西部地區(qū)農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)行為及方式的影響
——基于云南省國家休閑農業(yè)示范區(qū)域的調查

楊歌謠 周常春* 楊光明

(1.昆明理工大學 管理與經濟學院,昆明 650093；2.重慶理工大學 管理學院,重慶 400054)

休閑農業(yè)是農業(yè)產業(yè)融合的新業(yè)態(tài)，是鄉(xiāng)村旅游中與農戶關系較為緊密的一種類型，可促進三產融合，提高農業(yè)附加值，使農戶收入結構多樣化，保障并提高農戶收入[1]。我國西部地域遼闊，氣候類型多樣，特色農產品種類豐富且歷史悠久，有著得天獨厚的農業(yè)資源，同時，西部地區(qū)旅游資源和民族文化資源豐富，游客數量充足，發(fā)展休閑農業(yè)的優(yōu)勢非常明顯[2-3]。2016年農業(yè)部會同發(fā)展改革委、財政部等14部門聯(lián)合印發(fā)了《關于大力發(fā)展休閑農業(yè)的指導意見》，提出對資源稟賦有優(yōu)勢的貧困地區(qū)，要優(yōu)先支持農民，特別是建檔立卡貧困戶發(fā)展休閑農業(yè)。但是，西部地區(qū)貧困人口集中，少數民族人口占比較大，經濟和社會發(fā)展與東部和中部地區(qū)仍存在差距，農戶對休閑農業(yè)的參與率不高，參與程度較低[4-5]，這對農戶們的增收形成了障礙，同時也影響了休閑農業(yè)的發(fā)展，不利于改善西部休閑農業(yè)全要素生產率嚴重滯后于發(fā)達地區(qū)的現況[6]。因此研究西部地區(qū)農戶參與休閑農業(yè)的行為具有重要意義，有利于構建科學的休閑農業(yè)參與體系，帶動西部地區(qū)鄉(xiāng)村經濟發(fā)展。

目前針對休閑農業(yè)中農戶參與行為的研究不是很多，比較有代表性的是以下觀點。舒伯陽等[7]認為農戶如果要參與休閑農業(yè)，那么其所在區(qū)域必須是旅游特色經濟區(qū)域，或者是有休閑農業(yè)需求的區(qū)域，農戶要擁有一定從事休閑農業(yè)的資源，譬如土地、特色農業(yè)資源、人力資源以及相應的流動資金等。張遵東等[4]以貴陽市為例，通過對省會城市郊區(qū)農戶進行調查，發(fā)現34%的農民對發(fā)展休閑農業(yè)的作用不了解，對自身主體地位認識不清，再加上土地依賴性和風險回避心理等，使農戶對參與休閑農業(yè)持有懷疑態(tài)度。裴錦澤[8]從有限理性經濟人和社會人角度出發(fā)，用二元Logit模型對福建省休閑農業(yè)示范鄉(xiāng)鎮(zhèn)農戶的調查數據做了分析，研究發(fā)現對農戶參與行為影響最大的3個因素依次為：親友參與情況、農戶的資源狀況和個人收入水平。

盡管現有的研究已經有了一些初步的積累，但還存在很多不足之處。一是農戶參與休閑農業(yè)的實證研究較少，所提出的相關影響因素比較零散，系統(tǒng)性和條理性不足，缺乏理論支撐，不能很好解釋農戶參與休閑農業(yè)的行為。二是現有研究大部分是基于較為發(fā)達的東部地區(qū)或省會城市郊區(qū)來收集數據并進行實證分析，對農戶參與問題更為突出的西部地區(qū)關注不夠。三是現有研究大多是對農戶整體參與行為的分析，缺乏對具體參與方式的分類及進一步的深入研究。

本研究認為資源稟賦理論和理性小農理論可以較好解釋農戶參與休閑農業(yè)的行為，休閑農業(yè)資源豐富、農戶資源稟賦較為匱乏的西部地區(qū)是研究該問題的理想區(qū)域，同時，農戶具體參與方式可以進一步區(qū)分為“個體經營”、“勞動力參與”和“土地參與”，并依據農戶稟賦的異質性進行深入的探討?；谝陨峡紤]，本研究選取西部地區(qū)中休閑農業(yè)優(yōu)勢較為突出的云南省為調研地，對國家休閑農業(yè)示范區(qū)域的農戶展開調查，分析在有利環(huán)境下，農戶稟賦對農戶是否參與休閑農業(yè)及具體參與方式的影響，為提高西部乃至全國地區(qū)農戶對休閑農業(yè)的參與率提供微觀經驗數據。

1 理論分析

1.1 農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)行為的影響

瑞典經濟學家Ohlin[9]最早提出了資源稟賦理論，他用勞動、資本、土地和技術等各種生產要素來解釋國際貿易中交換的商品所擁有的比較成本優(yōu)勢。一個地區(qū)的資源稟賦一般被劃分為自然資源和社會經濟資源兩大類，學者們普遍認為如果能對資源有正確的認識，并有效率地調動資源是獲得競爭優(yōu)勢的關鍵[10]。隨著研究的推進，資源稟賦理論已經不局限在國際貿易領域，其研究范圍有很大的拓展，資源稟賦理論被用來解釋區(qū)域、企業(yè)、家庭，甚至個人的發(fā)展等問題。

