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摘要 参与生态旅游经营已成为保护区周边社区家庭重要的生计，生态旅游经营收入是社区家庭重要的收入来源。本文基于中国7省40个保护区周边社区农户调查数据，研究了家庭参与生态旅游经营对人均纯收入以及人均非农收入的影响，以期能为生态旅游经营的家庭收入效应提供新证据，为缓解保护与发展的矛盾、健全生物多样性保护制度、完善生态旅游发展政策提供实证支撑。研究结果表明：①倾向得分匹配法消除了家庭选择性偏差后，估计出参与生态旅游经营对家庭人均纯收入的收入效应为20%左右，而对人均非农收入的收入效应为47%左右。使用多元线性回归高估了生态旅游经营对家庭人均纯收入的影响，大致高估了8%左右，使用Heckman模型也高估了生态旅游对家庭人均非农收入的影响，大致高估了17%左右。②户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、家庭负担比以及耕地面积对农户家庭参与生态旅游经营行为产生显著影响。③结合当前的生态扶贫政策背景，政府以及社会可能高估了生态旅游经营对周边社区家庭收入的影响，追求立竿见影的扶贫效果往往在短期内会获得一定的收效，但是缺乏长期驱动力，最终导致治标不治本的扶贫。因此，政府要合理规划地方生态旅游产业发展，创建一个更有利于社区参与的生态旅游开发模式。一方面，让周边社区家庭参与到生态旅游经营的管理和决策工作中，在生态旅游管理中拥有自主权和决定权；另一方面，建立生态旅游参与的外部约束机制，保障周边社区的利益。
关键词 生态旅游；家庭收入；倾向得分匹配；收入效应
中图分类号 F062.1 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2016）10-0152-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.020
生态旅游作为户外旅游快速发展的领域，自1983年由国际自然保护联盟谢贝洛斯·拉斯喀瑞提出，三十多年以来呈现迅猛发展之势。从全球来看，自然保护区开展生态旅游每年接待游客大概80亿人，产生大约6 000亿美元的国内支出和2 500亿美元的消费者剩余，生态旅游和生物多样性保护已经相辅相成，密切联系。在中国，生态旅游每年以20%-25%的速度发展，是所有旅游产品中增长最快的。目前，全国已建立各级各类生态旅游地近3 000个，面积约占陆地国土面积的10%。自然保护区大多位于自然景观资源最丰富地区，为生态旅游的发展提供了得天独厚的自然优势。事实上，不少保护区在实验区与外围边缘都开展了生态旅游区，生态旅游已经成为协调生物多样性保护与社区发展的重要手段，是解决保护与发展矛盾冲突的重要途径。保护区周边社区参与生态旅游经营已经成为一项重要的生计选择，生态旅游的开展也成为一项积极的保护激励，成为社区参与生物多样性保护的重要纽带。
国内外学者针对生态旅游与社区发展展开了大量研究，普遍认为保护区开展生态旅游不仅可以为周边社区带来短期的经济活动，也为社区农户提供实现长期可持续生计的机会。具体的收益包括提供就业机会、基础设施改善、获得财政补贴、传统文化的复苏，同时也为周边社区生物多样性保护活动提供激励。周边社区在参与生态旅游经营的积极性很高，对保护区开展生态旅游持有积极的态度。Stem等认为生态旅游是保护生物多样性的工具，在发展经济的同时保护生态多样性。马奔等对森林景区周边农户生态旅游经营行为进行研究，认为生态旅游是当地社区脱贫致富的有效手段，是生态扶贫的重要措施。段伟等发现保护区周边农户对生态旅游增加收入的认同比率最高，生态旅游产生的积极效应包括外出打工人数减少、关注环境的人增加、保护环境意识增强以及乱砍滥伐现象减少。此外，生态旅游对社区的正向扶贫效应也得到不少学者的认可，并被提出作为贫困社区的扶贫开发模式进行推广。然而，也有不少学者对生态旅游对社区生计的正向影响提出质疑，认为生态旅游发展很可能造成保护区物价上涨，发生通货膨胀，降低当地居民生活水平，对经济产生不利影响。苏杨认为我国目前社区参与程度较低，通过实证调查，仅有10.7%的发展生态旅游的保护区使超过50%农户从生态旅游中获得收益，而22.7%的开展旅游的保护区周边农户并未从生态旅游中收益，保护与发展的矛盾进一步被激化。当然也有少量學者认为生态旅游对周边社区农户没有经济影响，Kim等发现生态旅游对社区农户的影响随着旅游发展的不同阶段而改变。既有研究对生态旅游经营的收入效应存在差异的主要原因在于研究方法与样本选择存在差异，生态旅游所处的发展阶段也不同，现有的研究方法大多采用描述性统计与方程回归，并未考虑样本的异质性，而研究区域也局限于某一保护区或县市，缺乏大尺度的研究样本和更科学合理的研究方法。
在新的时期，中国生态旅游的发展进入到一个新的阶段，特别是在生态扶贫作为社区脱贫致富重要手段的形势下，生态旅游能否担当地区扶贫攻坚的支柱，显著改善当地社区家庭经济状况，还需进一步验证。本研究以中国7省40个保护区周边社区农户为例，从大样本角度实证研究保护区开展生态旅游对周边社区家庭收入的影响，以期能为生态旅游经营的家庭收入效应提供新证据，同时检验现有的生态旅游发展政策是否合理可行，在生态扶贫政策大力推广的背景下，如何最大化发挥生态旅游对社区生计的正向效应，从而为缓解保护与发展的矛盾、健全生物多样性保护制度、完善生态旅游发展政策提供实证支撑。
