基于2020年、2022年中国乡村振兴综合调查（CRRS) 数据，运用偏最小二乘法结构方程模型（PLS-SEM)，实证检验乡村旅游发展对农户生计韧性的影响路径。研究发现：农户生计韧性存在群体异质性和空间异质性，低保户、中低收入群体和西部地区的农户生计韧性水平较低。乡村旅游发展水平越高，越有利于增强农户生计韧性。此外，乡村旅游发展通过促进生计要素流动性和推动生计策略多元化两条路径增强农户生计韧性。进一步研究证明，乡村旅游发展更能有效增强一般户的生计韧性;田园农业旅游对农户生计韧性具有强劲的促进作用。对此，未来应稳步推进“ 乡村旅游 ”建设项目，发挥生计要素流动性和生计策略多元化的正向激励效应，建立乡村旅游参与的甄别机制，因地制宜发展不同类型乡村旅游。

乡村旅游发展；农户生计韧性；生计要素流动性；

生计策略多样化；偏最小二乘法结构方程模型

一、引言

乡村旅游作为乡村振兴的重要载体，正以其独特的魅力，悄然改变着乡村面貌，重塑着农户生计空间，是增强农户生计韧性的重要抓手。旅游发展被许多农村地区视为克服贫困、增强农户生计韧性的重要突破口。截至2024年，全国共有1399个全国乡村旅游重点村和198个全国乡村旅游重点镇（乡)，超过6万个行政村参与乡村旅游经营活动。理论上，乡村旅游的产业融合特性打破了传统农业与服务业的产业边界，推动生产要素在乡村地域的生产生活空间结构中优化重组，为农户生计可持续发展提供了新的制度空间与实践路径。然而，实践中，乡村旅游并未实现“ 百花齐放 ”的积极预期，利益驱动下，部分地区乡村旅游发展挤出甚至取代农户传统的生产活动，破坏农户原有的稳定的生计结构，引发农户生计结构不可逆转的改变。因此，对于理论与实践之间所存在的“矛盾”关系，有必要就乡村旅游发展与农户生计韧性的内在联系进行验证。

韧性作为一种隐性要素嵌入生计系统，在科学政策领域以及公共话语中变得越来越普遍。农户是农村社会最小的生计单位，农村贫困问题归根结底是由于农户生计难以应对生存风险冲击，造成“基本生存需要”的不确定性。诸如自然灾害频发、经济市场波动以及重大突发公共卫生事件等各类不确定风险，已成为制约农户生计可持续性的关键阻碍。原有提升生计恢复力、生计弹性的策略未能抓住系统性转变和长期变化，不足以支撑生计的可持续性。1992年，Chambers首次提出了“生计韧性”的概念，称其为最原始的生产力之一。基于此，学术界对于“生计韧性”概念内涵展开了丰富讨论，主要有两种主流观点：早期研究将人与环境置于社会—生态系统的框架之内，侧重分析适应能力和应对策略。现阶段，部分学者聚焦“能力内涵”，关注生计韧性的动态性和非线性，一致强调生计韧性是社区或农户生计系统应对社会、经济、环境变化，并从逆境中恢复或转型的一种能力，体现为个体或社区在面对各类风险冲击时，不但可以有效预防、应对及恢复，还展现出系统性的成长。基于丰富的概念内涵研究，学术界对生计韧性已构建了较为系统的评价体系框架，主要包括三种：一是基于生计恢复力的评价框架，普遍采用“暴露—敏感性—适应能力”框架来评估生计韧性。二是学者们认为生计韧性评价应当重视生计资本，包含自然资本、社会资本、物质资本、人力资本和金融资本。三是以Speranza为代表，将生计韧性分为缓冲能力、自组织能力和学习能力三个维度。

