休闲农业对农村经济发展贡献及影响机制——以全国休闲农业与乡村旅游示范县为例

作者：李彬彬 米增渝 张正河  责任编辑：杨文茹  信息来源：《经济地理》2020年第2期，第154-162页。  发布时间：2020-04-07  浏览次数： 9259次

【摘　要】休闲农业是实现我国乡村内生发展和乡村振兴有效手段。利用2007—2016年全国1382个县的县级面板数据，以2010年首批全国休闲农业与乡村旅游示范县为研究对象，设定示范县评定为外部政策冲击点，使用PSM-DID方法对示范县经济效应进行评价，分析政策影响的动态效应和边际效益，检验模型的稳健性，阐明了休闲农业发展的影响机制。研究表明：①休闲农业对地区经济的贡献显著，设立示范县时间越长，经济贡献越来越大。②休闲农业示范县边际效益递减，后期进入的示范县经济贡献逐渐减弱，越来越趋向于规模带动效益的增长。③休闲农业主要通过财政手段作用于地区经济，对农村产业结构调整的作用具有滞后性。

【关键词】休闲农业；乡村旅游；经济贡献；影响机制；乡村振兴战略；全国休闲农业与乡村旅游示范县

休闲农业是城市休闲消费外延扩张和农业功能转型下的产物，是实现乡村振兴的有效路径。为了解决城市规模逐渐扩大和乡村发展动力不足的双重问题，促进城乡要素流动和乡村内生发展，在各级政府的推动下，我国休闲农业发展迅速。

为了推动休闲农业持续健康发展，2010年原农业部和原国家旅游局开始实行全国休闲农业与乡村旅游示范县评定，引领全国休闲农业与乡村旅游持续健康发展。截至2017年底，共评选出383个示范县。党的十八大提出了实施乡村振兴战略，休闲农业作为乡村振兴的重要抓手，是破解乡村空心化和农业产业发展动力不足的重要手段，能够激发乡村内生发展动力，实现乡村产业兴旺。

我国休闲农业发展迅速，经济影响作用逐渐凸显。休闲农业是以农业为基础的产业延伸和功能扩展，具有休闲农业与二三产业之间的强关联性、融合性和低准入性特征，经济影响具有多层次性和广泛性。2018年农业部数据显示，全国休闲农业和乡村旅游营业收入超过8000亿元，吸引30亿人次到乡村休闲度假，年均复合增长率高达31.2%，吸收2800万农民就业，休闲农业已经成为乡村产业的新亮点，对地区经济增长贡献显著。

休闲农业对地区经济贡献是学术界的研究重点。从影响方式上看，休闲农业的经济贡献一般沿用TLG（Tourism-Led Growth）的增长路径，从提高资本存量、提高乡村市场化参与和增加就业机会等角度出发，对休闲农业对地区的经济影响进行了探索^[1]。一是休闲农业能够提高农地的非市场价值。相对传统农业而言，休闲农业产生的直接经济效益显著，单位土地经济产值是传统种植业产值的5.4倍。目前无法通过市场配置实现的非市场价值则更加显著，单位游憩价值和保存价值分别是传统种植业收益的85.96倍和8.27倍。农业景观地年均游憩效益是传统种植收益的15.7倍，是休闲农场目前土地经营性收入的6倍^[2]；二是休闲农业能够实现贫困地区与发达地区的市场对接，破除交通等限制，实现贫困区县内生式经济增长，避免“产业飞地”对地区经济增长造成损失；三是休闲农业的产业强关联性能够为农户提供大量的工作机会，提高了劳动力就业比例，促进地区经济增长^[3]。

从影响效果上看，休闲农业对地区经济的促进作用已经得到了大量的验证^[4，5，6]。然而，部分学者认为，休闲农业与旅游业发展相同，对地区经济的负面影响也较为显著：一方面，休闲农业的发展提高了本地的土地、住房和商品价格，引发了地区的通货膨胀，产生了较高的机会成本^[7]，降低了地区经济增长的幅度；另一方面，由于过分依赖休闲农业，导致地区荷兰病的出现，地区经济结构和资源配置扭曲，经济增长受到限制^[7，8]。

