为实现传统村落保护利用和农户追求的可持续生计双方理想循环发展的模式,了解乡村振兴背景下传统村落保护利用的农户参与行为至关重要。基于计划行为理论设计问卷和半结构访谈法,调查收集花垣县传统村落农户的参与行为数据,通过SPSS中的logistic二元回归分析传统村落保护利用过程中的农户参与行为。研究结果表明:行为态度中的收入就业、主观规范中的政府及村干部、知觉行为控制中的能力以及参与意愿对农户的参与行为具有显著的正向影响,控制变量中的年龄因素对农户的参与行为具有显著负向影响,据此提出相关对策建议。 In order to realize the ideal circular development mode of both traditional village protection and utilization and the sustainable livelihood pursued by farmers, it is essential to understand the farmers’ participation in traditional village protection and utilization under the background of rural revitalization. Based on the theory of planned behavior, questionnaires and semi-structured interviews were designed to investigate and collect the participation behavior data of farmers in traditional villages in Huayuan County, and the farmers’ participation behavior in the process of protection and utilization of traditional villages was analyzed through logistic binary regression in SPSS. The results show that income and employment in behavioral attitude, government and village cadres in subjective norms, ability in perceived behavior control and willingness to participate have significant positive effects on farmers’ participation behavior, and age in control variables has significant negative effects on farmers’ participation behavior. Therefore, relevant countermeasures and suggestions are proposed.
为实现传统村落保护利用和农户追求的可持续生计双方理想循环发展的模式,了解乡村振兴背景下传统村落保护利用的农户参与行为至关重要。基于计划行为理论设计问卷和半结构访谈法,调查收集花垣县传统村落农户的参与行为数据,通过SPSS中的logistic二元回归分析传统村落保护利用过程中的农户参与行为。研究结果表明:行为态度中的收入就业、主观规范中的政府及村干部、知觉行为控制中的能力以及参与意愿对农户的参与行为具有显著的正向影响,控制变量中的年龄因素对农户的参与行为具有显著负向影响,据此提出相关对策建议。
乡村振兴,传统村落,农户参与行为,花垣县
—Taking Huayuan County in Western Hunan as an Example
Tianzhao Liu, Fangling Wu*, Keqiang Li
Geography and Tourism College of Hengyang Normal University, Hengyang Hunan
Received: Nov. 14th, 2022; accepted: Nov. 24th, 2022; published: Dec. 28th, 2022
In order to realize the ideal circular development mode of both traditional village protection and utilization and the sustainable livelihood pursued by farmers, it is essential to understand the farmers’ participation in traditional village protection and utilization under the background of rural revitalization. Based on the theory of planned behavior, questionnaires and semi-structured interviews were designed to investigate and collect the participation behavior data of farmers in traditional villages in Huayuan County, and the farmers’ participation behavior in the process of protection and utilization of traditional villages was analyzed through logistic binary regression in SPSS. The results show that income and employment in behavioral attitude, government and village cadres in subjective norms, ability in perceived behavior control and willingness to participate have significant positive effects on farmers’ participation behavior, and age in control variables has significant negative effects on farmers’ participation behavior. Therefore, relevant countermeasures and suggestions are proposed.
Keywords:Rural Revitalization, Traditional Villages, Peasant Household Participation Behavior, Huayuan County
Copyright © 2022 by author(s) and Hans Publishers Inc.
This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0).