伴随乡村旅游的发展和社会各界对可持续生计认识的不断深化，人们逐渐意识到，有关乡村旅游地生计恢复力、弹性和脆弱性的研究忽略了一个事实，即在实践中，乡村旅游地农户具有主观能动性，其生计的获取和转化是一个动态的过程。为了弥补这一点，Chen率先引入了“生计韧性” 的方法来描述农户在乡村旅游发展过程中产生的“能力”。基于此，学者们运用生计韧性的概念来捕捉中国农村家庭从旅游开发中恢复的能力机制及其对旅游参与意愿的可能影响，研究区域涉及国家生态公园、遗产型旅游地、山区旅游地、特色旅游村寨等。广泛的研究过程中，学术界对关于乡村旅游发展的生计效应展开了激烈讨论，主要观点有二：其一，乡村旅游作为一种新兴的生计手段，有利于提升生计多样性，推动生计可持续发展。其中，参与乡村旅游的农户在生计策略上偏好自我管理，其总体生计资本相较于未从事乡村旅游的农民有显著优势。其二，尽管在旺季旅游参与型家庭的生计资本明显高于非参与型家庭，但是在淡季参与型家庭被迫参与临时工作，生计发展存在极大不确定性。特别是，在追求利润最大化的情况下，乡村旅游的发展常常会致使当地居民传统生计活动被替代，进而造成传统生计结构发生不可逆转的变化。同时，旅游业自身发展所引致的污染、资源短缺等问题增加了当地生计环境的脆弱性。使得当地农户的生计脆弱度普遍处于中高水平。Ma等依托实证研究发现，旅游开发导致的农民耕地面积减少，不仅给当地农户带来经济损失，还降低了农户生计多样性。

综上所述，已有研究对乡村旅游的生计效应进行了多方面影响评估，为本研究奠定了坚实的基础，但仍存在需要进一步深入探讨的问题。首先，从研究框架来看，目前针对乡村旅游目的地农户生计的研究，大多采用脆弱性背景下的可持续生计框架，着重于对生计资本的改变以及生计战略的重塑，然而较少关注农户生计韧性。其次，在研究范围和影响路径探究上，现有研究主要集中在对具体的乡村旅游社区、民族村寨以及国家公园等进行典型分析，很少从宏观区域的角度对微观农户层面展开研究，并且乡村旅游发展对农户生计韧性的影响路径尚不明确。因此，本文的边际贡献如下：第一，从韧性视角切入，结合可持续生计理论框架，将乡村旅游与农户生计韧性纳入同一分析框架，深化了旅游经济学与可持续生计理论之间的学术关联。第二，在研究方法的运用上，以2020年、2022年中国乡村振兴综合调查（CRRS）数据库中987份农户的调查数据为基础，构建农户生计韧性指标体系。借助偏最小二乘法结构方程模型(PLS-SEM)对生计韧性指标进行验证与优化，进而通过实证分析来探究乡村旅游发展对农户生计韧性的影响路径。第三，基于农户特征和乡村旅游特征，深入剖析乡村旅游发展对脱贫户、一般户生计韧性的具体影响路径，厘清田园农业旅游、民俗风情旅游及回归自然旅游对农户生计韧性影响路径的差异化，为政策制定者、乡村旅游经营者和参与者通过多形式、差异化的乡村旅游发展增强农户生 计韧性提供研究支持。

二、理论分析与研究假说

（一) 乡村旅游发展与农户生计韧性

依据政治生态学理论，乡村旅游作为“ 两山论 ”价值转化的重要工具和主导力量，正在重塑乡村经济的发展模式。首先，乡村旅游依托乡村自然资源、文化遗产和社区生活，通过提供旅游服务引领农户生计方式的转型。乡村旅游的发展具有包容性、多样性、可持续性等特点，有助于实现农户收入的多元化，由此增加经济收入，弱化了农户生计原有依赖于单一农业产出的局限，减少了对市场波动的敏感性，提高了农户在面对自然灾害或市场变化时的缓冲能力。其次，乡村旅游的发展催生了新的业态和经营模式，具体包括民宿经济、特色农产品销售等，此类新业态的发展推动农户生计方式从传统的农业生产向乡村旅游服务转变，不仅有助于缓解由于农业生产风险带来的生计压力，还有利于强化农户生计结构的稳定性。同时，乡村旅游环境的优化促进了农户资源共享和社区协作，为农户生计创新增效提供了重要支撑。文化资源、自然资源通过乡村旅游平台实现有效整合和利用，既可以通过价值增值增加农户收入，还通过资源转化推动农户生计方式的全面升级，从而促进农户生计资源价值转换，增强农户生计韧性。据此，本文提出以下假设：

