西部地区农户禀赋对农户参与休闲农业行为及方式的影响——基于云南省国家休闲农业示范区域的调查

杨歌谣 周常春* 杨光明

(1.昆明理工大学 管理与经济学院,昆明 650093；2.重庆理工大学 管理学院,重庆 400054)

休闲农业是农业产业融合的新业态，是乡村旅游中与农户关系较为紧密的一种类型，可促进三产融合，提高农业附加值，使农户收入结构多样化，保障并提高农户收入[1]。我国西部地域辽阔，气候类型多样，特色农产品种类丰富且历史悠久，有着得天独厚的农业资源，同时，西部地区旅游资源和民族文化资源丰富，游客数量充足，发展休闲农业的优势非常明显[2-3]。2016年农业部会同发展改革委、财政部等14部门联合印发了《关于大力发展休闲农业的指导意见》，提出对资源禀赋有优势的贫困地区，要优先支持农民，特别是建档立卡贫困户发展休闲农业。但是，西部地区贫困人口集中，少数民族人口占比较大，经济和社会发展与东部和中部地区仍存在差距，农户对休闲农业的参与率不高，参与程度较低[4-5]，这对农户们的增收形成了障碍，同时也影响了休闲农业的发展，不利于改善西部休闲农业全要素生产率严重滞后于发达地区的现况[6]。因此研究西部地区农户参与休闲农业的行为具有重要意义，有利于构建科学的休闲农业参与体系，带动西部地区乡村经济发展。

目前针对休闲农业中农户参与行为的研究不是很多，比较有代表性的是以下观点。舒伯阳等[7]认为农户如果要参与休闲农业，那么其所在区域必须是旅游特色经济区域，或者是有休闲农业需求的区域，农户要拥有一定从事休闲农业的资源，譬如土地、特色农业资源、人力资源以及相应的流动资金等。张遵东等[4]以贵阳市为例，通过对省会城市郊区农户进行调查，发现34%的农民对发展休闲农业的作用不了解，对自身主体地位认识不清，再加上土地依赖性和风险回避心理等，使农户对参与休闲农业持有怀疑态度。裴锦泽[8]从有限理性经济人和社会人角度出发，用二元Logit模型对福建省休闲农业示范乡镇农户的调查数据做了分析，研究发现对农户参与行为影响最大的3个因素依次为：亲友参与情况、农户的资源状况和个人收入水平。

尽管现有的研究已经有了一些初步的积累，但还存在很多不足之处。一是农户参与休闲农业的实证研究较少，所提出的相关影响因素比较零散，系统性和条理性不足，缺乏理论支撑，不能很好解释农户参与休闲农业的行为。二是现有研究大部分是基于较为发达的东部地区或省会城市郊区来收集数据并进行实证分析，对农户参与问题更为突出的西部地区关注不够。三是现有研究大多是对农户整体参与行为的分析，缺乏对具体参与方式的分类及进一步的深入研究。

本研究认为资源禀赋理论和理性小农理论可以较好解释农户参与休闲农业的行为，休闲农业资源丰富、农户资源禀赋较为匮乏的西部地区是研究该问题的理想区域，同时，农户具体参与方式可以进一步区分为“个体经营”、“劳动力参与”和“土地参与”，并依据农户禀赋的异质性进行深入的探讨。基于以上考虑，本研究选取西部地区中休闲农业优势较为突出的云南省为调研地，对国家休闲农业示范区域的农户展开调查，分析在有利环境下，农户禀赋对农户是否参与休闲农业及具体参与方式的影响，为提高西部乃至全国地区农户对休闲农业的参与率提供微观经验数据。

1 理论分析

1.1 农户禀赋对农户参与休闲农业行为的影响

瑞典经济学家Ohlin[9]最早提出了资源禀赋理论，他用劳动、资本、土地和技术等各种生产要素来解释国际贸易中交换的商品所拥有的比较成本优势。一个地区的资源禀赋一般被划分为自然资源和社会经济资源两大类，学者们普遍认为如果能对资源有正确的认识，并有效率地调动资源是获得竞争优势的关键[10]。随着研究的推进，资源禀赋理论已经不局限在国际贸易领域，其研究范围有很大的拓展，资源禀赋理论被用来解释区域、企业、家庭，甚至个人的发展等问题。