1数据来源与描述统计
本文数据来源于中国7省40个保护区周边农户家庭调查，研究区域选取了湖北省、江西省、云南省、陕西省、广东省、辽宁省以及四川省。每省控制国家级保护区与省级保护区的比例为3：1。自2014年8月起，陆续展开相关调研。在调研过程中，采用随机抽样与典型抽样相结合的方法，由调研员选择家庭户主进行一对一访谈，家庭其他成员补充的形式完成问卷。调研共获取问卷2 270份，剔除无效问卷，有效问卷1914份，问卷有效率84.3%。具体调研区域与样本来源情况如表1所示。
本研究所使用的主要变量描述性统计如表2所示。根据调研及相关研究，农户家庭参与生态旅游经营划分为经营农家乐、卖旅游商品和从事生态旅游服务等相关活动。农户家庭收入包括家庭人均纯收入以及人均非农收入，人均纯收入是由农户家庭种植业收入、养殖业收入、林业收入、务工收入、个体经营收入、补贴性收入以及其他收入之和减去家庭经营性成本除以家庭总人口计算得出。人均非农收入主要包括人均务工收入、经营性纯收入、转移性收入和财产性收入。在1914户保护区周边农户家庭中，只有155户农户家庭参与了生态旅游经营，参与率8.10%，反映出现有保护区周边农户参与程度不高。差异性检验结果显示，参与生态旅游的家庭人均纯收入和非农收入都显著高于未参与生态旅游经营的家庭，而且在户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、劳动力人口、外出打工人口以及离镇市场远近上都存在显著性差异，这也反映农户参与生态旅游经营不是随机选择的过程，样本存在选择性偏误问题。 2研究方法
2.1传统线性回归
为了考察农户家庭参与生态旅游经营对人均纯收入的影响，以往研究采用最小二乘法（OLS）对生态旅游经营对人均纯收入影响效应进行估计，收入方程如下：
（1）
（1）式中，lnYi为第i个农户家庭人均纯收入的对数，Xi为家庭i可观测到的影响人均纯收入的家庭和个人特征变量以及资源禀赋，包括户主年龄、户主性别、户主民族、户主受教育程度、户主是否为村干部、自评身体状况、劳动力人口、外出打工人口、家庭负担比、林地面积、耕地面积、离镇市场远近以及保护区内外等；Di为家庭是否參与生态旅游经营，Di=1表示参与生态旅游经营，Di=0表示没有参与生态旅游经营；β2表示参与生态旅游的收入效应；μi为随机误差项。
2.2Heckman模型
本研究同时对农户参与生态旅游对家庭人均非农收入的影响进行估计，由于并非所有的农户家庭都会有非农收入，在保护区周边生活着不少农户，他们以从事农林业经营为家庭唯一收入来源，由于地理位置偏僻、交通不便，这些家庭没有非农收入，非农收入的多少不仅取决于参与非农收入的家庭劳动者的特性，也受包括未参与非农劳动的全体农村劳动力的影响，如果不对此问题进行考虑，会导致非农选择方程的误差项和非农收入方程的误差项相关，为了解决这种选择性偏差，采用Heckman两阶段模型来对生态旅游对人均非农收入的影响进行估计。
Heckman模型涉及两个方程，即选择方程和结果方程，具体到本研究，在选择方程中，采用Probit模型来估计农户家庭是否参与非农就业，第二阶段将第一阶段通过选择方程计算出的逆米尔斯比和是否参与生态旅游经营以及其他变量一起作为自变量，而人均非农收入作为因变量，通过OLS模型估计生态旅游经营对人均非农收入的影响。具体表达式如下：
选择方程：Y*I=Ziγ+μi，如果y*i>0，则wi=1，否则wi=0
（2）
（3）
其中，XI是家庭i观测到的影响人均非农收入的自变量，lnY*i是人均非农收入的对数，ZI是外生变量的向量，决定选择方程的结果，φ是标准累积分布函数。
2.3倾向得分匹配法
保护区周边农户参与生态旅游经营不是一个随机行为也不是随机分配的结果，而是农户根据自身家庭条件做出的选择，是自选择的结果，农户是否参与生态旅游经营不是外生变量，而是虚拟内生变量。因此，采用最小二乘法来估计参与生态旅游经营对家庭人均纯收入的影响会产生自选择导致的偏差问题。此外，农户家庭参与生态旅游经营可能是由于户主特征、家庭特征或其他政策特征决定的，而这些特征同时也会对家庭人均纯收入和人均非农收入产生影响，这就导致在估计生态旅游经营对人均纯收入和非农收入影响时存在内生性问题，即家庭参与生态旅游的行为不仅与人均纯收入以及非农收入相关，也与误差项相关。
鉴于此，本文采用国际上近年比较常用的倾向得分匹配来解决这种由于自选择导致的偏差问题。其最早由Rosenbamn和Rubin于1983年提出，通过构建反事实框架将非随机数据近似随机化，即由于数据缺失在无法观测到参加生态旅游经营的家庭如果没有参与生态旅游经营其家庭收入，只能观测到参与后的家庭收入，据此提出使用“倾向得分”来作为农户参与生态旅游经营的概率。一般采用Logit模型根据影响农户参与生态旅游经营的特征计算出每个家庭的倾向得分，这样就可以在没有参与生态旅游经营的家庭中找到与参与生态旅游经营家庭相似的对照组，构造一个近似随机化的数据。根据Rosenbaum和Rubin（1983）的定义，处理者的平均处理效应为：
