農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿影響因素的實證分析
——以遼寧省本溪滿族自治縣為例

洪傳春

（1.東北大學 工商管理學院，遼寧 沈陽 110004；2.東北大學 秦皇島分校，遼寧 秦皇島 066004）

農(nóng)林復合經(jīng)營很好地體現(xiàn)了中國生態(tài)農(nóng)業(yè)“現(xiàn)代、高效、循環(huán)”的特點，而成為中國生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展的有效模式[1]。隨著集體林權制度改革的初步完成和促進林下經(jīng)濟發(fā)展相關政策的陸續(xù)出臺，為實現(xiàn)“生態(tài)得保護，農(nóng)民得實惠”的目標，林下種植和林下養(yǎng)殖等農(nóng)林復合經(jīng)營模式受到越來越多的重視，在實踐中被廣泛推廣[2]，如何促進農(nóng)林復合經(jīng)營的可持續(xù)發(fā)展也成為了學術界關注的話題。一些學者認為制約林下種、養(yǎng)業(yè)發(fā)展的因素主要集中在資金、技術、規(guī)模、抗風險能力、思想、林地流轉(zhuǎn)政策、勞動力、林業(yè)科技服務、信息等方面[3-6]； Otsuka等認為賦予樹木種植者以穩(wěn)定的土地所有權有助其發(fā)展林農(nóng)復合經(jīng)營[7-8]；而Stille等則特別指出在初始幾年里對農(nóng)林復合經(jīng)營項目實施補貼的必要性[9]。這些研究結果與當前的林下經(jīng)濟發(fā)展政策是不謀而合。

農(nóng)林復合經(jīng)營的發(fā)展最終依賴于農(nóng)戶的參與，近年來越來越多的學者開始關注農(nóng)戶參與意愿的研究。不同學者根據(jù)各自的研究對象，對農(nóng)戶采用農(nóng)林復合經(jīng)營意愿的影響因素進行了深入探討，這些因素包括性別、受教育程度、經(jīng)濟收入、耕地面積、擁有的家畜數(shù)量、農(nóng)戶的認知、農(nóng)戶與外界的交流，農(nóng)戶對生活滿意度和停伐政策制度變量等[10-13]。而影響農(nóng)戶實施農(nóng)林復合經(jīng)營的主要障礙是農(nóng)戶對新系統(tǒng)的信心不足、不合理的項目設計以及土地政策[14]。另一方面，種植和管理林木的成本、管理所需的時間、管理經(jīng)驗的缺乏也被認為是限制了農(nóng)戶實施農(nóng)林復合經(jīng)營意愿的障礙。在環(huán)境主義者、農(nóng)業(yè)主義者和自由主義者這三種類型的土地所有者中，環(huán)境主義者往往更傾向于采用農(nóng)林復合經(jīng)營[15]。

人參是具有廣闊市場前景的珍貴藥材，東北地區(qū)是我國重要的人參生產(chǎn)地，由于傳統(tǒng)的簾參生產(chǎn)對生態(tài)環(huán)境的巨大破壞性，目前已受到越來越多的限制。而通過林下種參的方式可有效地實現(xiàn)生態(tài)效益與經(jīng)濟效益的最佳均衡。因此，林參復合經(jīng)營在東北地區(qū)得到了較快的發(fā)展。本文基于前人的研究成果和實地調(diào)研所獲得的相關數(shù)據(jù)，試圖通過構建二元logistic模型，對農(nóng)戶實施林-參復合經(jīng)營意愿的影響因素進行深入考察，這對于制定有針對性的促進林參復合經(jīng)營持續(xù)發(fā)展的政策具有重要的意義。

一、模型構建、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構建

將農(nóng)戶意愿（Y）作為因變量，將相關影響因素作為解釋變量，構造回歸模型，相應的函數(shù)形式為

式中：Y表示農(nóng)戶實施林-參復合經(jīng)營的意愿；f為響應函數(shù)；(X1，X2，X3，…，Xn)為各影響因素的集合；ε為隨機誤差項。

盡管農(nóng)戶意愿的形成過程是復雜的，但其最終的結果卻是簡單的，農(nóng)戶的經(jīng)營意愿通常可分為兩類：愿意實施和不愿意實施，這是一個典型的二元選擇問題。理論上，通常有三種具體的回歸模型可供選擇：線性概率模型、Probit模型和Logistic模型。線性概率模型在當因變量為二分類變量時的局限性使其無法得到可靠的結論，而Probit回歸與Logistic回歸分析的結果非常接近，但Logistic回歸模型由于其一些特有的優(yōu)點而使其得到更為廣泛的應用[16]，因此，本文選擇二元Logistic回歸模型進行實證分析。建立回歸模型為：