http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
传统村落,原名古村落。是指那些形成较早,具有丰富的历史文化、艺术、经济及社会价值的村落,是中国农耕文明留下的最大遗产 [
本文借鉴Ajzen的计划行为理论研究传统村落农户的参与行为,当前关于计划行为理论的运用比较成熟且广泛。计划行为理论认为人在进行理性行为决策时会受到行为态度、主观规范、知觉行为控制影响 [
图1. 传统村落参与行为结构模型示意图
行为态度来源于个人对行为结果的评估和理解及信念结果(Ajzen, 1991) [
H1行为态度对农户参与传统村落保护利用工作具有显著的影响。
主观规范是指农户决定是否参与传统村落保护利用工作所感受到的重要人物和团体以及自身所带来的规范感。主要受到规范信念与遵从动机的影响(Ajzen, 1991) [
H2主观规范对农户参与传统村落保护利用的工作具有显著的影响。
知觉行为控制是指农户对实施某一特定行为时感知到的难易程度和可控性程度 [
H3知觉行为控制对农户参与传统村落保护利用工作具有显著的影响。
行为意愿是农户是否愿意参与传统村落保护利用工作重要动机因素,是决定农户参与行为决策的重要变量之一(Ajzen, 1991) [
H4参与意愿对农户参与传统村落保护利用的工作具有显著的影响。
控制变量主要包括农户的个体和家庭特征,农户自身固定的特征也会影响农户的参与行为。当农户进行理性决策时,农户会考虑自己是否有资本去参与,例如年龄大的农户参与会出于自己能力、资金、时间的考虑、评估自己是否可以参与;家庭年收入低的农户会出于想脱贫、缓解家庭压力、增加经济收入的因素积极参加;收入来源不同的农户在参与时、会出于参加后给他后续带来相关经济效益最大化的变化因素的综合考虑、进行理性决策,评估自己是否参与。基于此,提出以下假设:
H5控制变量对农户参与传统村落的工作具有显著的影响。
花垣县县级建制始于明洪武三十年,被称为“一脚踏三省”、“湘楚西南门户”,属于湖南省湘西土家族苗族自治州,其武陵山脉中段,处于湖南贵州重庆交界处其地理区位如图2。其矿产储量丰富、最多为锰铅锌,有着“东方锰都”、“有色金属之乡”美誉。其中有着丰富的人文和自然旅游资源,如磨老村、边城龙家大院、老卫城遗址、黄瓜寨、边城茶峒古镇等人文景观;以及塔里白水河、长乐乡犀牛洞、古苗河湿地公园、紫霞水库、花果山、石栏杆等自然风光;同时还有着古朴神秘的少数民族苗族文化和保存完好的非物质文化遗产保护项目,如苗语、苗鼓、苗绣、苗医药、苗族巴岱艺术、苗山歌等苗族文化,以及赶秋节、苗族武术、苗戏等文化遗产。花垣县下辖3乡9镇,2017年人口普查总人口达到31.27万人;2020年花垣县退出贫困县,同年生产总值为753,618万元。截止2021年,花垣县总共有31个村先后分批次入选中国传统村落名录,全都为苗族聚居地村落,因此选择花垣县的传统村落作为研究区域具有代表性。
图2. 花垣县在湖南省的位置以及调研村落景观图片
本研究主要使用问卷调查和半结构访谈法。问卷设计共分为三部分,第一部分主要为农户的个人和家庭特征,第二部分主要为农户的参与行为方式和原因,第三部分主要根据计划行为理论的中三大要素,增加参与意愿,去了解农户对传统村落保护利用的认识和看法。问卷调查数据收集后采用SPSS26.0软件对原始数据进行处理分析和归纳。半结构访谈法主要作为一个辅助问卷调查的开展,主要访问农户的意愿、看法、需求以及需要哪方面实质性的帮助。
统计量 | 类型 | 样本数(人) | 百分比(%) |
---|---|---|---|
性别 | 男性 | 91 | 59.87% |
女性 | 61 | 40.13% | |
年龄 | 30岁以下 | 27 | 17.76% |
30~39岁 | 30 | 19.74% | |
40~49岁 | 32 | 21.05% | |
50岁以上 | 63 | 41.45% | |
文化程度 | 小学 | 42 | 27.63% |
初中 | 48 | 31.58% | |
高中或中专 | 41 | 26.97% | |
