洪傳春

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

農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)很好地體現(xiàn)了中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)“現(xiàn)代、高效、循環(huán)”的特點(diǎn)，而成為中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展的有效模式[1]。隨著集體林權(quán)制度改革的初步完成和促進(jìn)林下經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)政策的陸續(xù)出臺(tái)，為實(shí)現(xiàn)“生態(tài)得保護(hù)，農(nóng)民得實(shí)惠”的目標(biāo)，林下種植和林下養(yǎng)殖等農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)模式受到越來越多的重視，在實(shí)踐中被廣泛推廣[2]，如何促進(jìn)農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)的可持續(xù)發(fā)展也成為了學(xué)術(shù)界關(guān)注的話題。一些學(xué)者認(rèn)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(shù)、規(guī)模、抗風(fēng)險(xiǎn)能力、思想、林地流轉(zhuǎn)政策、勞動(dòng)力、林業(yè)科技服務(wù)、信息等方面[3-6]； Otsuka等認(rèn)為賦予樹木種植者以穩(wěn)定的土地所有權(quán)有助其發(fā)展林農(nóng)復(fù)合經(jīng)營(yíng)[7-8]；而Stille等則特別指出在初始幾年里對(duì)農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目實(shí)施補(bǔ)貼的必要性[9]。這些研究結(jié)果與當(dāng)前的林下經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策是不謀而合。

農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)的發(fā)展最終依賴于農(nóng)戶的參與，近年來越來越多的學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)戶參與意愿的研究。不同學(xué)者根據(jù)各自的研究對(duì)象，對(duì)農(nóng)戶采用農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的影響因素進(jìn)行了深入探討，這些因素包括性別、受教育程度、經(jīng)濟(jì)收入、耕地面積、擁有的家畜數(shù)量、農(nóng)戶的認(rèn)知、農(nóng)戶與外界的交流，農(nóng)戶對(duì)生活滿意度和停伐政策制度變量等[10-13]。而影響農(nóng)戶實(shí)施農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)的主要障礙是農(nóng)戶對(duì)新系統(tǒng)的信心不足、不合理的項(xiàng)目設(shè)計(jì)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(shí)間、管理經(jīng)驗(yàn)的缺乏也被認(rèn)為是限制了農(nóng)戶實(shí)施農(nóng)林復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(fù)合經(jīng)營(yíng)[15]。

人參是具有廣闊市場(chǎng)前景的珍貴藥材，東北地區(qū)是我國(guó)重要的人參生產(chǎn)地，由于傳統(tǒng)的簾參生產(chǎn)對(duì)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(shí)現(xiàn)生態(tài)效益與經(jīng)濟(jì)效益的最佳均衡。因此，林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(shí)地調(diào)研所獲得的相關(guān)數(shù)據(jù)，試圖通過構(gòu)建二元logistic模型，對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林-參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的影響因素進(jìn)行深入考察，這對(duì)于制定有針對(duì)性的促進(jìn)林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)持續(xù)發(fā)展的政策具有重要的意義。

一、模型構(gòu)建、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

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

式中：Y表示農(nóng)戶實(shí)施林-參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的意愿；f為響應(yīng)函數(shù)；(X1，X2，X3，…，Xn)為各影響因素的集合；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

盡管農(nóng)戶意愿的形成過程是復(fù)雜的，但其最終的結(jié)果卻是簡(jiǎn)單的，農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)意愿通?？煞譃閮深悾涸敢鈱?shí)施和不愿意實(shí)施，這是一個(gè)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(dāng)因變量為二分類變量時(shí)的局限性使其無法得到可靠的結(jié)論，而Probit回歸與Logistic回歸分析的結(jié)果非常接近，但Logistic回歸模型由于其一些特有的優(yōu)點(diǎn)而使其得到更為廣泛的應(yīng)用[16]，因此，本文選擇二元Logistic回歸模型進(jìn)行實(shí)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(shí)施林-參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的概率；m為影響這一概率的影響因素的個(gè)數(shù)；Xi為第i種影響因素；為優(yōu)勢(shì)比（Odds Ratio）；β0為常數(shù)項(xiàng)；βi為第i個(gè)待估的回歸系數(shù)。

（二）變量選擇

農(nóng)戶作為一個(gè)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(gè)個(gè)有思想、有行動(dòng)的人，其經(jīng)營(yíng)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(duì)農(nóng)戶家庭中的主要成員，并假設(shè)其意愿代表了整個(gè)農(nóng)戶家庭的意愿。在剔除存在高度相關(guān)性的變量和在調(diào)研中無法準(zhǔn)確獲取真實(shí)數(shù)據(jù)的變量之后，本研究選擇了個(gè)體特征、家庭特征和對(duì)林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的認(rèn)識(shí)三類共21項(xiàng)指標(biāo)作為影響農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的因素，構(gòu)成實(shí)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(shí)證研究的數(shù)據(jù)來源于在遼寧省本溪縣的實(shí)地調(diào)研，問卷調(diào)查采用典型抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式獲取樣本。第一階段，選擇本縣8個(gè)林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(cè)隨機(jī)抽取被調(diào)查對(duì)象，對(duì)被抽中農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查，調(diào)查盡可能針對(duì)戶主進(jìn)行。調(diào)查采用“一對(duì)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(duì)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(xué)和初中為主，分別占比38.4%和36.8%。

