鄧 捷，吳 杰*，張海霞**

(1.四川農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 611130；2.四川農(nóng)業(yè)大學 西南減貧與發(fā)展研究中心，四川 成都 611130)

1 問題的提出

在全球范圍內(nèi)，水庫移民的扶持工作一直是水庫建設中無法回避的問題，水庫地區(qū)的發(fā)展關(guān)乎區(qū)域經(jīng)濟社會民生的綜合發(fā)展。2001年，全世界已建和在建水庫的總庫容超過60000億m3，水庫建設造成了大面積土地淹沒，移民達到數(shù)千萬人[1]。我國水庫建設在建國后快速發(fā)展，截至2018年11月20日，我國累計安排中央水利建設投資計劃高達2536.9億元，相關(guān)工程仍在不斷實施。水電開發(fā)給各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來巨大機遇的同時，大規(guī)模的后期移民扶持工作也給民生發(fā)展、環(huán)境改善、區(qū)域社會穩(wěn)定帶來了極大的挑戰(zhàn)，例如水庫建設給農(nóng)戶造成耕地資源緊缺、務農(nóng)收入降低、生計資本匱乏等問題。

隨著我國脫貧攻堅任務的不斷推進，產(chǎn)業(yè)扶貧、教育扶貧、醫(yī)療衛(wèi)生扶貧等方式正成為各貧困地區(qū)探索經(jīng)濟社會發(fā)展的新路徑，旅游扶貧更是成為解決庫區(qū)貧困問題和實現(xiàn)農(nóng)民增收的重要手段。水庫旅游資源豐富，通過打造特色風景區(qū)，不僅能帶動地區(qū)的政府財政收入，更能提高周圍農(nóng)戶的經(jīng)濟收入，帶動景區(qū)周圍農(nóng)產(chǎn)品銷量的提高。

但是當前庫區(qū)旅游扶貧對農(nóng)戶的增收效應還不明顯，例如人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對于貧困農(nóng)戶行為決策和收入的影響程度仍然不是很清晰，這也正是本文所要研究的主要問題。通過研究庫區(qū)旅游扶貧對農(nóng)戶的增收效應，對貧困農(nóng)戶在旅游扶貧中收益得到提升、庫區(qū)脫貧持續(xù)穩(wěn)定、社會持續(xù)發(fā)展具有重要價值，推動了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施以及脫貧攻堅的順利完成。

1.1 庫區(qū)旅游對農(nóng)戶的收入影響

旅游業(yè)可以提升地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，楊航[2](2019)認為第三產(chǎn)業(yè)尤其是旅游業(yè)已經(jīng)成為國民經(jīng)濟發(fā)展的重要產(chǎn)業(yè)，其重要性的凸顯不僅僅是因為其上連工農(nóng)業(yè)，下接服務業(yè)等其他眾多產(chǎn)業(yè)，更是發(fā)揮了產(chǎn)業(yè)“扭和器”的作用。闞如良等[3](2008)認為庫區(qū)農(nóng)民也可以做到“亦農(nóng)亦旅”，旅游旺季從事旅游服務業(yè)，淡季從事農(nóng)業(yè)，從多個方面增加家庭收入。張鷗等[4](2015)認為要結(jié)合庫區(qū)的實際情況，逐步完善各項惠農(nóng)政策和服務機制，讓庫區(qū)旅游發(fā)展在政策的支持下得到更好的發(fā)展。張俐[5](2012)認為庫區(qū)景區(qū)居民參與旅游經(jīng)濟活動，不僅能增加工作機會和家庭收入，同時促進了當?shù)鼐用竦奈幕杂X和文化認同。