（4）
其中N1=∑iD。i为参与生态旅游的家庭数，∑i：Di=1表示仅对参与生态旅游的家庭进行加总，y0i表示参与生态旅游的家庭参与后的家庭收入，y0i表示参与生态旅游的家庭如果没有参加生态旅游其家庭收入。y1i是可观测的，而y0i是一个反事实的结果，需要通过倾向得分匹配在未参与生态旅游经营的家庭中估算得出。其基本步骤为选择影响（y0i，y1i）和Di的相关变量xi，然后利用Logit回归模型估计农户参与生态旅游概率的倾向得分，依据概率大小进行倾向得分匹配，通过控制如下xi的每个分量的标准化偏差：
（5）
倾向得分匹配有很多匹配方法，一般认为不存在适用一切情形的绝好方法，在实践中，一般采用不同的匹配方法比较其结果，如果结果相似，则说明结果是稳健的。在此，本研究依据本身研究的特征以及以往相关研究，主要采用K近邻匹配、半径匹配和样条匹配来进行具体匹配。
3实证分析
3.1基于OLS与Heckman模型的估计结果
基于OLS模型估计参与生态旅游经营对家庭人均纯收入的收入效应如表3所示，结果发现家庭是否参与生态旅游对家庭人均纯收入在1%的显著性水平上产生正向显著影响，参与生态旅游经营的家庭比未参与生态旅游经营的人均纯收入高28.6%；同时户主民族、受教育程度、是否为村干部、自评身体状况、家庭劳动力人口、外出打工人数、家庭负担比、林地面积、离镇市场远近以及地理位置都对人均纯收入产生显著影响。基于Heckman样本选择模型估计结果如表3所示，结果表明逆米尔斯比在5%统计水平上显著，表明了使用Heckman样本选择模型的有效性。在校正了农户家庭参与非农就业的选择性偏差后，相比于未参与生态旅游经营的家庭，参与生态旅游经营的家庭人均非农收入高64.2%，并且在1%的统计水平上显著。此外，户主民族、受教育程度、身体状况、家庭劳动力人口、家庭负担比、耕地面积、离镇市场远近对家庭非农工作选择有显著影响，而户主民族、受教育程度、自评身体状况、劳动力人口、身体状况、外出打工人数、家庭负担比、耕地面积、离镇市场远近以及地理位置对家庭人均非农收入产生显著影响。 3.2基于倾向得分匹配的估计结果
3.2.1农户家庭参与生态旅游经营的影响因素分析
应用倾向得分匹配的第一步是估计倾向得分，选择匹配变量是关键，Heckman等认为选择无关变量不会影响最终结果，但遗漏变量会产生严重偏差。选择的变量必须同时影响农户参与生态旅游的行为以及家庭收入，同时选择的变量也不会因为农户参与生态旅游经营而受到影响。因此，本研究选择户主年龄、户主性别、民族、受教育程度、是否为村干部、自评健康状况、家庭劳动力人数、家庭负担比、耕地面积、林地面积、离镇市场远近、地理位置作为匹配变量，农户参与生态旅游经营的倾向得分的估计结果如表4所示。可以发现，户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、家庭负担比以及耕地面积对农户家庭参与生态旅游经营产生显著影响，其中，女性户主比男性户主参与概率高4.6%，户主受教育每增加1年，参与概率提高0.5%，担任村干部的户主相比其他农户参与概率高3.7%，耕地面积每增加1亩，参与概率减少0.1%。
3.2.2生态旅游经营对家庭收入的影响
表5给出了三种匹配方法对生态旅游经营对家庭收入的处理效应估计结果，在家庭人均纯收入方面，使用K近邻匹配法得到的处理组平均处理效应（ATT）为0.186，且在5%统计水平上显著，使用半径匹配法和样条匹配法得到ATT分别为0.210和0.213，且都在1%水平上显著，无论是平均处理效应的估计值还是显著性，三种匹配方法的结果相似，一定程度上反映了结果的稳定性，同时说明在消除了参与生态旅游的家庭以及未参与生态旅游家庭可观测异质性导致的显性偏差后，参与生态旅游经营的家庭人均纯收入比其如果未参与生态旅游经营人均纯收入高20%左右。相比于OLS估计结果，收入效应减少了8%左右，说明传统线性回归模型没有考虑有选择性偏差，高估了生态旅游对家庭人均纯收入的处理效应。在人均非农收入方面，使用K近邻匹配、半径匹配与样条匹配估计的处理组平均处理效应分别为0.500，0.457和0.471，且三者都在1%统计水平上显著，三种匹配方法的平均处理效应值和显著性水平都类似，说明估计结果的稳定性，同时表明参与生态旅游经营的家庭比其如果未参与生态旅游经营家庭人均非农收入高47%左右，比Heckman模型的估计结果低17%左右，虽然两种方法修正的不同的选择性偏差，估计的收入效应也不同类，严格意义上结果不具可比性，但两种方法的结果都表明在修正了选择性偏差后，参与生态旅游经营对家庭非农收入有较高比例的显著正向效应。此外，参与生态旅游经营的家庭一定会有非农收入，而拥有非农收入的家庭则不一定会参与生态旅游经营，这表明Heckman修正的选择偏差范围更广，在估计生态旅游经营对农户家庭收入的影响时还存在一定的家庭异质性，而倾向得分匹配的选择性偏差修正更加精确，结果也更准确。
3.2.3匹配的平衡性检验
