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

楊歌謠 周常春* 楊光明

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

休閑農(nóng)業(yè)是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)融合的新業(yè)態(tài)，是鄉(xiāng)村旅游中與農(nóng)戶關(guān)系較為緊密的一種類型，可促進三產(chǎn)融合，提高農(nóng)業(yè)附加值，使農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)多樣化，保障并提高農(nóng)戶收入[1]。我國西部地域遼闊，氣候類型多樣，特色農(nóng)產(chǎn)品種類豐富且歷史悠久，有著得天獨厚的農(nóng)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(shù)量充足，發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)的優(yōu)勢非常明顯[2-3]。2016年農(nóng)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(guān)于大力發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)的指導(dǎo)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(nóng)民，特別是建檔立卡貧困戶發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)。但是，西部地區(qū)貧困人口集中，少數(shù)民族人口占比較大，經(jīng)濟和社會發(fā)展與東部和中部地區(qū)仍存在差距，農(nóng)戶對休閑農(nóng)業(yè)的參與率不高，參與程度較低[4-5]，這對農(nóng)戶們的增收形成了障礙，同時也影響了休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展，不利于改善西部休閑農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率嚴重滯后于發(fā)達地區(qū)的現(xiàn)況[6]。因此研究西部地區(qū)農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的行為具有重要意義，有利于構(gòu)建科學的休閑農(nóng)業(yè)參與體系，帶動西部地區(qū)鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展。

目前針對休閑農(nóng)業(yè)中農(nóng)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(nóng)戶如果要參與休閑農(nóng)業(yè)，那么其所在區(qū)域必須是旅游特色經(jīng)濟區(qū)域，或者是有休閑農(nóng)業(yè)需求的區(qū)域，農(nóng)戶要擁有一定從事休閑農(nóng)業(yè)的資源，譬如土地、特色農(nóng)業(yè)資源、人力資源以及相應(yīng)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(nóng)戶進行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)34%的農(nóng)民對發(fā)展休閑農(nóng)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(nóng)戶對參與休閑農(nóng)業(yè)持有懷疑態(tài)度。裴錦澤[8]從有限理性經(jīng)濟人和社會人角度出發(fā)，用二元Logit模型對福建省休閑農(nóng)業(yè)示范鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)做了分析，研究發(fā)現(xiàn)對農(nóng)戶參與行為影響最大的3個因素依次為：親友參與情況、農(nóng)戶的資源狀況和個人收入水平。

盡管現(xiàn)有的研究已經(jīng)有了一些初步的積累，但還存在很多不足之處。一是農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的實證研究較少，所提出的相關(guān)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(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的行為。二是現(xiàn)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(shù)據(jù)并進行實證分析，對農(nóng)戶參與問題更為突出的西部地區(qū)關(guān)注不夠。三是現(xiàn)有研究大多是對農(nóng)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(nóng)理論可以較好解釋農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的行為，休閑農(nóng)業(yè)資源豐富、農(nóng)戶資源稟賦較為匱乏的西部地區(qū)是研究該問題的理想?yún)^(qū)域，同時，農(nóng)戶具體參與方式可以進一步區(qū)分為“個體經(jīng)營”、“勞動力參與”和“土地參與”，并依據(jù)農(nóng)戶稟賦的異質(zhì)性進行深入的探討。基于以上考慮，本研究選取西部地區(qū)中休閑農(nóng)業(yè)優(yōu)勢較為突出的云南省為調(diào)研地，對國家休閑農(nóng)業(yè)示范區(qū)域的農(nóng)戶展開調(diào)查，分析在有利環(huán)境下，農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶是否參與休閑農(nóng)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(nóng)戶對休閑農(nóng)業(yè)的參與率提供微觀經(jīng)驗數(shù)據(jù)。