農戶稟賦是指農戶的家庭成員及整個家庭先天或后天所擁有的資源和能力[11],按照資源稟賦理論思想，村民充分認識和利用農戶稟賦可以使農戶獲得競爭優(yōu)勢，達到較高的經濟產出。美國經濟學家Schultz[12]的“理性小農理論”指出農戶是精明能干的，并富有進取精神，可以對所具備的資源進行適度運用。故農戶在行為決策之前會理性考慮家庭稟賦狀況，并充分利用以獲得競爭優(yōu)勢，從而增加收益[13]。目前關于農戶參與休閑農業(yè)的研究也指出，是因為農民自身素質條件及資金等稟賦限制，農戶的參與情況和受益狀況才出現了較大差異[4]，由此可知，農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)的決策和行為選擇起到了重要的決定作用。

“計劃行為理論”也給上述思想提供了支持，該理論認為個體的行為受到意圖和知覺行為控制的影響，而意圖又受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響，可以看出，知覺行為控制對個體行為發(fā)揮了重要作用。知覺行為控制包括了個體知覺到的可能促進和阻礙其個體執(zhí)行行為的所有因素[14]，而農戶稟賦正是知覺行為控制的重要組成部分，它可以讓農戶感知到參與休閑農業(yè)是容易的還是困難的，從而影響了其最終的參與行為。

為了進一步探討不同農戶稟賦特征對農戶參與休閑農業(yè)行為的影響，參照相關的研究文獻，本研究將農戶稟賦歸納為人力資本稟賦、社會資本稟賦、經濟資本稟賦和自然資本稟賦四大類，并分別做出理論分析如下：

1)人力資本稟賦。農戶的人力資本是指農戶家庭成員因教育、實踐經驗等獲得的知識和技能等積累[15]。本研究認為以下4個變量可以較好表征人力資本稟賦：①家庭勞動力數量。家庭勞動力數量富足意味著較好的家庭經濟狀況[16]，可增強農戶參與休閑農業(yè)項目的勇氣和信心。②戶主受教育程度。戶主對家庭決策有較大的說話權，一般來說，戶主的受教育程度越高，越能對參與休閑農業(yè)的益處有清晰的認識[17]，但是，西部地區(qū)經濟發(fā)展與我國內地及東南部地區(qū)還存在一定的差距，受教育程度較高的人群存在人才流失的可能性[18]，故受教育程度較高農戶參與休閑農業(yè)的可能性較低?？紤]到西部地區(qū)要想留住人才，在本地需要有較好的項目及各種有利的政策支持環(huán)境，本研究引入扶持政策認知作為調節(jié)變量，認為它將調節(jié)戶主受教育程度對農戶參與休閑農業(yè)行為的作用。③家庭成員外出打工經驗。休閑農業(yè)季節(jié)性明顯，農戶可以受益的時間有限，而外出打工的勞動報酬較高且持久，對比之下，很多有外出打工經驗的村民會選擇繼續(xù)外出打工，④家庭成員經營管理經驗。有經營管理經驗的村民有較高的組織能力，且有資金積累的可能性更大，有利于農戶參與休閑農業(yè)。

2)社會資本稟賦。社會資本是在信任、互惠基礎上所形成的社會關系網絡[19]。由于農戶非常重視親緣關系，親戚朋友經常有互幫互助的現象，因此本研究以下面這些變量來表征社會資本：①親戚數量。親戚數量豐富可以給農戶帶來較多的外部信息，有助于消除信息不對稱現象，還可以幫助農戶從關系網絡中獲取自己不具備的生產資料，故農戶參與休閑農業(yè)的可能性較高。②是否有村干部。家庭成員有村干部可以有更廣泛的人際網絡[17]，有利于農戶及時了解國家對休閑農業(yè)的各種支持政策與措施，提升農戶的決策能力，增加農戶參與休閑農業(yè)的概率。③是否有參與并致富的親戚朋友。西部地區(qū)地形復雜，交通不便，農戶與外界接觸較少，且知識水平有限，不具備較好的信息獲取能力和判斷能力[20]，因此與農戶有親密關系的人群的示范效應會很強[8]。所以如果農戶有參與休閑農業(yè)并致富的親戚朋友，農戶很有可能會模仿他們的行為，提高參與的可能性。

3)經濟資本稟賦。經濟資本體現了農戶的經濟收入和地位。本研究選擇以下變量來表征經濟資本：①家庭收入水平。家庭收入較好的農戶一方面會有更多的資金去啟動休閑農業(yè)創(chuàng)業(yè)項目，另一方面也可以通過投入經濟資本來培育和鞏固社會稟賦和人力稟賦，對外部信息的獲取能力和理解能力較好[21]，更有可能參與休閑農業(yè)行為。②農業(yè)收入占比。農業(yè)收入占比較高的農戶對土地的依賴性較大，收入較低，承擔風險能力差[4]，參與休閑農業(yè)的概率會較低。③籌集資金能力?；I集資金能力體現了農戶消除資金障礙的能力，籌集資金能力越強，參與休閑農業(yè)的概率越大。