现有研究缺乏对休闲农业经济贡献效果的综合分析，对休闲农业的经济贡献一般采用传统的协整分析或单倍差的分析方法，缺乏对休闲农业与地区经济之间的内生性关系的考虑和影响机制的分析。本文以全国休闲农业与乡村旅游示范县为研究对象，采用Heckman等^[9]提出的倾向得分匹配—双重差分分析方法（PSM-DID），将休闲农业纳入地区经济增长的模型分析中，研究休闲农业对农村经济的贡献和影响机制。

1 理论分析框架及研究假说

1.1理论分析

产业结构单一、资本投入不足、产业关联度较弱和发展潜力不足是我国县域经济发展缓慢的重要原因^[10]。传统经济增长理论认为，地区经济增长的主要影响是生产要素的变更及技术的变化。一个地区经济增长主要受到人口、土地、劳动力和资本等生产要素的影响，以古典和新古典经济学为代表的“技术决定论”，认为技术进步是决定是否取得长期经济增长的决定性因素。新古典经济学进一步将经济系统看作一种仅由技术水平决定的投入产出过程。休闲农业的发展能够优化要素配置，通过城乡信息交换和产业链的延伸提高技术水平，促进地区经济增长。

以制度经济学为代表的“制度决定论”认为制度才是影响经济增长的核心因素。旅游经济学的研究发现，中国的旅游发展采取了“政府主导”的战略^[11]。Zhang等指出，中国政府同时扮演着运营商（提供基础设施、经营旅游业务）、监管者（制定和实施法规）、投资者的角色：发起人、协调人、教育家^[12]。简而言之，政府在中国主导一切，在社区缺乏知情权的情况下与开发商共同决策。

需求精致化导致中小企业的作用逐渐显现，也容易形成中小企业之间的彼此孤立^[13]。经济集聚与经济增长之间存在着相互影响的机制，是一对内生的过程^[14]。休闲农业的产业融合性特征使产业之间的横向合作和纵向联系增加，形成产业集聚。新经济地理学认为，产业聚集能够产生知识和技术溢出效应，而内生增长理论认为，知识的溢出促进经济增长，因此，产业聚集与经济增长之间表现出明显的相关性^[15]。从产业集聚角度来看，休闲农业的发展能够实现乡村产业在空间上的集中，促进企业之间的纵向整合和横向融合，实现区域资源的有效配置。

休闲农业与乡村旅游示范县能够得到各级政府各种政策支持。具体的政策影响路径可以分为以下几个方面：在土地使用上，通过放宽土地审批，支持休闲农业与乡村旅游企业开发整理荒山、荒坡、荒滩，提高土地利用率，改善农业生产条件和生态环境，增强农业综合生产能力。在资金投入上，省市级地方专项资金重点扶持休闲农业与乡村旅游示范县、示范点等，通过政府转移支付重点支持休闲农业企业发展，通过休闲农业企业优先贷款等信贷支持手段鼓励星级休闲农业企业发展，通过免征、减征企业所得税等税收减免手段鼓励发展休闲农业。在人才培养上，通过返乡创业人员引导提升从业人员存量，通过对现有从业人员的培训，提高服务水平。在平台建设上，利用政府和社会网站和媒体平台，发布休闲农业和乡村旅游相关信息，促进供需对接。

1.2研究假说

从图1可以看出，休闲农业与乡村旅游的相关政策通过土地、资金、人才和平台支持，能够优化地区产业结构，增加资本投入，实现产业集聚和产业融合，进而实现经济增长。政府的土地和信贷政策的支持，使经济主体能够持续增加投资，形成农村地区经济“增长极”。政府的人才政策支持，使得返乡创业人员能够进入休闲农业，进一步提升了休闲农业的服务品质。

图1 休闲农业示范县建立对地区经济的影响

Fig.1 Influence of establishment of leisure agriculture demonstration county on regional economy

休闲农业的产业集聚和产业融合能够形成产业之间的知识溢出效应，规模效应和“循环因果”累积效应逐渐显现。休闲农业增加了政府的财政收入，促进政府通过财政手段强化基础设施和景观等改造来反哺休闲农业。但是，由于休闲农业自身的产业横向融合和纵向拓展特征，其扶持和优惠政策具有区域性普惠性特征，随着全国更多的区县成为示范县，政策的边际效益会逐渐递减，后期进入的经济效益提升将逐渐减小。