1.2 庫區(qū)旅游扶貧對農(nóng)戶收入的影響

庫區(qū)旅游扶貧的目標就是為了實現(xiàn)貧困戶收入的提高，實現(xiàn)貧困戶的脫貧致富。張貝貝[6](2017)認為旅游扶貧是對相對貧困地區(qū)的特色旅游資源進行合理開發(fā)，并通過政策和財政支持等手段引導貧困戶積極參與旅游活動，從而使當?shù)鼐用衩撠氈赂弧垉S[7](2016)認為旅游扶貧效應與居民收入有關(guān)，總體來看，參與旅游業(yè)前收入越低的居民旅游扶貧效應最高，其中最明顯的是經(jīng)濟效應，最貧困人口收入的提高和社會感知最強，激勵了貧困戶自覺改善自身的經(jīng)濟條件。張海燕等[8](2016)建議通過開發(fā)鄉(xiāng)村旅游公益性崗位，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游職業(yè)技能培訓，扶持鄉(xiāng)村旅游自主就業(yè)等方式來提高貧困戶的就業(yè)比例，進而增加農(nóng)戶在旅游發(fā)展過程中的收入。肖軼等[9](2016)認為庫區(qū)鄉(xiāng)村旅游開發(fā)后，農(nóng)戶的生計從傳統(tǒng)的務農(nóng)、外出打工向在本地打工、個體經(jīng)營轉(zhuǎn)變，庫區(qū)旅游使貧困戶的經(jīng)營方式得到轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟收入得到穩(wěn)步增加?，F(xiàn)有文獻多是針對庫區(qū)旅游的整體收益效應進行分析，忽視了庫區(qū)旅游對于貧困戶的增收效應及不同旅游發(fā)展模式對于不同收入人群的比較分析，本文旨在從以上幾點進行深入分析。

2 旅游扶貧模式對貧困農(nóng)戶收入影響的實證研究

2.1 變量選擇與模型構(gòu)建

2.1.1 指標選取原則 農(nóng)戶收入影響因素的指標選取是評價旅游扶貧模式效應的重要組成部分，對研究結(jié)果的客觀性和科學性具有重要影響，因此，本文在以下原則的前提下選取了影響貧困戶收入的指標。

(1)科學性原則。貧困農(nóng)戶收入影響因素的指標體系構(gòu)建應該以科學性原則為基礎。以科學的態(tài)度、方法和手段確立能夠真實反映與農(nóng)戶收入存在內(nèi)在聯(lián)系的指標以及各指標間的關(guān)系，把握科學規(guī)律，從而做出真實有效的評價。

(2)客觀性原則。指標體系的構(gòu)建要以實際情況為依據(jù)，通過觀察、科學測定、客觀評議等方式得出明確結(jié)論，確立定性和定量指標，遵循科學理論和客觀規(guī)律，最大限度地保證研究的準確性和科學性。

(3)系統(tǒng)性原則。選取的各指標之間應存在一定的內(nèi)在邏輯聯(lián)系，不能只是從貧困農(nóng)戶旅游扶貧模式的參與方式方面反映其對收入的影響，還要從多方面綜合測算收入的影響因素。

(4)可操作性原則。各項指標都應該具有較強的實用性和可操作性。在現(xiàn)實中能夠有效獲取用于量化該指標的信息并且便于調(diào)研和收集，為后續(xù)的量化分析、得出結(jié)論夯實基礎。

(5)可比、可量化原則。指標體系的構(gòu)建應立足于區(qū)域政策的制定和科學有效的管理，因此，指標的計算量度和方法必須統(tǒng)一，確?？傮w范圍內(nèi)的一致性和時空范圍內(nèi)的可比性。

2.1.2 變量指標的選取 Mitchell等[10](2009)將旅游發(fā)展對貧困減緩的作用概括為直接效應、間接效應和動態(tài)效應3種機制，同時也是揭示鄉(xiāng)村旅游扶貧增收機制的重要框架。旅游扶貧的直接效應是指外來游客在旅游開發(fā)地進行的商品和服務消費不僅能為旅游投資企業(yè)帶來利潤，同時還能增加旅游目的地的居民收入，直接效應是該框架中最值得研究和關(guān)注的。針對旅游扶貧農(nóng)戶增收的直接效應，可從旅游扶貧對農(nóng)戶收入的作用路徑來進一步分析。在旅游扶貧增收機制研究中，內(nèi)外部稟賦差異同樣也會對貧困農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響。由于本文的研究區(qū)域相對集中，享受的政府旅游開發(fā)扶貧政策和發(fā)展規(guī)劃基本相似，因此，指標的選取著重反映不同旅游扶貧模式和家庭稟賦差異對貧困農(nóng)戶家庭收入是否存在顯著影響。