4)自然資本稟賦。自然資本主要是指有利于現在或未來生計的自然資源及環(huán)境資產的存量[21]。選擇以下變量來表征自然資本：①耕地面積。擁有較大耕地面積的農戶很有可能會受到資源束縛[8]，降低了參與休閑農業(yè)的可能性。②靠近道路。擁有靠近道路的耕地或宅基地有助于農戶開展草莓采摘、農家樂等休閑農業(yè)項目，提升其參與休閑農業(yè)的可能性。③靠近景點。西部地區(qū)有大量國內知名旅游景點，這些景點可以給附近區(qū)域帶來人流優(yōu)勢，故擁有靠近景點的耕地或宅基地有利于農戶開展休閑農業(yè)項目，增加農戶參與休閑農業(yè)的可能性。

1.2 農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)具體方式的影響

基于前述理論分析，農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)的決策及行為有重要的影響，因此基于農戶理性，農戶會根據自己的稟賦狀況選擇利益最大的、最適合自己的參與方式。向銀[22]的研究結果表明，農戶以勞動力要素和土地要素參與鄉(xiāng)村旅游項目的程度較高，但是，受資本和專業(yè)水平所限，資本要素參與程度不高，且參與項目單一。由此可見，農戶稟賦的異質性已經影響到農戶的具體參與行為，農戶的參與行為呈現出差異性的特點。

為了就農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)具體方式的影響做出進一步的分析，首先對各參與方式做出分類，參考向銀[22]基于生產要素理論的參與方式劃分，又考慮到我國西部大部分是欠發(fā)達地區(qū)，通過投資分紅等形式的資本參與行為較少，資本參與主要表現為個體經營，因此本研究將西部地區(qū)農戶的參與行為區(qū)分為“個體經營”、“勞動力參與”和“土地參與”，建立本研究的理論框架如圖1所示。本研究就農戶稟賦對各參與方式的主要影響做理論分析如下：

圖1 農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)行為及方式影響的理論框架

1)個體經營。個體經營是指生產資料歸農戶所有，以農戶勞動為基礎，勞動所得歸農戶所有的一種經營形式。農戶一般會個體經營農家樂、蔬果采摘、中小型景觀莊園等較初級的休閑農業(yè)項目。由于個體經營對農戶稟賦的要求較高，已有研究表明西部地區(qū)農戶資源稟賦的匱乏已給個體經營造成了較大障礙[23]。農戶稟賦影響的具體分析如下：①人力資本稟賦。當農戶個體經營休閑農業(yè)項目時，往往是在戶主的帶領下，組織家庭成員一起參與，因此家庭的自有勞動力數量對個體經營發(fā)揮了積極正向的作用；由于西部地區(qū)存在較大人才流失的可能性[18]，故受教育程度較高農戶個體經營休閑農業(yè)項目的概率較低，本研究認為扶持政策認知可調節(jié)戶主受教育程度對個體經營方式的作用；家庭成員有外出打工經驗很有可能會導致家庭勞動力的習慣性外流，故會降低農戶個體經營的可能性；家庭成員的經營管理經驗有利于增加農戶個體經營的信心及付諸實踐的可能性。②社會資本稟賦。家里有村干部的家庭可能因為對休閑農業(yè)發(fā)展前景和政策有更深入的了解，從而增加個體經營的概率；因為休閑農業(yè)項目的經營性收入較高[1]以及農村示范效應的存在，有參與并致富的親朋好友會增加農戶個體經營的熱情和概率[8]。③經濟資本稟賦。家庭收入水平高、籌集資金能力強可以為農戶提供創(chuàng)業(yè)資金，提高個體經營的可能性。④自然資本稟賦。有靠近道路或景點的耕地或宅基地可以降低農戶的創(chuàng)業(yè)成本，提高個體經營可能性。

2)勞動力參與。本研究的勞動力參與是指農戶將自身勞動力投入到休閑農業(yè)生產中去，其中將自身勞動力投入到個體經營項目中的情形不包括在內。勞動力參與的主要表現形式為在休閑農業(yè)項目中打工，因為很多大型、高端的休閑農業(yè)項目是由進駐鄉(xiāng)村的公司所開發(fā)的，服務業(yè)高密度的勞動力需求給附近村民提供了本地打工機會。相關農戶稟賦的影響分析如下：①社會資本稟賦。親戚數量多的農戶在本地擁有更多的親密關系網絡，更容易獲取在休閑農業(yè)項目中打工的機會[21]；因為農村示范效應現象的普遍存在，有參與并致富的親朋好友會增加農戶對休閑農業(yè)項目的信心和興趣[8]，為了積累經驗或獲取期望的高薪酬，在此類項目中打工的可能性會提高。②自然資本稟賦。耕地面積較大的家庭，因為與農業(yè)關系密切，勞動力資源更加緊缺[24]，因此降低了勞動力參與其他休閑農業(yè)項目的可能性；有靠近道路或景點的耕地或宅基地說明農戶離休閑農業(yè)項目較近，就近打工的可能性較高。

3)土地參與。本研究的土地參與是指農戶通過合法出租、轉讓土地使用權，或者以土地使用權作價入股等方式參與休閑農業(yè)。相關農戶稟賦的影響分析如下：①社會資本稟賦。親戚數量多的農戶對土地需求會有更多的掌握[21]，更容易抓住外部機會進行土地參與。同時，親戚朋友的示范帶動效應也會提高農戶“土地參與”的概率[8]。②經濟資本稟賦。農業(yè)收入占比較高的家庭可能對土地較為依賴，從而降低土地參與休閑農業(yè)項目的概率[25]。③自然資本稟賦。耕地的面積越大，農戶擁有的土地資源越豐富，越有可能土地流轉參與休閑農業(yè)[25]。

