村域環(huán)境、家庭稟賦與農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿
——以全國集體林權改革試點福建省為例

于艷麗，李 樺，姚順波,黃 蕊

(西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 楊凌 712100)

引 言

習近平總書記提出“綠水青山,就是金山銀山”。優(yōu)化生態(tài)環(huán)境、促進經(jīng)濟建設是林業(yè)擔負的雙重使命[1],加強森林保護、發(fā)展林業(yè)產(chǎn)業(yè)是全社會的普遍愿望[2]。2008年的《全面推進集體林權制度改革》是對2003年出臺的集體林權主體改革進一步的深化,此次改革旨在再次激發(fā)農(nóng)戶經(jīng)營林業(yè)的再投入行為[3-5]。在集體林產(chǎn)權穩(wěn)定的前提下,村域是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的前沿,是農(nóng)戶經(jīng)營農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要場所,對農(nóng)戶的林業(yè)再投入行為會產(chǎn)生重要影響。

村域環(huán)境主要包括村域資源環(huán)境、要素市場環(huán)境以及產(chǎn)品市場環(huán)境[6]。村域環(huán)境中的親緣關系和地緣關系組成的社會結構差序格局形成了不同的社會資本,這些社會資本又決定了農(nóng)戶所要遵守的社會行為規(guī)范,進而對其決策行為產(chǎn)生影響[7],農(nóng)戶從眾心理在當前村民參與村務時的表現(xiàn)十分明顯,甚至在涉及到自己切身利益時,村民也往往慣于順從別人的行為,特別是從村中有較高威望的人中尋找自己行為的依據(jù)[8],同時村域的相關社會屬性會影響其在交互情景中的行為選擇[9];村域林業(yè)資源稟賦同樣會影響到農(nóng)戶經(jīng)營林業(yè)的積極性[10];家庭稟賦是農(nóng)戶的家庭成員及整個家庭所擁有的各種資源和能力[11]；家庭可變稟賦(如家庭社會資本)對農(nóng)戶福利差異影響比較顯著,農(nóng)戶社會資本差異產(chǎn)生不同的選擇行為,進而形成不同的福利差異[12],從而產(chǎn)生不同的林地再投入意愿;農(nóng)戶經(jīng)濟資本尤其是非農(nóng)收入差異通過影響農(nóng)戶林業(yè)再投入的機會成本,從而對農(nóng)戶林地再投入的意愿行為產(chǎn)生顯著影響[13-15]。家庭不變稟賦(戶主特征、家庭林業(yè)資源稟賦)影響農(nóng)戶的再投入行為經(jīng)驗信念,進而對農(nóng)戶再投入意愿產(chǎn)生顯著影響[16]。

2003年國家在福建省試點的集體林權制度改革推動了福建地區(qū)第一次大規(guī)模林農(nóng)造林的熱潮,而2008年進行的全面深化集體林權制度改革旨在再次激發(fā)農(nóng)戶林業(yè)再投入積極性,然而事與愿違,據(jù)統(tǒng)計,只有44%的農(nóng)戶有林業(yè)再投入的意愿,近年來在集體林區(qū)卻呈現(xiàn)農(nóng)戶林業(yè)經(jīng)營積極性有所降低的現(xiàn)象,我們不禁要問該現(xiàn)象的深層次根源是什么?應當識別出影響農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿的主要因素。已有研究主要從林權改革和農(nóng)戶家庭稟賦的非農(nóng)收入兩方面探究農(nóng)戶林業(yè)投入的影響因素,但對村域環(huán)境以及家庭稟賦其他主要因素沒有考慮,羊群效應表明農(nóng)戶的經(jīng)營決策行為受環(huán)境影響頗大。已有文獻多是采用一步傳統(tǒng)回歸方法,不能合理展示農(nóng)戶再投入意愿及投入強度的連續(xù)過程。鑒于此,本文以福建省商品林種植農(nóng)戶為研究對象,采用Heckman兩步法,以村域環(huán)境和家庭稟賦為核心變量,分析林農(nóng)再投入意愿以及再投入資金強度的影響因素,試圖揭示農(nóng)戶造林積極性降低的根源,以期為農(nóng)戶林業(yè)投入行為理論有一定的補充完善,在實踐中可以為相關部門提供決策參考依據(jù)。