H1：乡村旅游发展能增强农户生计韧性。

（二) 乡村旅游发展增强农户生计韧性的路径

可持续生计理论指出，生计要素和生计策略是农户实现可持续生计的重要影响因素。生计要素流动使乡村生计要素不再沉淀于传统农业，实现资源的最优配置。乡村旅游作为横跨一、二、三产业，兼容生产生活生态、融通工农城乡的综合性产业，是推动农户生计要素流动的有效途径。乡村旅游发展的“资源依赖性”将乡村资源优势转化为经济优势，盘活村寨沉睡资产，通过“农村土地合作社”联营和“实物计价、货币支付”等方式，引导农户整理出租闲置资源，重新投入乡村生产中，促进农户生计要素流动。高效的土地要素流动通过优化农户生计资源配置，既增加了农户出租土地所得，也有助于农户通过租入土地实现规模化经营，获得规模效益，增强农户生计缓冲能力。同时，土地要素流动降低了农业生产成本，将劳动力推向经济边际报酬较高的非农部门，增加了农户非农收入，丰富了农户社会活动，有助于增强农户生计缓冲能力和生计自组织能力。

韧性循环理论指出，多样化策略可延长系统在稳定域的时间，延缓崩溃风险。多元化的生计策略通过优化资源配置和拓展发展空间，为增强农户生计韧性提供多层次支撑。乡村旅游作为一种具有成本效益的生计形式，一方面，通过带动食、住、行、游、购、娱在内的旅游核心行业，以及农副产品深加工，纵向延伸产业链条，助力乡村产业多样化发展，拓宽农户生计选择范围；另一方面，乡村旅游生产的空间不可转移性，将消费从城市搬运到乡村，拓宽农户生计组合空间。具体而言，乡村旅游发展过程中，农户可利用自有场地、房屋、设施，从事采摘园、休闲农庄、乡村营地、乡村民宿等旅游经营活动，取得经营性收入;通过出售自家特色农副产品、手工艺品等，取得商品性收入;通过将土地、资金等生产资料投资入股乡村旅游项目，取得财产性收入;通过雇佣形式直接参与乡村旅游接待服务工作，取得工资性收入。已有研究证明，灵活稳定的生计策略在缓解农户季节性失业、改善就业质量和增加 收入等方面发挥显著的正向作用，是降低生计脆弱性、减缓贫困的重要手段。据此，本文提出以下假设：

H2：乡村旅游发展通过促进生计要素流动性，间接增强农户生计韧性。

H3：乡村旅游发展通过推动生计策略多元化，间接增强农户生计韧性。

三、研究设计

（一) 数据来源

本文数据来源于2020年、2022年中国乡村振兴综合调查（CRRS) 数据库。CRRS项目是中国社会科学院农村发展研究所依托中国社会科学院重大经济社会调查项目实施的一项全国大规模的“三农” 调查。CRRS项目于2020年启动，每两年开展一次追踪调查，目前开展了两期。在舍弃数据缺失及数据异常的观测值后，本文最后保留了987份农户样本。

（二) 变量选取

被解释变量：农户生计韧性。本文基于“能力内涵”，借鉴高帅等指标设计思路，从缓冲能力、自组织能力和学习能力三个维度构建农户生计韧性评价指标体系。

核心解释变量：乡村旅游发展。本文依据中国乡村旅游发展特点，参考刘愿理等的相关研究，从旅游发展支撑、旅游接待规模等两个维度构建乡村旅游指标体系。

机制变量。生计要素流动性：本文借鉴范燕丽和丛树海的指标设计，运用土地转出和出租土地所得衡量农户生计要素流动性。生计策略多样化：收入多样性是生计策略多样性的直接体现，本文构造收入辛普森指数衡量生计策略多样性。具体公式为：simpsoni= 1-∑νμP2i,μ ,其中，i表示特定农户，μ表示一种收入来源，ν为农户收入来源总数，Pi，μ表示i农户第μ种收入在总收入中所占比例。收入辛普森指数越大，生计策略多样性程度越高。

控制变量。为准确探析乡村旅游发展对农户生计韧性的影响，本文对一些相关变量进行了控制。在个体层面上，对年龄、性别、婚姻、政治面貌、村内职务等5个变量进行了控制；在村庄层面，选取村庄 区位、村庄交通条件、村庄发展现状、非农产业发展水平等4个控制变量。

变量描述性统计见表1。

（三) 研究方法

PLS-SEM 全称为偏最小二乘法结构方程模型（Partial Least Square Structural Equation Model)，基本 原理是通过最大化因变量中的被解释方差来估计结构模型的参数。本文适合采用 PLS-SEM 的原因主要有：①数据主要来自2020年、2022年中国乡村振兴综合调查（CRRS) 数据库的调查数据，并非严格的正态分布数据；②农户生计韧性包含生计缓冲能力、生计自组织能力、生计学习能力等多个维度，均为 不可直接观测的潜变量，PLS-SEM可通过可观测变量衡量潜变量；③从假设预测视角进行分析，需要潜变量用于后续分析PLS-SEM支持估计不同潜变量之间的相同影响。PLS-SEM主要包括两部分：外模型(测量模型) 和内模型(结构模型)。