农户禀赋是指农户的家庭成员及整个家庭先天或后天所拥有的资源和能力[11],按照资源禀赋理论思想，村民充分认识和利用农户禀赋可以使农户获得竞争优势，达到较高的经济产出。美国经济学家Schultz[12]的“理性小农理论”指出农户是精明能干的，并富有进取精神，可以对所具备的资源进行适度运用。故农户在行为决策之前会理性考虑家庭禀赋状况，并充分利用以获得竞争优势，从而增加收益[13]。目前关于农户参与休闲农业的研究也指出，是因为农民自身素质条件及资金等禀赋限制，农户的参与情况和受益状况才出现了较大差异[4]，由此可知，农户禀赋对农户参与休闲农业的决策和行为选择起到了重要的决定作用。

“计划行为理论”也给上述思想提供了支持，该理论认为个体的行为受到意图和知觉行为控制的影响，而意图又受行为态度、主观规范和知觉行为控制的影响，可以看出，知觉行为控制对个体行为发挥了重要作用。知觉行为控制包括了个体知觉到的可能促进和阻碍其个体执行行为的所有因素[14]，而农户禀赋正是知觉行为控制的重要组成部分，它可以让农户感知到参与休闲农业是容易的还是困难的，从而影响了其最终的参与行为。

为了进一步探讨不同农户禀赋特征对农户参与休闲农业行为的影响，参照相关的研究文献，本研究将农户禀赋归纳为人力资本禀赋、社会资本禀赋、经济资本禀赋和自然资本禀赋四大类，并分别做出理论分析如下：

1)人力资本禀赋。农户的人力资本是指农户家庭成员因教育、实践经验等获得的知识和技能等积累[15]。本研究认为以下4个变量可以较好表征人力资本禀赋：①家庭劳动力数量。家庭劳动力数量富足意味着较好的家庭经济状况[16]，可增强农户参与休闲农业项目的勇气和信心。②户主受教育程度。户主对家庭决策有较大的说话权，一般来说，户主的受教育程度越高，越能对参与休闲农业的益处有清晰的认识[17]，但是，西部地区经济发展与我国内地及东南部地区还存在一定的差距，受教育程度较高的人群存在人才流失的可能性[18]，故受教育程度较高农户参与休闲农业的可能性较低。考虑到西部地区要想留住人才，在本地需要有较好的项目及各种有利的政策支持环境，本研究引入扶持政策认知作为调节变量，认为它将调节户主受教育程度对农户参与休闲农业行为的作用。③家庭成员外出打工经验。休闲农业季节性明显，农户可以受益的时间有限，而外出打工的劳动报酬较高且持久，对比之下，很多有外出打工经验的村民会选择继续外出打工，④家庭成员经营管理经验。有经营管理经验的村民有较高的组织能力，且有资金积累的可能性更大，有利于农户参与休闲农业。

2)社会资本禀赋。社会资本是在信任、互惠基础上所形成的社会关系网络[19]。由于农户非常重视亲缘关系，亲戚朋友经常有互帮互助的现象，因此本研究以下面这些变量来表征社会资本：①亲戚数量。亲戚数量丰富可以给农户带来较多的外部信息，有助于消除信息不对称现象，还可以帮助农户从关系网络中获取自己不具备的生产资料，故农户参与休闲农业的可能性较高。②是否有村干部。家庭成员有村干部可以有更广泛的人际网络[17]，有利于农户及时了解国家对休闲农业的各种支持政策与措施，提升农户的决策能力，增加农户参与休闲农业的概率。③是否有参与并致富的亲戚朋友。西部地区地形复杂，交通不便，农户与外界接触较少，且知识水平有限，不具备较好的信息获取能力和判断能力[20]，因此与农户有亲密关系的人群的示范效应会很强[8]。所以如果农户有参与休闲农业并致富的亲戚朋友，农户很有可能会模仿他们的行为，提高参与的可能性。

3)经济资本禀赋。经济资本体现了农户的经济收入和地位。本研究选择以下变量来表征经济资本：①家庭收入水平。家庭收入较好的农户一方面会有更多的资金去启动休闲农业创业项目，另一方面也可以通过投入经济资本来培育和巩固社会禀赋和人力禀赋，对外部信息的获取能力和理解能力较好[21]，更有可能参与休闲农业行为。②农业收入占比。农业收入占比较高的农户对土地的依赖性较大，收入较低，承担风险能力差[4]，参与休闲农业的概率会较低。③筹集资金能力。筹集资金能力体现了农户消除资金障碍的能力，筹集资金能力越强，参与休闲农业的概率越大。

4)自然资本禀赋。自然资本主要是指有利于现在或未来生计的自然资源及环境资产的存量[21]。选择以下变量来表征自然资本：①耕地面积。拥有较大耕地面积的农户很有可能会受到资源束缚[8]，降低了参与休闲农业的可能性。②靠近道路。拥有靠近道路的耕地或宅基地有助于农户开展草莓采摘、农家乐等休闲农业项目，提升其参与休闲农业的可能性。③靠近景点。西部地区有大量国内知名旅游景点，这些景点可以给附近区域带来人流优势，故拥有靠近景点的耕地或宅基地有利于农户开展休闲农业项目，增加农户参与休闲农业的可能性。