一、理論與模型構建

(一)理論分析

日本的經(jīng)濟學家納卡吉馬認為農(nóng)戶是一個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者、勞動者和消費者的結合體,其遵循的行為準則是效用最大化[17]。根據(jù)效用模型,美國的貝克發(fā)展了農(nóng)戶經(jīng)濟理論,并由此構建效用函數(shù)[18]:

maxU=U(X1,X2,X3)

(1)

S.T.Q=Q(A,L,V)

(2)

T=X3+Tf

(3)

P2X2=P1(Q-X1)-W(L-Tf)-PvV

(4)

X1表示農(nóng)戶自用農(nóng)產(chǎn)品，X2表示市場購買產(chǎn)品,X3表示農(nóng)戶非林業(yè)投入時間,A表示農(nóng)戶林地面積,L表示農(nóng)戶勞動時間,V表示農(nóng)戶生產(chǎn)中可變要素投入,W為雇傭勞動力價格,Tf表示自家勞動投入時間,(2)式為生產(chǎn)約束條件,(3)式為時間約束條件,(4)式為資金收入約束條件。

將(3)式代入(4)式推導可得:

Y=X2+P1X1+WX3=WT+P1Q(A,L,V)-WL-PvV

(5)

構建拉格朗日極值函數(shù):

maxL=U(X1,X2,X3)+λ[(WT+P1Q(A,L,V)-WL-PvV-(X2+P1X1+WX3)+μL(W,P1,A,V)

(6)

利用效用最大化的條件是一階導數(shù)可得:

Y=X2+P1X1+WX3=WT+P1Q(A,L,V)-WL-PvV

(7)

由以上推導可知,農(nóng)戶的生產(chǎn)資料決策行為受生產(chǎn)產(chǎn)品的市場價格、其他產(chǎn)品的市場價格和工資價格等村域市場環(huán)境影響很大,農(nóng)戶的收入Y不僅受各個產(chǎn)品價格的影響,還受林地面積等村域資源環(huán)境的影響。本文將村域市場環(huán)境和村域資源環(huán)境統(tǒng)稱為村域環(huán)境。村域市場環(huán)境指農(nóng)戶經(jīng)營林業(yè)所處于的村級層面生產(chǎn)資料市場環(huán)境及產(chǎn)品市場環(huán)境,主要選擇林地流轉價格、林業(yè)雇工價格、木材市場價格以及村里是否有木材收購商等變量。生產(chǎn)資料價格一般對農(nóng)戶再投入行為有負向影響,而產(chǎn)品市場價格一般對農(nóng)戶再投入行為有正向影響,村里有木材收購商也會激勵農(nóng)戶的林業(yè)再投入行為。村域資源環(huán)境指農(nóng)戶所處村級人力資本狀況、森林資源狀況以及自然條件狀況,本文主要選擇本村林地總面積、村到縣城的距離、木材加工廠的分布、村林業(yè)收入占總收入的比重以及本村是否有人在林業(yè)局工作等變量。本村林地總面積越大代表村域資源越豐富,農(nóng)戶的林業(yè)再投入積極性越高;村到縣城的距離越遠,從事林業(yè)經(jīng)營的機會成本越小,農(nóng)戶的林業(yè)再投入積極性越高;木材加工廠的分布越集中,農(nóng)戶的造林積極性就越高;村林業(yè)收入占比越高,越會激發(fā)農(nóng)戶的再投入意愿;如果林業(yè)局有本村人工作,一般會調動林農(nóng)參與林業(yè)再投入的積極性。

但是農(nóng)戶是“有限理性經(jīng)濟人”,其決策行為還會受個人對外界環(huán)境感知的影響,正如計劃行為理論所述:農(nóng)戶的行為選擇受其意圖和知覺行為控制的影響,意圖又受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三方面因素的影響[16],家庭稟賦是影響主觀規(guī)范和知覺行為控制的重要因素[19]。根據(jù)已有文獻,家庭稟賦對農(nóng)戶擴大林業(yè)經(jīng)營意愿有顯著影響[20],戶主在家庭經(jīng)營中具有比較大的決策權,戶主特征對家庭經(jīng)營行為選擇和經(jīng)營水平等有重要作用[21],是決定農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿的主要影響因素。家庭社會資本能夠有效地減少農(nóng)戶林業(yè)經(jīng)營成本,也是影響農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿的重要因素。家庭林業(yè)資源稟賦是農(nóng)戶林業(yè)經(jīng)營的基礎,是農(nóng)戶林業(yè)再投入行為的決定性因素。因此,本文選取戶主特征、家庭社會資本、家庭林業(yè)資源稟賦等作為家庭稟賦的代表變量。