1 理論分析

1.1 農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)行為的影響

瑞典經(jīng)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(shù)等各種生產(chǎn)要素來解釋國際貿(mào)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(jīng)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(diào)動資源是獲得競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵[10]。隨著研究的推進，資源稟賦理論已經(jīng)不局限在國際貿(mào)易領(lǐng)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(nóng)戶稟賦是指農(nóng)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(nóng)戶稟賦可以使農(nóng)戶獲得競爭優(yōu)勢，達到較高的經(jīng)濟產(chǎn)出。美國經(jīng)濟學家Schultz[12]的“理性小農(nóng)理論”指出農(nóng)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(nóng)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(guān)于農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的研究也指出，是因為農(nóng)民自身素質(zhì)條件及資金等稟賦限制，農(nóng)戶的參與情況和受益狀況才出現(xiàn)了較大差異[4]，由此可知，農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(nóng)戶稟賦正是知覺行為控制的重要組成部分，它可以讓農(nóng)戶感知到參與休閑農(nóng)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(nóng)戶稟賦特征對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)行為的影響，參照相關(guān)的研究文獻，本研究將農(nóng)戶稟賦歸納為人力資本稟賦、社會資本稟賦、經(jīng)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(nóng)戶的人力資本是指農(nóng)戶家庭成員因教育、實踐經(jīng)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(shù)量。家庭勞動力數(shù)量富足意味著較好的家庭經(jīng)濟狀況[16]，可增強農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(quán)，一般來說，戶主的受教育程度越高，越能對參與休閑農(nóng)業(yè)的益處有清晰的認識[17]，但是，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與我國內(nèi)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(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的可能性較低。考慮到西部地區(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(diào)節(jié)變量，認為它將調(diào)節(jié)戶主受教育程度對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)行為的作用。③家庭成員外出打工經(jīng)驗。休閑農(nóng)業(yè)季節(jié)性明顯，農(nóng)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(jīng)驗的村民會選擇繼續(xù)外出打工，④家庭成員經(jīng)營管理經(jīng)驗。有經(jīng)營管理經(jīng)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(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)。

2)社會資本稟賦。社會資本是在信任、互惠基礎(chǔ)上所形成的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[19]。由于農(nóng)戶非常重視親緣關(guān)系，親戚朋友經(jīng)常有互幫互助的現(xiàn)象，因此本研究以下面這些變量來表征社會資本：①親戚數(shù)量。親戚數(shù)量豐富可以給農(nóng)戶帶來較多的外部信息，有助于消除信息不對稱現(xiàn)象，還可以幫助農(nóng)戶從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中獲取自己不具備的生產(chǎn)資料，故農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(wǎng)絡(luò)[17]，有利于農(nóng)戶及時了解國家對休閑農(nóng)業(yè)的各種支持政策與措施，提升農(nóng)戶的決策能力，增加農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(fù)雜，交通不便，農(nóng)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(nóng)戶有親密關(guān)系的人群的示范效應(yīng)會很強[8]。所以如果農(nóng)戶有參與休閑農(nóng)業(yè)并致富的親戚朋友，農(nóng)戶很有可能會模仿他們的行為，提高參與的可能性。

3)經(jīng)濟資本稟賦。經(jīng)濟資本體現(xiàn)了農(nóng)戶的經(jīng)濟收入和地位。本研究選擇以下變量來表征經(jīng)濟資本：①家庭收入水平。家庭收入較好的農(nóng)戶一方面會有更多的資金去啟動休閑農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)項目，另一方面也可以通過投入經(jīng)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(nóng)業(yè)行為。②農(nóng)業(yè)收入占比。農(nóng)業(yè)收入占比較高的農(nóng)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(nóng)業(yè)的概率會較低。③籌集資金能力?；I集資金能力體現(xiàn)了農(nóng)戶消除資金障礙的能力，籌集資金能力越強，參與休閑農(nóng)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(xiàn)在或未來生計的自然資源及環(huán)境資產(chǎn)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(nóng)戶很有可能會受到資源束縛[8]，降低了參與休閑農(nóng)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(nóng)戶開展草莓采摘、農(nóng)家樂等休閑農(nóng)業(yè)項目，提升其參與休閑農(nóng)業(yè)的可能性。③靠近景點。西部地區(qū)有大量國內(nèi)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(nóng)戶開展休閑農(nóng)業(yè)項目，增加農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的可能性。