大专及以上 | 21 | 13.82% | |
政治面貌 | 团员 | 18 | 11.84% |
共产党 | 15 | 9.87% | |
群众 | 119 | 78.295 | |
家庭年收入 | 10,000~15,000 | 50 | 32.89% |
15,000~20,000 | 34 | 22.37% | |
20,000~25,000 | 36 | 23.68% | |
25,000以上 | 32 | 21.05% | |
家庭人数 | 2~3人 | 16 | 10.53% |
3~5人 | 63 | 41.45% | |
5人以上 | 73 | 48.03% | |
家庭耕地面积 | 5亩以下 | 136 | 89.47% |
5~10亩 | 14 | 9.21% | |
10亩以上 | 2 | 1.32% | |
家庭收入来源 | 务工 | 90 | 59.21% |
务农 | 54 | 35.53% | |
低保扶持 | 16 | 10.53% | |
本地工作 | 60 | 39.47% | |
个体经营 | 14 | 9.21% |
表1. 受访村民基本特征
正式调查问卷发放主要集中在古苗河花桥村、十八洞村、长乐乡鸭八溪村。上述村落均有参加乡村振兴项目,且参加农户人数较多。由于受访者大多数文化水平有限和年龄较大的农户,对调查内容不够了解且填写方式存在一定的困难,为提高问卷作答的完整性、可靠性、真实性,本论文采用以家庭为单位选择受访农户以及对村民进行现场解说问卷调查的具体内容,并实时记录他们的问题观点、态度、需求、建议,及时收回问卷,先于2021年2月中旬进行了预调研,然后根据农户的反映和调查实地状况对问卷进行修正,最后在2021年2月24日~27日期间共发放问卷170份,实际收回有效问卷152份,问卷有效率为88%。
从有效问卷调查中的农户基本特征统计结果表1可以看到,在性别方面,男性占59.87%,较高于女性;在年龄方面,主要人群为50岁以上,占41.45%;在文化程度方面,初中最多为31.58%;在政治面貌上,群众人数最多,占78.29%;在家庭年收入上,10,000~15,000最多,占32.89%;在家庭人数上,5人以上最多,占48.03%;在家庭耕地面积上,5亩以下最多占89.47%;在家庭主要收入来源上,务工最多主要占59.21%。
变量 | 变量说明 | 赋值说明 |
---|---|---|
y | 是否参与传统村落保护利用工作(乡村振兴项目) | 是 = 1;否 = 0 |
x1 | 我认为参与传统村落保护工作是必要的 我认为参与传统村落保护利用工作能增加收入和就业机会 我认为参与传统村落保护利用工作可以促进本地生态、旅游、文化可持续发展 我认为参与传统村落保护利用工作能完善本地基础设施 | 5代表非常同意;4代表同意;3代表一般;2代表不同意;1代表非常不同意 |
x2 | 亲朋好友认为应该参与到传统村落保护利用工作 村民邻居认为我应该参与到传统村落保护利用工作 政府及村干部鼓励我参与传统村落保护利用工作 | 5代表非常同意;4代表同意;3代表一般;2代表不同意;1代表非常不同意 |
x3 | 我了解乡村振兴和本村保护利用发展规划 我认为我有足够的时间参与到传统村落保护利用工作 我认为我有一定的能力参与到本地传统村落保护利用工作 我认为我有一定的资金参与传统村落保护利用工作 我有合适的途径参与本地传统村落保护利用工作 | 5代表非常同意;4代表同意;3代表一般;2代表不同意;1代表非常不同意 |
x4 | 我愿意参与传统村落保护利用工作 我愿意尽最大的能力保护利用传统村落 | 5代表非常同意;4代表同意;3代表一般;2代表不同意;1代表非常不同意 |
x5 | 性别 年龄 文化程度 政治面貌 家庭年收入 家庭人数 家庭耕地面积 家庭收入来源 | 男 = 1;女 = 2 30岁以下 = 1;30~39岁 = 2; 40~49岁 = 3;50岁以上 = 4 小学 = 1、初中 = 2、高中或中专 = 3、 大专及以上 = 4 团员 = 1;共产党 = 2;群众 = 3 10,000~15,000 = 1;15,000~20,000 = 2;20,000~25,000 = 3;25,000以上 = 4 2~3人 = 1;3~5人 = 2;5人以上 = 3 5亩以下 = 1;5~10亩 = 2;10亩以上 = 3 务工 = 1;务农 = 2;低保扶持 = 3; 本地工作 = 4;个体经营 = 5 |