为了保证倾向得分匹配的估计质量，需要对三种匹配方法做平衡性检验，以检验匹配后处理组与控制组是否存在系统差别，结果如表6所示。匹配后，Pseudo R2的值都很小，几乎为零，似然比检验在匹配前在1%显著性水平上被拒绝，而匹配后都未被拒绝，标准偏差均值与中位数都大幅下降，除样条匹配估计人均非农收入的B值大于25%，其余B值都小于25%，由此可见，经过倾向得分匹配后基本消除了处理组与控制组的可观测变量显性偏差，通过了平衡性检验，倾向得分匹配结果可靠。
3.2.4匹配的稳健性分析
尽管本研究通过倾向匹配来控制选择偏差，但是只能基于被观测或被测量的协变量进行调整，因此因为未被测量的协变量而导致的选择偏差依然是个问题，在此，采用Rosenbaum边界方法分析如果存在不可观测的异质性，估计结果是否发生显著性差异，进一步检验匹配结果的稳健性。Gamma值为1表示家庭参与生态旅游经营的概率是一样的，通过赋予Gamma不同的值，Rosenbaum边界估计给出了参与生态旅游经营的显著性水平上限、显著性水平下限、HL估计上限、HL估计下限、置信区间上限以及置信区间下限。如果Gamma值增加很小的比例，导致统计推论与假定研究不会有隐藏偏差的情况下的统计推论极为不同，那么结果就不是稳健的，意味着基于可观测异质性的倾向得分匹配方法是不合理的。生态旅游对家庭人均纯收入和非农收入的Rosenbaum边界估计结果如表7和表8所示。可以看出，即使由于未被观测的协变量导致参与可能性的差异有2倍以上，生态旅游经营对人均纯收入影响仍然为正向的，显著性水平也在1%以下，5%显著性水平的置信区间也都大于0。同时表明，即使由于未被观测的协变量导致参与可能性的差异有2倍以上，也不会改变生态旅游经营对人均非农收入的正向影响，显著性水平也在1%以下，5%显著性水平的置信区间也都大于0。此外，三种匹配方法的估计值差異不大，综合来看，使用倾向得分匹配估计家庭收入的处理效应具有较高的稳健性。
4结论与讨论
4.1研究结论
本文基于中国7省40个保护区周边社区农户调查数据，通过传统线性回归、He&man两阶段模型以及倾向得分匹配分别研究了家庭参与生态旅游经营对人均纯收入以及非农收入的影响，研究结果表明：无论是传统线性回归、Heckman模型还是倾向得分匹配模型，结果都显示保护区周边农户家庭参与生态旅游经营对人均纯收入以及非农收入都有正向显著影响。户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、家庭负担比以及耕地面积对农户家庭参与生态旅游经营产生显著影响。传统线性回归模型在估计家庭参与生态旅游对人均纯收入影响时，没有考虑选择性偏差，高估了参与生态旅游的收入效应，而倾向得分匹配在考虑参与生态旅游经营家庭存在异质性的背景下，估计出参与生态旅游经营的家庭比如果未参与生态旅游经营家庭人均纯收入高20%左右，比OLS估计结果低8%左右。而Heckman模型尽管修正了农户参与非农经营的选择性偏差，但并未考虑到家庭参与生态旅游经营的异质性，使用倾向得分匹配估计的家庭人均非农收入效应为47%左右，比Heckman估计结果低17%左右。同时，倾向得分匹配的稳健性检验与平衡性检验结果显示，匹配方法基本消除了处理组与控制组的可观测变量显性偏差，不可观测变量的异质性，也不会导致估计结果发生显著性差异。 4.2讨论
可以发现，生态旅游经营对农户家庭收入有一定贡献，主要是非农收入的提高，而对家庭人均纯收入的影响有限。调研数据表明，在155户参与户中，60%左右集中在少数几个生态旅游开发充分的保护区，如九寨沟、唐家河、龙溪虹口、太白山等保护区，参与模式往往由政府主導，社区农户大多被动参与，只有少数家庭地理位置好、经营管理水平高的家庭经营农家乐获得了较高的经营收益。很多农户抵制生态旅游的开发，原因在于政府主导的旅游为了效益最大化，禁止周边社区对自然资源的利用，例如禁止社区家庭在门前屋后种植农作物，只能种植没有收益、但具有观赏价值的树木花卉。政府以及社会可能高估了生态旅游经营对周边社区家庭收入的影响，一味地鼓励社区家庭参与生态旅游经营反而会导致供过于求的局面，社区农户本来由于受教育程度不足、经营管理水平不高，加上自身财富积累不够，导致参与能力不足，即使勉强参与，也往往不能可持续地经营与获益。此外，生态旅游的负面影响也不可忽视，旅游开发会对生物多样性保护产生一定负面影响，增大保护难度与不可控制的风险性。同时旅游开发导致当地物价上涨、社会治安问题增加、不文明的游客行为都一定程度上增加了周边社区的生活成本。虽然参与生态旅游经营成为周边社区家庭重要的生计，但是现有的生态旅游发展并未完全发挥环境宣教、利益合理配置、社区参与保护的作用，还有很大的提升空间。