1.2 農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)具體方式的影響

基于前述理論分析，農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的決策及行為有重要的影響，因此基于農(nóng)戶理性，農(nóng)戶會根據(jù)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(jié)果表明，農(nóng)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(nóng)戶稟賦的異質(zhì)性已經(jīng)影響到農(nóng)戶的具體參與行為，農(nóng)戶的參與行為呈現(xiàn)出差異性的特點。

為了就農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(chǎn)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(xiàn)為個體經(jīng)營，因此本研究將西部地區(qū)農(nóng)戶的參與行為區(qū)分為“個體經(jīng)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(nóng)戶稟賦對各參與方式的主要影響做理論分析如下：

圖1 農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)行為及方式影響的理論框架

1)個體經(jīng)營。個體經(jīng)營是指生產(chǎn)資料歸農(nóng)戶所有，以農(nóng)戶勞動為基礎(chǔ)，勞動所得歸農(nóng)戶所有的一種經(jīng)營形式。農(nóng)戶一般會個體經(jīng)營農(nóng)家樂、蔬果采摘、中小型景觀莊園等較初級的休閑農(nóng)業(yè)項目。由于個體經(jīng)營對農(nóng)戶稟賦的要求較高，已有研究表明西部地區(qū)農(nóng)戶資源稟賦的匱乏已給個體經(jīng)營造成了較大障礙[23]。農(nóng)戶稟賦影響的具體分析如下：①人力資本稟賦。當農(nóng)戶個體經(jīng)營休閑農(nóng)業(yè)項目時，往往是在戶主的帶領(lǐng)下，組織家庭成員一起參與，因此家庭的自有勞動力數(shù)量對個體經(jīng)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(nóng)戶個體經(jīng)營休閑農(nóng)業(yè)項目的概率較低，本研究認為扶持政策認知可調(diào)節(jié)戶主受教育程度對個體經(jīng)營方式的作用；家庭成員有外出打工經(jīng)驗很有可能會導(dǎo)致家庭勞動力的習慣性外流，故會降低農(nóng)戶個體經(jīng)營的可能性；家庭成員的經(jīng)營管理經(jīng)驗有利于增加農(nóng)戶個體經(jīng)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(nóng)業(yè)發(fā)展前景和政策有更深入的了解，從而增加個體經(jīng)營的概率；因為休閑農(nóng)業(yè)項目的經(jīng)營性收入較高[1]以及農(nóng)村示范效應(yīng)的存在，有參與并致富的親朋好友會增加農(nóng)戶個體經(jīng)營的熱情和概率[8]。③經(jīng)濟資本稟賦。家庭收入水平高、籌集資金能力強可以為農(nóng)戶提供創(chuàng)業(yè)資金，提高個體經(jīng)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(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)成本，提高個體經(jīng)營可能性。

2)勞動力參與。本研究的勞動力參與是指農(nóng)戶將自身勞動力投入到休閑農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，其中將自身勞動力投入到個體經(jīng)營項目中的情形不包括在內(nèi)。勞動力參與的主要表現(xiàn)形式為在休閑農(nóng)業(yè)項目中打工，因為很多大型、高端的休閑農(nóng)業(yè)項目是由進駐鄉(xiāng)村的公司所開發(fā)的，服務(wù)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(guān)農(nóng)戶稟賦的影響分析如下：①社會資本稟賦。親戚數(shù)量多的農(nóng)戶在本地擁有更多的親密關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，更容易獲取在休閑農(nóng)業(yè)項目中打工的機會[21]；因為農(nóng)村示范效應(yīng)現(xiàn)象的普遍存在，有參與并致富的親朋好友會增加農(nóng)戶對休閑農(nóng)業(yè)項目的信心和興趣[8]，為了積累經(jīng)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(nóng)業(yè)關(guān)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(nóng)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(nóng)戶離休閑農(nóng)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(nóng)戶通過合法出租、轉(zhuǎn)讓土地使用權(quán)，或者以土地使用權(quán)作價入股等方式參與休閑農(nóng)業(yè)。相關(guān)農(nóng)戶稟賦的影響分析如下：①社會資本稟賦。親戚數(shù)量多的農(nóng)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(yīng)也會提高農(nóng)戶“土地參與”的概率[8]。②經(jīng)濟資本稟賦。農(nóng)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(nóng)業(yè)項目的概率[25]。③自然資本稟賦。耕地的面積越大，農(nóng)戶擁有的土地資源越豐富，越有可能土地流轉(zhuǎn)參與休閑農(nóng)業(yè)[25]。