1.2 农户禀赋对农户参与休闲农业具体方式的影响

基于前述理论分析，农户禀赋对农户参与休闲农业的决策及行为有重要的影响，因此基于农户理性，农户会根据自己的禀赋状况选择利益最大的、最适合自己的参与方式。向银[22]的研究结果表明，农户以劳动力要素和土地要素参与乡村旅游项目的程度较高，但是，受资本和专业水平所限，资本要素参与程度不高，且参与项目单一。由此可见，农户禀赋的异质性已经影响到农户的具体参与行为，农户的参与行为呈现出差异性的特点。

为了就农户禀赋对农户参与休闲农业具体方式的影响做出进一步的分析，首先对各参与方式做出分类，参考向银[22]基于生产要素理论的参与方式划分，又考虑到我国西部大部分是欠发达地区，通过投资分红等形式的资本参与行为较少，资本参与主要表现为个体经营，因此本研究将西部地区农户的参与行为区分为“个体经营”、“劳动力参与”和“土地参与”，建立本研究的理论框架如图1所示。本研究就农户禀赋对各参与方式的主要影响做理论分析如下：

图1 农户禀赋对农户参与休闲农业行为及方式影响的理论框架

1)个体经营。个体经营是指生产资料归农户所有，以农户劳动为基础，劳动所得归农户所有的一种经营形式。农户一般会个体经营农家乐、蔬果采摘、中小型景观庄园等较初级的休闲农业项目。由于个体经营对农户禀赋的要求较高，已有研究表明西部地区农户资源禀赋的匮乏已给个体经营造成了较大障碍[23]。农户禀赋影响的具体分析如下：①人力资本禀赋。当农户个体经营休闲农业项目时，往往是在户主的带领下，组织家庭成员一起参与，因此家庭的自有劳动力数量对个体经营发挥了积极正向的作用；由于西部地区存在较大人才流失的可能性[18]，故受教育程度较高农户个体经营休闲农业项目的概率较低，本研究认为扶持政策认知可调节户主受教育程度对个体经营方式的作用；家庭成员有外出打工经验很有可能会导致家庭劳动力的习惯性外流，故会降低农户个体经营的可能性；家庭成员的经营管理经验有利于增加农户个体经营的信心及付诸实践的可能性。②社会资本禀赋。家里有村干部的家庭可能因为对休闲农业发展前景和政策有更深入的了解，从而增加个体经营的概率；因为休闲农业项目的经营性收入较高[1]以及农村示范效应的存在，有参与并致富的亲朋好友会增加农户个体经营的热情和概率[8]。③经济资本禀赋。家庭收入水平高、筹集资金能力强可以为农户提供创业资金，提高个体经营的可能性。④自然资本禀赋。有靠近道路或景点的耕地或宅基地可以降低农户的创业成本，提高个体经营可能性。

2)劳动力参与。本研究的劳动力参与是指农户将自身劳动力投入到休闲农业生产中去，其中将自身劳动力投入到个体经营项目中的情形不包括在内。劳动力参与的主要表现形式为在休闲农业项目中打工，因为很多大型、高端的休闲农业项目是由进驻乡村的公司所开发的，服务业高密度的劳动力需求给附近村民提供了本地打工机会。相关农户禀赋的影响分析如下：①社会资本禀赋。亲戚数量多的农户在本地拥有更多的亲密关系网络，更容易获取在休闲农业项目中打工的机会[21]；因为农村示范效应现象的普遍存在，有参与并致富的亲朋好友会增加农户对休闲农业项目的信心和兴趣[8]，为了积累经验或获取期望的高薪酬，在此类项目中打工的可能性会提高。②自然资本禀赋。耕地面积较大的家庭，因为与农业关系密切，劳动力资源更加紧缺[24]，因此降低了劳动力参与其他休闲农业项目的可能性；有靠近道路或景点的耕地或宅基地说明农户离休闲农业项目较近，就近打工的可能性较高。

3)土地参与。本研究的土地参与是指农户通过合法出租、转让土地使用权，或者以土地使用权作价入股等方式参与休闲农业。相关农户禀赋的影响分析如下：①社会资本禀赋。亲戚数量多的农户对土地需求会有更多的掌握[21]，更容易抓住外部机会进行土地参与。同时，亲戚朋友的示范带动效应也会提高农户“土地参与”的概率[8]。②经济资本禀赋。农业收入占比较高的家庭可能对土地较为依赖，从而降低土地参与休闲农业项目的概率[25]。③自然资本禀赋。耕地的面积越大，农户拥有的土地资源越丰富，越有可能土地流转参与休闲农业[25]。

