文的调查对象主要是农户，他们更愿意接受货币补偿，同时政府在对农村的各种帮扶政策中也多以农村家庭“一卡通”进行统一的财政发放，因此本次调查支付方式为货币形式。
CVM的引导技术选择上主要有两类：离散型与连续型。连续型中常用的方法有两种：开放式和支付卡式。生态服务是一个公共物品，多数农户不熟悉公共物品估价，如果直接询问农户的意愿支付价值（Willingness to pay, WTP）、意愿受偿价值(Willingness to accept, WTA)，他们可能无法给出合适的支付、受偿区间，从而使问卷拒答率较高，但是若被调查者在给定的价值区间内进行选择则容易接受的多，所以本次问卷调查采取的引导方式为支付卡式，价值区间的选择根据当地经济水平、政府补贴以及现行参考而设置。
基于此，本文中用于测算农户年均支付（受偿）意愿公式如下：
$$Y = \frac{1}{n}\sum\limits_{i = 1}^n {\left({{{{{P}}}}_i} \times \frac{N}{M}\right)} = \frac{1}{n}\sum\limits_{i = 1}^n {\left({{{{{P}}}}_i} \times {\varepsilon _n}\right)} $$ (1) 公式（1）中，
$Y$ 表示耕地生态服务保护补偿的年均支付（受偿）意愿；$N$ 表示愿意支付的户数，M 表示研究区域内的有效户数；n 表示选取的研究区域数量，由于本文只研究了小庙镇，因此 n=1；所以公式简化为：$$Y = {P_i} \times {\varepsilon _n}$$ (2) 公式（2）中，
${P_i}$ 表示研究区域内的平均支付（受偿）意愿；${\varepsilon _n}$ 表示研究区域被调查者的支付（受偿）率。（二） 模型构建
耕地生态服务保护的经济补偿值的核算会受到多种因素影响，需要进行多元回归分析，本文采用SPSS16.0软件，运用回归模型进行计量分析。研究选取参与耕地生态服务保护补偿意愿作为一个定性被解释变量，只有愿意=1和不愿意=0两个变量赋值，基于这种二分类变量，本文使用Logistic模型进行回归分析。
具体模型表示为：
$${\rm{Log}}\frac{P}{{1 - P}} = {{\text {β}} _0} + {{\text {β}} _1}{X_1} + {{\text {β}} _2}{X_2} + \cdots {{\text {β}} _i}{X_i} = {{\text {β}} _0} + \sum\limits_{i = 1}^n {{{\text {β}} _i}} {X_i}$$ (3) 公式(3)中，
${{\text {β}} _0}$ 为常数项，${{\text {β}} _{\rm{1}}}$ 、${{\text {β}} _2}$ ......${{\text {β}} _i}$ 分别为i个自变量的回归系数，${X_i}$ 为自变量。三、 数据来源、样本特征与变量选择
（一） 数据来源
小庙镇地处安徽省合肥市西部，2013年9月前隶属肥西县，后划归合肥市蜀山区，该地区是合肥市小城镇建设试点镇，选择该区域的原因是该镇自有的耕地资源十分充足，但随着合肥市城建范围的不断扩大，各种工业企业用地规模也在不断增加，城乡交界处的耕地资源最易被征收使用，因此小庙镇出现了尖锐的经济发展与耕地保护矛盾。在对耕地总量的把控上，小庙镇总体规划（2013—2030）中要求2030年小庙镇的农业区域总面积约为17 121.40 hm2，其中耕地面积不少于12 420.15 hm2。但目前小庙镇现存耕地在使用中仍存在一些严重的生态问题，且尚未形成专门的耕地生态服务保护补偿管理制度，部分耕地农药与化肥使用超标，引起了大量的抛荒和流转它途现象，耕地使用积极性大幅降低，目前实现“2030”规划要求的形势十分严峻。
调查组于2019年3月对小庙镇进行了实地问卷调查，为保证样本的代表性，本次调查采取随机抽样调查方式，在小庙镇随机选取了5个村，对生产经营2 hm2面积以下的农户进行随机入户调查，调查问卷包括3部分：（1）对农户个人信息的调查，如年龄、性别、主要职业、受教育程度以及家庭月纯收入等；（2）对农户支付意愿的调查，包括对生态价值的认知、是否愿意参与生态服务保护以及愿意每年支付补偿额度等；（3）对农户受偿意愿的调查，包括每年愿意接受补偿额度和政府补偿对生态建设的作用认知等。调查组成员通过入户询问，客观地填写问卷、记录数据，总共发放与回收问卷175份，在剔除了信息不全、录入有误的问卷后，最后整理得到有效问卷168份，问卷的有效率为96%。