2 樣本數(shù)據(jù)和描述性統(tǒng)計

2.1 數(shù)據(jù)采集

云南省有著豐富的農(nóng)業(yè)和旅游資源，且民族風情獨特，有著發(fā)展休閑農(nóng)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(nóng)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(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范點。本研究數(shù)據(jù)來自課題組于2018年7—10月期間對云南省國家休閑農(nóng)業(yè)示范區(qū)域農(nóng)戶的問卷調(diào)查?？紤]到休閑農(nóng)業(yè)的地理分區(qū)特征，首先，將云南省的所有以休閑農(nóng)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(diào)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(diào)研地有接待量在省內(nèi)排名前十的熱門景區(qū)(1)依據(jù)《“游云南”2018年大數(shù)據(jù)報告》，云南網(wǎng)(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(diào)查和訪談相結(jié)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(shù)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(diào)查地區(qū)和有效樣本量

2.2 描述統(tǒng)計

樣本農(nóng)戶的基本信息及其參與休閑農(nóng)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(shù)量集中在3～5人。統(tǒng)計結(jié)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(nóng)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(jīng)營主體身份參與的有59戶，占10.6%；因部分農(nóng)戶采用1種以上參與方式參與休閑農(nóng)業(yè)，故各參與方式占比之和不為前述的20.8%。

表2 樣本農(nóng)戶及其參與行為特征

注：數(shù)據(jù)來源于調(diào)研數(shù)據(jù)。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(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(nóng)戶是否參與休閑農(nóng)業(yè)”和“農(nóng)戶具體參與休閑農(nóng)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(nóng)戶是否已參與休閑農(nóng)業(yè)二分變量，1表示農(nóng)戶已參與休閑農(nóng)業(yè)，0表示還沒有參與休閑農(nóng)業(yè)；模型2：Yi表示第i個農(nóng)戶是否以“個體經(jīng)營”方式參與休閑農(nóng)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(nóng)戶是否以“勞動力參與”方式參與休閑農(nóng)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(nóng)戶是否以“土地參與”方式參與休閑農(nóng)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(nóng)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(nóng)戶可同時選擇1種以上方式參與休閑農(nóng)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(nóng)戶i所具備的各項農(nóng)戶稟賦要素，Xed表示農(nóng)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(diào)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(shù)項，β1i、β2、β3i為待估計系數(shù)，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(jié)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(shè)置

根據(jù)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(nóng)戶是否參與休閑農(nóng)業(yè)的行為及3種參與休閑農(nóng)業(yè)的方式——個體經(jīng)營、勞動力參與和土地參與。自變量為農(nóng)戶稟賦，即人力資本稟賦、社會資本稟賦、經(jīng)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(nóng)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(jù)分析，扶持政策認知是戶主受教育程度對農(nóng)戶參與行為及方式影響的調(diào)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(jié)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(xiàn)估計結(jié)果非常接近，故可大致推斷模型設(shè)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(shù)據(jù)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(guān)性，農(nóng)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(nóng)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(nóng)戶選擇一種參與休閑農(nóng)業(yè)的方式受到是否選擇其他休閑農(nóng)業(yè)參與方式的影響。具體而言，農(nóng)戶選擇個體經(jīng)營方式與勞動力參與方式之間存在替代效應(yīng)，與選擇土地參與方式之間存在互補效應(yīng)；農(nóng)戶選擇勞動力參與方式與土地參與方式存在互補效應(yīng)。