2 样本数据和描述性统计

2.1 数据采集

云南省有着丰富的农业和旅游资源，且民族风情独特，有着发展休闲农业的得天独厚的优势。2010年以来，云南省先后有12个县被评为全国休闲农业与乡村旅游示范县，同时还创建了21个全国休闲农业与乡村旅游示范点。本研究数据来自课题组于2018年7—10月期间对云南省国家休闲农业示范区域农户的问卷调查。考虑到休闲农业的地理分区特征，首先，将云南省的所有以休闲农业为主要特色的国家示范点/县分为大都市郊区和景区边缘地区两类[7]；然后，以所在县为单位，从两个类别中分别抽取两个地点；最终，选定澄江县、建水县、腾冲市(县级市)和丘北县为样本调查区域，其中前两个县在省会城市昆明市附近，有利于家庭自驾车前往；后两个调研地有接待量在省内排名前十的热门景区(1)依据《“游云南”2018年大数据报告》，云南网(http:∥yn.yunnan.cn)，2019年1月23日，具有较强的旅游人流优势；采取问卷调查和访谈相结合的方式进行随机抽样，共收集问卷584份，剔除无效问卷后得到最终问卷数量为558份，有效率为95.5%。表1给出了样本的乡镇分布情况。

表1 调查地区和有效样本量

2.2 描述统计

样本农户的基本信息及其参与休闲农业行为特征如表2所示。户主年龄集中在40～50岁，初中文化程度的较多，家庭劳动力数量集中在3～5人。统计结果显示，在558个样本中，发生参与行为的有116户，占20.8%。发生参与行为的农户中，以土地参与方式参与的共39户，占比7%；劳动力出租参与的有51户，占比9.1%；经营主体身份参与的有59户，占10.6%；因部分农户采用1种以上参与方式参与休闲农业，故各参与方式占比之和不为前述的20.8%。

表2 样本农户及其参与行为特征

注：数据来源于调研数据。下同。

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

3 模型选择和分析

3.1 模型选择

为考察西部地区农户禀赋对农户参与休闲农业行为的影响，本研究识别以下基本表达式：

Yi=β0+∑m=1β1iXi+β2XedZj+∑n=1β3iNi+εi

(1)

为区分“农户是否参与休闲农业”和“农户具体参与休闲农业的方式”，式(1)识别了4组基本模型。模型1：Yi表示第i个农户是否已参与休闲农业二分变量，1表示农户已参与休闲农业，0表示还没有参与休闲农业；模型2：Yi表示第i个农户是否以“个体经营”方式参与休闲农业，1表示是以该种方式参与，0表示不以该种方式参与；模型3：Yi表示第i个农户是否以“劳动力参与”方式参与休闲农业，1表示是以该种方式参与，0表示不以该种方式参与；模型4：Yi表示第i个农户是否以“土地参与”方式参与休闲农业，1表示是以该种方式参与，0表示不以该种方式参与。

模型2～4中农户各参与方式之所以继续使用“0”和“1”进行赋值，是因为农户可同时选择1种以上方式参与休闲农业，3种参与方式并不相互排斥，不符合多项Probit的使用前提[26]，因此无法用1个变量进行赋值代替。

在共同变量方面，Xi衡量农户i所具备的各项农户禀赋要素，Xed表示农户禀赋要素中的户主受教育程度，Zj表示扶持政策认知，Zj是影响Xed对Yi影响的调节变量，XedZj为户主受教育程度与扶持政策认知的交叉项，Ni为控制变量，包括户主的年龄、健康、学习能力和风险偏好。β0为常数项，β1i、β2、β3i为待估计系数，εi为扰动项。

基于因变量的特征，选择采用二元Probit模型来估计模型1。考虑到如果对模型2～4分别进行二元Probit建模，虽然结果依然为一致估计，但可能损失效率，又考虑到这三个模型的解释变量完全相同，本研究决定采用多变量Probit模型对模型2～4进行估计[26-27]。

3.2 变量设置

根据前述的理论分析并借鉴已有文献成果，本研究的因变量是农户是否参与休闲农业的行为及3种参与休闲农业的方式——个体经营、劳动力参与和土地参与。自变量为农户禀赋，即人力资本禀赋、社会资本禀赋、经济资本禀赋和自然资本禀赋所包含的各个变量。考虑到户主个体某些特征对农户选择有较大的影响，本研究的控制变量选择了户主年龄[8]、户主健康、户主学习能力自我评估[28]和风险偏好指标[29]。依据分析，扶持政策认知是户主受教育程度对农户参与行为及方式影响的调节变量。