家庭稟賦要素近年來廣泛應用于對農(nóng)戶收入影響的研究。首先是物質(zhì)資本，Wan等[11](2005)認為生產(chǎn)資料和生活資料等實體形式表現(xiàn)的物質(zhì)資本是農(nóng)戶獲取收入所必不可少的資本，并且對農(nóng)戶收入產(chǎn)生顯著影響。孫敬水等[12](2014)提出農(nóng)戶擁有的生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)是影響農(nóng)戶收入的重要因素。李曉龍等[13](2016)認為家庭耕地面積，特別是擴大農(nóng)地耕種面積對提高農(nóng)戶家庭收入的作用比農(nóng)戶擁有的生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)更為顯著。人力資本也稱非物質(zhì)資本，與物質(zhì)資本相比，它更多地與農(nóng)戶自身或家庭聯(lián)系緊密，且不隨產(chǎn)品賣出而轉(zhuǎn)移。涉及物質(zhì)、人力和社會資本三大主要方面的家庭資源稟賦的數(shù)量和質(zhì)量都會影響貧困農(nóng)戶的行為決策和家庭收入。本文也將農(nóng)戶家庭資源稟賦納入整體分析框架，參考相關(guān)文獻確立指標體系。

該類油層為典型油層，巖性為較純的砂巖，具有厚度大、含油豐度高的特點，錄井顯示含油級別高，一般為油浸級別以上。測井響應特征表現(xiàn)為：自然電位負異常大，自然伽馬相對低值，微電極中等值正差異，三孔隙度曲線在標準刻度下重合性好，聲波時差為270～300μs／m，電阻率一般大于4Ω·m，孔隙度大于17.5%，含油飽和度大于55%。含油性越好，其電阻率越高、孔隙度越大。該類油層一般產(chǎn)能較高，主要分布在純上52砂組。

本研究主要被解釋變量為貧困農(nóng)戶家庭人均收入，同時還進一步解釋了工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入情況。通過問卷調(diào)查方式詢問農(nóng)戶參與的旅游扶貧模式以及具體收入情況而獲得研究數(shù)據(jù)。

本研究核心解釋變量為農(nóng)戶參與的旅游扶貧模式。根據(jù)上述案例分析中對八爾湖鎮(zhèn)旅游扶貧模式的分類，模式包括“景區(qū)帶動型”“鄉(xiāng)村旅游帶動型”“旅游商品帶動型”3個類別變量，根據(jù)調(diào)查問卷貧困農(nóng)戶具體的參與方式歸納出其參與路徑。

通過對農(nóng)戶收入造成影響的家庭因素進行研究，擬從人力資本、物質(zhì)資本和社會資本維度研究家庭稟賦對農(nóng)民收入的影響。選擇了10個可能影響農(nóng)戶收入的家庭稟賦變量作為控制變量，分別以戶主年齡、戶主受教育年限、戶主健康狀況、家庭人口規(guī)模、外出務工人數(shù)反映家庭人力資本；自有房屋現(xiàn)值、耐用消費品現(xiàn)值反映家庭物質(zhì)資本；同村親戚戶數(shù)、對周圍人的信任程度和家中是否有村干部反映家庭社會資本(表1)。

表1 旅游扶貧模式對農(nóng)戶收入影響的指標體系

2.1.3 模型構(gòu)建 根據(jù)上文確定的理論分析框架和變量指標，構(gòu)建多元線性回歸模型，分析不同旅游參與模式對貧困農(nóng)戶家庭人均年收入和各類收入來源的平均影響程度。

其中，lny、lny1、lny2、lny3、lny4分別為被解釋變量貧困農(nóng)戶家庭人均收入、工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入的對數(shù)(收入取對數(shù)是為了縮小樣本中收入差距過大，使數(shù)據(jù)更符合正態(tài)分布，避免造成估計偏差)。α為常數(shù)項，Xki是第k個核心解釋變量，βk為解釋變量系數(shù)；Wmi為第m個控制變量，λm為家庭稟賦控制變量系數(shù)；μi為誤差項；i=1，2，…，168。