(二)模型構建

農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿分為兩個階段:第一階段為農(nóng)戶是否愿意再增加林地投入(在現(xiàn)有林地規(guī)模的基礎上,未來三年內是否愿意再增加林地投入來實現(xiàn)林地規(guī)模的擴大);第二階段是農(nóng)戶愿意增加林地投入資金額度。只有當農(nóng)戶愿意增加林業(yè)再投入時,才會觀測到愿意增加的額度,如果第一階段農(nóng)戶不愿意增加林業(yè)再投入時,第二階段沒有觀測值,存在樣本缺失的問題,因此選擇建立Heckman兩階段模型來處理存在選擇偏誤的問題。為驗證理論分析中提出的假設,本文參考陳強的已有研究[22],將農(nóng)戶林業(yè)再投入行為分為兩個階段:是否愿意增加林業(yè)投入(離散的二值選擇變量)和愿意增加的資金額度(連續(xù)變量)引入模型中進行分析,由此建立以下模型:

(8)

(9)

(10)

(8)式為選擇模型,(9)式為選擇方程,(10)式為結果方程。根據(jù)理論分析構建農(nóng)戶決策行為函數(shù):

Yi/Zi=f(M,R,X,σ)i=1,2,3

(11)

Yi表示農(nóng)戶愿意增加的林地資金額度,Zi表示農(nóng)戶是否愿意增加林地投入,M表示村域市場環(huán)境變量,R表示村域資源環(huán)境變量,X表示農(nóng)戶家庭稟賦特征,σ表示影響農(nóng)戶決策行為的其他因素。

具體模型形式如下:

Yi/Zi=α0+αMM+αRR+βiXi+ε

(12)

α0為常數(shù)項,αM和αR分別表示村域市場環(huán)境與村域資源環(huán)境變量所對應的估計系數(shù),ε為殘差項。

二、數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源是2016年7-8月在福建省組織的實地調研,福建省是林權制度改革的示范省,是全國最早完成林權制度改革的省份,福建省的木材出材量、森林覆蓋率和森林蓄積量均排在全國前列,而南平市、三明市和龍巖市又是福建省森林資源比較豐富的地區(qū),因此選取福建省南平市(順昌縣、建甌市)、三明市(沙縣、尤溪縣、永安市)、龍巖市(漳平市、永定縣)21個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的400個農(nóng)戶,樣本的空間地理分布情況如圖1所示,對農(nóng)戶和村干部進行問卷訪談調查,獲得有效問卷316份。

圖1 樣本地理區(qū)域分布圖

(二)變量說明與描述性統(tǒng)計

圖2為不同時期林業(yè)投入農(nóng)戶的再投入意愿比例,比例值為愿意再投入農(nóng)戶數(shù)/總農(nóng)戶數(shù)。

圖2 不同時期農(nóng)戶再投入意愿比例趨勢圖

由圖2可知,不同時期有林業(yè)投入行為農(nóng)戶的再投入意愿不同。首先,第一次有投入行為農(nóng)戶的再投入意愿比例在2003之后有顯著提高,主要原因在于集體林權制度改革從2003年開始在福建省試點運行,分林到戶的舉措極大地提高了農(nóng)戶的再投入意愿,林權改革取得了比較大的反響;第一次有投入行為農(nóng)戶在2008年之后的再投入意愿比例稍微有所下降,主要原因在于分林到戶之后的小林農(nóng),在第一次造林完成后在一個林業(yè)周期內無更多的林地可用來造林,所以林業(yè)再投入的比例有所降低。其次,具有再投入行為農(nóng)戶2008年之后的林業(yè)投入意愿持續(xù)上升,這主要是由于2008年中共中央國務院出臺的《關于全面推進集體林權制度改革的意見》,有關2008年全面深化林權制度改革的舉措再一次激發(fā)了林農(nóng)林業(yè)再投入的積極性,另外,具有再投入行為農(nóng)戶的資金資本和社會資本較為豐富,大多通過林地流轉的方式增加林地面積,進行林業(yè)再投入,由此農(nóng)戶再投入意愿顯著上升。最后,有林業(yè)投入以及林業(yè)再投入行為的農(nóng)戶再投入意愿比沒有林業(yè)投入農(nóng)戶高,尤其是集體林權制度改革之后,有林業(yè)投入行為的農(nóng)戶對林業(yè)經(jīng)營的能力有所增強,隨著林業(yè)經(jīng)營環(huán)境的進一步完善,農(nóng)戶的林業(yè)再投入意愿有顯著提高。