二、結(jié)果與分析

（一）實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的意愿

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(fù)合經(jīng)營(yíng)，該比例略高于實(shí)際已從事此活動(dòng)的農(nóng)戶（50.4%）。愿意實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶中實(shí)際已實(shí)施者與未實(shí)施者分別占63.8%和36.2%，而不愿意實(shí)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(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(dāng)可觀；其次是“跟風(fēng)”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(gè)獲益的機(jī)會(huì)，這種心態(tài)相當(dāng)普遍。第三，不愿意種植林下參的理由主要有對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)心。林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)是一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)行業(yè)，主要因?yàn)榱窒聟⒎N植周期長(zhǎng)達(dá)十五年以上，在此期間技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和自然災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)等不可避免。此外，農(nóng)戶沒能很好地掌握林下參種植技術(shù)以及對(duì)其了解不足也是造成其不愿從事林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的重要原因。

（二）實(shí)施意愿的影響因素分析

本研究采用SPSS 21.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，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(jì)方法為最大似然估計(jì)，回歸時(shí)，對(duì)解釋變量的選擇采用反向逐步回歸法（條件），步進(jìn)概率設(shè)定為進(jìn)入5%，剔除10%。經(jīng)過10次迭代，得到模型的估計(jì)結(jié)果見表2，共有12個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響顯著。由于對(duì)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(yàn)值來評(píng)估方程的擬合優(yōu)度，得到Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)的Sig.值為0.556，遠(yuǎn)大于0.1，說明方程擬合良好。

表 2 模型估計(jì)結(jié)果?

1.個(gè)體特征對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的影響

年齡對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿有正向影響，年齡越大，其實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的概率越高，但在達(dá)到高點(diǎn)之后，隨著年齡繼續(xù)增大，其經(jīng)營(yíng)意愿相對(duì)降低。調(diào)查表明，在有意愿實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(duì)艱苦單調(diào)的鄉(xiāng)間農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)的狀態(tài)有關(guān)。而打工或經(jīng)商的經(jīng)歷對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿有正向影響，該變量在1%置信水平上顯著，優(yōu)勢(shì)比為9.261，表明具有打工或經(jīng)商經(jīng)歷者，其參與林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的概率要更高。

2.家庭特征對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的影響

家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)體現(xiàn)在生產(chǎn)要素?fù)碛泻徒M織利用上。首先，家庭勞動(dòng)力數(shù)對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿有顯著正向影響，該變量在1%置信水平上顯著，優(yōu)勢(shì)比為3.717。林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)屬于勞動(dòng)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(dú)經(jīng)營(yíng)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(fù)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(dòng)力資源，同時(shí)，家庭農(nóng)田較多者，其經(jīng)營(yíng)習(xí)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(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿分別具有負(fù)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(yíng)林地面積及適宜種參的林地面積，進(jìn)而影響到其經(jīng)營(yíng)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(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)林下參意愿有負(fù)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(yíng)的意愿降低。最后，已經(jīng)種植林下參者實(shí)施林參復(fù)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(yàn)。

3.對(duì)林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的認(rèn)識(shí)對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)的影響

資金不足的問題和林地條件不適合的問題對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿有負(fù)向影響，兩者在5%置信水平上顯著，而當(dāng)林地條件不適合問題很嚴(yán)重時(shí)，其對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)意愿的影響不顯著，分析認(rèn)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(xùn)對(duì)農(nóng)戶實(shí)施林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(xùn)，參加者中愿意從事林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)者達(dá)91%。

三、結(jié)論與啟示

本研究認(rèn)為，有較為豐富的社會(huì)經(jīng)歷、沒有更好的非農(nóng)收入來源，同時(shí)能夠較好地掌握生產(chǎn)技術(shù)、具有初步的資金條件和林地資源條件者，易于將林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)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(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的概率要越低。綜合而言，影響農(nóng)戶林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)意愿的因素主要來自于勞動(dòng)力、收入與資金、林地條件和技術(shù)等方面。為此，可有針對(duì)性地制定政策，以回應(yīng)農(nóng)戶的關(guān)切。

由本文分析得到幾點(diǎn)啟示：第一、對(duì)林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)比較感興趣的是那些有一定的啟動(dòng)資金，同時(shí)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(duì)此不感興趣。因此，對(duì)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(shù)問題是林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)健康發(fā)展的基礎(chǔ)，因此，政府要注意加強(qiáng)提供林下參種植培訓(xùn)服務(wù)。第三、實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)林下經(jīng)濟(jì)政策的了解、種林下參是否有風(fēng)險(xiǎn)和是否掌握了林下參的種植技術(shù)等變量對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)意愿的影響并不顯著。分析認(rèn)為，這主要是因?yàn)檗r(nóng)戶對(duì)此類問題的回答幾乎是一樣，即對(duì)林下經(jīng)濟(jì)政策不了解、林下參種植有風(fēng)險(xiǎn)、沒有掌握種植技術(shù)。這也從另一角度說明政府在林下經(jīng)濟(jì)政策的宣傳、技術(shù)的推廣等方面存在不足。第四、林參復(fù)合經(jīng)營(yíng)存在著較大的風(fēng)險(xiǎn)，這在農(nóng)戶中幾乎是共識(shí)，那么，政府在如何降低風(fēng)險(xiǎn)方面，恰恰可以大做文章，如提供技術(shù)服務(wù)和信息服務(wù)、協(xié)調(diào)提供保險(xiǎn)服務(wù)、協(xié)助成立合作組織等。

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