2 樣本數據和描述性統(tǒng)計

2.1 數據采集

云南省有著豐富的農業(yè)和旅游資源，且民族風情獨特，有著發(fā)展休閑農業(yè)的得天獨厚的優(yōu)勢。2010年以來，云南省先后有12個縣被評為全國休閑農業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣，同時還創(chuàng)建了21個全國休閑農業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范點。本研究數據來自課題組于2018年7—10月期間對云南省國家休閑農業(yè)示范區(qū)域農戶的問卷調查。考慮到休閑農業(yè)的地理分區(qū)特征，首先，將云南省的所有以休閑農業(yè)為主要特色的國家示范點/縣分為大都市郊區(qū)和景區(qū)邊緣地區(qū)兩類[7]；然后，以所在縣為單位，從兩個類別中分別抽取兩個地點；最終，選定澄江縣、建水縣、騰沖市(縣級市)和丘北縣為樣本調查區(qū)域，其中前兩個縣在省會城市昆明市附近，有利于家庭自駕車前往；后兩個調研地有接待量在省內排名前十的熱門景區(qū)(1)依據《“游云南”2018年大數據報告》，云南網(http:∥yn.yunnan.cn)，2019年1月23日，具有較強的旅游人流優(yōu)勢；采取問卷調查和訪談相結合的方式進行隨機抽樣，共收集問卷584份，剔除無效問卷后得到最終問卷數量為558份，有效率為95.5%。表1給出了樣本的鄉(xiāng)鎮(zhèn)分布情況。

表1 調查地區(qū)和有效樣本量

2.2 描述統(tǒng)計

樣本農戶的基本信息及其參與休閑農業(yè)行為特征如表2所示。戶主年齡集中在40～50歲，初中文化程度的較多，家庭勞動力數量集中在3～5人。統(tǒng)計結果顯示，在558個樣本中，發(fā)生參與行為的有116戶，占20.8%。發(fā)生參與行為的農戶中，以土地參與方式參與的共39戶，占比7%；勞動力出租參與的有51戶，占比9.1%；經營主體身份參與的有59戶，占10.6%；因部分農戶采用1種以上參與方式參與休閑農業(yè)，故各參與方式占比之和不為前述的20.8%。

表2 樣本農戶及其參與行為特征

注：數據來源于調研數據。下同。

Note: Data is adapted from survey data.The same below.

3 模型選擇和分析

3.1 模型選擇

為考察西部地區(qū)農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)行為的影響，本研究識別以下基本表達式：

Yi=β0+∑m=1β1iXi+β2XedZj+∑n=1β3iNi+εi

(1)

為區(qū)分“農戶是否參與休閑農業(yè)”和“農戶具體參與休閑農業(yè)的方式”，式(1)識別了4組基本模型。模型1：Yi表示第i個農戶是否已參與休閑農業(yè)二分變量，1表示農戶已參與休閑農業(yè)，0表示還沒有參與休閑農業(yè)；模型2：Yi表示第i個農戶是否以“個體經營”方式參與休閑農業(yè)，1表示是以該種方式參與，0表示不以該種方式參與；模型3：Yi表示第i個農戶是否以“勞動力參與”方式參與休閑農業(yè)，1表示是以該種方式參與，0表示不以該種方式參與；模型4：Yi表示第i個農戶是否以“土地參與”方式參與休閑農業(yè)，1表示是以該種方式參與，0表示不以該種方式參與。

模型2～4中農戶各參與方式之所以繼續(xù)使用“0”和“1”進行賦值，是因為農戶可同時選擇1種以上方式參與休閑農業(yè)，3種參與方式并不相互排斥，不符合多項Probit的使用前提[26]，因此無法用1個變量進行賦值代替。

在共同變量方面，Xi衡量農戶i所具備的各項農戶稟賦要素，Xed表示農戶稟賦要素中的戶主受教育程度，Zj表示扶持政策認知，Zj是影響Xed對Yi影響的調節(jié)變量，XedZj為戶主受教育程度與扶持政策認知的交叉項，Ni為控制變量，包括戶主的年齡、健康、學習能力和風險偏好。β0為常數項，β1i、β2、β3i為待估計系數，εi為擾動項。

基于因變量的特征，選擇采用二元Probit模型來估計模型1?？紤]到如果對模型2～4分別進行二元Probit建模，雖然結果依然為一致估計，但可能損失效率，又考慮到這三個模型的解釋變量完全相同，本研究決定采用多變量Probit模型對模型2～4進行估計[26-27]。

3.2 變量設置

根據前述的理論分析并借鑒已有文獻成果，本研究的因變量是農戶是否參與休閑農業(yè)的行為及3種參與休閑農業(yè)的方式——個體經營、勞動力參與和土地參與。自變量為農戶稟賦，即人力資本稟賦、社會資本稟賦、經濟資本稟賦和自然資本稟賦所包含的各個變量?？紤]到戶主個體某些特征對農戶選擇有較大的影響，本研究的控制變量選擇了戶主年齡[8]、戶主健康、戶主學習能力自我評估[28]和風險偏好指標[29]。依據分析，扶持政策認知是戶主受教育程度對農戶參與行為及方式影響的調節(jié)變量。