表2. 变量说明及赋值
传统村落保护利用农户的参与行为回答选项仅有“是”和“否”,是一个典型的二元选择模型,因此本文研究采用二元logistic回归模型来分析。模型的具体公式 [
Logistic ( y ) = log [ p / ( 1 − p ) ] = β 0 + ∑ i = 1 n β i x i + μ (1)
其公式中,y为因变量;xi为自变量;P为农户参与传统村落保护利用工作的概率;β0为常数项,βi为第i个影响因素的回归系数,β0和βi的值可用极大似然估计法估计;μ为随机误差项。
根据上述创建基于计划行为理论的传统村落保护利用参与行为模型,因变量y和自变量x1 (行为态度)、x2 (主观规范)、x3 (知觉行为控制)、x4 (参与意愿)、x5 (控制变量)变量说明及赋值如表2所示。
本文基于SPSS26.0的可靠性分析和降维对问卷数据进行信度和效度检验。结果表明;问卷的可靠性总体Cronbach’s Alpha值为0.936大于0.9,其中行为态度的Cronbach’s Alpha值为0.781、主观规范Cronbach’s Alpha值为0.901、知觉行为控制Cronbach’s Alpha值为0.946、参与意愿Cronbach’s Alpha值为0.840 (表3),问卷数据总体效度KMO为0.785大于0.7,Bartlett的球形度检验近似卡方3618.867,显著水平为0.000 (表4),说明问卷的信度和效度良好。
变量 | 题项数 | Cronbach’s α信度系数 |
---|---|---|
行为态度 | 4 | 0.781 |
主观规范 | 3 | 0.901 |
知觉行为控制 | 5 | 0.946 |
参与意愿 | 2 | 0.840 |
总变量 | 14 | 0.936 |
表3. 信度分析表
KMO和巴特利特检验 | ||
---|---|---|
KMO取样适切性量数 | 0.785 | |
巴特利特球形度检验 | 近似卡方 | 3618.867 |
自由度 | 820 | |
显著性 | 0.000 |
表4. 效度分析表
本文由村民是否参与乡村振兴项目(传统村落保护利用工作)作为自变量,然后通过SPSS26.0的统计软件对样本农户进行logistic回归处理,验证本论文的模型拟合度,由表5看出卡方越来越大,显著性基本为0,说明模型越来越显著,由表6看出考克斯–斯奈儿R方和内戈尔科R方也是越来越大且趋向接近于1,说明本论文的模型拟合度非常好,模型可以接。
卡方 | 自由度 | 显著性 | ||
---|---|---|---|---|
步骤1 | 步骤 | 70.660 | 1 | 0.000 |
块 | 70.660 | 1 | 0.000 | |
模型 | 70.660 | 1 | 0.000 | |
步骤2 | 步骤 | 27.312 | 1 | 0.000 |
块 | 97.972 | 2 | 0.000 | |
模型 | 97.972 | 2 | 0.000 | |
步骤3 | 步骤 | 22.999 | 1 | 0.000 |
块 | 120.972 | 3 | 0.000 | |
模型 | 120.972 | 3 | 0.000 | |
步骤4 | 步骤 | 23.900 | 1 | 0.000 |
块 | 144.871 | 4 | 0.000 | |
模型 | 144.871 | 4 | 0.000 | |
步骤5 | 步骤 | 8.900 | 1 | 0.003 |
块 | 153.771 | 5 | 0.000 | |
模型 | 153.771 | 5 | 0.000 |
表5. 模型系数的总和检验
步骤 | −2对数似然 | 考克斯–斯奈尔R方 | 内戈尔科R方 |
---|---|---|---|