研究结论对保护区生态旅游开发和社区协调可持续发展有重要的政策启示：①生态扶贫确实能达到事半功倍的效果，但不能操之过急，合理的规划、论证、多方利益群体参与决策等都必不可少，追求立竿见影的扶贫效果，往往在短期内会获得一定的收益，但是缺乏长期驱动力，最终导致治标不治本的扶贫。保护区周边社区家庭参与生态旅游确实提高了家庭收入，特别是家庭非农收入的提高，但是生态旅游在吸纳周边社区参与能力上存在不足，这需要政府积极探索不同的生态旅游开发模式，如对口帮扶模式、政府主导模式、联合开发模式等，分别进行试点工作，从而创建一个更有利于社区参与的生态旅游开发模式，激发社区参与生态建设与旅游开发的热情，达到生态旅游开发与社区扶贫协调发展的目的。②现阶段生态旅游经营还并不能作为社区家庭的可持续生计，其产生的收入效应有限，还没有发挥巨大的潜力。相关经营管理培训、鼓励优惠政策固然对居民参与能力提升很重要，但这些都不能改变农户被动参与以及处于参与群体中弱势地位的现实，只有让周边社区家庭参与到生态旅游经营的管理和决策工作中，让社区在生态旅游管理中拥有自主权和决定权，才能真正使周边社区获益，改变现有收益分配不均、参与不足的现状。③政府以及保护区需要合理规划地方生态旅游产业发展，客观认识由于制度、经济发展水平以及参与能力方面的局限性导致社区参与不足和利益实现不充分问题，建立生态旅游参与的外部约束机制，确保周边社区在农家乐经营、旅游商品生产销售等生态旅游相关经营活动参与的优先权，最终实现周边社区在生态旅游开发中的利益保障。
（编辑：尹建中）
关键词 生态旅游；家庭收入；倾向得分匹配；收入效应
中图分类号 F062.1 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2016）10-0152-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.10.020
生态旅游作为户外旅游快速发展的领域，自1983年由国际自然保护联盟谢贝洛斯·拉斯喀瑞提出，三十多年以来呈现迅猛发展之势。从全球来看，自然保护区开展生态旅游每年接待游客大概80亿人，产生大约6 000亿美元的国内支出和2 500亿美元的消费者剩余，生态旅游和生物多样性保护已经相辅相成，密切联系。在中国，生态旅游每年以20%-25%的速度发展，是所有旅游产品中增长最快的。目前，全国已建立各级各类生态旅游地近3 000个，面积约占陆地国土面积的10%。自然保护区大多位于自然景观资源最丰富地区，为生态旅游的发展提供了得天独厚的自然优势。事实上，不少保护区在实验区与外围边缘都开展了生态旅游区，生态旅游已经成为协调生物多样性保护与社区发展的重要手段，是解决保护与发展矛盾冲突的重要途径。保护区周边社区参与生态旅游经营已经成为一项重要的生计选择，生态旅游的开展也成为一项积极的保护激励，成为社区参与生物多样性保护的重要纽带。
国内外学者针对生态旅游与社区发展展开了大量研究，普遍认为保护区开展生态旅游不仅可以为周边社区带来短期的经济活动，也为社区农户提供实现长期可持续生计的机会。具体的收益包括提供就业机会、基础设施改善、获得财政补贴、传统文化的复苏，同时也为周边社区生物多样性保护活动提供激励。周边社区在参与生态旅游经营的积极性很高，对保护区开展生态旅游持有积极的态度。Stem等认为生态旅游是保护生物多样性的工具，在发展经济的同时保护生态多样性。马奔等对森林景区周边农户生态旅游经营行为进行研究，认为生态旅游是当地社区脱贫致富的有效手段，是生态扶贫的重要措施。段伟等发现保护区周边农户对生态旅游增加收入的认同比率最高，生态旅游产生的积极效应包括外出打工人数减少、关注环境的人增加、保护环境意识增强以及乱砍滥伐现象减少。此外，生态旅游对社区的正向扶贫效应也得到不少学者的认可，并被提出作为贫困社区的扶贫开发模式进行推广。然而，也有不少学者对生态旅游对社区生计的正向影响提出质疑，认为生态旅游发展很可能造成保护区物价上涨，发生通货膨胀，降低当地居民生活水平，对经济产生不利影响。苏杨认为我国目前社区参与程度较低，通过实证调查，仅有10.7%的发展生态旅游的保护区使超过50%农户从生态旅游中获得收益，而22.7%的开展旅游的保护区周边农户并未从生态旅游中收益，保护与发展的矛盾进一步被激化。当然也有少量學者认为生态旅游对周边社区农户没有经济影响，Kim等发现生态旅游对社区农户的影响随着旅游发展的不同阶段而改变。既有研究对生态旅游经营的收入效应存在差异的主要原因在于研究方法与样本选择存在差异，生态旅游所处的发展阶段也不同，现有的研究方法大多采用描述性统计与方程回归，并未考虑样本的异质性，而研究区域也局限于某一保护区或县市，缺乏大尺度的研究样本和更科学合理的研究方法。
在新的时期，中国生态旅游的发展进入到一个新的阶段，特别是在生态扶贫作为社区脱贫致富重要手段的形势下，生态旅游能否担当地区扶贫攻坚的支柱，显著改善当地社区家庭经济状况，还需进一步验证。本研究以中国7省40个保护区周边社区农户为例，从大样本角度实证研究保护区开展生态旅游对周边社区家庭收入的影响，以期能为生态旅游经营的家庭收入效应提供新证据，同时检验现有的生态旅游发展政策是否合理可行，在生态扶贫政策大力推广的背景下，如何最大化发挥生态旅游对社区生计的正向效应，从而为缓解保护与发展的矛盾、健全生物多样性保护制度、完善生态旅游发展政策提供实证支撑。
1数据来源与描述统计
本文数据来源于中国7省40个保护区周边农户家庭调查，研究区域选取了湖北省、江西省、云南省、陕西省、广东省、辽宁省以及四川省。每省控制国家级保护区与省级保护区的比例为3：1。自2014年8月起，陆续展开相关调研。在调研过程中，采用随机抽样与典型抽样相结合的方法，由调研员选择家庭户主进行一对一访谈，家庭其他成员补充的形式完成问卷。调研共获取问卷2 270份，剔除无效问卷，有效问卷1914份，问卷有效率84.3%。具体调研区域与样本来源情况如表1所示。