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(shù)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(jié)果如表5所示。雖然Probit回歸的估計量并非其邊際效應(yīng)，但卻能反映出變量的影響方向。下面本研究就根據(jù)回歸結(jié)果，就農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶是否參與休閑農(nóng)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(shù)量在10%顯著性水平上對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”具有正向影響，與預(yù)期相符。這說明較高的勞動力數(shù)量提高了農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的概率。就具體參與方式來說，家庭勞動力數(shù)量在5%顯著性水平上對農(nóng)戶“個體經(jīng)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(yù)期相符。這是因為外部雇工成本上漲較快[23]，個體經(jīng)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(shù)量的多少，故它們之間沒有顯著的關(guān)聯(lián)性。

2)戶主受教育程度在10%顯著性水平上對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”具有負向影響，與預(yù)期相符。這說明受教育程度較高農(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(shù)顯著為正，與預(yù)期相符，且調(diào)節(jié)變量“扶持政策認知”的估計系數(shù)顯著為正，這說明“扶持政策認知”為半調(diào)節(jié)變量，它對“受教育程度”與農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用[30]，意味著對扶持政策有認知的農(nóng)戶，其受教育程度越高，就越有可能參與休閑農(nóng)業(yè)。就具體參與方式來說，戶主受教育程度僅對“個體經(jīng)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(yù)期相符。這說明戶主受教育程度越高，選擇個體經(jīng)營休閑農(nóng)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(diào)節(jié)變量“扶持政策認知”與“戶主受教育程度”的交叉項系數(shù)也僅在“個體經(jīng)營”方式中顯著為正，與預(yù)期相符，由于“扶持政策認知”的估計系數(shù)并不顯著，可知“扶持政策認知”為純調(diào)節(jié)變量，它對“受教育程度”與 “個體經(jīng)營”方式的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用[30]，意味著對扶持政策有認知的農(nóng)戶，其受教育程度較高，就越有可能以個體經(jīng)營方式參與休閑農(nóng)業(yè)。在實地調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，一些休閑農(nóng)莊是由農(nóng)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(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)行為及方式影響的回歸結(jié)果

表5(續(xù))

3)家庭成員外出打工經(jīng)驗在對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”及“個體經(jīng)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(yù)期相符。這說明有外出打工經(jīng)驗的人存在路徑依賴現(xiàn)象，因為已適應(yīng)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(nóng)業(yè)項目，尤其不會以個體經(jīng)營方式參與。在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，個別有外出打工經(jīng)驗的農(nóng)戶為了照顧父母，會選擇在本地打工參與休閑農(nóng)業(yè)項目，或者在遇到合適的機會后將土地流轉(zhuǎn)給休閑農(nóng)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(xiàn)象，所以沒能通過顯著性檢驗。

4)家庭成員經(jīng)營管理經(jīng)驗對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的影響未通過顯著性檢驗，與預(yù)期不符。可能的原因是，家庭成員經(jīng)營管理經(jīng)驗并不是農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的重要影響因素，農(nóng)戶可以通過后天學習來提高自己的經(jīng)營管理能力。就具體參與方式來說，該變量對農(nóng)戶“個體經(jīng)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(yù)期相符。這表明，經(jīng)營管理經(jīng)驗確實可以增強農(nóng)戶個體經(jīng)營的信心，增強其以該種方式參與休閑農(nóng)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(jīng)營管理經(jīng)驗，所以它們之間的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。這也進一步說明了我們將農(nóng)戶整體“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”及“參與休閑農(nóng)業(yè)方式”分別進行回歸的必要性，因為，農(nóng)戶稟賦對某些具體參與行為的影響未必能在總量數(shù)據(jù)的回歸中通過顯著性檢驗，從而體現(xiàn)出來。

