本文關(guān)鍵詞：我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性及影響因素研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性及影響因素研究

□王樹進

陳宇峰

內(nèi)容提要：在考慮地理空間因素的情況下，本文選取我國省域休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的數(shù)據(jù)，分析了

休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性，并建立了空間計量模型對影響我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的因素進行了實證分析。分析表明，我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展在各省域之間具有較強的空間依賴性和正的空間溢出效應(yīng)；農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、旅游發(fā)展和農(nóng)業(yè)技術(shù)對我國休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展具有顯著影響，市場需求和交通條件對休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展有正向作用。各地區(qū)在發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)時應(yīng)因地制宜制定詳細的發(fā)展規(guī)劃，以市場需求為導(dǎo)向，加大政策扶持力度，優(yōu)化發(fā)展環(huán)境，同時要考慮到鄰近地區(qū)的休閑農(nóng)業(yè)狀況，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：休閑農(nóng)業(yè)；空間相關(guān)；市場需求；影響因素；空間計量

一、引言

休閑農(nóng)業(yè)是以農(nóng)業(yè)為基礎(chǔ)、以城市游客為目

標、以休閑為目的、農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)相結(jié)合的新型產(chǎn)業(yè)，是農(nóng)業(yè)諸產(chǎn)業(yè)中的特殊產(chǎn)業(yè)。我國大陸地區(qū)的休閑農(nóng)業(yè)在20世紀90年代開始發(fā)展，隨著國民經(jīng)居民收入提高，城鄉(xiāng)居民對休閑消費需求濟發(fā)展、高漲，休閑農(nóng)業(yè)已進入快速發(fā)展的新階段。目前我國休閑農(nóng)業(yè)項目主要有農(nóng)家樂、休閑農(nóng)莊、農(nóng)業(yè)科

我國技觀光園和民俗文化村四種形式。2011年，農(nóng)家樂超過150萬家，具有一定規(guī)模的休閑農(nóng)業(yè)園

超過2萬個，全年接待游客人數(shù)超過6億人次，營業(yè)收入超過1500億元，帶動了1500萬農(nóng)民受益①。

休閑農(nóng)業(yè)已經(jīng)成為我國促進農(nóng)民就業(yè)增收和滿足

居民休閑需求的民生產(chǎn)業(yè)，緩解資源約束和保護生態(tài)環(huán)境的綠色產(chǎn)業(yè)。

，隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的“一體化”我國各省域

空間計量分析也逐之間相互影響的特征愈加明顯，

漸被國內(nèi)學(xué)者認知和重視。在考慮空間經(jīng)濟外溢

性的條件下，休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性如何？又有哪些因素影響著休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展？本文通過空間計量分析技術(shù)，研究我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性，并構(gòu)建空間計量模型對我國省域休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素進行實證分析。

二、文獻綜述

由于發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)具有重要的理論和現(xiàn)實意義，因而休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的相關(guān)問題引起了眾多學(xué)者

的關(guān)注，并取得了初步成果。近年來，國內(nèi)外學(xué)者主要從概念、模式、意義、存在問題和規(guī)劃開發(fā)5個

2003；Son-方面對休閑農(nóng)業(yè)進行了研究（Walmsley，

nino，2004；Deborah，2005；張占耕，2006；舒伯陽等，

①

2006；羅文斌等，2008；王樹進等，2008；郭煥成等，

2008；林國華等，2011；姬亞嵐等，2012），然而從影響因素方面專門探討休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的研究相對較少。有些文獻研究了不同地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的影王向春（2005）將北京市休閑農(nóng)業(yè)的影響響因素，

因素劃分為有利因素和不利因素，有利因素包括旅

2012－04－15數(shù)據(jù)來源：農(nóng)業(yè)部鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)局統(tǒng)計資料；中國休閑農(nóng)業(yè)年營業(yè)收入超過1500億元．新華網(wǎng)，