本研究所使用的主要变量描述性统计如表2所示。根据调研及相关研究，农户家庭参与生态旅游经营划分为经营农家乐、卖旅游商品和从事生态旅游服务等相关活动。农户家庭收入包括家庭人均纯收入以及人均非农收入，人均纯收入是由农户家庭种植业收入、养殖业收入、林业收入、务工收入、个体经营收入、补贴性收入以及其他收入之和减去家庭经营性成本除以家庭总人口计算得出。人均非农收入主要包括人均务工收入、经营性纯收入、转移性收入和财产性收入。在1914户保护区周边农户家庭中，只有155户农户家庭参与了生态旅游经营，参与率8.10%，反映出现有保护区周边农户参与程度不高。差异性检验结果显示，参与生态旅游的家庭人均纯收入和非农收入都显著高于未参与生态旅游经营的家庭，而且在户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、劳动力人口、外出打工人口以及离镇市场远近上都存在显著性差异，这也反映农户参与生态旅游经营不是随机选择的过程，样本存在选择性偏误问题。 2研究方法
2.1传统线性回归
为了考察农户家庭参与生态旅游经营对人均纯收入的影响，以往研究采用最小二乘法（OLS）对生态旅游经营对人均纯收入影响效应进行估计，收入方程如下：
（1）
（1）式中，lnYi为第i个农户家庭人均纯收入的对数，Xi为家庭i可观测到的影响人均纯收入的家庭和个人特征变量以及资源禀赋，包括户主年龄、户主性别、户主民族、户主受教育程度、户主是否为村干部、自评身体状况、劳动力人口、外出打工人口、家庭负担比、林地面积、耕地面积、离镇市场远近以及保护区内外等；Di为家庭是否參与生态旅游经营，Di=1表示参与生态旅游经营，Di=0表示没有参与生态旅游经营；β2表示参与生态旅游的收入效应；μi为随机误差项。
2.2Heckman模型
本研究同时对农户参与生态旅游对家庭人均非农收入的影响进行估计，由于并非所有的农户家庭都会有非农收入，在保护区周边生活着不少农户，他们以从事农林业经营为家庭唯一收入来源，由于地理位置偏僻、交通不便，这些家庭没有非农收入，非农收入的多少不仅取决于参与非农收入的家庭劳动者的特性，也受包括未参与非农劳动的全体农村劳动力的影响，如果不对此问题进行考虑，会导致非农选择方程的误差项和非农收入方程的误差项相关，为了解决这种选择性偏差，采用Heckman两阶段模型来对生态旅游对人均非农收入的影响进行估计。
Heckman模型涉及两个方程，即选择方程和结果方程，具体到本研究，在选择方程中，采用Probit模型来估计农户家庭是否参与非农就业，第二阶段将第一阶段通过选择方程计算出的逆米尔斯比和是否参与生态旅游经营以及其他变量一起作为自变量，而人均非农收入作为因变量，通过OLS模型估计生态旅游经营对人均非农收入的影响。具体表达式如下：
选择方程：Y*I=Ziγ+μi，如果y*i>0，则wi=1，否则wi=0
（2）
（3）
其中，XI是家庭i观测到的影响人均非农收入的自变量，lnY*i是人均非农收入的对数，ZI是外生变量的向量，决定选择方程的结果，φ是标准累积分布函数。
2.3倾向得分匹配法
保护区周边农户参与生态旅游经营不是一个随机行为也不是随机分配的结果，而是农户根据自身家庭条件做出的选择，是自选择的结果，农户是否参与生态旅游经营不是外生变量，而是虚拟内生变量。因此，采用最小二乘法来估计参与生态旅游经营对家庭人均纯收入的影响会产生自选择导致的偏差问题。此外，农户家庭参与生态旅游经营可能是由于户主特征、家庭特征或其他政策特征决定的，而这些特征同时也会对家庭人均纯收入和人均非农收入产生影响，这就导致在估计生态旅游经营对人均纯收入和非农收入影响时存在内生性问题，即家庭参与生态旅游的行为不仅与人均纯收入以及非农收入相关，也与误差项相关。
鉴于此，本文采用国际上近年比较常用的倾向得分匹配来解决这种由于自选择导致的偏差问题。其最早由Rosenbamn和Rubin于1983年提出，通过构建反事实框架将非随机数据近似随机化，即由于数据缺失在无法观测到参加生态旅游经营的家庭如果没有参与生态旅游经营其家庭收入，只能观测到参与后的家庭收入，据此提出使用“倾向得分”来作为农户参与生态旅游经营的概率。一般采用Logit模型根据影响农户参与生态旅游经营的特征计算出每个家庭的倾向得分，这样就可以在没有参与生态旅游经营的家庭中找到与参与生态旅游经营家庭相似的对照组，构造一个近似随机化的数据。根据Rosenbaum和Rubin（1983）的定义，处理者的平均处理效应为：
（4）
其中N1=∑iD。i为参与生态旅游的家庭数，∑i：Di=1表示仅对参与生态旅游的家庭进行加总，y0i表示参与生态旅游的家庭参与后的家庭收入，y0i表示参与生态旅游的家庭如果没有参加生态旅游其家庭收入。y1i是可观测的，而y0i是一个反事实的结果，需要通过倾向得分匹配在未参与生态旅游经营的家庭中估算得出。其基本步骤为选择影响（y0i，y1i）和Di的相关变量xi，然后利用Logit回归模型估计农户参与生态旅游概率的倾向得分，依据概率大小进行倾向得分匹配，通过控制如下xi的每个分量的标准化偏差：
（5）