各变量赋值及描述性统计如表3所示。

表3 变量取值及描述性统计特征

表3(续)

3.3 实证检验结果与分析

分别使用稳健标准误和普通标准误对模型1进行二元Probit回归，发现估计结果非常接近，故可大致推断模型设定正确。对模型2～4采用多变量Probit模型估计，回归方程的协方差矩阵见表4，数据显示卡方值等于54.78，且通过了1%水平的显著性检验，表明模型2～4之间的扰动项存在相关性，农户选择不同的参与方式是相互影响的，使用多变量Probit模型来分析农户具体参与方式是合适的。在协方差矩阵中，有3个协方差通过了显著性检验，这说明，农户选择一种参与休闲农业的方式受到是否选择其他休闲农业参与方式的影响。具体而言，农户选择个体经营方式与劳动力参与方式之间存在替代效应，与选择土地参与方式之间存在互补效应；农户选择劳动力参与方式与土地参与方式存在互补效应。

表4 多变量Probit回归方程的协方差矩阵

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；括号中数值为稳健标准误。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和多变量Probit模型的回归结果如表5所示。虽然Probit回归的估计量并非其边际效应，但却能反映出变量的影响方向。下面本研究就根据回归结果，就农户禀赋对农户是否参与休闲农业及具体参与方式的影响做出分析。

3.3.1人力资本禀赋的影响

1)家庭劳动力数量在10%显著性水平上对农户“是否参与休闲农业”具有正向影响，与预期相符。这说明较高的劳动力数量提高了农户参与休闲农业的概率。就具体参与方式来说，家庭劳动力数量在5%显著性水平上对农户“个体经营”参与方式具有正向影响，对其他参与方式的影响未通过显著性检验，与预期相符。这是因为外部雇工成本上涨较快[23]，个体经营多以家庭自有劳动力为主，而土地和劳动力参与并不依赖家庭劳动力数量的多少，故它们之间没有显著的关联性。

2)户主受教育程度在10%显著性水平上对农户“是否参与休闲农业”具有负向影响，与预期相符。这说明受教育程度较高农户参与休闲农业的可能性非常低，西部人才流失可能是主要原因[18]。“户主受教育程度”与 “扶持政策认知”的交叉项系数显著为正，与预期相符，且调节变量“扶持政策认知”的估计系数显著为正，这说明“扶持政策认知”为半调节变量，它对“受教育程度”与农户“是否参与休闲农业”的关系具有正向调节作用[30]，意味着对扶持政策有认知的农户，其受教育程度越高，就越有可能参与休闲农业。就具体参与方式来说，户主受教育程度仅对“个体经营”方式具有显著负向影响，对其他参与方式影响不显著，与预期相符。这说明户主受教育程度越高，选择个体经营休闲农业项目的可能性越小。因为户主受教育程度并不是“劳动力参与”和“土地参与”的约束条件，故在其他方式中并不显著。调节变量“扶持政策认知”与“户主受教育程度”的交叉项系数也仅在“个体经营”方式中显著为正，与预期相符，由于“扶持政策认知”的估计系数并不显著，可知“扶持政策认知”为纯调节变量，它对“受教育程度”与 “个体经营”方式的关系具有正向调节作用[30]，意味着对扶持政策有认知的农户，其受教育程度较高，就越有可能以个体经营方式参与休闲农业。在实地调研中也发现，一些休闲农庄是由农村大学生在获知本地各种扶持政策后，在本地政府的大力支持下创业而成的。

表5 农户禀赋对农户参与休闲农业行为及方式影响的回归结果

表5(续)

3)家庭成员外出打工经验在对农户“是否参与休闲农业”及“个体经营”参与方式具有显著的负向影响，对其他参与方式的影响未通过显著性检验，与预期相符。这说明有外出打工经验的人存在路径依赖现象，因为已适应了外部打工环境，故更倾向于继续外出打工，不会参与休闲农业项目，尤其不会以个体经营方式参与。在实地调查中发现，个别有外出打工经验的农户为了照顾父母，会选择在本地打工参与休闲农业项目，或者在遇到合适的机会后将土地流转给休闲农业项目，然后继续外出打工，但是，因为这两种方式均不是普遍现象，所以没能通过显著性检验。