式中：p=p(Y=1) 、1-p=p(Y=0) 分別表示農(nóng)戶愿意和不愿意實施林-參復合經(jīng)營的概率；m為影響這一概率的影響因素的個數(shù)；Xi為第i種影響因素；為優(yōu)勢比（Odds Ratio）；β0為常數(shù)項；βi為第i個待估的回歸系數(shù)。

（二）變量選擇

農(nóng)戶作為一個非生命體，其本身并不具有任何“意愿”，但組成農(nóng)戶的成員則是一個個有思想、有行動的人，其經(jīng)營行為與意愿則外化為農(nóng)戶的行為與意愿[17]。因此，調(diào)研主要針對農(nóng)戶家庭中的主要成員，并假設其意愿代表了整個農(nóng)戶家庭的意愿。在剔除存在高度相關性的變量和在調(diào)研中無法準確獲取真實數(shù)據(jù)的變量之后，本研究選擇了個體特征、家庭特征和對林參復合經(jīng)營的認識三類共21項指標作為影響農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿的因素，構成實證研究的解釋變量（見表1）。

表 1 各解釋變量的說明

（三）數(shù)據(jù)來源

本實證研究的數(shù)據(jù)來源于在遼寧省本溪縣的實地調(diào)研，問卷調(diào)查采用典型抽樣與隨機抽樣相結合的方式獲取樣本。第一階段，選擇本縣8個林參復合經(jīng)營形成一定規(guī)模的村屯；第二階段，根據(jù)各村屯人口數(shù)按比例確定抽取的樣本量。然后根據(jù)村民花名冊隨機抽取被調(diào)查對象，對被抽中農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，調(diào)查盡可能針對戶主進行。調(diào)查采用“一對一”方式按問卷提問，由被調(diào)查者回答，這樣保證了答卷的可靠性。最終抽樣數(shù)127戶，無效樣本2戶。調(diào)查對象中男性占比68.8%，年齡分布以40～59歲為主，占比63.2%，有打工或經(jīng)商經(jīng)歷者占比46.4%，是村干部或林管員的占比11.2%，文化程度以小學和初中為主，分別占比38.4%和36.8%。

二、結果與分析

（一）實施林參復合經(jīng)營的意愿

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營的意愿特征表現(xiàn)在三方面：第一，有57.6%的農(nóng)戶愿意從事林參復合經(jīng)營，該比例略高于實際已從事此活動的農(nóng)戶（50.4%）。愿意實施林參復合經(jīng)營的農(nóng)戶中實際已實施者與未實施者分別占63.8%和36.2%，而不愿意實施的農(nóng)戶中此兩者比例分別為31.6%和68.4%，這反映了農(nóng)戶的意愿與行為間存在差距。第二，農(nóng)戶愿意實施林參復合經(jīng)營的原因主要是看中其高收益，林下參種植成功者，其收益相當可觀；其次是“跟風”思想，看到別人種，自己也去嘗試一下，以少量投資來換取給自己一個獲益的機會，這種心態(tài)相當普遍。第三，不愿意種植林下參的理由主要有對風險的擔心。林參復合經(jīng)營是一項高風險行業(yè)，主要因為林下參種植周期長達十五年以上，在此期間技術風險、市場風險和自然災害風險等不可避免。此外，農(nóng)戶沒能很好地掌握林下參種植技術以及對其了解不足也是造成其不愿從事林參復合經(jīng)營的重要原因。

（二）實施意愿的影響因素分析

本研究采用SPSS 21.0統(tǒng)計分析軟件進行多重共線性檢驗，各解釋變量的容忍度最小值為0.378，均處于合理區(qū)間，說明模型中自變量之間不存在明顯的多重共線性問題。估計方法為最大似然估計，回歸時，對解釋變量的選擇采用反向逐步回歸法（條件），步進概率設定為進入5%，剔除10%。經(jīng)過10次迭代，得到模型的估計結果見表2，共有12個解釋變量對被解釋變量的影響顯著。由于對數(shù)似然值與偽決定系數(shù)的適用性較差，因此本研究選用Hosmer- Lemeshow檢驗值來評估方程的擬合優(yōu)度，得到Hosmer-Lemeshow 檢驗的Sig.值為0.556，遠大于0.1，說明方程擬合良好。

表 2 模型估計結果?