2.2 數(shù)據(jù)來源與樣本分析

2.2.1 數(shù)據(jù)來源 本研究數(shù)據(jù)主要來源于2個部分。

(2)使用實地調(diào)研數(shù)據(jù)。課題組成員于2020年1月2日～1月6日在八爾湖鎮(zhèn)純陽山村、林家埡村、青獅子村3個旅游扶貧示范村開展為期5 d的調(diào)研活動。一是對村委干部和旅游開發(fā)參與企業(yè)主要負責人進行訪談，把握該村的貧困現(xiàn)狀、旅游扶貧模式、貧困農(nóng)戶參與方式等整體概況。對3個村參與旅游扶貧開發(fā)的貧困農(nóng)戶進行入戶調(diào)研。根據(jù)村委提供的參與旅游扶貧的貧困農(nóng)戶名單，將所有參與其中的貧困農(nóng)戶列入每個樣本村的調(diào)研對象之后再剔除由于不在家或無能力接受訪談等因素造成的無效樣本。調(diào)研員據(jù)此名單對戶主或家庭主要勞動力進行一對一訪談，每份問卷時間約15分鐘。此次調(diào)研共計發(fā)放問卷180份，回收問卷180份，剔除不完整或邏輯錯誤問卷12份，有效問卷168份，有效率為93.3%。有效樣本分布情況見表2。

表2 有效樣本數(shù)量及分布

2.2.2 樣本特征分析 從表3的樣本特征可以看出，被訪者家庭中的戶主男性占絕大部分(70.2%)，且戶主的年齡較大，以中老年人為主，81.5%的年齡超過45歲。同時，被調(diào)查樣本65.5%的文化程度都在小學及以下，僅有29人上過高中或大學，占比約為17.2%?？梢钥闯稣{(diào)研的3個村參與旅游扶貧開發(fā)的貧困農(nóng)戶文化程度普遍偏低，未接受過良好的教育。半數(shù)以上的貧困農(nóng)戶家庭人數(shù)都在3～6人之間，其中80%以上的家庭都有至少2人以上述形式參與到了旅游扶貧開發(fā)當中，說明當?shù)芈糜畏鲐殤B(tài)勢良好，貧困群眾都具有很高的積極性。受訪家庭人均收入5000元以下的僅占8.3%，約有半數(shù)家庭人均收入達15000元以上，說明旅游開發(fā)對貧困農(nóng)戶的扶貧增收效果明顯，農(nóng)戶整體收入都得到了極大提升。

表3 被調(diào)查農(nóng)戶樣本統(tǒng)計分析

2.2.3 變量的描述性統(tǒng)計 由表4可知，參與旅游業(yè)戶主年齡的平均值(57.74歲)接近60歲，最大值(83歲)和最小值(26歲)之間的差距也很大，說明現(xiàn)有的旅游扶貧模式對年齡無太大要求，不同年齡階段的貧困農(nóng)戶根據(jù)自身情況都能參與到不同的旅游產(chǎn)業(yè)中。同時，貧困戶主的受教育程度普遍偏低，均值僅為5.42，健康狀況良好。家庭常住人口都在4～5人左右，平均每戶僅有不到1人外出務工，說明旅游扶貧開發(fā)政策能有效帶動貧困群眾本地就業(yè)，外出務工意愿降低。自有房屋現(xiàn)值和耐用消費品現(xiàn)值各項數(shù)據(jù)差異都很大，說明在旅游扶貧這一針對貧困群體的普惠性政策之下，農(nóng)戶的物質(zhì)資本存量仍然受到個體或家庭特征的影響，存在同一類型群體間的資本差異現(xiàn)象。最后,在農(nóng)村社會中,農(nóng)戶鄰里關(guān)系普遍良好,對周圍鄰居較為信任,同村親戚也比較多,平均高達6戶以上。

表4 變量的描述性統(tǒng)計分析

2.3 實證分析

2.3.1 數(shù)據(jù)檢驗 按照多元線性回歸要求，本文將對數(shù)據(jù)進行信度、效度和多重共線性檢驗以保證變量設置的準確性和回歸結(jié)果的可靠性。

(1)信度檢驗。問卷信度分析(reliability)即問卷的可靠性和一致性分析，指使用相同指標或測量工具重復測量相同事物時，得到相同結(jié)果的一致性程度，目的在于憑借信度系數(shù)了解整個量表的可靠性及穩(wěn)定性。本研究采用克朗己哈系數(shù)(Cronbach’s α)來檢測問卷量表是否能夠通過信度檢驗。一般情況下α值不超過0.6可判斷為量表內(nèi)部信度不足，問卷不具有有效性；0.7～0.8表示量表具有相當?shù)男哦?；達到0.8～0.9時說明量表信度非常好。本文的信度分析主要是針對貧困農(nóng)戶個人、家庭特征、參與旅游業(yè)情況和收入狀況進行檢驗。168份問卷的信度系數(shù)為0.683，考慮到這是問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，可信度是可以接受的。