外模型用于表达观测变量和潜变量之间的关系，具体包括反射模型和形成模型。

反射性潜变量与显性变量的关系为：

X= Λxξ + σ （1）

形成性潜变量与显性变量的关系为：

Y= Λyη + ε （2）

式中：Λx、Λy分别为外生潜变量、内生潜变量与其观测变量的关联系数矩阵，ξ为外生潜变量，η为内生潜变量，Y、X 分别为内生潜变量、外生潜变量的观测变量向量。本文的外生潜变量为乡村旅游发展，内生潜变量为生计韧性，ε和σ为被解释潜变量的测量误差。本文采用二阶验证性因子分析的方法 从生计缓冲能力、生计自组织能力和生计学习能力维度来衡量农户生计韧性。

内模型用于表达外生潜变量和内生潜变量之间的关系。其公式通常表示为：

η=βη + Γξ + ζ (3)

式中: β 代表 η 之间的关系，Γ 为外生潜变量 ξ 对内生潜变量 η 的影响，ζ 为随机扰动项。

四、实证结果

（一)农户生计韧性测度结果分析

图1展示了不同情形下农户生计韧性的密度分布曲线，可知农户生计韧性存在群体异质性和空间异质性。图1（a）显示，低保户生计韧性的密度分布曲线窄且短于非低保户，同时。低保户的生计韧性平均值为 0.151，非低保户生计韧性平均值为0.234。说明无论从整体分布还是均值看，低保户的生计韧性远低于非低保户，意味着前者在面对干扰和冲击时发生生计逆转的可能性更高。图1（b）为按照收入从低到高划分的农户生计韧性密度分布曲线，对比来看，随着收入水平的提高农户生计韧性不断增 强，从低到高收入区间，农户生计韧性平均值分别为0.163、0.221、0.241 和0.295。图1（c）为按照行政 区辖划分的农户生计韧性密度分布曲线，城市郊区和非城市郊区的农户生计韧性密度分布曲线近乎重合，且农户生计韧性平均值相差较小，暗示了在农户生计韧性角度反观城乡差距，可认为城乡差距呈现缩小态势。图1（d）为按照地理区位划分的农户生计韧性密度分布曲线图。中部地区和西部地区的农户生计韧性密度分布曲线较为相似，农户生计韧性的高密度集中在[0.17，0.22] 范围内，且农户生计韧性平均值相近。东部地区的农户生计韧性密度分布曲线存在两个峰值，平均值为0.262，显著高于中部地区和西部地区。究其原因，东部地区社会经济发展水平较高，农户收入水平相对较高，为农户生计提供了更多的缓冲空间。

（二) 信度与效度检验

1. 信度检验

为保证量表能够反映各潜变量的结构，本文对所取的26个指标进行因子旋转分析。其中，“农户银行存款（活期+定期) 总额”“农户在人情礼方面的支出金额”等指标的因子载荷小于0.5，本文对其进行了剔除。剔除因子载荷较低的指标后KMO值为0.848，大于0.8;Bartlett 球体检验卡方值为3370.769，在1%统计水平上显著，说明变量间存在较好相关性。同时，指标调整后的Cronbach ’ s Alpha 均达到0.8以上，表明变量之间具有很好的内部一致性，量表具有较可靠的信度。

2. 效度检验

效度分为区分效度和收敛效度。检验结果显示，调整后因子载荷在0.704~0.978范围内，均大于0.5且通过了1%统计水平上的显著性检验;AVE值在0.681 ~ 0.741之间，均大于临界值0. 5;组合信度CR在0.850~0.924之间，大于临界值0.6，符合基本标准，表明量表具有良好的收敛效度。同时，AVE的平方根均大于潜变量之间的相关系数，说明量表具备良好的区分效度。

3. 模型拟合优度检验

本文结合调整后的量表，检验模型拟合优度，得到模型拟合值。调整后的结构方程模型的绝对拟合指数:χ2/df（2.062）、GFI（0.900）、RMSEA（0.041）、IFI（0.973)，相似拟合指数：TLI（0.922)、CFI(0.900)，信息指数：PNFI(0. 691)、PCFI(0. 647)，以上指标均满足基本评价标准，表明本文结构方程模型拟合优度较好。