本文選取村域環(huán)境和家庭稟賦作為解釋變量,農(nóng)戶是否愿意增加林地資金投入和增加林地資金投入額度作為被解釋變量,對于社會關系,用LIKERT五分法表示,對7個指標進行因子分析,其KMO均值為0.8,根據(jù)各因子得分與其方差貢獻率,計算得到社會總因子變量得分。林地投入意愿以及投入規(guī)模會受地區(qū)因素影響,故以龍巖作為對照組,引入南平和三明地區(qū)虛擬變量(見表1)。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計

從表1可以看出：樣本農(nóng)戶中愿意增加林地資金投入的比例為44%,其中愿意繼續(xù)增加資金投入的農(nóng)戶中,增加資金額度的平均值為4萬元,這表明44%的農(nóng)戶愿意進行林業(yè)再投入,且投資金額在4萬元左右。村域環(huán)境中,林地流轉價格平均值為41.52元/畝/年,這表明農(nóng)戶林地流轉價格適中,會刺激林農(nóng)的林業(yè)再投入意愿;木材市場價格平均值為1 000元/立方米,市場價格較低,未能激勵農(nóng)戶的再造林意愿;73%的農(nóng)戶所在村莊有木材收購商,這表明七成以上村里具備林產(chǎn)品收購市場條件;村級林業(yè)收入占總收入比重平均只有20%,這說明林業(yè)收入在當?shù)卣加休^低的比例。家庭稟賦中,農(nóng)戶的平均年齡是53歲,這表明從事林業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶年齡偏大;家庭總收入平均值為11萬元,24%農(nóng)戶有外出務工經(jīng)歷,40%農(nóng)戶有經(jīng)商經(jīng)歷,這表明有一部分農(nóng)戶已經(jīng)從事非農(nóng)行業(yè),積累了一部分資金用來投資;只有25%農(nóng)戶有林業(yè)從業(yè)經(jīng)歷,47%農(nóng)戶有村干部經(jīng)歷,這表明有林業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶只占一小部分,有干部從事經(jīng)歷的農(nóng)戶比例較大;社會關系網(wǎng)絡中農(nóng)戶年送禮金額平均為1萬元,這表明送禮金額在農(nóng)戶收入中占有較大的比例,是衡量農(nóng)戶社會關系網(wǎng)絡的重要變量;只有58%的農(nóng)戶手中有林權證,由于政策執(zhí)行偏差,林權證上林地四至不清、面積模糊問題突顯,林權證的落實發(fā)放必然會導致更為嚴重的糾紛問題,因此還有超過40%的林權證未發(fā)放到農(nóng)戶手中;流入林地面積占總林地面積比重平均為0.38,說明農(nóng)戶經(jīng)營的林地平均只有38%來源于流轉的林地。

三、數(shù)據(jù)估計結果與穩(wěn)健性檢驗

本文運用Stata14.0軟件進行Heckman兩步法的模型估計,第一階段模型計算出逆米爾斯比率lambda的系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著,說明農(nóng)戶樣本存在選擇性偏誤,使用Heckman兩階段模型是合適的。

自變量為農(nóng)戶所在的村域環(huán)境變量、家庭稟賦變量和地區(qū)虛擬變量,因變量分為兩步,分別是“農(nóng)戶是否增加林地資金投入”“愿意增加資金額度”,本文選取村林業(yè)收入占比和本村林地面積為識別變量,用Logit模型進行穩(wěn)健性分析,解釋變量和被解釋變量與選擇方程相同,若變量的顯著性不變則表示模型穩(wěn)健,若顯著性發(fā)生變化則不穩(wěn)健[23],最終估計結果見表2。