4)家庭成员经营管理经验对农户“是否参与休闲农业”的影响未通过显著性检验，与预期不符。可能的原因是，家庭成员经营管理经验并不是农户“是否参与休闲农业”的重要影响因素，农户可以通过后天学习来提高自己的经营管理能力。就具体参与方式来说，该变量对农户“个体经营”行为具有显著的正向影响，显著性水平高达1%，对其他参与方式的影响未通过显著性检验，与预期相符。这表明，经营管理经验确实可以增强农户个体经营的信心，增强其以该种方式参与休闲农业的概率。由于劳动力参与和土地参与方式不需要具备太多经营管理经验，所以它们之间的估计系数没有通过显著性检验。这也进一步说明了我们将农户整体“是否参与休闲农业”及“参与休闲农业方式”分别进行回归的必要性，因为，农户禀赋对某些具体参与行为的影响未必能在总量数据的回归中通过显著性检验，从而体现出来。

3.3.2社会资本禀赋的影响

1)亲戚数量对农户“是否参与休闲农业”的影响未通过显著性检验，与预期不符。可能是的原因是，亲戚数量多所带来的信息等优势并不是参与休闲农业的主要约束条件。就具体参与方式来说，该变量在5%显著性水平上对农户“土地参与”行为具有正向影响，与预期相符。这说明亲戚数量较多的农户，选择“土地参与”方式的可能性会较大，在实地调查中发现，很多农户出于信任及加强“亲情”需要，会将土地使用权低价甚至免费转让给亲戚。该变量对“个体经营”影响不显著，与预期相符，亲戚数量对“劳动力参与”影响不显著，与预期不符。可能的原因是，虽然亲戚数量多，增加了很多信息渠道，但是这些信息未必都与休闲农业项目有关，因此农户“劳动力参与”的可能性没有得到显著提高。

2)家里是否有村干部在10%的显著性水平上对农户“是否参与休闲农业”和“个体经营”方式具有负向影响，与预期不符。可能的原因是，一般情况下具有政治资源的家庭更愿意接受国家倡导的各类项目，但是，在实地调查中发现，最近几年，由于农村腐败问题的治理，很多村干部及其亲戚为了避嫌套取国家扶持资金，会有意识地抑制自身的参与行为，尤其回避 “个体经营”方式参与。家里是否有村干部对其他参与方式的影响并不显著，与预期相符，因为其他方式并没有太多的腐败嫌疑，不受该变量的约束。

3)是否有参与并致富的亲戚朋友这一变量对农户参与休闲农业的整体行为及各种具体参与方式具有正向影响，且显著性都在5%水平以上，与预期相符。这说明农户很容易受到亲朋好友示范作用的影响，会被社交网络中亲密关系人群带动参与休闲农业。

3.3.3经济资本禀赋的影响

1)家庭收入水平在10%的显著性水平上对“是否参与休闲农业”具有正向影响，在5%显著性水平上对农户“个体经营”具有正向影响，与预期相符。这说明收入高的农户家庭资金相对充足，参与休闲农业的概率较大，尤其倾向于选择个体经营方式。该变量对其他参与方式影响不显著，与预期相符，因为“劳动力参与”和“土地参与”对家庭收入并没有特别的要求。

2)农业收入占比对“是否参与休闲农业”和“土地参与”影响的估计系数均为负，与预想一致，但均未能通过显著性检验。可能的原因是，一些农业收入较高的农户对土地较为依赖，不愿意参与休闲农业项目[4]，但是，还有很多农户因为所生产的特定种类的农产品屡受国际市场冲击，反而愿意将土地流转到休闲农业项目中，由于农户态度差异较大，导致该变量对农户“土地参与”的影响不显著。农业收入占比对“劳动力参与”和“个体经营”影响不显著，与预想一致，因为在休闲农业项目打工多属于农户的辅业行为，故与农业收入占比关系不大；又因为无论农业收入占比较高的果园农户，还是农业收入占比较低的返乡创业者，都有可能以“个体经营”方式参与休闲农业，故该变量对“个体经营”也没有显著影响。由于农业收入占比对各参与方式影响都不显著，故该变量对农户整体“是否参与休闲农业”的影响也不显著。

3)筹集资金这一变量在1%的显著性水平上对农户“是否参与休闲农业”具有正向影响，与预期相符。这说明具备筹集资金能力的农户，参与休闲农业可能性较大。就具体参与方式上，筹集资金能力对“劳动力参与”方式有显著的正影响，与预期不符。可能的原因是，具有筹资能力反映了农户能够建立和维持较好的社会关系，具有较好团队合作能力，有利于农户找到休闲农业项目的工作，提高了劳动力参与的概率。筹集资金能力对“个体经营”影响的估计系数为正，与预想一致，但在统计学意义上未通过显著性检验，与预期不符。可能的原因是，因为休闲农业项目种类较多，农户所经营的休闲农业项目大多比较初级，不需要太多额外的投资[31]，农户可利用自有资金进行个体经营，因此导致该变量作用不显著。筹集资金能力对“土地参与”方式影响不显著，与预想一致，因为该方式并没有明显的资金需求。