(2)效度檢驗。用因子分析法對問卷量表的有效性進行檢驗，需要進行KMO和巴特利量表(巴特萊特)球試驗，一般標準是KMO值大于0.6，巴特利(Bartlett)球形檢驗統(tǒng)計量中的P值小于0.05時，適合進行因子分析，達到顯著性水平。根據(jù)表5的結(jié)果顯示，問卷量表的KMO值為0.640，同時顯著性P值小于0.05，通過了巴特利特(Bartlett)球形度檢驗，說明本次問卷的效度也是可以接受的。

表5 問卷效度檢驗(KMO、巴特利特球形度檢驗)

(3)多重共線性檢驗。通過方差膨脹因子檢驗模型是否存在多重共線性問題，最后確定變量的最終選取。嚴格意義上來說，如果方差膨脹因子大于10，說明存在多重共線情況，各解釋變量間存在某種近似的線性關(guān)系，最終對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。表6結(jié)果顯示，各解釋變量的VIF都在0～10之間，容差值都大于0.2。變量之間不存在比較明顯的多重共線性問題，變量選擇合理,可進行下一步的回歸分析。

表6 數(shù)據(jù)多重共線性檢驗

2.3.2 旅游扶貧模式對貧困農(nóng)戶家庭人均收入的影響分析 在SPSS 23.0軟件中，運用OLS法對上文的多元回歸模型進行估計。為了縮小樣本中收入差距過大問題，使數(shù)據(jù)更符合正態(tài)分布，避免造成估計偏差，將控制變量中自有房屋現(xiàn)值、耐用消費品現(xiàn)值和被解釋變量家庭人均收入取對數(shù)處理。在表7第(1)列中只放入核心解釋變量“鄉(xiāng)村旅游帶動型”和“旅游商品帶動型”，結(jié)果表明：2種旅游扶貧模式對貧困農(nóng)戶家庭人均收入是存在顯著性影響的，在第(2)列中加入控制變量，調(diào)整后的R2值從0.324增加到0.773，最終模型的F值為9.248，P值為0.000，說明模型的擬合效果得到明顯提升，檢驗結(jié)果顯著。加入控制變量增加了模型的解釋能力。

以景區(qū)帶動型模式為參照組，通過比較鄉(xiāng)村旅游帶動型和旅游商品模式的系數(shù)和顯著性來判斷3種旅游扶貧模式對貧困農(nóng)戶家庭人均收入的影響是否有顯著差異。通過查看表7第(2)列發(fā)現(xiàn)，與景區(qū)帶動型模式相比，鄉(xiāng)村旅游帶動型影響系數(shù)為0.396并在1%顯著性水平上顯著；旅游商品帶動型影響系數(shù)0.320，并在5%水平上顯著。因此3種模式對收入的影響程度從大到小依次是鄉(xiāng)村旅游帶動型、旅游商品帶動型、景區(qū)帶動型。

表7 旅游扶貧參與模式對貧困農(nóng)戶家庭人均收入影響分析

家庭資源稟賦對農(nóng)戶家庭人均收入的影響程度。戶主年齡、受教育年限、家庭人口規(guī)模和外出務工人數(shù)都通過了顯著性檢驗，家庭人力資本對貧困農(nóng)戶的收入影響較為顯著。其中，戶主年齡和家庭人口規(guī)模對收入影響為負，戶主年齡越大、家庭人口數(shù)越多，家庭人均收入越低。戶主受教育年限和外出務工人數(shù)對收入影響的系數(shù)為正，且都在5%水平上顯著。說明受教育程度越高的戶主對家庭收入帶動的作用越明顯，同時外出務工仍對提高收入水平起著重要作用。戶主健康狀況對收入影響不顯著，由于調(diào)研區(qū)域主導發(fā)展旅游業(yè)，貧困農(nóng)戶少有從事農(nóng)業(yè)種植或養(yǎng)殖，對農(nóng)戶健康要求也會相對降低，因此戶主的健康程度對于家庭人均收入不顯著[14]。代表物質(zhì)資本的自有房屋現(xiàn)值和耐用消費品現(xiàn)值都在5%水平上顯著，在對農(nóng)戶的家庭人均收入上具有顯著的正向影響。在社會資本中，親戚戶數(shù)對家庭人均收入具有顯著的正向影響，而對周圍人的信任程度沒有通過顯著性檢驗，說明在農(nóng)村社會保障水平較低的現(xiàn)狀下，社會資本是農(nóng)村居民一種重要的社會資源，特別是以血緣關(guān)系為紐帶的關(guān)系網(wǎng)絡能在很大程度上幫助貧困農(nóng)戶提高農(nóng)戶收入，降低貧困風險[15]。