3.3.2社會資本稟賦的影響

1)親戚數(shù)量對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的影響未通過顯著性檢驗，與預(yù)期不符。可能是的原因是，親戚數(shù)量多所帶來的信息等優(yōu)勢并不是參與休閑農(nóng)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(nóng)戶“土地參與”行為具有正向影響，與預(yù)期相符。這說明親戚數(shù)量較多的農(nóng)戶，選擇“土地參與”方式的可能性會較大，在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，很多農(nóng)戶出于信任及加強“親情”需要，會將土地使用權(quán)低價甚至免費轉(zhuǎn)讓給親戚。該變量對“個體經(jīng)營”影響不顯著，與預(yù)期相符，親戚數(shù)量對“勞動力參與”影響不顯著，與預(yù)期不符?？赡艿脑蚴牵m然親戚數(shù)量多，增加了很多信息渠道，但是這些信息未必都與休閑農(nóng)業(yè)項目有關(guān)，因此農(nóng)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(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”和“個體經(jīng)營”方式具有負向影響，與預(yù)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(dǎo)的各類項目，但是，在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，最近幾年，由于農(nóng)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(jīng)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(yù)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(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(yù)期相符。這說明農(nóng)戶很容易受到親朋好友示范作用的影響，會被社交網(wǎng)絡(luò)中親密關(guān)系人群帶動參與休閑農(nóng)業(yè)。