3.3.4自然资本禀赋的影响

1)耕地面积在1%显著性水平上对农户“是否参与休闲农业”具有负向影响，与预期相符。这说明耕地面积较大的农户确实存在资源束缚现象，参与休闲农业的概率较低。实地调查也发现，西部地区光热资源丰富，一些农户利用气候优势种植韭菜，产量高且收益好，故不愿意参与休闲农业。耕地面积在10%显著性水平上对农户“劳动力参与”具有负向影响，与预期相符。这表明耕地面积越大，农户劳动力参与的概率越低。该变量对“个体经营”也显著为负，与预期不符，可能的原因是，耕地面积过大的农户，已经有自己较为稳定的生计方式，转行“个体经营”休闲农业的可能性较小。耕地面积对农户“土地参与”影响的估计系数为正，但在统计学意义上未通过显著性检验，与预期不符。可能的原因是，不是所有耕地都适合做休闲农业，因此耕地面积大的农户未必就能将土地流转给休闲农业项目，因此导致该变量作用不显著。

2)靠近道路这一变量在5%显著性水平上对农户“是否参与休闲农业”具有负向影响，与预期不符，可能的原因是，西部地区居民人均可支配收入在国内处于偏低水平，虽然道路附近人流量很大，但是并不能形成对休闲农业的消费力，所以有靠近道路的耕地或宅基地的农户会选择从事刚性需求行业，而不参与季节性较强的休闲农业项目，因此估计系数为负。该变量对农户“个体经营”及“劳动力参与”影响的估计系数均为负，且未通过显著性检验，与预期不符，可能的原因是，有道路资源优势的农户回避参与休闲农业项目的现象在具体参与方式的分量数据中体现的不是非常明显，故该变量作用不显著。该变量对农户“土地参与”的影响未通过显著性检验，与预期相符。因为虽然道路优势可能会为农户带来更多的“土地参与”机会，但是，如果农户自身条件和能力较好，便会放弃土地参与，选择收益更高的其他方式，因为农户决策的多样性，导致靠近道路这一变量对“土地参与”方式影响不显著。

3)靠近景点这一变量对农户“是否参与休闲农业”具有正向影响，且显著性高达1%，与预期相符，这说明西部地区休闲农业的发展往往是靠景区附近的人流拉起来的，在实地调研中也发现，规模较大的、效益较好的休闲农业项目往往与景区的距离较近，是旅游人群在景点旅游后的一个补充项目。该变量对农户“个体经营”和“劳动力参与”有显著的正向影响，与预期相符，这说明景点区位优势有利于农户个体经营休闲农业项目或就近在这些项目打工。该变量对农户“土地参与”方式的影响未通过显著性检验，与预期相符。因为农户是相对理性的，会尽可能把景点区位优势利用最大化，鉴于“土地参与”方式收益不是很高，故农户在选择该方式时会有较多的犹豫，无法做出明确的选择，从而导致该变量的影响不显著。

3.3.5控制变量的影响

1)户主年龄和户主健康这两个变量均未通过显著性检验，这说明户主年龄和健康与农户参与休闲农业的行为没有非常明显的影响，可能的原因是，休闲农业项目与农业关系密切，且岗位具有多样性的特点，故户主年龄和健康不对参与行为构成约束。

2)学习能力自我评估这一变量在高达1%的显著性水平上对“个体经营”方式有正向影响，在10%显著性水平上对“劳动力参与”有负向影响，这说明学习能力好的户主会回避在休闲农业项目打工，而且有较大可能带领家庭成员进行休闲农业的个体经营活动，这与芮正云等[28]的研究结论相似。该变量对“土地参与”方式影响不显著，这说明学习能力高低并不影响“土地参与”。由于该变量对不同参与方式存在显著且方向相反的影响作用，故对农户总体“是否参与休闲农业”的影响不显著。

3)风险偏好对农户“是否参与休闲农业”、“劳动力参与”和“土地参与”的影响均显著为负，这说明低风险偏好农户参与休闲农业的概率较高，尤其倾向于以劳动力或土地方式参与。该变量仅对“个体经营”影响不显著，可能的原因是“个体经营”方式与“劳动力参与”方式存在替代关系，低风险偏好农户选择“劳动力参与”替代了“个体经营”方式。