1 | 83.111a | 0.372 | 0.584 |
2 | 55.799a | 0.475 | 0.747 |
3 | 32.800a | 0.549 | 0.862 |
4 | 8.900a | 0.614 | 0.966 |
5 | 0.000b | 0.636 | 1.000 |
表6. 模型拟合优度检验
最后运用软件SPSS26.0对研究变量进行logistic二元回归分析,以农户是否参与传统村落保护利用工作作为因变量,选择逐步进入分析的方法,依次输入行为态度、主观规范、知觉行为态度、参与意愿、控制变量,研究五个自变量与农户参与行为的关系,得到回归分析发现如下:
第一,在农户的行为态度与农户的参与行为上,农户的其他行为态度中的因素显著性都大于0.05,对农户的参与行为影响不显著,只有“我认为参与到传统村落保护利用工作能增加收入和就业机会”的显著性为0.006小于0.05显著,且系数为正。可见农户的行为态度对农户的参与行为具有显著正向作用,由此假设H1得到验证。由此表明农户最在意的是生计问题,参与传统村落保护利用工作是否能满足他们的生计问题,是促进农户参与积极性的关键。
第二,在农户的主观规范与农户的参与行为上,农户的亲朋好友、村民邻居显著性大于0.05,对农户的参与行为影响不显著,只有“政府及村干部鼓励参与传统村落保护利用工作”显著性为0.001小于0.05显著,且系数为正。可见农户的主观规范对农户的参与行为产生显著正向作用,由此假设H2得到验证。表明政府及村干部对农户的参与行为影响大,在农户看来,政府及村干部是权威和知识的代表,农户的参与性和有效教育培训,政府及村干部发挥着巨大的影响作用。
第三,在农户的知觉行为控制与农户的参与行为上,农户的时间、资金、途径的显著性大于0.05,对农户的参与行为影响不显著。只有农户的能力显著性为0.000小于0.05显著,且系数为正。可见农户的知觉行为控制对农户的参与行为产生显著正向作用,由此假设H3得到验证。由此表明农户有能力参与传统村落保护利用工作,但有内外在因素影响农户的参与性,农户在参与时会考虑重要因素,这也说明农户在参与时会做出相关理性思考。
第四,在参与意愿与农户的参与行为上,农户的参与意愿显著性为0.044小于0.05,对农户是否参与传统村落保护利用工作影响显著,且系数为正。可见农户的参与意愿对农户的参与行为具有显著正向作用,由此假设H4得到验证。表明农户的参与意愿越强烈,参与积极性越高,对如何有效教育培训农户有推动作用。
第五,在控制变量中,根据分析呈现出农户的性别、文化程度、政治面貌、家庭年收入、家庭人数、家庭收入来源显著性大于0.05,对农户的参与行为影响不显著。农户的年龄显著性为0.034小于0.05显著,且系数为负。可见控制变量与农户的参与行为呈显著负向影响。由此推断H5假设得到验证,由此表明影响农户参与行为主要的因素是年龄,农户的年龄越高,农户的参与积极性越低。可能相关原因是年龄大的农户在家带孙子,没有时间和能力参与到传统村落保护利用工作中。
综上剔除不重要的影响因素,得到的logistic的回归分析表,详细结果如表7。
B | 标准误差 | 瓦尔德 | 自由度 | 显著性 | ||
---|---|---|---|---|---|---|
步骤1a | 我认为参与传统村落保护利用工作能增加收入和就业机会 | 0.787 | 0.284 | 7.655 | 1 | 0.006 |
常量 | −1.728 | 1.109 | 2.428 | 1 | 0.119 | |
步骤2b | 政府及村干部鼓励参与传统村落保护利用工作 | 0.901 | 0.274 | 10.842 | 1 | 0.001 |
常量 | −1.437 | 0.827 | 3.020 | 1 | 0.082 | |
步骤3c | 我认为我有一定的能力参与到传统村落保护利用工作 | 1.012 | 0.289 | 12.282 | 1 | 0.000 |
常量 | −1.480 | 0.777 | 3.630 | 1 | 0.057 | |