3.3.3經(jīng)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(nóng)業(yè)”具有正向影響，在5%顯著性水平上對農(nóng)戶“個體經(jīng)營”具有正向影響，與預(yù)期相符。這說明收入高的農(nóng)戶家庭資金相對充足，參與休閑農(nóng)業(yè)的概率較大，尤其傾向于選擇個體經(jīng)營方式。該變量對其他參與方式影響不顯著，與預(yù)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(nóng)業(yè)收入占比對“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”和“土地參與”影響的估計系數(shù)均為負，與預(yù)想一致，但均未能通過顯著性檢驗?？赡艿脑蚴牵恍┺r(nóng)業(yè)收入較高的農(nóng)戶對土地較為依賴，不愿意參與休閑農(nóng)業(yè)項目[4]，但是，還有很多農(nóng)戶因為所生產(chǎn)的特定種類的農(nóng)產(chǎn)品屢受國際市場沖擊，反而愿意將土地流轉(zhuǎn)到休閑農(nóng)業(yè)項目中，由于農(nóng)戶態(tài)度差異較大，導(dǎo)致該變量對農(nóng)戶“土地參與”的影響不顯著。農(nóng)業(yè)收入占比對“勞動力參與”和“個體經(jīng)營”影響不顯著，與預(yù)想一致，因為在休閑農(nóng)業(yè)項目打工多屬于農(nóng)戶的輔業(yè)行為，故與農(nóng)業(yè)收入占比關(guān)系不大；又因為無論農(nóng)業(yè)收入占比較高的果園農(nóng)戶，還是農(nóng)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(jīng)營”方式參與休閑農(nóng)業(yè)，故該變量對“個體經(jīng)營”也沒有顯著影響。由于農(nóng)業(yè)收入占比對各參與方式影響都不顯著，故該變量對農(nóng)戶整體“是否參與休閑農(nóng)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(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”具有正向影響，與預(yù)期相符。這說明具備籌集資金能力的農(nóng)戶，參與休閑農(nóng)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(yù)期不符。可能的原因是，具有籌資能力反映了農(nóng)戶能夠建立和維持較好的社會關(guān)系，具有較好團隊合作能力，有利于農(nóng)戶找到休閑農(nóng)業(yè)項目的工作，提高了勞動力參與的概率。籌集資金能力對“個體經(jīng)營”影響的估計系數(shù)為正，與預(yù)想一致，但在統(tǒng)計學意義上未通過顯著性檢驗，與預(yù)期不符?？赡艿脑蚴?，因為休閑農(nóng)業(yè)項目種類較多，農(nóng)戶所經(jīng)營的休閑農(nóng)業(yè)項目大多比較初級，不需要太多額外的投資[31]，農(nóng)戶可利用自有資金進行個體經(jīng)營，因此導(dǎo)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(yù)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(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”具有負向影響，與預(yù)期相符。這說明耕地面積較大的農(nóng)戶確實存在資源束縛現(xiàn)象，參與休閑農(nóng)業(yè)的概率較低。實地調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)光熱資源豐富，一些農(nóng)戶利用氣候優(yōu)勢種植韭菜，產(chǎn)量高且收益好，故不愿意參與休閑農(nóng)業(yè)。耕地面積在10%顯著性水平上對農(nóng)戶“勞動力參與”具有負向影響，與預(yù)期相符。這表明耕地面積越大，農(nóng)戶勞動力參與的概率越低。該變量對“個體經(jīng)營”也顯著為負，與預(yù)期不符，可能的原因是，耕地面積過大的農(nóng)戶，已經(jīng)有自己較為穩(wěn)定的生計方式，轉(zhuǎn)行“個體經(jīng)營”休閑農(nóng)業(yè)的可能性較小。耕地面積對農(nóng)戶“土地參與”影響的估計系數(shù)為正，但在統(tǒng)計學意義上未通過顯著性檢驗，與預(yù)期不符。可能的原因是，不是所有耕地都適合做休閑農(nóng)業(yè)，因此耕地面積大的農(nóng)戶未必就能將土地流轉(zhuǎn)給休閑農(nóng)業(yè)項目，因此導(dǎo)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(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”具有負向影響，與預(yù)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(nèi)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(nóng)業(yè)的消費力，所以有靠近道路的耕地或宅基地的農(nóng)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(nóng)業(yè)項目，因此估計系數(shù)為負。該變量對農(nóng)戶“個體經(jīng)營”及“勞動力參與”影響的估計系數(shù)均為負，且未通過顯著性檢驗，與預(yù)期不符，可能的原因是，有道路資源優(yōu)勢的農(nóng)戶回避參與休閑農(nóng)業(yè)項目的現(xiàn)象在具體參與方式的分量數(shù)據(jù)中體現(xiàn)的不是非常明顯，故該變量作用不顯著。該變量對農(nóng)戶“土地參與”的影響未通過顯著性檢驗，與預(yù)期相符。因為雖然道路優(yōu)勢可能會為農(nóng)戶帶來更多的“土地參與”機會，但是，如果農(nóng)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(nóng)戶決策的多樣性，導(dǎo)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(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”具有正向影響，且顯著性高達1%，與預(yù)期相符，這說明西部地區(qū)休閑農(nóng)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(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，規(guī)模較大的、效益較好的休閑農(nóng)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(nóng)戶“個體經(jīng)營”和“勞動力參與”有顯著的正向影響，與預(yù)期相符，這說明景點區(qū)位優(yōu)勢有利于農(nóng)戶個體經(jīng)營休閑農(nóng)業(yè)項目或就近在這些項目打工。該變量對農(nóng)戶“土地參與”方式的影響未通過顯著性檢驗，與預(yù)期相符。因為農(nóng)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(nóng)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(dǎo)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(nóng)戶參與休閑農(nóng)業(yè)的行為沒有非常明顯的影響，可能的原因是，休閑農(nóng)業(yè)項目與農(nóng)業(yè)關(guān)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(gòu)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(jīng)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(nóng)業(yè)項目打工，而且有較大可能帶領(lǐng)家庭成員進行休閑農(nóng)業(yè)的個體經(jīng)營活動，這與芮正云等[28]的研究結(jié)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(nóng)戶總體“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的影響不顯著。

3)風險偏好對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)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(nóng)戶參與休閑農(nóng)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(jīng)營”影響不顯著，可能的原因是“個體經(jīng)營”方式與“勞動力參與”方式存在替代關(guān)系，低風險偏好農(nóng)戶選擇“勞動力參與”替代了“個體經(jīng)營”方式。