（二） 样本特征
此次调研中的男性（61.3%）比女性（38.7%）要高出近一倍；调查对象平均年龄为46.45岁，初中及以下文化水平的农户占据了69%；农户人均家庭收入处于3 001～8 000元/月水平的达到了78.6%；农户家庭支出方面，2 001～5 000元/月的占53%，501～2 000元/月的占35.1%。从调查农户的主要职业上来看，从事种植业的农户达到了60.1%，以工人为主要职业的兼业农户比率为13.8%。在其主要收入来源上，44.7%来自种植业等农业收入，27.4%来自兼职务工收入，20.8%来自工资收入。在农户家庭主要支出用途方面，根据预调研情况了解到农户在吃穿住方面的支出较少，在实际调查中将其包含在生活娱乐当中，用于生活娱乐部分占55.3%，在教育方面上占30.4%。从农户的家庭人数上看，2～4人的占比达到80.9%，结合入户调查访谈来看，大多数农户家庭中，除了高龄农户（80岁以上）失去劳动能力之外，多数中老年人（50～80岁）仍然从事农业耕种的日常维护工作，其中体力尚好的会在附近通过兼职务工获取补充收入。
（三） 变量选择
农户是否愿意参与耕地生态服务保护补偿受到很多因素的影响，通过对现有研究的借鉴以及对小庙镇农户实地调查情况的分析可知，可能影响参与耕地生态服务保护补偿意愿的主要因素有：被调查对象的基本情况，如性别、年龄、受教育程度、家庭月收入、职业等；耕地生态服务保护支付意愿调查，如耕地是否具有生态价值、对于耕地生态服务保护的支付意愿等；耕地生态服务保护受偿意愿调查，如认为政府的补偿资金对耕地生态服务保护建设作用的认可度等。基于此，本文选择表1中所列变量作为小庙镇农户参与耕地生态服务保护补偿意愿潜在的解释变量。对于支付意愿值和受偿意愿值边界值的界定，以小庙镇市场平均值为中间值向两端分别设置选项。
表 1 潜在解释变量属性及定义变量名称 变量赋值 性别 0=女，1=男 年龄 18~25岁=1，26~35岁=2，36~45岁=3，46~55岁=4，≥56＝５ 教育程度 小学及以下=1，初中=2，高中=3，本专科及以上=4 收入（元/月） ≤3 000=1，3 001~5 000=2，5 001~8 000=3，≥8 001=4 职业 政府、企事业单位公务人员=1，工人=2，商业从业者=3，个体工商户=4，农业劳动者=5，
待业人员=6支付意愿值（元/hm2） 0~750=1，751~1 500=2，1 501~2 250=3，2 251~3 000=4 受偿意愿值（元/hm2） 5 265~6 000=1, 6 001~6 750=2, 6 751~7 500=3, 7 501~8 250=4, 8 251~9 000=5, ≥9 001=6 有无生态价值 有=1，没有=2 补偿认可度 非常大的作用=1，有所作用=2，作用不太大=3，毫无作用=4，不清楚=5 四、 实证结果分析
（一） 农户耕地生态服务保护支付意愿分析
此次调查中81%的农户认为耕地具有生态价值的，60%的农户愿意参与耕地生态服务保护。在耕地生态服务保护意愿支付值中，0 ~ 750元/hm2的支付值占49.4%，近一半的农户不太愿意支付太多数额，对于耕地的生态价值功能认识不到位，也有一些农户表示愿意支付，但是出于对政府或者其他环保机构组织的不信任，无法确保自己所支付的资金能否真正用于耕地生态服务保护工作中。调查发现，在经过学习后意识到耕地生态服务重要性后再支付更高金额的意愿调查中，53.6%的人表示不会再提高支付值。原因主要为：一方面与小庙镇的行政区位有关，最近几年合肥市的发展很快，城市扩建非常迅速，因此他们认为自家的耕地即将被征收，所以耕地的生态服务保护与自己关系不大，不需要继续增加支付值；另一方面，农业耕种操作繁琐，生产成本高，生产时间较长，而农业投入产出比不高，导致农业生产的农户收入在社会整体收入水平中偏低，所以也不愿意为此提高自己的支付意愿（表2）。根据公式（2）计算可知，小庙镇农户对耕地生态服务保护的支付意愿为1 173.75元/hm2。