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游資源、客源、智力支持、基礎(chǔ)設(shè)施和政策支持，不利因素又細分為障礙因素和威脅因素，障礙因素包括環(huán)境破壞、產(chǎn)品同質(zhì)和社區(qū)沖突，威脅因素包括經(jīng)營季節(jié)性、周邊旅游地競爭和突發(fā)災(zāi)害疫病。曾永平（2008）認為休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素包括主觀和客觀兩方面，主觀因素包括當?shù)鼐用竦膽B(tài)度、政府的決策者行為和開發(fā)者的決策行為，客觀因素

觀光休閑農(nóng)業(yè)資源的特色和知名包括自然資源、

度、基礎(chǔ)設(shè)施、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、客源市場和區(qū)域

旅游的空間聚集。段兆麟（2011）將影響臺灣休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的因素歸納為生態(tài)旅游、國民所得、休閑時間、政策法規(guī)、觀光策略、體驗經(jīng)濟、服務(wù)質(zhì)量、傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營、交通和國際化等十項因素。代雯淇等（2011）認為影響休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的因素包括休閑農(nóng)業(yè)的地域因素（包括地理因素和文化因素）、休閑農(nóng)業(yè)的形式、休閑地服務(wù)水平和休閑農(nóng)業(yè)的消費群體特征等。

就研究方法而言，傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)研究一般假設(shè)地理空間的均質(zhì)性特征，地區(qū)之間的經(jīng)濟活動沒有相互影響，在這種假設(shè)下進行的研究由于忽略了空間因素而與經(jīng)濟現(xiàn)實不相符，不同地理單元之間的空間距離會影響區(qū)域間的經(jīng)濟活動。最近二三十年隨著空間計量經(jīng)濟學(xué)理論和方法的快速發(fā)展，國內(nèi)外學(xué)者開始廣泛關(guān)注空間計量經(jīng)濟學(xué)，并逐漸應(yīng)用

公共經(jīng)濟學(xué)、經(jīng)濟地理學(xué)、農(nóng)業(yè)和環(huán)境于區(qū)域科學(xué)、

經(jīng)濟學(xué)等研究領(lǐng)域。經(jīng)濟計量研究的重心正逐步

從時間序列分析轉(zhuǎn)向空間特性分析（沈體雁，

2011）。林光平等（2005）采用空間經(jīng)濟計量方法研究了我國28個省份1978—2002年間實際人均GDP的β收斂情況。吳玉鳴（2006）采用空間誤差β趨同模型，對我國省域經(jīng)濟增長截面趨同進行了空間計量經(jīng)濟研究。馬驪等（2008）采用空間計量經(jīng)濟方法分析了我國消費與收入的關(guān)系�？律谱桑�2009）對我國城市與區(qū)域經(jīng)濟增長的擴散回流與市場區(qū)效應(yīng)進行了空間計量分析。游和遠等（2010）以30個省份為對象對農(nóng)地流轉(zhuǎn)、稟賦依賴與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系進行了空間計量分析。尹恒等（2011）運用空間計量方法對中國地市級地區(qū)間基本建設(shè)公共支出的溢出效應(yīng)和競爭效應(yīng)進行了研究。潘文卿（2012）使用探索性空間數(shù)據(jù)分析工具研究了1988—2009年中國各省份人均GDP的空間分布格局與特征。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展進行了多方面的研究，這些成果都極大促進了休閑農(nóng)業(yè)理論和實踐的發(fā)展。已經(jīng)有學(xué)者對休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素進行了分析，但仍停留在理論分析上，缺乏相應(yīng)的數(shù)量模型和實證檢驗。目前還未見有學(xué)者將空間相關(guān)性納入休閑農(nóng)業(yè)研究。與以往研究不同，本文在考慮空間相關(guān)性的前提下，以2010年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對我國27個省份休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素進行空間計量分析。

三、變量選擇、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

（一）變量選擇

影響休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的因素有很多，在研究了相

關(guān)理論和大量文獻的基礎(chǔ)上，本文總結(jié)出休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展主要受以下5個方面因素的影響。