根据以上分析，提出相关假说：

H1：休闲农业与乡村旅游示范区的建立确实能够促进地区经济发展。

H2：示范县设立时间越久，对地区经济影响的作用越大。

H3：由于政策的普惠性，政策的边际效益逐渐减小，后期进入的示范县对地区经济的影响小于前期进入的示范县。

H4：示范县通过产业结构优化等方式促进地区经济发展。

2 模型构建

2.1倾向得分匹配模型

为了验证休闲农业对地区经济的贡献，本文构建倾向得分匹配—双重差分的模型分析方法（PSM-DID）。

首先，采用倾向得分匹配，将样本分为处理组和对照组，本文的处理组为设定为示范县的区县，本年度的其他区县为对照组。Rosenbaum等提出的倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）的核心思想是通过计算倾向得分对实验组个体的反事实结果作匹配，用倾向得分来模拟随机实验过程^[16]。定义区县被评为休闲农业与乡村旅游示范县的概率为P，在给定控制变量X的情况下，通过概率模型计算出处理组的概率值，即示范县的倾向得分，区县属于示范县的条件概率可以表示为P（Xi）=P（Di=1|X=Xi），并且存在倾向得分Y⊥P|X，倾向得分采用二元Logit回归。

其次，在得到倾向得分之后，将对照组和处理组中的倾向得分相近的样本进行匹配，通过倾向得分采用一对一匹配的方式得到对照组；最后，根据样本的权重计算出平均处理效应（ATT）。

2.2倍差法静态模型

在得到处理组和对照组后，采用DID分析方法去除休闲农业与休闲农业示范县与非示范县的共同趋势，从而有效避免回归过程中可能存在的内生新问题。本文设定的DID回归模型形式为：

 

式中：Yit为被解释变量，本文主要使用的是GDP和人均GDP，i为所在地区，t为年份；Treat为处理变量，当为示范县时取1，否则为0；T为时间截断点虚拟变量，在示范县评定年份之前时取值为0，之后为1；交叉项Treat×T用以衡量是否为全国休闲农业与乡村旅游示范县的核心变量；Xjit为一系列的控制变量；γi为不随时间变化的个体效应；εit为随机干扰项。

2.3倍差法动态模型

为了进一步验证休闲农业示范县的动态贡献，以明确休闲农业经济影响的持续性，进一步，将年份变量加入模型分析中，引入Tk，其中k为评定为休闲农业与乡村旅游示范县后的第k年。仅在评定的第k年时候，Treat×Tk取值为1，否则为0。构建出的动态模型形式为：

 

式中：βk为第k年的系数，用以反映评定后第k年的经济贡献。

2.4影响路径模型

在确定了经济贡献的效果后，进一步，分别将各类别的控制变量作为被解释变量，以交叉项Treat×Tk为核心解释变量，构建影响路径的模型如下：

 

3 数据说明与变量构建

3.1数据说明

本文使用《中国县域统计年鉴》（2008—2017）^①数据，由于区县的GDP数据部分缺失，在县级统计年鉴数据的基础上，采用国泰安CSMAR中的县域统计数据与年鉴数据进行数据合并处理。其他数据来自《中国休闲农业年鉴》（2015—2017）、《中国农产品加工业年鉴》（2008—2017）和各地区统计年鉴和报告整理。

数据处理主要采用一对一的近邻倾向得分匹配。以2010年第一批休闲农业与乡村旅游示范县设立作为外部政策冲击时点（其他年份匹配方式相同）。首先，采用2010年最早设立的32个县作为处理组，考虑到数据的可得性，采用2010年可得到的14个示范县作为处理组。其次，采用倾向得分匹配，在共同取值范围内找到与之对应的另外14个处理组，使用2007—2016年数据，最终共得到10年的变量共280（280=28×10）个观测样本。由于部分区县的统计数值缺失，缺失数据采用该地区上一年数据替换，2007年的缺失数据采用所在市该年份均值替代。

3.2变量选择

3.2.1被解释变量

被解释变量采用衡量农村经济增长的变量，一般采用农业总产值和人均农业总产值表示。其中农业总产值采用农林牧渔业总产值表示，考虑到劳动力输出和流入地区的农村人口和乡村从业人口之间差异较大，使用农林牧渔业总产值与乡村从业人员比来表示人均农业生产总值。为了消除地方之间的异质性，对被解释变量取对数处理，分别采用lnAGDPit和lnPAGDPit表示地区农业生产总值和人均地区农业生产总值的对数。

