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摘要：杭州的鄉村旅游發展勢頭良好，已經達到了較高的水平。為了理清杭州鄉村旅游發展的動力，本文在分析相關文獻和咨詢專家的基礎上，選取了影響鄉村旅游發展的19個評價指標，并采用因子分析的方法分析杭州鄉村旅游發展的動力因子。分析結果表明：杭州鄉村旅游發展受到經濟動力因子，鄉村旅游產業基礎動力因子，社會服務動力因子和旅游資源動力因子等四個主導因子的影響。最后在動力因子的基礎上構建了杭州鄉村旅游發展的動力系統模型。

關鍵詞：鄉村旅游；動力系統；因子分析；杭州

1引言

鄉村旅游是農村產業調整的重要形式，由于國家政策的鼓勵，目前鄉村旅游迎來新一輪的發展機遇。鄉村旅游的發展對解決農業、農村、農民問題作用巨大，有利于農業生產方式的轉變，有利于農村村容村貌的改善、新農村的建設，有利于吸引農民就地就業、增加農民收入。而鄉村旅游的優化發展離不開鄉村旅游可持續發展動力系統的建設。國內外對鄉村旅游的發展研究主要集中在鄉村旅游發展影響因素研究、鄉村旅游企業管理研究、鄉村旅游利益相關者研究、鄉村旅游地理空間分布研究[1]和鄉村旅游轉型升級研究[2]。國內學者對鄉村旅游研究的較多，但是研究鄉村旅游動力系統的文章相比之下較少，由此可見，國內學者對鄉村旅游動力系統的研究關注較少。研究內容上，朱漩認為鄉村精英的示范作用促進了鄉村旅游的常規化和自覺化發展[3]。張曉鳴通過西遞村的研究認為人對空間固化、觀念與行為的強化以及社會關聯的硬化等特定動力因素促使西遞村社區長期延續，從而促進鄉村旅游的發展[4]。鄉村旅游的發展是由眾多因素構成的復雜系統的結果，需求、供給、支持作用和中介的影響構成了鄉村旅游發展的動力系統[5-7]，政府的支持對于鄉村旅游發展起著巨大的作用[8]。段兆雯，李開宇以西安為例，用對西安城郊的鄉村旅游動力系統進行了評價，認為供給、需求、資源、區位共同構成了西安城郊鄉村旅游發展的動力系統[9]。在研究方法上主要采用定性分析的方法，而用定量研究鄉村旅游發展動力系統評價的較少。杭州市是國內目前鄉村旅游發展比較好的地區之一，本文以杭州為例，采用定量研究的方法，運用因子分析法，進行鄉村旅游發展動力系統研究，以期為杭州市鄉村旅游的可持續發展略盡綿薄之力。

2杭州市鄉村旅游動力系統運行評價

2.1杭州市鄉村旅游發展現狀。杭州市近些年在國家政策的支持、市場的帶動下，各界人士紛紛為鄉村旅游獻計獻策，再加上資本的投入，鄉村旅游的發展情況較好。截止到2015年，全市共有省級農家樂特色村、特色點共78個，省級四星級、五星級農家樂經營點、經營戶共64個，浙江省休閑農業與鄉村旅游示范縣2個，示范鄉鎮2個[10]。2015年，全市鄉村旅游共接待3669.37萬人次，經營總收入380892.49萬元[11]。2.2評價方法。鄉村旅游發展動力系統是指影響鄉村旅游發展和變化的各種因素之間相互影響、相互作用，形成一種合力系統。從國內外相關文獻可以看出，影響鄉村旅游發展的因素眾多，復雜多變。本文采用因子分析法，通過降維使復雜多變的指標形成幾個主成分，從而盡量全面地反映出原本復雜指標所代表的信息。2.3評價指標的選取和量化。在綜合前人的研究成果的基礎上，遵循因地制宜、可衡量、可操作的原則，把影響鄉村旅游發展動力系統運行的因素歸結為以下幾類：鄉村旅游產業基礎、鄉村旅游產業規模、資源環境、社會文化和旅游業發展情況。通過咨詢專家，運用德爾菲法，最終確定19個因子用于分析，從而避免人為確定權重而影響結果的準確性，在此基礎上構建了鄉村旅游發展動力系統評價指標體系，見表1。2.4數據來源及數據處理。數據來源于2015《杭州統計年鑒》和杭州旅游電子政務網、浙江農家樂鄉村休閑旅游網。通過收集以上網站和統計年鑒的資料，對杭州市10區（縣），即江干區、西湖區、高新（濱江）區、蕭山區、余杭區、富陽區、桐廬縣、淳安縣、建德市、臨安市，選取19個指標，分別為農林牧漁產值（X1）、鄉鎮就業人數（X2）、鄉村女性從業人數（X3）、直接從事農業人數（X4）、耕地面積（X5）、土地面積（X6）、固定資產投資額（X7）、第三產業生產總值（X8）、第三產業主導性（X9）、常住人口人均GDP（X10）、城市化水平（X11）、批發和零售貿易業（X12）、住宿和餐飲業（X13）、就業人員平均工資（X14）、含規模以上私營單位人才資源（X15）、資本開放度（X16）、鄉村旅游資源品質（X17）、高等級旅游景區數量（X18）、高等級旅游資源平均等級（X19）。其中，第三產業主導性=第三產業生產總值/GDP×100%,城市化水平=非農業人口/年末總人口×100%，資本開放度=實際利用外資額/GDP×100%,鄉村旅游資源品質指的是浙江省農家樂特色村（點）和五星級四星級農家樂的數量，高等級旅游資源平均等級指的是3A級以上景區分別與相應的權數相乘并相加，權數分別是5A景區為0.5,4A景區為0.3,3A景區為0.2。對原始數據進行相加、人均、百分比等計算，并進行均質化處理，從而得到適合因子分析的數據，進而對鄉村旅游發展情況進行研究。