各變量賦值及描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量取值及描述性統(tǒng)計特征

表3(續(xù))

3.3 實證檢驗結果與分析

分別使用穩(wěn)健標準誤和普通標準誤對模型1進行二元Probit回歸，發(fā)現估計結果非常接近，故可大致推斷模型設定正確。對模型2～4采用多變量Probit模型估計，回歸方程的協(xié)方差矩陣見表4，數據顯示卡方值等于54.78，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明模型2～4之間的擾動項存在相關性，農戶選擇不同的參與方式是相互影響的，使用多變量Probit模型來分析農戶具體參與方式是合適的。在協(xié)方差矩陣中，有3個協(xié)方差通過了顯著性檢驗，這說明，農戶選擇一種參與休閑農業(yè)的方式受到是否選擇其他休閑農業(yè)參與方式的影響。具體而言，農戶選擇個體經營方式與勞動力參與方式之間存在替代效應，與選擇土地參與方式之間存在互補效應；農戶選擇勞動力參與方式與土地參與方式存在互補效應。

表4 多變量Probit回歸方程的協(xié)方差矩陣

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；括號中數值為穩(wěn)健標準誤。下同。

Note: ***, ** and * respectively indicate the level of significance of 1%, 5% and 10%.The values in parentheses are stable standard errors.The same below.

二元Probit和多變量Probit模型的回歸結果如表5所示。雖然Probit回歸的估計量并非其邊際效應，但卻能反映出變量的影響方向。下面本研究就根據回歸結果，就農戶稟賦對農戶是否參與休閑農業(yè)及具體參與方式的影響做出分析。

3.3.1人力資本稟賦的影響

1)家庭勞動力數量在10%顯著性水平上對農戶“是否參與休閑農業(yè)”具有正向影響，與預期相符。這說明較高的勞動力數量提高了農戶參與休閑農業(yè)的概率。就具體參與方式來說，家庭勞動力數量在5%顯著性水平上對農戶“個體經營”參與方式具有正向影響，對其他參與方式的影響未通過顯著性檢驗，與預期相符。這是因為外部雇工成本上漲較快[23]，個體經營多以家庭自有勞動力為主，而土地和勞動力參與并不依賴家庭勞動力數量的多少，故它們之間沒有顯著的關聯(lián)性。

2)戶主受教育程度在10%顯著性水平上對農戶“是否參與休閑農業(yè)”具有負向影響，與預期相符。這說明受教育程度較高農戶參與休閑農業(yè)的可能性非常低，西部人才流失可能是主要原因[18]。“戶主受教育程度”與 “扶持政策認知”的交叉項系數顯著為正，與預期相符，且調節(jié)變量“扶持政策認知”的估計系數顯著為正，這說明“扶持政策認知”為半調節(jié)變量，它對“受教育程度”與農戶“是否參與休閑農業(yè)”的關系具有正向調節(jié)作用[30]，意味著對扶持政策有認知的農戶，其受教育程度越高，就越有可能參與休閑農業(yè)。就具體參與方式來說，戶主受教育程度僅對“個體經營”方式具有顯著負向影響，對其他參與方式影響不顯著，與預期相符。這說明戶主受教育程度越高，選擇個體經營休閑農業(yè)項目的可能性越小。因為戶主受教育程度并不是“勞動力參與”和“土地參與”的約束條件，故在其他方式中并不顯著。調節(jié)變量“扶持政策認知”與“戶主受教育程度”的交叉項系數也僅在“個體經營”方式中顯著為正，與預期相符，由于“扶持政策認知”的估計系數并不顯著，可知“扶持政策認知”為純調節(jié)變量，它對“受教育程度”與 “個體經營”方式的關系具有正向調節(jié)作用[30]，意味著對扶持政策有認知的農戶，其受教育程度較高，就越有可能以個體經營方式參與休閑農業(yè)。在實地調研中也發(fā)現，一些休閑農莊是由農村大學生在獲知本地各種扶持政策后，在本地政府的大力支持下創(chuàng)業(yè)而成的。

表5 農戶稟賦對農戶參與休閑農業(yè)行為及方式影響的回歸結果

表5(續(xù))

3)家庭成員外出打工經驗在對農戶“是否參與休閑農業(yè)”及“個體經營”參與方式具有顯著的負向影響，對其他參與方式的影響未通過顯著性檢驗，與預期相符。這說明有外出打工經驗的人存在路徑依賴現象，因為已適應了外部打工環(huán)境，故更傾向于繼續(xù)外出打工，不會參與休閑農業(yè)項目，尤其不會以個體經營方式參與。在實地調查中發(fā)現，個別有外出打工經驗的農戶為了照顧父母，會選擇在本地打工參與休閑農業(yè)項目，或者在遇到合適的機會后將土地流轉給休閑農業(yè)項目，然后繼續(xù)外出打工，但是，因為這兩種方式均不是普遍現象，所以沒能通過顯著性檢驗。