表 2 农户耕地生态服务保护支付意愿变量 频数/人 比率/% 是否有生态价值 是 136 81 否 32 19 参与生态服务保护 愿意 100 60 不愿意 68 40 保护意愿/（元·hm−2） 0 ~ 750 83 49.4 751 ~ 1 500 25 14.9 1 501 ~ 2 250 26 15.5 2 251 ~ 3 000 34 20.2 学习后增加支付 会 78 46.4 不会 90 53.6 （二） 农户耕地生态服务保护受偿意愿分析
与较低的支付意愿相比，农户都具有较高的受偿意愿，但由于农户也是具有理性的行为人，从表3中可以得出，接受补偿意愿值在6 001 ~ 9 000元/hm2之间的为87.5%，根据西蒙有限理性批判，农户在选择受偿意愿时会考虑到所选方案的实施后果，并依据某种价值标准在这些方案中做出最优抉择。因此，出于对耕地生态服务价值的保守认知，选择9 000元/hm2以上的农户并不多。在实地调查中得知，小庙镇相关企业在农地流转中以栽培苗木花卉为用途发给农户的费用是每年7 501 ~ 9 000元/hm2，2018年小庙镇对符合农业补贴条件的耕地补贴标准为2 258.7元/hm2，秸秆补贴为450元/hm2。可见大多数农户在选择受偿意愿时较为实际，部分农户认为接受耕地生态服务保护补偿的前提条件是耕地需要得到农业生产应用。因外出务工原因，农产品收获期雇请他人收割庄稼需要支付其6 000元/hm2的劳务费用，因此农户对于耕地生态服务保护受偿意愿值的期望值多集中在7 500元/hm2左右。对于政府的补偿资金对耕地生态服务保护建设作用的认知上，69.6%的农户认为这项政策可以起到一定作用。
表 3 农户耕地生态服务保护受偿意愿认知变量 频数/人 比率/% 受偿意愿值/（元·hm−2） 5 265 ~ 6 000 10 6 6 001 ~ 6 750 42 25 6 751 ~ 7 500 25 14.9 7 501 ~ 8 250 44 26.2 8 251 ~ 9 000 36 21.4 ≥9 001 11 6.5 补偿款生态建设作用 非常大的作用 12 7.1 有所作用 105 62.5 作用不太大 43 25.6 毫无作用 2 1.2 不清楚 6 3.6 根据调查数据和公式（2）测算出小庙镇耕地的年均受偿意愿值为7 473.15元/hm2。本研究认为，以农业为主业的农户在观念与意识上，对于耕地的生态服务价值维护缺乏支付意愿，而受偿意愿较高；相比小庙镇农户通过将土地流转给苗木花卉企业所获得7 501~9 000元/hm2的年收入，小庙镇现行的耕地补贴为2 258.7元/hm2，农户对政府的耕地生态服务保护补偿期望值要略低于苗木花卉企业的流转标准，远高于当地现行补偿标准。
（三） 影响农户参与耕地生态补偿意愿的因素分析
对公式（3）中的模型系数进行综合检验。由表4得出，步骤、分层与模型检验结果是显著的，因此模型是合理的。
表 4 模型系数的综合检验项目 卡方检验 自由度 P值 Step 1 步骤 70.093 8 0.000 分层 70.093 8 0.000 模型 70.093 8 0.000 其次以H-L拟合优度指标评价该Logistic模型拟合优度的偏差检验。由表5得出模型中的P值为0.261>0.05的显著性水平，不拒绝原假设，即模型拟合优度没有偏差，具有统计学意义，表示可以接受该结果。
表 5 Hosmer and lemeshow 检验步骤 卡方检验 自由度 P值 1 10.055 8 0.261 对表1中的潜在解释变量根据公式（3）进行Logistic回归分析，被解释变量为农户是否愿意参与耕地生态服务保护补偿，结果如表6。
表 6 模型参数及其检验变量 回归系数 标准误差 卡方值 自由度 P值 OR值 95%置信区间 下限 上限 性别 −0.089 0.423 0.044 1 0.833 0.915 0.399 2.096 年龄 0.051 0.285 0.032 1 0.858 1.052 0.602 1.838 教育程度 0.445 0.407 1.197 1 0.274 1.561 0.703 3.464 收入 0.509 0.375 1.841 1 0.175 1.664 0.798 3.470 职业 −0.081 0.184 0.193 1 0.661 0.922 0.643 1.322 支付意愿 1.081** 0.458 5.577 1 0.018 0.339 0.138 0.832 有无生态价值 1.011** 0.554 3.330 1 0.016 0.364 0.123 1.078 补偿认可度 1.041** 0.334 9.741 1 0.002 0.353 0.184 0.679 常量 3.932 2.596 2.293 1 0.130 50.998 从表6可以看出，变量中的性别、年龄、职业、教育程度、收入与农户的参与补偿意愿关系不显著。