3杭州市鄉村旅游發展動力的因子分析

3.1變量因子分析適合度檢測。本文運用Bartlett和KMO進行變量是否適合做因子分析的檢測，結果表明，Bartlett檢驗的觀察值為498.285，KMO值為0.658，Sig值為0.00，因此拒絕原假設表示變量之間存在相關關系，適合做因子分析。3.2提取因子。運用SPSS22軟件，采用主成分分析法提取因子，結果如表1、表2、表3所示。表1給出了每個變量共同度的結果，從表中數據可以看出，因子分析的變量共同度高，這說明變量的大部分信息都能被因子所分析，變量的信息損失比較少，說明因子分析的結果有效。從表2中可以看出，前四個因子的特征值大于1，并且前四個因子的累計方差貢獻率為95.065%，因此，提取四個公共因子，可以基本代表了19個變量的全部信息。為了突出表現各因子的典型代表性，以便于進行因子的解釋工作，所以對因子載荷矩陣實行方差最大正交旋轉法，進而得到表3，對杭州鄉村旅游發展動力進行評判。依照表3相關因子得分的歸屬情況，對相關因子進行命名和解釋。作用在第一個主因子上的變量有六個，分別為固定資產投資額、第三產業生產總值、第三產業主導性、批發和零售貿易業產值、城市化水平、含規上私營單位人才資源，前五個是代表經濟發展情況的，而含規上私營單位人才資源是代表人才資源，但是它也為經濟發展做貢獻，所以把它和前五個歸在一起，命名為經濟動力因子。作用在第二個主因子上的變量有五個，分別為農林牧漁產值、鄉鎮就業人數、鄉鎮女性從業人數、直接從事農業人數、耕地面積，命名為鄉村旅游產業基礎動力因子。作用在第三個主因子上的變量有三個，分別為常住人口人均GDP、就業人員平均工資、資本開放度，命名為社會服務動力因子。作用在第四個主因子上的變量有三個，分別為鄉村旅游資源品質、高等級旅游景區數量、高等級旅游資源平均等級，命名為旅游資源動力因子。3.3杭州鄉村旅游發展動力系統模型。綜上所述，杭州鄉村旅游發展主要受四個主導性因子的影響，即經濟動力因子，鄉村旅游產業基礎動力因子，社會服務動力因子和旅游資源動力因子。經濟發展水平決定即對居民的旅游消費意愿和能力有影響，同時也決定著一地對旅游資源的開發程度和旅游設施旅游服務的投入程度，是鄉村旅游發展的消費需求動力因子。鄉村旅游產業基礎決定著鄉村旅游發展的基礎，影響鄉村旅游開發的深度，對鄉村旅游的可持續發展影響巨大，是鄉村旅游的發展動力因子。社會服務水平影響鄉村旅游利用資金的能力，鄉村旅游就業者的薪資水平，是鄉村旅游發展必不可少的基礎性因素，是鄉村旅游發展的支持動力因子。旅游資源是旅游業開發的基礎條件，旅游資源的質量和吸引力對旅游業發展的影響重大，鄉村旅游資源對鄉村旅游的發展同樣起著重大的作用，鄉村旅游資源是鄉村旅游的環境動力因子。依照以上四個主導因子，構建杭州鄉村旅游發展動力系統模型，如圖1。

4結論和建議

本文分析了鄉村旅游發展動力的相關文獻，并咨詢了相關專家，在此基礎上，選取了影響鄉村旅游發展的19個評價指標。運用因子分析法對2015年杭州市鄉村旅游發展的基本情況進行分析，研究結果表明:杭州鄉村旅游發展受經濟動力因子，鄉村旅游產業基礎動力因子，社會服務動力因子和旅游資源動力因子等四個主導因子的影響，并在此基礎上構建了杭州鄉村旅游發展動力系統模型。杭州市鄉村旅游發展受經濟動力的影響非常大，經濟因素是杭州鄉村旅游發展的最主要的推動因素。同時社會服務因素對鄉村旅游發展也起著重大的推動作用。在未來的杭州鄉村旅游發展中，要繼續發揮社會經濟因素的主導作用，優化社會資源的配置，引導更多優良的社會資源和優質的社會服務向鄉村旅游產業傾斜，同時保護鄉村環境和生態，借助高品質的旅游資源帶動周邊鄉村旅游的發展，爭取把綠水青山變成金山銀山。

作者:郭文茹 單位:信陽農林學院