4)家庭成員經營管理經驗對農戶“是否參與休閑農業(yè)”的影響未通過顯著性檢驗，與預期不符?？赡艿脑蚴?，家庭成員經營管理經驗并不是農戶“是否參與休閑農業(yè)”的重要影響因素，農戶可以通過后天學習來提高自己的經營管理能力。就具體參與方式來說，該變量對農戶“個體經營”行為具有顯著的正向影響，顯著性水平高達1%，對其他參與方式的影響未通過顯著性檢驗，與預期相符。這表明，經營管理經驗確實可以增強農戶個體經營的信心，增強其以該種方式參與休閑農業(yè)的概率。由于勞動力參與和土地參與方式不需要具備太多經營管理經驗，所以它們之間的估計系數沒有通過顯著性檢驗。這也進一步說明了我們將農戶整體“是否參與休閑農業(yè)”及“參與休閑農業(yè)方式”分別進行回歸的必要性，因為，農戶稟賦對某些具體參與行為的影響未必能在總量數據的回歸中通過顯著性檢驗，從而體現出來。

3.3.2社會資本稟賦的影響

1)親戚數量對農戶“是否參與休閑農業(yè)”的影響未通過顯著性檢驗，與預期不符。可能是的原因是，親戚數量多所帶來的信息等優(yōu)勢并不是參與休閑農業(yè)的主要約束條件。就具體參與方式來說，該變量在5%顯著性水平上對農戶“土地參與”行為具有正向影響，與預期相符。這說明親戚數量較多的農戶，選擇“土地參與”方式的可能性會較大，在實地調查中發(fā)現，很多農戶出于信任及加強“親情”需要，會將土地使用權低價甚至免費轉讓給親戚。該變量對“個體經營”影響不顯著，與預期相符，親戚數量對“勞動力參與”影響不顯著，與預期不符?？赡艿脑蚴?，雖然親戚數量多，增加了很多信息渠道，但是這些信息未必都與休閑農業(yè)項目有關，因此農戶“勞動力參與”的可能性沒有得到顯著提高。

2)家里是否有村干部在10%的顯著性水平上對農戶“是否參與休閑農業(yè)”和“個體經營”方式具有負向影響，與預期不符。可能的原因是，一般情況下具有政治資源的家庭更愿意接受國家倡導的各類項目，但是，在實地調查中發(fā)現，最近幾年，由于農村腐敗問題的治理，很多村干部及其親戚為了避嫌套取國家扶持資金，會有意識地抑制自身的參與行為，尤其回避 “個體經營”方式參與。家里是否有村干部對其他參與方式的影響并不顯著，與預期相符，因為其他方式并沒有太多的腐敗嫌疑，不受該變量的約束。

3)是否有參與并致富的親戚朋友這一變量對農戶參與休閑農業(yè)的整體行為及各種具體參與方式具有正向影響，且顯著性都在5%水平以上，與預期相符。這說明農戶很容易受到親朋好友示范作用的影響，會被社交網絡中親密關系人群帶動參與休閑農業(yè)。

3.3.3經濟資本稟賦的影響

1)家庭收入水平在10%的顯著性水平上對“是否參與休閑農業(yè)”具有正向影響，在5%顯著性水平上對農戶“個體經營”具有正向影響，與預期相符。這說明收入高的農戶家庭資金相對充足，參與休閑農業(yè)的概率較大，尤其傾向于選擇個體經營方式。該變量對其他參與方式影響不顯著，與預期相符，因為“勞動力參與”和“土地參與”對家庭收入并沒有特別的要求。

2)農業(yè)收入占比對“是否參與休閑農業(yè)”和“土地參與”影響的估計系數均為負，與預想一致，但均未能通過顯著性檢驗?？赡艿脑蚴?，一些農業(yè)收入較高的農戶對土地較為依賴，不愿意參與休閑農業(yè)項目[4]，但是，還有很多農戶因為所生產的特定種類的農產品屢受國際市場沖擊，反而愿意將土地流轉到休閑農業(yè)項目中，由于農戶態(tài)度差異較大，導致該變量對農戶“土地參與”的影響不顯著。農業(yè)收入占比對“勞動力參與”和“個體經營”影響不顯著，與預想一致，因為在休閑農業(yè)項目打工多屬于農戶的輔業(yè)行為，故與農業(yè)收入占比關系不大；又因為無論農業(yè)收入占比較高的果園農戶，還是農業(yè)收入占比較低的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者，都有可能以“個體經營”方式參與休閑農業(yè)，故該變量對“個體經營”也沒有顯著影響。由于農業(yè)收入占比對各參與方式影響都不顯著，故該變量對農戶整體“是否參與休閑農業(yè)”的影響也不顯著。

3)籌集資金這一變量在1%的顯著性水平上對農戶“是否參與休閑農業(yè)”具有正向影響，與預期相符。這說明具備籌集資金能力的農戶，參與休閑農業(yè)可能性較大。就具體參與方式上，籌集資金能力對“勞動力參與”方式有顯著的正影響，與預期不符。可能的原因是，具有籌資能力反映了農戶能夠建立和維持較好的社會關系，具有較好團隊合作能力，有利于農戶找到休閑農業(yè)項目的工作，提高了勞動力參與的概率?；I集資金能力對“個體經營”影響的估計系數為正，與預想一致，但在統(tǒng)計學意義上未通過顯著性檢驗，與預期不符?？赡艿脑蚴牵驗樾蓍e農業(yè)項目種類較多，農戶所經營的休閑農業(yè)項目大多比較初級，不需要太多額外的投資[31]，農戶可利用自有資金進行個體經營，因此導致該變量作用不顯著?；I集資金能力對“土地參與”方式影響不顯著，與預想一致，因為該方式并沒有明顯的資金需求。

