山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶參與市場與生計(jì)策略關(guān)系研究——以滇西南為例

王 娟 吳海濤

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北·武漢 430073）

一、引言

農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主要是在市場上實(shí)現(xiàn)的，市場是農(nóng)戶協(xié)調(diào)和配置資源、提供產(chǎn)品和服務(wù)的場所。地處于西南邊陲的云南山區(qū)是我國最大的少數(shù)民族聚集地，是我國貧困發(fā)生率最高的地區(qū)之一。在短短幾十年內(nèi)具有民族多樣性和貧困特性的滇西南山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，實(shí)現(xiàn)了從原始農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的跨越式發(fā)展。在滇西南山區(qū)農(nóng)戶生計(jì)轉(zhuǎn)型過程中，農(nóng)戶參與市場是否會(huì)改善其生計(jì)策略，促進(jìn)農(nóng)戶生計(jì)轉(zhuǎn)型？市場調(diào)整作用究竟如何？在農(nóng)戶生計(jì)決策過程中，農(nóng)戶依據(jù)資本稟賦參與市場來調(diào)整生計(jì)策略，生計(jì)策略所得產(chǎn)品以獲取收入、改善貧困狀況及其資本稟賦。農(nóng)戶生計(jì)轉(zhuǎn)型的根本是農(nóng)戶生計(jì)策略的轉(zhuǎn)變，農(nóng)戶參與市場行為影響農(nóng)戶生計(jì)策略，影響決策行為，會(huì)使生計(jì)結(jié)果有所不同。本文以滇西南貧困山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶為例進(jìn)行研究，考察農(nóng)戶參與市場狀況，深度剖析農(nóng)戶參與市場與生計(jì)策略的相互關(guān)系，以貢獻(xiàn)于山區(qū)發(fā)展與貧困緩解。

二、山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶特征分析

（一）資料獲取及樣本分布

本文使用的數(shù)據(jù)來自于滇西南山區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)查地分布于西雙版納州和普洱市的景洪縣、勐?？h、孟連縣和瀾滄縣，根據(jù)各縣的不同經(jīng)濟(jì)狀況選擇12個(gè)調(diào)查村進(jìn)行隨機(jī)入戶調(diào)查，獲取有效調(diào)查樣本405戶，涵蓋哈尼族、拉祜族、佤族、布朗族等少數(shù)民族。調(diào)查農(nóng)戶居住地平均海拔1331.75米，最低海拔845.4米，最高海拔1814米。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶家庭基本特征、生計(jì)資本、種植養(yǎng)殖結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力配置、收入等。

（二）變量定義及統(tǒng)計(jì)描述

農(nóng)戶參與市場程度是本文的重要變量，農(nóng)戶參與市場活動(dòng)的形式包括購買自己不能生產(chǎn)的消費(fèi)品和生產(chǎn)資料、出賣自己勞動(dòng)力和生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品獲得工資和收入。文中農(nóng)戶參與市場程度的量化依據(jù)章元（2009）研究中的計(jì)算公式所獲得，即市場參與程度=1-自產(chǎn)自銷產(chǎn)品價(jià)值總值/家庭總收入，該公式既可反映農(nóng)戶的市場參與程度，也可反映不同農(nóng)戶面對(duì)相同市場所受到的影響程度[1]。由于研究對(duì)象主要為農(nóng)耕的生產(chǎn)生活方式，農(nóng)戶主要以種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)作為其謀生手段，從某種程度上來講，有理由相信關(guān)于市場參與程度的計(jì)算方式在該地區(qū)具有說服力。

農(nóng)戶生計(jì)策略為本文另一關(guān)注變量，它是農(nóng)戶基于自身資產(chǎn)獲取、機(jī)會(huì)認(rèn)知以及活動(dòng)者本身的愿望所采取的活動(dòng)組合選擇，用以維持、保障和改善他們的生計(jì)[2]，是依據(jù)家庭資本稟賦做出的行為策略。通過對(duì)實(shí)地考察及對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，采用種植業(yè)中經(jīng)濟(jì)作物種植面積占作物播種比重和勞動(dòng)力配置中勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)來表示生計(jì)策略，從筆者統(tǒng)計(jì)分析可看出，該地區(qū)農(nóng)戶參與市場并無阻礙，參與市場具有平等性。非貧困農(nóng)戶的戶主年齡、受教育水平、參加培訓(xùn)、參與合作社、經(jīng)濟(jì)作物種植面積占作物播種比重、從事非農(nóng)活動(dòng)的勞動(dòng)力、人口負(fù)擔(dān)率均高于貧困農(nóng)戶，而臺(tái)地面積比重、離集貿(mào)市場距離要低于貧困農(nóng)戶。