2.3.3 旅游扶貧模式對貧困農(nóng)戶家庭各類收入的影響分析 在討論3種模式對家庭人均收入影響程度的基礎上，本文將農(nóng)戶家庭收入來源進行了細化，將其劃分為工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。進一步分析各種旅游扶貧模式對家庭工資性、經(jīng)營性、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響程度，并采取將代表物質(zhì)資本的控制變量和各項收入取對數(shù)，景區(qū)帶動型模式作為參照組的方法進行回歸。最終方程的各項參數(shù)估計結(jié)果如表8所示。

表8 旅游扶貧參與模式對貧困家庭中各類收入影響分析

比較3種模式對各類收入的影響程度，由回歸結(jié)果可知，與景區(qū)帶動型相比，鄉(xiāng)村旅游帶動模式對工資性收入在5%水平上正向顯著，對經(jīng)營性收入無顯著性影響。旅游商品帶動型模式對經(jīng)營性收入在10%水平上正向顯著。2種模式對財產(chǎn)性收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，結(jié)果都在1%水平上顯著。同時，2種模式對轉(zhuǎn)移性收入都沒有顯著影響。因此，基于以上分析得出鄉(xiāng)村旅游模式對工資性收入的帶動效應最為明顯；旅游商品模式對經(jīng)營性收入具有帶動效應，其他2種模式在經(jīng)營性收入上無明顯差異；鄉(xiāng)村旅游帶動型和旅游商品帶動型對財產(chǎn)性收入增長都具有非常明顯的帶動效果；3種模式的轉(zhuǎn)移性收入無明顯差異。

2.4 實證結(jié)果討論

(1)鄉(xiāng)村旅游扶貧對貧困農(nóng)戶具有明顯的收入帶動作用。貧困農(nóng)戶能夠通過多種方式享受到旅游業(yè)發(fā)展帶來的紅利。旅游業(yè)在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展在很大程度上吸納了貧困戶本地就業(yè)，農(nóng)戶參與積極性高，外出務工意愿降低。但由于目前外出務工對農(nóng)戶的增收依然起到了很大的促進效果，貧困戶家庭中的年輕勞動力多數(shù)選擇在外地打工，而由僅具有基本文化素養(yǎng)與技能偏低的老弱婦孺群體參與到本地的旅游行業(yè)中，導致了農(nóng)村空心化問題進一步加重，旅游業(yè)的人才需求缺口大，政府出臺各種政策廣泛引進吸收各類旅游人才，提高鄉(xiāng)村旅游扶貧績效水平。

(2)通過比較發(fā)現(xiàn)，旅游扶貧雖然對所有貧困農(nóng)戶都具有帶動作用，但對擁有不同資本的貧困群體的帶動成效也有一定差異。擁有更多人力資本、物質(zhì)資本和社會資本的貧困農(nóng)戶，其旅游收益也是更高的。擁有更高教育程度、社會關(guān)系資源、財富資本的個體，能夠有更多的機會接觸創(chuàng)造財富和選擇就業(yè)。這些因素會在很多方面對參與旅游業(yè)的貧困農(nóng)戶產(chǎn)生影響，并進一步造成他們旅游受益程度差異，加大貧困農(nóng)戶群體內(nèi)部的收入差距。