（三) 研究假设检验与分析

在模型拟合度良好的基础上，本文利用SmartPLS4. 0计算结构方程的路径系数并检验假设，得到了结构方程模型及标准化路径系数(图2)。

由观测变量与潜变量之间的路径系数可知，在乡村旅游发展方面，除本村当年接待过夜游客数量对乡村旅游发展具有较小的正向影响外(x4←RT)，主要旅游项目数、本村参与乡村旅游产业户数、本村当年接待游客数量的路径系数均在0.7以上（x1←RT、x2←RT、x3←RT)。主要原因是，目前乡村地区基础设施不够完善，娱乐休闲功能明显不足，导致大量游客“白天看景，晚上走人”，难以形成夜间消费。在农户生计韧性方面，生计缓冲能力相关变量和生计自组织能力相关变量对农户生计韧性的正向影响较突出，生计学习能力相关变量的正向影响较小，路径系数均小于0.6（y15←FLR，y16←FLR，y17←FLR，y18←FLR，y19←FLR)。可能的原因是农户生计学习能力的培养具有长期性和滞后性，且在社会环境和生计习惯的影响下，对农户生计韧性的预期作用可能出现边际效应下降的现实困境。

由潜变量之间的关系可知，乡村旅游发展对农户生计韧性存在显著正向影响，影响系数为0.094（FLR←RT)，且在1%统计水平上显著，支持了假说H1。相对比重塑生计策略，乡村旅游发展更有助于促进农户生计要素流动。乡村旅游发展对生计要素流动性的路径影响系数为0.136（LEM← RT)，且在1%统计水平上显著，符合舒尔茨的理性小农假设，即农户为实现收入最大化，会积极地有效配置生产要素。乡村旅游发展对生计策略多元化的路径影响系数为0.067（LSD←RT)，通过了1%统计水平的显著性检验。

生计要素流动性和生计策略多元化均对农户生计韧性存在显著正向影响。农户生计要素流动性对农户生计韧性的影响系数在1%统计水平下为 0.104(FLR←LEM)，支持了假说H2。生计策略多元化对农户生计韧性的路径影响系数为0.109(FLR←LSD)，且通过了1%统计水平的显著性检验，支持了假说H3。

（四)中介效应检验

本文采用Bootstrap方法对结构方程模型的中介效应进行检验，结果如表2所示。数据分析结果表明，生计要素流动性和生计策略多元化在乡村旅游发展影响农户生计韧性中的中介效应占比大致相当， 分别为33.87%和 35.50%。路径（RT → LEM → FLR) 和（RT → LSD → FLR) 的间接效应分别为0.104和0.109，且95%置信区间不包含0。这一结论充分说明，以要素流动和策略转变为代表的生计系统变化对生计可持续发展的影响在塑造乡村旅游扶贫方面发挥着关键作用，不仅增强了乡村旅游发展的“乡村性”，还激发了农户的主动参与意识，推动了乡村旅游精准扶贫与农户生计可持续发展的正反馈循环。

五、异质性分析

（一)农户贫困状态的异质性分析

本文根据数据库中的指标“ 您家是否曾为建档立卡贫困户”，将全样本分为脱贫户和一般户，回归结果如表3所示。乡村旅游发展可以显著提升脱贫户和一般户的生计韧性，促进生计要素流动性和推动生计策略多样化。具体而言，乡村旅游发展对脱贫户生计韧性、生计要素流动性和生计策略多样化的影响路径系数分别为0.088、0.075和0.032，明显低于一般户(0.107、0.121 和0.055)。这说明，尽管乡村旅游发展很大程度上为农户提供了大量的就业机会和生计选择，但与一般户相比，作为曾经的建档立卡贫困户，脱贫户由于专业技能缺乏、优势物质资源有限、身体素质较低等条件限制，即使参与乡村旅游发展，也较难跨越参与旅游的资源“门槛”。同时，受“贫困文化”的影响，脱贫户倾向节约自有资源和储存生计要素，这种偏好弱化了乡村旅游发展的正向影响效应。生计要素流动性和生计策略多样化均对脱贫户和一般户的生计韧性存在正向显著影响，且对一般户生计韧性的影响效应(0.075和0.082)均低于脱贫户(0.094和0.103)。可能的原因是，一般户生计基础好、内生发展动力强、生计韧性水平较高，生计要素流动和生计策略多元组合等发挥正向作用的空间有限，边际效用低于脱贫户。