三、參與市場對(duì)農(nóng)戶生計(jì)策略的影響分析

由于農(nóng)戶的生計(jì)策略主要涉及種植結(jié)構(gòu)和勞動(dòng)力配置兩方面，為了更深層次地理解農(nóng)戶參與市場對(duì)農(nóng)戶生計(jì)策略的作用，本文采用OLS模型和probit模型分別進(jìn)行檢驗(yàn)說明。其中，OLS模型中的被解釋變量為經(jīng)濟(jì)作物種植面積比；probit模型中的被解釋變量為勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)，回歸結(jié)果總結(jié)在表1中?？梢钥吹剑恨r(nóng)戶參與市場程度對(duì)其經(jīng)濟(jì)作物種植面積比及勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)均有顯著影響。但是，變量“market”農(nóng)戶參與市場程度在模型中可能存在內(nèi)生性問題，對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)確實(shí)存在內(nèi)生性問題，故本文采用離市場距離作為“market”的工具變量來解決內(nèi)生性問題。

選擇離市場距離作為工具變量的理由在于：第一，集貿(mào)市場是農(nóng)戶直接進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品交易的地方，而離集貿(mào)市場距離決定了農(nóng)戶參與市場的成本，尤其調(diào)查地山路崎嶇，交通不便，農(nóng)戶若想?yún)⑴c市場活動(dòng)，只能去集貿(mào)市場進(jìn)行交易，所以農(nóng)戶離市場的距離直接影響了農(nóng)戶參與市場的程度，這從理論上說明了所選工具變量與內(nèi)生解釋變量具有相關(guān)性。進(jìn)一步將工具變量與其他外生變量針對(duì)“market”進(jìn)行回歸后發(fā)現(xiàn)，在以經(jīng)濟(jì)作物面積比為被解釋變量的OLS模型中，離市場距離的回歸系數(shù)為：-0.0048，且在1%的程度上顯著，表明在OLS模型中離市場距離滿足工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)的第一條件。而在以勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)為被解釋變量的Probit模型中，回歸系數(shù)為：-0.0033，且在1%的程度上顯著，也滿足其作為工具變量的第一條件。第二，工具變量的第二個(gè)條件是它必須與模型的殘差項(xiàng)μ不相關(guān)。對(duì)于相對(duì)閉塞的貧困山區(qū)農(nóng)戶而言，農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)作物種植面積比及勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)的影響因素主要來源于人口數(shù)量、土地資源、參加培訓(xùn)及參與合作社等。理論上來講，離市場距離屬區(qū)位因素，一般來講距離變量不會(huì)對(duì)農(nóng)戶種植作物品種和是否從事非農(nóng)活動(dòng)產(chǎn)生影響。故而本文嘗試采用離市場距離作為工具變量進(jìn)行分析。具體而言：

表1 農(nóng)戶生計(jì)策略的決定因素

在OLS模型中，先進(jìn)行OLS回歸，然后加入工具變量“dismarket”進(jìn)行2SLS回歸?？梢钥吹睫r(nóng)戶參與市場的程度對(duì)生計(jì)策略中經(jīng)濟(jì)作物種植面積比具有顯著正向影響，回歸系數(shù)為0.8968。另外，農(nóng)戶參加培訓(xùn)、參與合作社、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)數(shù)量、家庭規(guī)模對(duì)其也具有顯著的正向影響，而根據(jù)調(diào)查可知，農(nóng)戶參加的培訓(xùn)一般為經(jīng)濟(jì)作物種植技術(shù)的培訓(xùn)，如咖啡的肥料和農(nóng)藥使用量等，參與的合作社均涉及經(jīng)濟(jì)作物的種植、出售等，如橡膠合作社等。一般來講，山區(qū)農(nóng)戶家庭中的常住人口均會(huì)擔(dān)當(dāng)勞動(dòng)力的角色，即老人、小孩均會(huì)從事生產(chǎn)活動(dòng)，這在某種程度上也為可創(chuàng)收的經(jīng)濟(jì)作物種植提供了勞動(dòng)力。而臺(tái)地資源對(duì)經(jīng)濟(jì)作物種植產(chǎn)生反向作用，原因在于農(nóng)戶推臺(tái)地主要是種植糧食作物滿足其基本生存需要。

在Probit模型中，也加入“dismarket”進(jìn)行回歸，可以看到IV probit回歸后，農(nóng)戶參與市場程度不顯著，且Wald外生性檢驗(yàn)中檢驗(yàn)值為0.9632，表明Probit模型與IV probit模型不具有顯著性差別的原假設(shè)不能被拒絕，故本文接受表1中以勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)為被解釋變量的Probit回歸結(jié)果，農(nóng)戶參與市場程度對(duì)其勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)有顯著正向影響，對(duì)農(nóng)戶而言，參與市場程度越高，勞動(dòng)力從事非農(nóng)活動(dòng)的概率提升，即農(nóng)戶在得到市場化帶來收益后，使其外出務(wù)工的機(jī)會(huì)增加，從事非農(nóng)活動(dòng)意愿增強(qiáng)?？梢钥吹?，對(duì)于勞動(dòng)力是否從事非農(nóng)活動(dòng)的影響主要來自于家庭規(guī)模、人口負(fù)擔(dān)率、臺(tái)地規(guī)模和參與市場程度。需要說明的是臺(tái)地主要種植糧食作物，調(diào)研過程中我們發(fā)現(xiàn)很多農(nóng)戶的臺(tái)地種植行為表現(xiàn)為“散種”，原因在于他們認(rèn)為臺(tái)地建設(shè)勞動(dòng)力成本高，且收益不顯著，反而會(huì)促使農(nóng)戶從事其他農(nóng)業(yè)或非農(nóng)活動(dòng)。