4 結(jié)論與政策啟示

基于資源稟賦理論和理性小農(nóng)理論，本研究以云南省國家休閑農(nóng)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(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，應(yīng)用二元Probit分析了農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的影響，應(yīng)用多變量Probit模型分析了農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶“參與休閑農(nóng)業(yè)方式”的影響。分析結(jié)果如下：

第一，從整體來說，農(nóng)戶稟賦的大部分變量都對農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)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(guān)政策的提出提供更具體的依據(jù)。

第二，就農(nóng)戶“是否參與休閑農(nóng)業(yè)”的行為來說，戶主受教育程度較高、有外出打工經(jīng)驗、家里有村干部、耕地面積大、靠近道路的農(nóng)戶，參與休閑農(nóng)業(yè)的概率較低；家庭勞動力數(shù)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(nóng)戶，參與休閑農(nóng)業(yè)的概率較高。

第三，就農(nóng)戶“參與休閑農(nóng)業(yè)方式”來說，農(nóng)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(shù)顯著性的角度來看，農(nóng)戶稟賦對“個體經(jīng)營”的影響較大，人力、社會、經(jīng)濟和自然資本稟賦都有變量通過了顯著性檢驗；農(nóng)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(nóng)戶稟賦對“勞動力參與”的影響處于中等水平，社會、經(jīng)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(jīng)營”對農(nóng)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(nóng)戶稟賦不足，西部地區(qū)農(nóng)戶的個體經(jīng)營面臨較多的困境;2)從農(nóng)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(jīng)營”通過了顯著性檢驗，這說明人力資本稟賦對“個體經(jīng)營”影響最大，具體來說，家庭勞動力數(shù)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(jīng)營管理經(jīng)驗的農(nóng)戶，進行個體經(jīng)營的可能性較大。因此農(nóng)戶要想最大程度提高收入，進行個體經(jīng)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(guān)系在西部地區(qū)農(nóng)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(nóng)村的示范效應(yīng)很強。自然資本稟賦中“靠近景點”這一變量對“個體經(jīng)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(jīng)濟發(fā)展相對落后，休閑農(nóng)業(yè)的發(fā)展還是較為依賴景點區(qū)位優(yōu)勢。

第四，從農(nóng)戶行為的角度看，農(nóng)戶會根據(jù)自己的稟賦狀況，選擇較為適合的、參與休閑農(nóng)業(yè)的方式。但是，有外出打工經(jīng)歷的農(nóng)戶較排斥參與休閑農(nóng)業(yè)，有可能會選擇繼續(xù)外出打工。這一方面體現(xiàn)了農(nóng)戶生計的多樣化，另一方面也反映了農(nóng)戶行為存在路徑依賴現(xiàn)象，因為不進入新領(lǐng)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(nóng)理論發(fā)展的角度看，農(nóng)戶稟賦雖然對農(nóng)戶決策及行為有較大的影響，但是并非其行為的唯一依據(jù)。農(nóng)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(nóng)戶的“理性”，進一步回避了“資源詛咒”，使農(nóng)戶能更加合理的利用其資源稟賦，實現(xiàn)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(nóng)業(yè)優(yōu)勢較明顯的景點附近區(qū)域，加強對休閑農(nóng)業(yè)的宣傳和引導(dǎo)。同時，要充分考慮農(nóng)村的示范效應(yīng)，鼓勵新鄉(xiāng)賢參與休閑農(nóng)業(yè)，發(fā)揮其帶動作用，破除農(nóng)戶外出打工的路徑依賴現(xiàn)象，挽留青壯年村民支持家鄉(xiāng)經(jīng)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(nóng)業(yè)扶持政策，強化農(nóng)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(jīng)營休閑農(nóng)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(nóng)戶能力，彌補西部地區(qū)農(nóng)戶人力資本的不足[20]，提升農(nóng)戶個體經(jīng)營或其他方式參與休閑農(nóng)業(yè)的可能性。第四，政府及相關(guān)部門需在農(nóng)戶融資方面提供幫助，如給予貼息貸款等，破除農(nóng)戶的經(jīng)濟資本稟賦約束。