倾向得分匹配有很多匹配方法，一般认为不存在适用一切情形的绝好方法，在实践中，一般采用不同的匹配方法比较其结果，如果结果相似，则说明结果是稳健的。在此，本研究依据本身研究的特征以及以往相关研究，主要采用K近邻匹配、半径匹配和样条匹配来进行具体匹配。
3实证分析
3.1基于OLS与Heckman模型的估计结果
基于OLS模型估计参与生态旅游经营对家庭人均纯收入的收入效应如表3所示，结果发现家庭是否参与生态旅游对家庭人均纯收入在1%的显著性水平上产生正向显著影响，参与生态旅游经营的家庭比未参与生态旅游经营的人均纯收入高28.6%；同时户主民族、受教育程度、是否为村干部、自评身体状况、家庭劳动力人口、外出打工人数、家庭负担比、林地面积、离镇市场远近以及地理位置都对人均纯收入产生显著影响。基于Heckman样本选择模型估计结果如表3所示，结果表明逆米尔斯比在5%统计水平上显著，表明了使用Heckman样本选择模型的有效性。在校正了农户家庭参与非农就业的选择性偏差后，相比于未参与生态旅游经营的家庭，参与生态旅游经营的家庭人均非农收入高64.2%，并且在1%的统计水平上显著。此外，户主民族、受教育程度、身体状况、家庭劳动力人口、家庭负担比、耕地面积、离镇市场远近对家庭非农工作选择有显著影响，而户主民族、受教育程度、自评身体状况、劳动力人口、身体状况、外出打工人数、家庭负担比、耕地面积、离镇市场远近以及地理位置对家庭人均非农收入产生显著影响。 3.2基于倾向得分匹配的估计结果
3.2.1农户家庭参与生态旅游经营的影响因素分析
应用倾向得分匹配的第一步是估计倾向得分，选择匹配变量是关键，Heckman等认为选择无关变量不会影响最终结果，但遗漏变量会产生严重偏差。选择的变量必须同时影响农户参与生态旅游的行为以及家庭收入，同时选择的变量也不会因为农户参与生态旅游经营而受到影响。因此，本研究选择户主年龄、户主性别、民族、受教育程度、是否为村干部、自评健康状况、家庭劳动力人数、家庭负担比、耕地面积、林地面积、离镇市场远近、地理位置作为匹配变量，农户参与生态旅游经营的倾向得分的估计结果如表4所示。可以发现，户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、家庭负担比以及耕地面积对农户家庭参与生态旅游经营产生显著影响，其中，女性户主比男性户主参与概率高4.6%，户主受教育每增加1年，参与概率提高0.5%，担任村干部的户主相比其他农户参与概率高3.7%，耕地面积每增加1亩，参与概率减少0.1%。
3.2.2生态旅游经营对家庭收入的影响
表5给出了三种匹配方法对生态旅游经营对家庭收入的处理效应估计结果，在家庭人均纯收入方面，使用K近邻匹配法得到的处理组平均处理效应（ATT）为0.186，且在5%统计水平上显著，使用半径匹配法和样条匹配法得到ATT分别为0.210和0.213，且都在1%水平上显著，无论是平均处理效应的估计值还是显著性，三种匹配方法的结果相似，一定程度上反映了结果的稳定性，同时说明在消除了参与生态旅游的家庭以及未参与生态旅游家庭可观测异质性导致的显性偏差后，参与生态旅游经营的家庭人均纯收入比其如果未参与生态旅游经营人均纯收入高20%左右。相比于OLS估计结果，收入效应减少了8%左右，说明传统线性回归模型没有考虑有选择性偏差，高估了生态旅游对家庭人均纯收入的处理效应。在人均非农收入方面，使用K近邻匹配、半径匹配与样条匹配估计的处理组平均处理效应分别为0.500，0.457和0.471，且三者都在1%统计水平上显著，三种匹配方法的平均处理效应值和显著性水平都类似，说明估计结果的稳定性，同时表明参与生态旅游经营的家庭比其如果未参与生态旅游经营家庭人均非农收入高47%左右，比Heckman模型的估计结果低17%左右，虽然两种方法修正的不同的选择性偏差，估计的收入效应也不同类，严格意义上结果不具可比性，但两种方法的结果都表明在修正了选择性偏差后，参与生态旅游经营对家庭非农收入有较高比例的显著正向效应。此外，参与生态旅游经营的家庭一定会有非农收入，而拥有非农收入的家庭则不一定会参与生态旅游经营，这表明Heckman修正的选择偏差范围更广，在估计生态旅游经营对农户家庭收入的影响时还存在一定的家庭异质性，而倾向得分匹配的选择性偏差修正更加精确，结果也更准确。
3.2.3匹配的平衡性检验
为了保证倾向得分匹配的估计质量，需要对三种匹配方法做平衡性检验，以检验匹配后处理组与控制组是否存在系统差别，结果如表6所示。匹配后，Pseudo R2的值都很小，几乎为零，似然比检验在匹配前在1%显著性水平上被拒绝，而匹配后都未被拒绝，标准偏差均值与中位数都大幅下降，除样条匹配估计人均非农收入的B值大于25%，其余B值都小于25%，由此可见，经过倾向得分匹配后基本消除了处理组与控制组的可观测变量显性偏差，通过了平衡性检验，倾向得分匹配结果可靠。
3.2.4匹配的稳健性分析