3.3.4自然資本稟賦的影響

1)耕地面積在1%顯著性水平上對農戶“是否參與休閑農業(yè)”具有負向影響，與預期相符。這說明耕地面積較大的農戶確實存在資源束縛現象，參與休閑農業(yè)的概率較低。實地調查也發(fā)現，西部地區(qū)光熱資源豐富，一些農戶利用氣候優(yōu)勢種植韭菜，產量高且收益好，故不愿意參與休閑農業(yè)。耕地面積在10%顯著性水平上對農戶“勞動力參與”具有負向影響，與預期相符。這表明耕地面積越大，農戶勞動力參與的概率越低。該變量對“個體經營”也顯著為負，與預期不符，可能的原因是，耕地面積過大的農戶，已經有自己較為穩(wěn)定的生計方式，轉行“個體經營”休閑農業(yè)的可能性較小。耕地面積對農戶“土地參與”影響的估計系數為正，但在統(tǒng)計學意義上未通過顯著性檢驗，與預期不符?？赡艿脑蚴?，不是所有耕地都適合做休閑農業(yè)，因此耕地面積大的農戶未必就能將土地流轉給休閑農業(yè)項目，因此導致該變量作用不顯著。

2)靠近道路這一變量在5%顯著性水平上對農戶“是否參與休閑農業(yè)”具有負向影響，與預期不符，可能的原因是，西部地區(qū)居民人均可支配收入在國內處于偏低水平，雖然道路附近人流量很大，但是并不能形成對休閑農業(yè)的消費力，所以有靠近道路的耕地或宅基地的農戶會選擇從事剛性需求行業(yè)，而不參與季節(jié)性較強的休閑農業(yè)項目，因此估計系數為負。該變量對農戶“個體經營”及“勞動力參與”影響的估計系數均為負，且未通過顯著性檢驗，與預期不符，可能的原因是，有道路資源優(yōu)勢的農戶回避參與休閑農業(yè)項目的現象在具體參與方式的分量數據中體現的不是非常明顯，故該變量作用不顯著。該變量對農戶“土地參與”的影響未通過顯著性檢驗，與預期相符。因為雖然道路優(yōu)勢可能會為農戶帶來更多的“土地參與”機會，但是，如果農戶自身條件和能力較好，便會放棄土地參與，選擇收益更高的其他方式，因為農戶決策的多樣性，導致靠近道路這一變量對“土地參與”方式影響不顯著。

3)靠近景點這一變量對農戶“是否參與休閑農業(yè)”具有正向影響，且顯著性高達1%，與預期相符，這說明西部地區(qū)休閑農業(yè)的發(fā)展往往是靠景區(qū)附近的人流拉起來的，在實地調研中也發(fā)現，規(guī)模較大的、效益較好的休閑農業(yè)項目往往與景區(qū)的距離較近，是旅游人群在景點旅游后的一個補充項目。該變量對農戶“個體經營”和“勞動力參與”有顯著的正向影響，與預期相符，這說明景點區(qū)位優(yōu)勢有利于農戶個體經營休閑農業(yè)項目或就近在這些項目打工。該變量對農戶“土地參與”方式的影響未通過顯著性檢驗，與預期相符。因為農戶是相對理性的，會盡可能把景點區(qū)位優(yōu)勢利用最大化，鑒于“土地參與”方式收益不是很高，故農戶在選擇該方式時會有較多的猶豫，無法做出明確的選擇，從而導致該變量的影響不顯著。

3.3.5控制變量的影響

1)戶主年齡和戶主健康這兩個變量均未通過顯著性檢驗，這說明戶主年齡和健康與農戶參與休閑農業(yè)的行為沒有非常明顯的影響，可能的原因是，休閑農業(yè)項目與農業(yè)關系密切，且崗位具有多樣性的特點，故戶主年齡和健康不對參與行為構成約束。

2)學習能力自我評估這一變量在高達1%的顯著性水平上對“個體經營”方式有正向影響，在10%顯著性水平上對“勞動力參與”有負向影響，這說明學習能力好的戶主會回避在休閑農業(yè)項目打工，而且有較大可能帶領家庭成員進行休閑農業(yè)的個體經營活動，這與芮正云等[28]的研究結論相似。該變量對“土地參與”方式影響不顯著，這說明學習能力高低并不影響“土地參與”。由于該變量對不同參與方式存在顯著且方向相反的影響作用，故對農戶總體“是否參與休閑農業(yè)”的影響不顯著。

3)風險偏好對農戶“是否參與休閑農業(yè)”、“勞動力參與”和“土地參與”的影響均顯著為負，這說明低風險偏好農戶參與休閑農業(yè)的概率較高，尤其傾向于以勞動力或土地方式參與。該變量僅對“個體經營”影響不顯著，可能的原因是“個體經營”方式與“勞動力參與”方式存在替代關系，低風險偏好農戶選擇“勞動力參與”替代了“個體經營”方式。