1.農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)是休閑農(nóng)業(yè)的本源，影響著休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展。陳志斌（2007）認為發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)條件就是豐富的農(nóng)業(yè)農(nóng)村資源。伍冠鎖（2008）認為休閑農(nóng)業(yè)是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展到一定階段才出現(xiàn)的產(chǎn)物。熊曉紅（2011）認為休閑農(nóng)業(yè)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自身功能拓展的結(jié)果與體現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自身發(fā)展是推動休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的內(nèi)生動因。Fleischer（2005）證實基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的休閑農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績更好。當前，我國各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展水平不同，休閑農(nóng)業(yè)

的出現(xiàn)有先后，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展程度也自然不同。

因此，本文使用各地區(qū)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值來表示當?shù)剞r(nóng)業(yè)基礎(chǔ)，用Agri表示。

2.旅游發(fā)展。當?shù)氐穆糜伟l(fā)展狀況也是影響休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素。苑偉娟等（2008）研究發(fā)現(xiàn)休閑農(nóng)業(yè)大都選址在知名度較高的風(fēng)景名勝

作為該景區(qū)的衛(wèi)星景點，發(fā)展良好的旅游業(yè)周邊，

能為休閑農(nóng)業(yè)帶來大量的客源和收入。王莉（2011）對陜西省休閑農(nóng)業(yè)的研究表明休閑農(nóng)業(yè)與區(qū)內(nèi)旅游業(yè)的發(fā)展相輔相成，旅游業(yè)的蓬勃發(fā)展為休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展奠定了堅實基礎(chǔ)。曾永平（2008）認為如果一個區(qū)域內(nèi)旅游景點較多且又有特色則會提升區(qū)域旅游知名度、吸引更多的游客，這對于

—39—

本區(qū)域開發(fā)休閑農(nóng)業(yè)有很好的輻射和帶動作用，但如果休閑農(nóng)業(yè)項目與當?shù)芈糜萎a(chǎn)品沒有顯著差異

且在空間位置上接近則可能會產(chǎn)生惡性競爭，阻礙當?shù)匦蓍e農(nóng)業(yè)發(fā)展。本文用各地區(qū)旅游總收入來表示當?shù)芈糜伟l(fā)展狀況，用Tour表示。3.市場需求。許多研究表明市場需求是影響休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的核心因素。休閑消費是一種市場休閑農(nóng)業(yè)作為休閑產(chǎn)品和服務(wù)的供給方，性行為，

必然受到市場需求的影響。Hegarty（2005）在對波蘭和愛爾蘭作了比較研究后認為市場需求條件決定了休閑農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)多樣性，進而影響著休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展。鄭建雄（2006）研究歐美日澳等發(fā)達國家發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)驗發(fā)現(xiàn)推動休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的必備條件就是居民要有錢又有閑。郭紅芳（2007）認為居民收入水平的提高，既為城市居民外出休閑旅游積累了大量的休閑資金，又為農(nóng)村發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)接待游客奠定了物質(zhì)基礎(chǔ)。朱麗萍（2011）認為休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展是伴隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展而發(fā)展起

收入水平是最主要的影響因素，城市居民的來的，

收入水平為居民的休閑活動提供了最基本的經(jīng)濟基礎(chǔ)。本文以各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入來表示市場需求，用Market表示。

4.農(nóng)業(yè)技術(shù)。農(nóng)業(yè)技術(shù)是推動休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要動力。黃映暉等（2009）認為技術(shù)進步為休閑服務(wù)的增加提供了可能。王向春（2005）對北京市休閑農(nóng)業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)強大的科技支持是休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的有利保障。原梅生（2008）認為農(nóng)業(yè)技術(shù)的迅猛發(fā)展使得農(nóng)業(yè)、畜牧業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)得到極大改善，豐富了人們農(nóng)業(yè)休閑活動的內(nèi)容和方式。我國農(nóng)業(yè)技術(shù)的日益多樣化和迅速提高為休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展提供了技術(shù)保障。同時，農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)產(chǎn)品附加值，提升休閑農(nóng)業(yè)項目的盈利能力，使休閑農(nóng)業(yè)能夠可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)業(yè)技術(shù)研究和推廣應(yīng)用離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)人員，本文采用各地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術(shù)人員數(shù)來表示農(nóng)業(yè)技術(shù)，用Tech表示。