尽管本研究通过倾向匹配来控制选择偏差，但是只能基于被观测或被测量的协变量进行调整，因此因为未被测量的协变量而导致的选择偏差依然是个问题，在此，采用Rosenbaum边界方法分析如果存在不可观测的异质性，估计结果是否发生显著性差异，进一步检验匹配结果的稳健性。Gamma值为1表示家庭参与生态旅游经营的概率是一样的，通过赋予Gamma不同的值，Rosenbaum边界估计给出了参与生态旅游经营的显著性水平上限、显著性水平下限、HL估计上限、HL估计下限、置信区间上限以及置信区间下限。如果Gamma值增加很小的比例，导致统计推论与假定研究不会有隐藏偏差的情况下的统计推论极为不同，那么结果就不是稳健的，意味着基于可观测异质性的倾向得分匹配方法是不合理的。生态旅游对家庭人均纯收入和非农收入的Rosenbaum边界估计结果如表7和表8所示。可以看出，即使由于未被观测的协变量导致参与可能性的差异有2倍以上，生态旅游经营对人均纯收入影响仍然为正向的，显著性水平也在1%以下，5%显著性水平的置信区间也都大于0。同时表明，即使由于未被观测的协变量导致参与可能性的差异有2倍以上，也不会改变生态旅游经营对人均非农收入的正向影响，显著性水平也在1%以下，5%显著性水平的置信区间也都大于0。此外，三种匹配方法的估计值差異不大，综合来看，使用倾向得分匹配估计家庭收入的处理效应具有较高的稳健性。
4结论与讨论
4.1研究结论
本文基于中国7省40个保护区周边社区农户调查数据，通过传统线性回归、He&man两阶段模型以及倾向得分匹配分别研究了家庭参与生态旅游经营对人均纯收入以及非农收入的影响，研究结果表明：无论是传统线性回归、Heckman模型还是倾向得分匹配模型，结果都显示保护区周边农户家庭参与生态旅游经营对人均纯收入以及非农收入都有正向显著影响。户主性别、受教育程度、是否为村干部、身体状况、家庭负担比以及耕地面积对农户家庭参与生态旅游经营产生显著影响。传统线性回归模型在估计家庭参与生态旅游对人均纯收入影响时，没有考虑选择性偏差，高估了参与生态旅游的收入效应，而倾向得分匹配在考虑参与生态旅游经营家庭存在异质性的背景下，估计出参与生态旅游经营的家庭比如果未参与生态旅游经营家庭人均纯收入高20%左右，比OLS估计结果低8%左右。而Heckman模型尽管修正了农户参与非农经营的选择性偏差，但并未考虑到家庭参与生态旅游经营的异质性，使用倾向得分匹配估计的家庭人均非农收入效应为47%左右，比Heckman估计结果低17%左右。同时，倾向得分匹配的稳健性检验与平衡性检验结果显示，匹配方法基本消除了处理组与控制组的可观测变量显性偏差，不可观测变量的异质性，也不会导致估计结果发生显著性差异。 4.2讨论
可以发现，生态旅游经营对农户家庭收入有一定贡献，主要是非农收入的提高，而对家庭人均纯收入的影响有限。调研数据表明，在155户参与户中，60%左右集中在少数几个生态旅游开发充分的保护区，如九寨沟、唐家河、龙溪虹口、太白山等保护区，参与模式往往由政府主導，社区农户大多被动参与，只有少数家庭地理位置好、经营管理水平高的家庭经营农家乐获得了较高的经营收益。很多农户抵制生态旅游的开发，原因在于政府主导的旅游为了效益最大化，禁止周边社区对自然资源的利用，例如禁止社区家庭在门前屋后种植农作物，只能种植没有收益、但具有观赏价值的树木花卉。政府以及社会可能高估了生态旅游经营对周边社区家庭收入的影响，一味地鼓励社区家庭参与生态旅游经营反而会导致供过于求的局面，社区农户本来由于受教育程度不足、经营管理水平不高，加上自身财富积累不够，导致参与能力不足，即使勉强参与，也往往不能可持续地经营与获益。此外，生态旅游的负面影响也不可忽视，旅游开发会对生物多样性保护产生一定负面影响，增大保护难度与不可控制的风险性。同时旅游开发导致当地物价上涨、社会治安问题增加、不文明的游客行为都一定程度上增加了周边社区的生活成本。虽然参与生态旅游经营成为周边社区家庭重要的生计，但是现有的生态旅游发展并未完全发挥环境宣教、利益合理配置、社区参与保护的作用，还有很大的提升空间。
研究结论对保护区生态旅游开发和社区协调可持续发展有重要的政策启示：①生态扶贫确实能达到事半功倍的效果，但不能操之过急，合理的规划、论证、多方利益群体参与决策等都必不可少，追求立竿见影的扶贫效果，往往在短期内会获得一定的收益，但是缺乏长期驱动力，最终导致治标不治本的扶贫。保护区周边社区家庭参与生态旅游确实提高了家庭收入，特别是家庭非农收入的提高，但是生态旅游在吸纳周边社区参与能力上存在不足，这需要政府积极探索不同的生态旅游开发模式，如对口帮扶模式、政府主导模式、联合开发模式等，分别进行试点工作，从而创建一个更有利于社区参与的生态旅游开发模式，激发社区参与生态建设与旅游开发的热情，达到生态旅游开发与社区扶贫协调发展的目的。②现阶段生态旅游经营还并不能作为社区家庭的可持续生计，其产生的收入效应有限，还没有发挥巨大的潜力。相关经营管理培训、鼓励优惠政策固然对居民参与能力提升很重要，但这些都不能改变农户被动参与以及处于参与群体中弱势地位的现实，只有让周边社区家庭参与到生态旅游经营的管理和决策工作中，让社区在生态旅游管理中拥有自主权和决定权，才能真正使周边社区获益，改变现有收益分配不均、参与不足的现状。③政府以及保护区需要合理规划地方生态旅游产业发展，客观认识由于制度、经济发展水平以及参与能力方面的局限性导致社区参与不足和利益实现不充分问题，建立生态旅游参与的外部约束机制，确保周边社区在农家乐经营、旅游商品生产销售等生态旅游相关经营活动参与的优先权，最终实现周边社区在生态旅游开发中的利益保障。
（编辑：尹建中）