四、生計(jì)策略對(duì)農(nóng)戶參與市場的影響分析

農(nóng)戶是理性的，他們的生計(jì)策略均考慮到收益最大化問題，而上述檢驗(yàn)與分析說明了農(nóng)戶參與市場對(duì)其生計(jì)策略具有顯著的正向影響作用，即農(nóng)戶參與市場有助于促進(jìn)農(nóng)戶增加經(jīng)濟(jì)作物的種植面積、提升勞動(dòng)力從事非農(nóng)活動(dòng)的概率。這也說明了市場化給貧困山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶帶來了不小的收益。進(jìn)一步地考察農(nóng)戶參與市場程度的影響因素，依然采用OLS模型，但經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)模型存在異方差問題，采用Kmenta（1986）提出的廣義最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)來解決[3]，回歸結(jié)果在表2中，不難發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)作物種植面積比、臺(tái)地面積比重對(duì)農(nóng)戶參與市場程度均產(chǎn)生顯著的正向影響。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)作物種植品種主要以橡膠、咖啡、甘蔗、茶葉等可創(chuàng)收的品種為主，這給農(nóng)戶提供了參與市場的機(jī)會(huì)。第二，勞動(dòng)力從事非農(nóng)活動(dòng)對(duì)農(nóng)戶參與市場具有正向作用，但并不顯著，說明山區(qū)農(nóng)戶從事非農(nóng)活動(dòng)有助于提高農(nóng)戶參與市場程度，但由于山區(qū)農(nóng)戶綜合人力素質(zhì)并不高，使其參與非農(nóng)活動(dòng)的工種有限，一般為泥瓦匠、搬運(yùn)工等。第三，參與合作社對(duì)農(nóng)戶參與市場有帶動(dòng)作用，但在模型中，其帶動(dòng)作用并不明顯或者說具有滯后性，需要說明的是調(diào)查農(nóng)戶近兩年開始參與合作社，很多作物還未直接產(chǎn)生收益，但從當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶認(rèn)知上看，合作社對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與市場具有很大的促進(jìn)作用。

表2 農(nóng)戶參與市場程度的決定因素

五、結(jié)論與討論

本文基于滇西南山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶在生計(jì)轉(zhuǎn)型過程中參與市場與生計(jì)策略之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貧困山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶參與市場對(duì)農(nóng)戶的種植結(jié)構(gòu)及勞動(dòng)力配置具有正向顯著影響，即農(nóng)戶參與市場程度越高，經(jīng)濟(jì)作物種植面積越大，反之，農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)作物種植面積越大，參與市場的程度越高；同時(shí)，農(nóng)戶參與市場程度越高，其勞動(dòng)力從事非農(nóng)活動(dòng)的幾率上升，且在調(diào)查期內(nèi)若有勞動(dòng)力從事非農(nóng)活動(dòng)，農(nóng)戶參與市場的程度增加。

針對(duì)上述結(jié)論我們得到一些啟示，在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)進(jìn)程中，為加速貧困山區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶的生計(jì)轉(zhuǎn)型，緩解貧困，應(yīng)提高農(nóng)戶參與市場的程度，努力調(diào)整農(nóng)戶生計(jì)策略：第一，加強(qiáng)農(nóng)戶的人力資本建設(shè)，擴(kuò)大對(duì)偏遠(yuǎn)山區(qū)農(nóng)村教育支出，加大農(nóng)民的技術(shù)培訓(xùn)力度，提高農(nóng)民的知識(shí)水平；第二，有效利用合作社，合作社對(duì)山區(qū)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)作物的種植具有導(dǎo)向作用，通過合作社提供有效信息、引入新品種、培訓(xùn)新技術(shù)。

[1]章 元，萬光華，劉修巖，許 慶.參與市場與農(nóng)村貧困：一個(gè)微觀分析的視角[J].世界經(jīng)濟(jì)，2009，(9).

[2]Chambers，R.and Conway，G.Sustainable rural livelihoods:practical concepts for the 21st century.Institute of Development Studies，Brighton，UK，1992.

[3]Kmenta，J.Elements of Econometrics[M].New Jersey:Prentice-Hall，1986.