3.2.2核心解释变量

采用Treat×T和Treat×Tk分别表示静态分析和动态分析的核心解释变量。其中，Treat为处理变量，用以反映是否为全国休闲农业与乡村旅游示范县，当为示范县时取1，否则为0。T为时间截断点虚拟变量，在示范县评定年份之前时取值为0，之后为1。

3.2.3控制变量

在计算PSM模型中的倾向得分和进行DID分析的时候，对控制变量的选取要求较为严格，一般要求对处理变量（是否为休闲农业示范县）能够充分解释，同时要求对输出变量（地区经济发展或农民收入或地区农业经济发展）有影响，因此一般选用禀赋变量作为控制变量。在控制变量的选取中，借鉴刘玉等关于县域经济研究，经济发展水平、发展活力和发展潜力三方面作为控制变量^[17]，在此基础上，结合休闲农业自身发展特点，选定出四类控制变量。

产业发展基础。采用人均耕地面积、亩均农机动力、设施农业占比、第一产业增加值占比、农产品加工业总产值占比来衡量农业产业发展基础。农业产业基础是县域农村经济发展的核心，是休闲农业能否持续稳定发展的关键。王树进等对我国休闲农业的研究发现，农业基础对我国休闲农业的发展具有显著影响^[18]。其中，人均耕地面积用来衡量地区农业产业的禀赋，亩均农机动力、设施农业占比用来衡量农业现代化水平，第一产业增加值占比、农产品加工业产值占比用来衡量农村产业结构。

从业人员基础。采用休闲农业从业人员与乡村从业人员之比表示。劳动力作为地区经济发展的重要要素，休闲农业的从业人员数量是影响地区休闲农业和乡村旅游发展的关键。在目前劳动力大量外流的情况下，休闲农业的从业人员的多少对农村经济发展至关重要。赵晓燕等对山东省县域经济的研究表明，第一产业从业人员数量对县域经济增长的影响最大^[19]。黄震方等认为在新型城镇化背景下，休闲农业与乡村旅游发展面临着人才短缺的困境，如何吸引更多的人从事休闲农业是促进乡村转型的关键^[20]。

经济发展动力。采用农林牧渔业固定资本投资占比、农产品加工业固定资本投资占比、金融机构涉农贷款占比、财政涉农支出占比表示。按照宏观经济学中的凯恩斯模型，投资是经济增长的三驾马车之一，固定资本投资作为投资中的重要部分，能够直接影响到地区经济发展。贷款也能够直接作用于投资，对经济增长的影响显著。财政支农状况能够反映当地政府对“三农”发展的支持和保护力度，使用财政支出中的农林水事务支出数据表示。

发展潜力。采用农村道路通达率（单位面积农村公路里程数）和生态资源（NDVI指数）表示。王树进等对我国休闲农业的研究发现，交通条件对休闲农业的发展具有正向作用^[18]。许贤棠等对我国休闲农业示范点的研究表明，示范点在空间分布上趋于聚集分布的格局，在自组织演化过程中围绕交通等地理要素展开^[21]。因此，基于休闲农业的道路依赖性，以及地区经济发展的道路依赖型特征，本文选取农村道路通达率作为发展潜力指标。此外，由于休闲农业是农业与旅游业交叉的新型产业，表现为一定的生态敏感性特征，使得对植被覆盖要求较高。归一化植被指数NDVI（Normalized Difference Vegetation Index）是植物生长状态和植被空间分布密度的指示因子，与植被分布密度呈线性关系。本文采用植被指数均值作为地区自然资源禀赋的替代变量。

3.3变量描述性统计分析

从变量的描述性统计分析表（表1）可以看出，除人均耕地面积pland外，其余变量的标准差均较小，也即处理组与对照组的组间差距较小，在一定程度上能够减弱样本选择性偏误引发的内生性对模型分析结果的影响。第一产业增加值占比为0.61，表明农业是样本县农村经济的主要经济发展基础，农产品加工业总产值与农业总生产总值比值的均值为1.34，表明样本县的农产品加工业发展较好，农村经济的产业结构相对合理。乡村休闲农业从业人口与乡村总人口比值的均值为0.01，表明目前休闲农业的从业人员并不多，目前的发展还处于增长期。