4 结论与政策启示

基于资源禀赋理论和理性小农理论，本研究以云南省国家休闲农业示范区域中的澄江县、建水县、腾冲市(县级市)和丘北县4县共12个乡镇中的558份农户调查数据为基础，应用二元Probit分析了农户禀赋对农户“是否参与休闲农业”的影响，应用多变量Probit模型分析了农户禀赋对农户“参与休闲农业方式”的影响。分析结果如下：

第一，从整体来说，农户禀赋的大部分变量都对农户“是否参与休闲农业”有显著影响，但是在“具体参与方式”中，各变量的显著性有较大差异，这说明用多变量Probit模型对参与方式进行深入分析的必要性，可为相关政策的提出提供更具体的依据。

第二，就农户“是否参与休闲农业”的行为来说，户主受教育程度较高、有外出打工经验、家里有村干部、耕地面积大、靠近道路的农户，参与休闲农业的概率较低；家庭劳动力数量多、有参与并致富的亲戚朋友、家庭收入水平高、筹集资金能力强、靠近景点的农户，参与休闲农业的概率较高。

第三，就农户“参与休闲农业方式”来说，农户禀赋对3种参与方式的影响既有差异，又有相似之处:1)从估计系数显著性的角度来看，农户禀赋对“个体经营”的影响较大，人力、社会、经济和自然资本禀赋都有变量通过了显著性检验；农户禀赋对“土地参与”影响最小，只有社会资本禀赋的部分变量通过了显著性检验；农户禀赋对“劳动力参与”的影响处于中等水平，社会、经济和自然资本禀赋部分变量通过了显著性检验。以上差异说明“个体经营”对农户禀赋较为依赖，要求最高，这与廖洪泉[23]研究中的理论陈述是一致的，因为农户禀赋不足，西部地区农户的个体经营面临较多的困境;2)从农户禀赋各维度的影响来说，人力资本禀赋的变量仅仅对“个体经营”通过了显著性检验，这说明人力资本禀赋对“个体经营”影响最大，具体来说，家庭劳动力数量多、对扶持政策有认知前提下受教育程度高、家庭成员有经营管理经验的农户，进行个体经营的可能性较大。因此农户要想最大程度提高收入，进行个体经营参与活动，需要大力提升自身能力。

社会资本禀赋对各参与方式均有影响，其中“是否有参与并致富的亲戚朋友”这一变量对所有参与方式都是高度显著的，亲缘等社会关系在西部地区农户的决策及行为中发挥了比较大的作用，这说明西部地区农村的示范效应很强。自然资本禀赋中“靠近景点”这一变量对“个体经营”和“劳动力参与”均有显著正影响，这说明由于西部地区经济发展相对落后，休闲农业的发展还是较为依赖景点区位优势。

第四，从农户行为的角度看，农户会根据自己的禀赋状况，选择较为适合的、参与休闲农业的方式。但是，有外出打工经历的农户较排斥参与休闲农业，有可能会选择继续外出打工。这一方面体现了农户生计的多样化，另一方面也反映了农户行为存在路径依赖现象，因为不进入新领域、延续以前的生计是较为容易和舒适的，也是较为稳妥和回避风险的。

第五，从资源禀赋和理性小农理论发展的角度看，农户禀赋虽然对农户决策及行为有较大的影响，但是并非其行为的唯一依据。农户还会参考控制变量中“学习能力自我评估”和“风险偏好”这些个人特征状况，同时，外部环境如扶持政策及认知状况也起到了很重要的作用，这些变量加强了农户的“理性”，进一步回避了“资源诅咒”，使农户能更加合理的利用其资源禀赋，实现收益最大化。

上述研究的政策启示在于：第一，针对西部地区特征，对发展休闲农业优势较明显的景点附近区域，加强对休闲农业的宣传和引导。同时，要充分考虑农村的示范效应，鼓励新乡贤参与休闲农业，发挥其带动作用，破除农户外出打工的路径依赖现象，挽留青壮年村民支持家乡经济发展。第二，要尽快出台地方乡村振兴规划和休闲农业扶持政策，强化农户对乡村振兴的信心及扶持政策的认知，避免西部地区高层次人才的流失，发挥其在个体经营休闲农业中的主力军地位。第三，政府可通过职业培训或者印发职业指南手册等措施提升农户能力，弥补西部地区农户人力资本的不足[20]，提升农户个体经营或其他方式参与休闲农业的可能性。第四，政府及相关部门需在农户融资方面提供帮助，如给予贴息贷款等，破除农户的经济资本禀赋约束。