（二) 乡村旅游发展类型的异质性分析

本文依据《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》提出的乡村旅游发展模式，结合CRRS数据库村庄样本中主要旅游项目和运作模式，将乡村旅游发展类型分为：田园农业旅游（体验农业+特色产业)、民俗风情旅游（特色文化+特色小吃) 和回归自然旅游（自然风光)，回归结果如表3所示。根据结果报告，田园农业旅游对农户生计韧性的正向影响效应最大，为0.257，民俗风情旅游的影响效应次之，为0.219，回归自然旅游的影响效应最小，为0.107。同时，发展田园农业旅游既可以显著促进农户生计要素流动(0.151)，又能够显著推动生计策略多样化（0.170)，且生计要素流动性和生计策略多样化对农户生计韧性的正向影响均高于其他两种乡村旅游发展类型。回归自然旅游对农户生计韧性要素流动性的正向影响未通过1%统计水平的显著性检验。民俗风情旅游对生计策略多样性存在不显著负向影响（-0.122)。尽管与商业化相伴而生的民俗旅游对当地居民具有较大的吸引力，但是为追求利润最大化，农户倾向放弃原有生计方式，不惜举全家之力参与其中，逐渐形成高度依赖旅游就业的单一生计策略。

六、结论与启示

（一) 研究结论

本文运用2020年、2022年中国乡村振兴综合调查（CRRS) 数据库987份农户数据，借助偏最小二乘法结构方程模型（PLS-SEM) 对乡村旅游发展影响农户生计韧性的路径进行实证分析，得到以下主要 结论：①农户生计韧性存在群体异质性和空间异质性，农户生计韧性的城乡差距呈现缩小态势，低保户、 中低收入群体和西部地区的农户生计韧性水平较低。②乡村旅游发展能够显著增强农户生计韧性，且乡村旅游发展通过促进生计要素流动性和推动生计策略多元化两条路径增强农户生计韧性。③相较于脱贫户，乡村旅游发展更能有效增强一般户生计韧性。④相较于民俗风情旅游和回归自然旅游，田园农 业旅游对农户生计韧性具有强劲的促进作用。

（二) 政策启示

第一，本文已证实乡村旅游发展有助于增强农户生计韧性。因此，应稳步推进 “ 乡村旅游 ” 建设项目，深度挖掘乡村旅游资源禀赋，以产业深度融合拓宽农村生产边界，为农户正确参与乡村旅游活动创造条件，维护农户参与乡村旅游的主体地位，降低农业生产依赖性。

第二，发挥生计要素流动性和生计策略多元化的正向激励效应。乡村旅游发展过程中，围绕农户生计的基本特征和发展需求，按照“政府引导、部门联动、农户自愿、内生发展”的原则，通过支持农户盘活闲置资源、鼓励农户兼业行为、引导农户充分利用农闲时光开展多样性经营等方式，促进农户生计要素多方流动，拓宽农户生计策略空间，将乡村旅游发展尽可能纳入农户生产经营活动中，增强农户生计韧性。

第三，采取更加有针对性的措施，建立乡村旅游参与的甄别机制，精准实施一户一策。通过对脱贫户和一般户的 “ 分类治理 ”，甄选出具有乡村旅游参与意愿、具备基本参与能力的农户，积极鼓励其参与乡村旅游；对于发展条件不足、不具备基本参与能力的农户，通过再分配的方式共享乡村旅游发展收益。

第四，因地制宜发展不同类型乡村旅游。田园农业旅游应继续加强农业优势特色产业集聚，发展休闲农业、农耕文化体验等新产业新业态，拓宽农户参与空间。民俗风情旅游应尊重民俗文化演变规律，避免对民俗文化的过度商业化。回归自然旅游应根据资源禀赋、市场条件、产业水平等实际情况，创新旅游产品，有效促进农户生计多样化。

原标题：乡村旅游发展对农户生计韧性的影响路径——基于中国乡村振兴综合调查数据

作者：周玉玺(1969— )，男，博士，山东农业大学经济管理学院教授，博士生导师，研究方向：农业资源与环境管理、乡村发展与粮食安全；牛金兰(1998— )，女，山东农业大学经济管理学院博士研究生，研究方向：农业资源与环境管理。