4 实证结果分析

4.1平行趋势检验

在模型分析之前，首先应对模型进行平行趋势检验，以明确是否是由于示范县的设立引发的农村地区经济增长差异，以排除其他因素的影响。借鉴刘瑞明等^[22]的做法，将政策实施的节点分别提前2年和3年进行反事实的平行趋势检验。

从模型分析结果（表2）可以看出，不论全国休闲农业与乡村旅游示范县提前2年还是提前3年，before3、before2和before1的系数均不显著，did1、did2和did3结果显著。可见全国休闲农业与乡村旅游示范县的设立对农村经济贡献显著，从而认为示范县设立是引起地区经济差异的主要原因。

表1 描述性统计分析表

Tab.1 Descriptive statistical analysis table

4.2平均处理效应分析

在排除其他因素影响后，首先使用静态的倍差法模型，分析示范县设立对地区经济影响的平均处理效应，对假说1进行验证。

从表3的分析结果可以看出，did的系数为正，且全部显著，表明休闲农业与乡村旅游示范县的设立确实能够促进地区经济发展。示范县的设立确实能够促进地区经济发展。示范县的地区农业生产总值比非示范县的平均高46.3%以上。人均地区农业生产总值比非示范县平均高51.1%。

表2 平行趋势检验结果

Tab.2 Result of the parallel trend test

注：、、分别表示在1%、5%、10%水平下统计显著。表3～表7同。

4.3动态处理效应分析

平均处理效应的结果仅能反映出休闲农业与乡村旅游示范县的平均处理效果，并不能得到影响的持续性效果差异，为了分析示范县设立对地区经济贡献是否存在持续性以及持续性效果如何，进一步，在模型分析中引入时间趋势项Treat×Tk，采用didk表示，当为设定后第k年时取值为1，否则为0。从而得到设定后不同年份后的经济影响差异，以探究休闲农业的经济影响持续性，说明影响是否存在累积效应，对假说2进行验证。

从表4的模型分析结果可以看出，休闲农业对地区经济的影响随着年份增加，模型系数均显著，系数逐渐增大，说明示范县存在累积效应，随着时间的增加，示范县设立的经济贡献逐渐凸显。地区农业生产总值的影响在第一年并不显著，从第2年开始系数显著，且系数逐渐增大，从40.5%一直增加到73.1%。人均地区农业生产总值系数从第一年就开始显著，从23.4%一直增加到75.8%。地区农业生产总值系数第一年不显著，人均地区农业生产总值第一年系数就开始显著，与政策的实施滞后性相吻合，表明政策实施后一年后，示范县的政策影响开始凸显出来。

表3 平均处理效应结果

Tab.3 Result of the average processing effect

4.4政策影响的边际效果

政策影响虽然有持续性，但随着越来越多的区县成为示范县，示范县的政策红利逐渐被分摊，地区之间的竞争加剧，从而导致休闲农业对经济贡献的边际效果减弱。为了验证政策影响的边际效果，分别采用之后加入的示范县样本作为匹配变量重新匹配后进行DID模型分析。本文选用2011、2012、2013年的样本进行PSM后对模型进行分析，以验证假说3，得到政策影响的边际效果。

表4 动态处理效应结果

Tab.4 Result of the dynamic processing effect

表5的结果分析可以看出，采用2010年后加入的样本进行分析，与2010年的结果进行对比分析，2010、2011、2012和2013年对地区农业生产总值的滞后两年系数开始显著，系数分别为0.405、0.337、0.253、0.242，系数逐渐减小表明贡献逐渐减小，也就是后进入的区县逐渐不再享受到相应的政策福利。对人均地区农业生产总值的分析结果显示，系数也基本呈现减小趋势，且从2012年的之后三期和2013年的之后二期开始系数不再显著，表明对人均地区农业生产总值逐渐失去影响，表明目前的经济影响主要是通过规模扩张引发的，随着规模进一步增加，对农户个体的经济影响逐渐减弱甚至消失。

4.5模型稳健性检验

为了验证模型的稳健性，分别剔除控制变量中的产业发展变量、从业人员基础变量、经济发展动力变量和发展潜力变量。分别对2010年的样本进行匹配，然后将匹配后的变量进行动态的倍差法分析，得到的模型分析结果见表6。