1.個體特征對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營的影響

年齡對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿有正向影響，年齡越大，其實施林參復合經(jīng)營意愿的概率越高，但在達到高點之后，隨著年齡繼續(xù)增大，其經(jīng)營意愿相對降低。調(diào)查表明，在有意愿實施林參復合經(jīng)營的農(nóng)戶中，20～39歲、40～49歲、50～59歲和60歲以上者分別占5.4%、40.0%、36.9%和17.7%；而在無意愿實施林參復合經(jīng)營的農(nóng)戶中，相同年齡段者占比分別為21.1%、24.2%、21.1%和33.7%。這可能與年輕人難以安于相對艱苦單調(diào)的鄉(xiāng)間農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)的狀態(tài)有關。而打工或經(jīng)商的經(jīng)歷對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿有正向影響，該變量在1%置信水平上顯著，優(yōu)勢比為9.261，表明具有打工或經(jīng)商經(jīng)歷者，其參與林參復合經(jīng)營意愿的概率要更高。

2.家庭特征對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營的影響

家庭生產(chǎn)經(jīng)營體現(xiàn)在生產(chǎn)要素擁有和組織利用上。首先，家庭勞動力數(shù)對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿有顯著正向影響，該變量在1%置信水平上顯著，優(yōu)勢比為3.717。林參復合經(jīng)營屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，且人參貴重，需要種養(yǎng)者是值得信任的人，因此在單獨經(jīng)營的背景下，要求家庭有足夠的人手。其次，從土地資源的影響上看，家庭農(nóng)田畝數(shù)具有顯著負向影響，該變量在1%置信水平上顯著，可能的原因是農(nóng)田耕作占用了勞動力資源，同時，家庭農(nóng)田較多者，其經(jīng)營習慣更加難以調(diào)整；林地是否轉(zhuǎn)租或賣出、是否租用或買入他人林地對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿分別具有負向和正向的影響，兩者在5%置信水平上顯著，可能的原因是兩者從相反的方向上影響到農(nóng)戶可經(jīng)營林地面積及適宜種參的林地面積，進而影響到其經(jīng)營意愿。再次，從資金狀況方面看出，家庭收入水平與非農(nóng)收入占總收入比重對農(nóng)戶經(jīng)營林下參意愿有負向影響，兩變量分別在5%和1%置信水平上顯著，可能的原因是由于收入水平高、收入渠道多樣和穩(wěn)定使其農(nóng)林業(yè)經(jīng)營的意愿降低。最后，已經(jīng)種植林下參者實施林參復合意愿的概率更高，可能的原因是路徑依賴的作用、歷史上種植林下參獲得了收益和更多的種植經(jīng)驗。

3.對林參復合經(jīng)營的認識對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營的影響

資金不足的問題和林地條件不適合的問題對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿有負向影響，兩者在5%置信水平上顯著，而當林地條件不適合問題很嚴重時，其對農(nóng)戶經(jīng)營意愿的影響不顯著，分析認為可能的原因是此類樣本頻數(shù)過少。是否參加林下參培訓對農(nóng)戶實施林參復合經(jīng)營意愿有正向影響，該變量在10%置信水平上顯著。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，僅有10%左右農(nóng)戶曾參加過政府組織的林下參種植培訓，參加者中愿意從事林參復合經(jīng)營者達91%。

三、結論與啟示

本研究認為，有較為豐富的社會經(jīng)歷、沒有更好的非農(nóng)收入來源，同時能夠較好地掌握生產(chǎn)技術、具有初步的資金條件和林地資源條件者，易于將林參復合經(jīng)營列為其家庭增收的重要渠道之一。而非農(nóng)收入占總收入比重越高、有林地轉(zhuǎn)租或賣出、農(nóng)田畝數(shù)較多、家庭收入水平越高、存在資金不足問題和林地條件不適合問題的農(nóng)戶，其從事林參復合經(jīng)營意愿的概率要越低。綜合而言，影響農(nóng)戶林參復合經(jīng)營意愿的因素主要來自于勞動力、收入與資金、林地條件和技術等方面。為此，可有針對性地制定政策，以回應農(nóng)戶的關切。

由本文分析得到幾點啟示：第一、對林參復合經(jīng)營比較感興趣的是那些有一定的啟動資金，同時沒有更好的非農(nóng)收入來源的家庭。而真正有較高非農(nóng)收入的家庭，多對此不感興趣。因此，對家庭收入水平不高的家庭，要注意協(xié)助其獲得初始的資金投入。第二、技術問題是林參復合經(jīng)營健康發(fā)展的基礎，因此，政府要注意加強提供林下參種植培訓服務。第三、實證分析發(fā)現(xiàn)，對林下經(jīng)濟政策的了解、種林下參是否有風險和是否掌握了林下參的種植技術等變量對農(nóng)戶經(jīng)營意愿的影響并不顯著。分析認為，這主要是因為農(nóng)戶對此類問題的回答幾乎是一樣，即對林下經(jīng)濟政策不了解、林下參種植有風險、沒有掌握種植技術。這也從另一角度說明政府在林下經(jīng)濟政策的宣傳、技術的推廣等方面存在不足。第四、林參復合經(jīng)營存在著較大的風險，這在農(nóng)戶中幾乎是共識，那么，政府在如何降低風險方面，恰恰可以大做文章，如提供技術服務和信息服務、協(xié)調(diào)提供保險服務、協(xié)助成立合作組織等。

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