(3)比較3種模式下貧困農(nóng)戶參與對其收入的帶動作用，得出了鄉(xiāng)村旅游帶動模式帶動農(nóng)戶增收的效果最明顯，其次是旅游商品帶動型，兩者在帶動效果上相差不大，效果最弱的是景區(qū)帶動型。深入挖掘其中的原因可以發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村旅游帶動型和旅游商品帶動型模式的運行機制都是以企業(yè)或其他政府性質(zhì)的組織為主導，直接給予貧困群體資產(chǎn)性收益并解決其就業(yè)和生產(chǎn)經(jīng)營性問題。企業(yè)帶動純陽山村鄉(xiāng)村旅游發(fā)展中，向貧困農(nóng)戶提供了房屋、土地等資產(chǎn)租賃、入股和就業(yè)機會，有效將其資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為資本優(yōu)勢；旅游商品模式下企業(yè)和合作社立足于青獅子村產(chǎn)業(yè)帶的區(qū)位優(yōu)勢，為當?shù)馗涕佼a(chǎn)品生產(chǎn)、包裝、運輸銷售等提供一站式服務。景區(qū)帶動模式中以村委會等當?shù)亟M織給予貧困群體參與旅游業(yè)經(jīng)營和景區(qū)就業(yè)機會，不具有較強發(fā)展能力的貧困戶極度缺乏將機會轉(zhuǎn)變?yōu)槭找娴哪芰?，在景區(qū)市場競爭中處于弱勢地位，邊緣經(jīng)營性活動對其增收效果較弱。另外，企業(yè)和合作社主導下農(nóng)戶獲得的資產(chǎn)性收益具有長期持續(xù)性，而景區(qū)帶動農(nóng)戶自主從事的經(jīng)營活動受到景區(qū)經(jīng)營發(fā)展活力、季節(jié)性客流量等市場因素影響，貧困農(nóng)戶有效獲得收益的時間較短且收益極不穩(wěn)定。

(4)進一步分析3種模式下呈現(xiàn)的工資性、經(jīng)營性、財產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入差異的原因發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村旅游帶動模式對農(nóng)戶工資性收入的帶動作用最為明顯，主要是因為該模式下企業(yè)進行旅游開發(fā)不僅可以提供大量的就業(yè)務工崗位，而且該模式以資產(chǎn)性入股取得收入方式在一定程度上解放了農(nóng)村勞動力。其次，旅游商品帶動模式對經(jīng)營性增收效果相對明顯，該模式中“五方聯(lián)盟”機制為貧困農(nóng)戶返租果林自主承包經(jīng)營提供了技術(shù)、銷售、保險、資金保障，在提高產(chǎn)品品質(zhì)和增產(chǎn)的同時，還降低了貧困農(nóng)戶經(jīng)營風險。鄉(xiāng)村旅游和旅游商品帶動模式都對財產(chǎn)性收入作用明顯，這與2種模式下貧困戶參與行為有密切關(guān)系，土地流轉(zhuǎn)、入股分紅、房屋租賃等財產(chǎn)性收入是這2種旅游模式的主要收入來源。調(diào)研地區(qū)3個村莊貧困戶享受的政策優(yōu)惠條件基本相似，并且旅游業(yè)對轉(zhuǎn)移性收入并無直接關(guān)聯(lián)影響，因此3種模式下轉(zhuǎn)移性收入無明顯差異。

3 小結(jié)與建議

本文利用八爾湖庫區(qū)旅游規(guī)劃開發(fā)的調(diào)研數(shù)據(jù)，對鄉(xiāng)村旅游型、旅游商品型、景區(qū)帶動型3種旅游扶貧模式的家庭收入進行分析比較。結(jié)果顯示，水庫旅游扶貧對于貧困戶的增收效應明顯，在帶動農(nóng)戶人均收入的同時，可以極大地優(yōu)化庫區(qū)農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)。隨著水庫水電工程的開發(fā)與建設，如何實現(xiàn)提高水庫貧困戶的收入水平值得研究與重視，而旅游扶貧已成為水庫扶貧與農(nóng)戶增收的重要途徑。

為了進一步提升水庫旅游扶貧對于農(nóng)戶的增收效應，提出了以下幾點建議：(1)政府在區(qū)域旅游模式規(guī)劃時，注意旅游模式的選擇應該與當?shù)氐膶嶋H情況相結(jié)合，通過工資性收入、財產(chǎn)性收入、經(jīng)營性收入的收入占比情況選擇適宜的開發(fā)模式。(2)通過精準識別來增加農(nóng)戶的參與意愿，鼓勵農(nóng)戶通過土地流轉(zhuǎn)、入股分紅、參與就業(yè)、產(chǎn)品銷售等形式參與到水庫旅游發(fā)展中，從而帶動農(nóng)戶收入的增加。(3)加大水庫旅游景區(qū)的宣傳力度，既可帶活旅游市場，又可以提高貧困戶對于旅游扶貧的認可與參與度，提高旅游扶貧對農(nóng)戶增收的效應。