表2 Heckman兩步法模型估計結果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

由表2可知,村域環(huán)境變量可分解為村域市場環(huán)境變量和村域資源環(huán)境變量。Heckman兩步法分析結果如下：第一步，村域市場環(huán)境變量中,林地流轉價格、林業(yè)雇工價格、本村是否有收購商、木材市場價格對農(nóng)戶是否愿意增加林地資金投入影響顯著。其中,林地流轉價格、林業(yè)雇工價格和木材市場價格對農(nóng)戶是否擴大林地資金投入有負向顯著影響,林地要素價格的上升必然會導致造林成本增加,尤其是近年來雇工成本的快速上升會抑制農(nóng)戶林業(yè)再投入的積極性;根據(jù)理論假定,木材市場價格會刺激農(nóng)戶林業(yè)再投入積極性,但是實際上木材市場價格越高農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿越低,與理論假設相悖,主要原因是木材市場價格高的地區(qū)林業(yè)競爭激烈,林地投入要素價格相應抬升會顯著增加農(nóng)戶的再投入成本,而面對林業(yè)生產(chǎn)周期長的現(xiàn)實情況,目前的木材市場價格并不能代表未來的木材市場價格,農(nóng)戶對于未來的木材收益并不確定,因此相比于目前較高的造林成本而言農(nóng)戶更不愿意進行林業(yè)再投入;本村有收購商對農(nóng)戶擴大林地投入有正向顯著影響,即本村有收購商，會增加農(nóng)戶對木材市場的信心，因而更愿意繼續(xù)擴大對林地的投入。村域資源環(huán)境變量中,本村林地面積對農(nóng)戶林業(yè)再投入意愿具有正向顯著影響,這說明村域林業(yè)資源越豐富越會提高農(nóng)戶增加林地再投入的積極性。第二步，村域市場環(huán)境因素中,本村有收購商對農(nóng)戶愿意增加資金額度有顯著正向影響,這表明木材收購商的存在為農(nóng)戶林業(yè)經(jīng)營提供市場信息,從而增加農(nóng)戶林業(yè)再投入的積極性;村域資源環(huán)境變量中,村到縣城的距離對農(nóng)戶愿意增加資金額度具有顯著負向影響,這表明距離縣城越遠,信息越閉塞,收入也越少,所以對林業(yè)的投入越少。

家庭稟賦可分解為戶主特征、家庭社會資本和林業(yè)資源稟賦。第一步，戶主特征變量中,年齡、干部經(jīng)歷對農(nóng)戶是否愿意再擴大林地資金投入具有負向顯著影響,這說明年齡越大和有干部經(jīng)歷的農(nóng)戶越不愿意擴大林業(yè)資金投入,原因在于林業(yè)生產(chǎn)周期長,年齡大的農(nóng)戶更傾向于資本回收期較短的投資;有干部經(jīng)歷的農(nóng)戶從事林業(yè)再投入行為的機會成本會比較高,因此越是有干部經(jīng)歷的農(nóng)戶越不愿意加大林業(yè)再投入。家庭社會資本變量中,年送禮金額對農(nóng)戶是否愿意再擴大林地資金投入具有正向顯著影響,即送禮金額越高的農(nóng)戶越愿意加大對林地投入,主要原因是送禮金額越大的農(nóng)戶越具有較豐富的社會網(wǎng)絡和風險偏好意識,因此對于林業(yè)再投入類型的風險投資積極性越高。第二步，戶主特征變量中,年齡、經(jīng)商經(jīng)歷、干部經(jīng)歷對愿意增加的資金額度有顯著影響。其中,年齡、干部經(jīng)歷對農(nóng)戶愿意增加的資金額度具有顯著負向影響,這說明年齡越大和有干部經(jīng)歷的農(nóng)戶越會減少對林地投入的資金額度;經(jīng)商經(jīng)歷對再擴大的林地資金額度具有顯著正向影響,即越有經(jīng)商經(jīng)歷的農(nóng)戶越有資金進行林業(yè)投入。家庭社會資本變量中,送禮金額對農(nóng)戶愿意增加的資金額度具有顯著正向影響,這說明送禮金額越多的農(nóng)戶越愿意增加對林業(yè)的投資額度。家庭林業(yè)資源稟賦中,是否有林權證和流入林地占比對農(nóng)戶增加的林地投入額度具有正向顯著影響,有林權證的農(nóng)戶會感知到現(xiàn)有林業(yè)政策的穩(wěn)定性,因此也會加大對林地的資金投入,而且有林地流入的農(nóng)戶會更愿意加大對林地資金的投入規(guī)模。