5.交通條件。一個地區(qū)的交通條件與游客的出游密切相關(guān)，影響著當?shù)匦蓍e農(nóng)業(yè)的發(fā)展。Ber-nardo等（2004）認為各種交通方式的通達性是促使休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素之一。Roehl等（1993）量化了公路基礎(chǔ)設(shè)施對旅游業(yè)的經(jīng)濟影—40—

認為在自然和人工資源不變的前提下，公路里響，

程越多旅游產(chǎn)生的花費就越多。宋金平等（2003）研究發(fā)現(xiàn)很多休閑農(nóng)業(yè)項目的失敗都是因為當?shù)亟煌l件使得游客在路上消耗的時間太多，難以在短暫的周末或一天的時間內(nèi)及時返回。郭煥成等（2008）認為農(nóng)業(yè)休閑旅游大多數(shù)是短途旅游且以自駕車游為主。因此，本文將各地區(qū)的公路里程除

以此表示當?shù)亟灰援數(shù)赝恋孛娣e得出公路網(wǎng)密度，

通條件，用Traffic表示。

被解釋變量方面，本文選擇各地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)營收入來表示當?shù)匦蓍e農(nóng)業(yè)的發(fā)展狀況，用LA表示。各變量的定義與賦值詳見表1。

表1

變量類型被解釋變量

農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)（Agri）旅游發(fā)展（Tour）

解釋變量

市場需求（Market）農(nóng)業(yè)技術(shù)（Tech）交通條件（Traffic）

影響因素

變量定義

變量選擇

休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)營收入農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值旅游總收入

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入農(nóng)業(yè)技術(shù)人員數(shù)量公路網(wǎng)密度

+++++預(yù)期影響

（二）模型設(shè)定

1.普通線性回歸模型。本文普通線性回歸模型設(shè)定如下：

LAi=α+β1Agri+β2Tour+β3Market+

（1）β4Tech+β5Traffic+εi

i為27個省份，式中，β為回歸參數(shù)，ε為隨機誤

差項。

2.空間計量分析�？臻g計量模型一般用來進行截面數(shù)據(jù)的分析。本文空間計量分析的基本步驟是，首先根據(jù)空間統(tǒng)計分析方法，采用Moran'I指數(shù)法檢驗我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展是否存在空間自相關(guān)性；如果存在則再進行影響因素的空間計量估計和檢驗。

（1）空間自相關(guān)性檢驗?zāi)Ｐ�。判斷我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性存在與否，一般可以通過空間自相關(guān)指數(shù)Moran'I來檢驗。