原因主要为：我国于1986年开始以立法形式在全国正式普及九年义务教育，受调研区域的限制，样本农户的基本情况差距不大，年龄多在46岁以上，文化程度较低，对补偿知识了解不多，男性较多且职业、收入水平相对一致，因此这些因素在统计学检验中不显著。而农户的支付意愿、有无生态价值的认知、补偿认可度等与参与补偿意愿之间呈现显著的正相关。由经济学中的投入产出比概念可知，农户对耕地生态价值的支付意愿越强，表示农户对耕地生态服务的作用越能得到认同，期望参与补偿的意愿就越强。补偿认可度越高，农户对于耕地生态服务保护补偿政策越持以乐观态度，政府的耕地生态服务保护工作越容易开展，农户更希望通过对耕地生态的切实维护工作能够获得政府财政上的肯定，能够更好地激励耕地农户主动参与耕地的生态保护生态服务保护活动。
五、 结论与政策启示
本文以考虑农户个体利益为出发点，选择合肥市一个市郊边界镇为基本的研究区域单元，利用合肥市小庙镇5个村168份调研数据，通过条件价值法和Logistic回归，结合农户群体对环境保护的认知程度，对农户的支付意愿及受偿意愿进行调查、核算与计量分析，探讨耕地保护补偿标准制定过程中农户意愿的主要影响因素，研究的主要结论为：（1）小庙镇农户的年均耕地生态服务保护受偿意愿值7 473.15元/hm2，年均支付意愿值为1 173.75元/hm2; （2）支付意愿、生态价值认可度、补偿认可度等因素对农户参与补偿意愿的影响为显著正相关;（3）性别、年龄、职业、受教育程度与收入对于农户参与补偿意愿的影响作用不显著。
基于以上结果，本文得出以下的政策启示与建议：（1）从耕地生态服务保护补偿制度设计上看，需要从主体、标准、方式、实施、资金、绩效、保障、文化等主要方面展开，其中补偿标准的研究是整个制度建设的核心部分，可以根据农户的支付意愿与受偿意愿进行补偿区间设计。（2）优化耕地生态服务保护的经济补偿管理制度。管理部门需要因地制宜主导构建耕地生态补偿管理机制，科学合理地确定生态补偿标准，筹集补偿资金并将其公平分配给农户。对于生态补偿资金的发放要做到透明、公开、精确到户，以提升农户对补偿政策的认可度与信心。（3）尝试建立耕地生态等级区域动态机制，定期由专家、生态管理机构予以评定等级，耕地生态越好的区域享受到的补偿额度越高，建立动态的惩罚—激励机制。（4）定期组织农户进行耕地生态服务价值的科普培训与教育，稳步提高农户对耕地可持续性的认知水平。
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表 1 农户资本测量题项
变量 测量指标 经济资本 请您对所在农村的基础设施进行评价 您目前的家庭年收入为 您目前的贷款情况 您家庭目前所拥有的农田/茶园数量为 您目前的住房面积为 社会资本 您觉得自己与邻里相处的关系 您与村民之间的关系 您对自己的社会交往圈的评价 您的亲戚中是否有人担任过村干部 人力资本 请您对过往从事乡村旅游服务经验进行评价 您的学历 您家庭劳动力人数为 您家庭参与乡村旅游经营人数 
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表 2 受访者基本情况
基本信息 选项 频数/人 比率/% 性别 男 114 50.7 女 111 49.3 年龄 ＜18岁 2 0.9 18～29岁 78 34.7 30～39岁 45 20.0 40～49岁 52 23.1 ≥50岁 48 21.3 学历 小学及以下 4 1.78 初中 14 6.22 高中 21 9.33 大中专 101 44.89 本科及以上 85 37.78 年收入 ＜5万元 72 32 ≥5～10万元 74 32.89 ＞10～15万元 37 16.44 ＞15～20万元 17 7.56 ＞20万元 25 11.11 合计 225 100
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表 3 二元Logistic分析结果