表6得到的模型稳健性分析结果与前面的分析结果基本一致，休闲农业对地区经济存在影响，且经济贡献逐渐减弱，稳健性结果表明了模型分析结果可靠。

4.6休闲农业对地区经济贡献的影响机制分析

为了探究休闲农业对地区经济贡献的影响机制，分别将各类别的控制变量作为被解释变量，以交叉项为核心解释变量，对模型进行分析得到休闲农业示范县对地区经济贡献的影响机制。

表7的分析结果可以看出，亩均农机总动力和设施农业占比的系数从第1年就显著，且系数逐渐增大，表明示范县对农业现代化的影响较为及时且有针对性。第一产业占比在第6年开始显著且系数为负，表明农村产业结构调整具有一定的滞后性。乡村旅游从业人数占比的系数一直显著，系数在第5年开始出现下降，表明休闲农业从业人员出现了大规模增加后回落的现象，与休闲农业发展的生命周期相符。农林牧渔业固定资本投资和农产品加工业固定资本投资在第2年开始显著，且系数逐渐增大，表明投资效果的及时性，投资力度在不断增强。金融机构农村贷款在第3年开始显著且系数逐渐增大，表明金融机构对农村经济开始逐渐重视。总体来看，目前休闲农业主要通过财政手段作用于地区经济，作用效果较为明显，对农业现代化的影响较为及时，但对农村产业结构的影响具有一定的滞后性。

表5 政策影响边际效果

Tab.5 Marginal effect of policy impact 

表6 稳健性检验结果

Tab.6 Result of the robustness test

 

表7 影响机制结果

Tab.7 Result of the impact mechanism

5 结论与政策建议

本文基于2007—2016年全国1382个县的县级面板数据，以休闲农业示范县作为研究对象，示范县作为产业的空间集聚主体，通过对示范县的经济影响研究，验证休闲农业对农村经济的贡献，得出如下结论并提出相应政策建议：

第一，休闲农业示范县对农村经济贡献显著，具有累积效应。我国适宜发展休闲农业的地区可尝试评选出一批示范乡（镇）、村、户，通过示范引领，推动乡村经济转型，带动区域经济发展。休闲农业的政策支持应当具有阶段性，通过阶段性调整，提高政策支持的针对性，强化休闲农业的累积效应。

第二，休闲农业示范县设立的边际影响逐渐减弱，后期进入的示范县的经济影响较小。政府主管部门应当建立能进能退的示范评选制度，通过动态监管，规范休闲农业经营，提高休闲农业示范县的经营效率。应当提高休闲农业经营的差异性，通过发掘地区休闲农业要素内涵，深化地区休闲农业产品和服务的独特性，从而有效减小客源分流和区域竞争。

第三，休闲农业对人均农业生产总值的影响较为滞后，经济贡献越来越趋向于规模带动效益的增长。地方政府应当完善利益联结机制，提高农户参与和获益，通过构建“公司 合作社 农户”“公司 基地 协会 农户”“合作社 农户”等多种形式的利益联结机制，探索土地入股、劳动力入股等多种参与形式，强化农户在各个环节的参与性，提高农户收入。应当深化休闲农业结构调整，在保证“乡村性”的前提下，鼓励休闲农业经营资本多元化，形成外部资本与本地资本差异化共生格局，促进休闲农业走出低水平扩张困境。

第四，各地方政府主要通过财政手段促进农村地区经济发展的效果较为明显，对农村产业结构的影响具有一定的滞后性。地方政府应当优化休闲农业投资环境，通过财政贴息、金融优惠贷款等手段优化休闲农业投资环境，探索PPP等多种投融资模式，撬动更多社会资本进入乡村投资休闲农业经营，提高资本投资存量。政府的投资、税收、转移支付等产业扶持手段应当向二三产业倾斜，补足农村经济发展的结构短板，优化农村产业结构，激发乡村内生发展动力。

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注释：

①需要指出的是，2006-2013年该年鉴名称为《中国县市经济统计年鉴》，2013年更名为《中国县域经济统计年鉴》，2014年更名为《中国县域统计年鉴》，本文统一采用《中国县域统计年鉴》表示。