首先構(gòu)建27個省份的空間權(quán)重矩陣W，元素Wij構(gòu)造原則為：

1，當i區(qū)域和j區(qū)域相鄰Wij（2）

0，當i區(qū)域和j區(qū)域不相鄰

{

i=1，2，.....，n；j=1，2，......，m；m≠n。式中，

Moran'I的計算公式為：I=

Y=Xβ+ε，ε=λWε+μ，

2

μ～N（0，σI）由（6）式可得：

（5）（6）

∑i=1∑j=1Wij（Yi－Y）（Yj

nn

S2∑i=1∑j=1Wij

nn

－Y）

（3）

S2=式中，

1n1

Y=∑nY，Y代表∑i=1（Yi－Y），

nni=1ii

－1

（7）ε=（1－λW）μ

將（7）式代入（5）式，模型表達式整理為：

n為第i地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展程度（本文中指LA），

地區(qū)總數(shù)（27）；Wij為二進制的鄰近空間權(quán)值矩陣W中的任一元素。

Moran'I的范圍為［－1，1］，若各區(qū)域間為空間正相關(guān)則其符號為正，若各區(qū)域間為空間負相關(guān)則其符號為負，等于0說明區(qū)域間無空間相關(guān)性。同時，根據(jù)空間數(shù)據(jù)分布計算出在正態(tài)假設(shè)條件下Moran'I的期望值E（I）、方差var（I）、標準差S（I）和標準化Z值。標準化Z值即z（I）用于檢驗n個區(qū)域是否存在空間自相關(guān)關(guān)系。當z值為正且顯著時（0.05的水平下為1.96），表明我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展存在正的空間自相關(guān)關(guān)系，當z值為負且顯著時，表明存在負的空間自相關(guān)關(guān)系，當z值為零時則表明不存在空間相關(guān)性。

（2）空間滯后模型。空間滯后模型（SpatialLagModel，SLM）用于研究相鄰地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展對本地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)的空間溢出效應(yīng)，其表達式為：

Y=ρWY+Xβ+ε（4）X為n×k的自變量矩陣，式中，即上文中分析的五W為n×n階的空間權(quán)值矩陣，個影響因素，即各

k是影響因素地區(qū)間二進制的鄰近空間權(quán)值矩陣，

的個數(shù)，ρ為空間自回歸系數(shù)，反映休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展

即相鄰地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展對本的空間依賴作用，

地區(qū)的影響方向和程度。WY為空間滯后因變量，

反映空間距離對休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用。

（3）空間誤差模型�？臻g誤差模型（SpatialEr-rorModel，SEM）主要用于度量鄰近地區(qū)因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀測值的影響程度，其一般表達式為：

Y=Xβ+（1－λW）

2σI）μ～N（0，

－1

μ

（8）

參數(shù)λ衡量了樣本觀測單元之間的空間依賴

作用。與空間滯后模型描述的空間依賴作用不同，空間誤差模型是觀測單元的擾動誤差項之間存在著空間依賴作用大小，它反映了鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀測值的影響程度及方向。判斷應(yīng)采用空間滯后模型還是空間誤差模型的標準主要有兩個：一是判斷空間滯后模型的拉格朗日乘子（LMLAG）和空間誤差模型的拉格朗日乘子（LMERR）的統(tǒng)計顯著性，如果前者更為顯著則應(yīng)選擇空間滯后模型，反之，選擇空間誤差模型；二是Anselin等（2004）提出了判別空間滯后模型和空間

2

誤差模型的標準：除了擬合優(yōu)度R以外，常用的檢

likelihood，Lo-驗標準還有自然對數(shù)似然函數(shù)值（Log-

gL）、LR）、似然比率（Hikelihoodratio，赤池信息準則

AIC）、值（Akaikeinformationcriterion，施瓦茨準則值（Schwartzcriterion，SC）。對數(shù)似然函數(shù)值越大、AIC

和SC值越小，模型擬合效果越好。這幾個指標也用SEM，來比較OLS估計的經(jīng)典線性回歸模型和SLM、似然值的自然對數(shù)最大的模型最好。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文的觀測單元為2010年大陸地區(qū)27個省份。黑龍江、內(nèi)蒙古、山西和西藏由于數(shù)據(jù)不全而不納入實證研究中。本研究所需數(shù)據(jù)來源于《中

、《中國統(tǒng)國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒2011》

、《中國農(nóng)業(yè)年鑒2011》、《中國旅游計年鑒2011》

年鑒2011》及各地政府網(wǎng)站。本文的實證研究主OpenGeoDa1.0.1和ArcGis10要借助于SPSS18.0、3個軟件完成。

四、實證結(jié)果及分析

（一）休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展空間相關(guān)性

本文利用公式（3）計算出休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的

Moran'I指數(shù)及該指數(shù)在正態(tài)假設(shè)條件下的期望值E（I）、標準差S（I）和標準化Z值，結(jié)果見表2。由

—41—

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  本文關(guān)鍵詞：我國休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間相關(guān)性及影響因素研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

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