四、結論與啟示

(一)結論

本文利用福建省三明、南平、龍巖3個地區(qū)的農(nóng)戶調查數(shù)據(jù),運用Heckman兩步法實證分析了村域環(huán)境、家庭稟賦特征對農(nóng)戶是否愿意增加資金以及愿意增加資金額度的影響效應。本研究得出以下結論:

1.村域市場環(huán)境變量中,林地流轉價格、林業(yè)雇工價格、木材市場價格、本村是否有收購商對農(nóng)戶是否愿意增加林地資金的影響顯著,本村有收購商對農(nóng)戶愿意增加資金額度也有顯著影響;其中木材市場價格呈負向顯著影響說明目前木材市場價格相比于較高的造林成本來說并沒有激勵作用。

2.村域資源環(huán)境變量中,本村林地面積對農(nóng)戶愿意增加林業(yè)投入影響顯著,因此應該充分發(fā)揮村域森林資源豐富地區(qū)的稟賦優(yōu)勢,積極鼓勵資源豐富地區(qū)農(nóng)戶的林業(yè)再投入行為;村到縣城的距離對農(nóng)戶愿意增加資金額度具有顯著影響,距離縣城遠近與農(nóng)戶獲取林業(yè)信息具有直接影響,因此為農(nóng)戶提供充分的木材市場信息對提高農(nóng)戶再投入積極性具有重要意義。

3.在家庭稟賦變量中,年齡、干部經(jīng)歷、年送禮金額對農(nóng)戶是否愿意增加林地投入的影響顯著,其中年齡越大和有干部經(jīng)歷的農(nóng)戶越不愿意進行林地再投入;年齡、經(jīng)商經(jīng)歷、干部經(jīng)歷、送禮金額、是否有林權證、流入林地占比對農(nóng)戶增加林地投入額度有顯著影響;個人經(jīng)歷是農(nóng)戶知覺行為控制信息的重要來源,估計結果顯示經(jīng)商經(jīng)歷和干部經(jīng)歷對農(nóng)戶資金投入額度具有正向顯著影響,因此注重個人經(jīng)歷研究對培育新型職業(yè)林農(nóng)具有重要的作用。

(二)啟示

1.由于未來長周期林業(yè)收益的不確定性是決定農(nóng)戶不愿意再投入的主要因素,因此政府應該為林農(nóng)提供短周期的林產(chǎn)品服務(比如生態(tài)產(chǎn)品價值、林下經(jīng)濟產(chǎn)品),長短結合的經(jīng)營方式使林農(nóng)造林每年有可預見收益;本村有木材收購商決定了農(nóng)戶能獲取更多的木材市場信息,由此可見村域市場環(huán)境的建設與完善對激發(fā)農(nóng)戶的林業(yè)再投入積極性進而推進林業(yè)生產(chǎn)健康發(fā)展具有重要的意義,政府應該輔助村委會加大村域社會化服務體系的建立,為林農(nóng)發(fā)展林業(yè)提供更多的市場信息。

2.需要加強基層社區(qū)治理,為農(nóng)戶提供充足的林產(chǎn)品市場信息,農(nóng)戶從眾心理與隨大流在當前村民參與村務時的表現(xiàn)十分明顯,營造良好的村域環(huán)境能夠有效地激勵農(nóng)戶的造林積極性,實現(xiàn)林業(yè)的良性循環(huán)發(fā)展。

3.政府應該完善林業(yè)產(chǎn)品體系,構建林業(yè)生態(tài)產(chǎn)品市場,將林業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的正外部性價值轉化為農(nóng)戶的林業(yè)短期收益,從而達到激勵農(nóng)戶積極再投入林業(yè)的行為。

4.由于個人經(jīng)歷影響顯著,通過農(nóng)戶個人經(jīng)歷的甄選,可以為新型林業(yè)經(jīng)營主體帶頭人的選擇提供參考依據(jù),進而對推動林區(qū)林業(yè)規(guī)模化經(jīng)營,實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展具有重要的意義。

參考文獻：

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