项目 变量组 模型1 模型2 模型3 模型4 系数 Exp(β) 系数 Exp(β) 系数 Exp(β) 系数 Exp(β) 控制变量组 性别 0.999 0.000 0.998 0.002 0.999 0.001 0.995 0.001 年龄 −0.065* 0.878 −0.045* 0.881 −0.053* 0.88 −0.045* 0.881 旅游规划 0.424* 1.02 0.423* 1.020 0.424* 1.021 0.421* 1.020 旅游培训 0.998 0.000 0.977 0.023 0.000 0.009 0.997 0.002 经济资本变量组 农村基础设施 0.123 0.902 0.122 1.099 0.124 1.076 家庭年收入 0.999** 1.231 0.997** 1.235 0.996** 1.230 贷款情况 −0.104 0.987 −0.12 0.872 −0.105 0.997 农田数量 1.024*** 1.332 1.023*** 1.333 1.004*** 1.334 住房面积 0.756* 1.151 0.755* 1.149 0.753* 1.158 社会资本变量组 邻里关系 0.227* 0.981 0.228* 0.993 村民关系 0.038 0.038 0.034 0.043 社会交往圈 0.618* 1.133 0.619* 1.135 亲戚中有村干部 0.899** 1.18 0.898** 1.19 人力资本变量组 过往相关服务经验 0.886* 1.17 学历 0.14* 0.902 家庭劳动力人数 0.134 0.024 家庭乡村旅游经营人数 0.993** 1.21 常数项 −2.767*** −1.931*** −2.365*** −1.983*** F值 30.739*** 34.759*** 27.515*** 34.153*** R2 0.476 0.521 0.559 0.519 Adj R2 0.453 0.412 0.468 0.534 注：***、**、*分别代表在0.1%、1%、5%的水平上显著。
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表 4 假设检验结果
假设内容 检验结果 H1a：农户家庭收入对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H1b：农户贷款情况对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有负向影响 不成立 H1c：农户家庭农田/茶园数量对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H1d：农户住房面积对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H1e：农户所在农村基础设施对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 不成立 H2a：农户的邻里关系对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H2b：农户的村民关系对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 不成立 H2c：农户的社会交往圈对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H2d：农户亲戚中有人担任过村干部对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H3a：农户乡村旅游服务经验对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H3b：农户受教育程度对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立 H3c：农户家庭劳动力人数对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 不成立 H3d：农户家庭参与乡村旅游经营人数对农户愿意参与乡村旅游经营意愿有正向影响 成立
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