4 結論與政策啟示

基于資源稟賦理論和理性小農理論，本研究以云南省國家休閑農業(yè)示范區(qū)域中的澄江縣、建水縣、騰沖市(縣級市)和丘北縣4縣共12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中的558份農戶調查數據為基礎，應用二元Probit分析了農戶稟賦對農戶“是否參與休閑農業(yè)”的影響，應用多變量Probit模型分析了農戶稟賦對農戶“參與休閑農業(yè)方式”的影響。分析結果如下：

第一，從整體來說，農戶稟賦的大部分變量都對農戶“是否參與休閑農業(yè)”有顯著影響，但是在“具體參與方式”中，各變量的顯著性有較大差異，這說明用多變量Probit模型對參與方式進行深入分析的必要性，可為相關政策的提出提供更具體的依據。

第二，就農戶“是否參與休閑農業(yè)”的行為來說，戶主受教育程度較高、有外出打工經驗、家里有村干部、耕地面積大、靠近道路的農戶，參與休閑農業(yè)的概率較低；家庭勞動力數量多、有參與并致富的親戚朋友、家庭收入水平高、籌集資金能力強、靠近景點的農戶，參與休閑農業(yè)的概率較高。

第三，就農戶“參與休閑農業(yè)方式”來說，農戶稟賦對3種參與方式的影響既有差異，又有相似之處:1)從估計系數顯著性的角度來看，農戶稟賦對“個體經營”的影響較大，人力、社會、經濟和自然資本稟賦都有變量通過了顯著性檢驗；農戶稟賦對“土地參與”影響最小，只有社會資本稟賦的部分變量通過了顯著性檢驗；農戶稟賦對“勞動力參與”的影響處于中等水平，社會、經濟和自然資本稟賦部分變量通過了顯著性檢驗。以上差異說明“個體經營”對農戶稟賦較為依賴，要求最高，這與廖洪泉[23]研究中的理論陳述是一致的，因為農戶稟賦不足，西部地區(qū)農戶的個體經營面臨較多的困境;2)從農戶稟賦各維度的影響來說，人力資本稟賦的變量僅僅對“個體經營”通過了顯著性檢驗，這說明人力資本稟賦對“個體經營”影響最大，具體來說，家庭勞動力數量多、對扶持政策有認知前提下受教育程度高、家庭成員有經營管理經驗的農戶，進行個體經營的可能性較大。因此農戶要想最大程度提高收入，進行個體經營參與活動，需要大力提升自身能力。

社會資本稟賦對各參與方式均有影響，其中“是否有參與并致富的親戚朋友”這一變量對所有參與方式都是高度顯著的，親緣等社會關系在西部地區(qū)農戶的決策及行為中發(fā)揮了比較大的作用，這說明西部地區(qū)農村的示范效應很強。自然資本稟賦中“靠近景點”這一變量對“個體經營”和“勞動力參與”均有顯著正影響，這說明由于西部地區(qū)經濟發(fā)展相對落后，休閑農業(yè)的發(fā)展還是較為依賴景點區(qū)位優(yōu)勢。

第四，從農戶行為的角度看，農戶會根據自己的稟賦狀況，選擇較為適合的、參與休閑農業(yè)的方式。但是，有外出打工經歷的農戶較排斥參與休閑農業(yè)，有可能會選擇繼續(xù)外出打工。這一方面體現了農戶生計的多樣化，另一方面也反映了農戶行為存在路徑依賴現象，因為不進入新領域、延續(xù)以前的生計是較為容易和舒適的，也是較為穩(wěn)妥和回避風險的。

第五，從資源稟賦和理性小農理論發(fā)展的角度看，農戶稟賦雖然對農戶決策及行為有較大的影響，但是并非其行為的唯一依據。農戶還會參考控制變量中“學習能力自我評估”和“風險偏好”這些個人特征狀況，同時，外部環(huán)境如扶持政策及認知狀況也起到了很重要的作用，這些變量加強了農戶的“理性”，進一步回避了“資源詛咒”，使農戶能更加合理的利用其資源稟賦，實現收益最大化。

上述研究的政策啟示在于：第一，針對西部地區(qū)特征，對發(fā)展休閑農業(yè)優(yōu)勢較明顯的景點附近區(qū)域，加強對休閑農業(yè)的宣傳和引導。同時，要充分考慮農村的示范效應，鼓勵新鄉(xiāng)賢參與休閑農業(yè)，發(fā)揮其帶動作用，破除農戶外出打工的路徑依賴現象，挽留青壯年村民支持家鄉(xiāng)經濟發(fā)展。第二，要盡快出臺地方鄉(xiāng)村振興規(guī)劃和休閑農業(yè)扶持政策，強化農戶對鄉(xiāng)村振興的信心及扶持政策的認知，避免西部地區(qū)高層次人才的流失，發(fā)揮其在個體經營休閑農業(yè)中的主力軍地位。第三，政府可通過職業(yè)培訓或者印發(fā)職業(yè)指南手冊等措施提升農戶能力，彌補西部地區(qū)農戶人力資本的不足[20]，提升農戶個體經營或其他方式參與休閑農業(yè)的可能性。第四，政府及相關部門需在農戶融資方面提供幫助，如給予貼息貸款等，破除農戶的經濟資本稟賦約束。