步骤4d | 我愿意参与到传统村落保护利用工作 | 0.896 | 0.446 | 4.039 | 1 | 0.044 |
常量 | −2.316 | 1.819 | 1.622 | 1 | 0.203 | |
步骤5e | 年龄 | −0.423 | 0.199 | 4.494 | 1 | 0.034 |
常量 | 2.639 | 0.665 | 15.728 | 1 | 0.000 |
表7. 模型回归总体结果
本文结合Ajzen的计划行为理论,利用SPSS的logistic二元回归模型对传统村落保护利用过程中农户的参与行为及其影响因素进行分析。研究结果表明:行为态度中的收入就业、主观规范中的政府及村干部、知觉行为控制中的能力、参与意愿对农户参与传统村落保护利用工作具有显著的正向作用;控制变量中的年龄因素对农户参与传统村落保护利用工作具有显著的负向作用。这表明农户的参与行为主要受收入就业、政府及村干部、能力与意愿、自身年龄等因素的影响。
政府和村干部应积极引导和利用外部力量,因人而异为农户提供能够满足生计的工作。前述研究结果表明收入就业、政府及村干部、能力、参与意愿等因素显著影响农户的参与行为。因此,需要政府和村干部积极引导,利用外部力量(旅游企业、合作社),通过相关知识技能的教育培训,为农户提供一项能维持生计的工作。且应针对不同年龄阶段、文化水平、家庭资源禀赋等个人和家庭不同特征的农户,给予分阶段的培训教育和帮助。同时想法设法留住村里的年轻人,因为大多数年轻人学历较高且能力强,而且他们是农户精英的潜在群体,支持他们家乡创业,对他们进行关于传统村落保护利用相关知识和技能的教育培训,让他们带动家人共同参与传统村落保护利用,村民人人参与,达到农户和村落的有机结合,真正体现传统村落保护利用过程中农户主体地位。
当前,受经济、文化等多种因素的影响,农户对传统村落文化的保护意识逐渐淡化,很多农户对自家老屋建筑不是任其荒废就是拆毁重建新房,传统村落日渐消亡。例如,笔者在调查中就发现,当地村落的传统建筑大多受到不同程度的破坏和荒废,年轻一辈的苗族农户已不太会讲苗语、苗族古老话、苗族唱调,不太会制作苗族的传统菜肴,对苗族的一些传统习俗也不太了解。因此,政府及村干部应大力宣扬传统文化的价值和保护传统文化的意义,让农户了解保护传统村落的重要性和紧迫性,培养农户保护传统村落的意识,引导农户在保护的基础上利用村落文化遗产资源发家致富,提高农户参与的积极性和主动性。与此同时,加大对村落保护的支持力度,对农户修缮传统建筑、开展传统文化活动等给予政策和资金支持,鼓励农户保护好传统建筑风貌,传承好传统文化。
在如何保护利用传统村落的问题上,应多听取村落农户的意见,积极回应农户的需求。传统村落的灵魂是文化,文化的继承和发扬离不开人,传统村落保护利用最终的落脚点仍然是农户,只有真正了解农户的诉求,采取传统村落保护利用和农户可持续生计双方循环发展的理想模式,才能实现传统村落的有效保护与合理利用,最终达到乡村振兴战略总要求。
传统村落的年轻人应抓住国家乡村振兴政策的契机,努力学习,不断加强自身能力建设,积极主动投入到家乡的建设中去,为传统村落振兴贡献力量。同时,农户之间应该增强合作意识,精诚团结,在村落的保护和发展中发挥主体作用,不因外部力量的参与让村落失去自身的原真性,使本村的资源利用外化,农户利益受损,影响传统村落的可持续发展。
2020年度湖南省哲学社会科学基金项目(20YBA034)。
刘天曌,吴芳玲,李克强. 乡村振兴背景下传统村落保护利用的农户参与行为研究——以湘西花垣县为例Research on Farmers’ Participation Behavior in the Protection and Utilization of Traditional Villages in the Context of Rural Revitalization—Taking Huayuan County in Western Hunan as an Example[J]. 世界经济探索, 2022, 11(04): 364-375. https://doi.org/10.12677/WER.2022.114041