风险态度、森林资源管制对农户林业经营行为的影响——基于生态产品价值实现新业态

方秋爽，李红勋，谢屹

（北京林业大学 经济管理学院，北京 100083）

建立健全生态产品价值实现机制，是践行“绿水青山就是金山银山”理念，实现“两山”转化的关键路径。《关于建立健全生态产品价值实现机制的意见》明确要求，加快培育生态产品市场经营开发主体，促进生态产品价值增值，鼓励实行农民入股分红模式，保障参与生态产品经营开发的村民利益。森林生态产品价值实现需要借助于市场经营开发主体培育的新业态新模式，森林生态产品价值实现新业态离不开农户的积极参与，然而，作为森林资源的直接管护者和集体林资源经营最主要的行为主体[1]，集体林区农户对森林经营的积极性并不高，主要原因一方面是由于林业经营本身存在生产周期长、外部性、受地理环境制约等特性[2]，林地经营面临小而散、活力不足、效率低下、规模不经济等问题[3]，增加了农户林业经营行为的风险不确定性；另一方面是由于农户个体特征、家庭特征以及技术环境等客观因素和感知、习惯、态度等主观因素都对农户林业经营行为产生一定的影响[4]。此外，随着以森林采伐限额管理、生态公益林禁（限）伐、天然林资源保护为代表的森林资源管制政策的逐步实施，森林采伐限额制度对林农传统的木材采伐收益获取增加了一定约束；生态公益林政策禁止农户对生态公益林进行商业性采伐；天然林资源保护政策对天然林资源实施严格保护与管理，这都压缩了农户的营林生产空间和经济收入来源，使得林农对林木的自主处分权缺失，林农投资林业的积极性被抑制[5-7]，森林资源的社会效益和经济效益未能得到有效发挥[8]，森林生态产品的价值更是难以实现。

已有的研究认为农户作为经济理性的行为主体，其林业经营行为不仅受农户个人特征（如性别、年龄、受教育程度等）、家庭特征（如劳动力数量、农业收入水平等）、资源禀赋特征（如交通区位、旅游资源等）、认知特征（如农户心理认知度）的影响[9-10]，还受到外部环境特征（如宣传推广、组织化程度等）的影响，而产权改革、市场激励因素以及国家宏观政策等也会对农户林业经营行为产生一定的影响[11-13]。现有的研究分别从农户个体特征、家庭禀赋或者制度因素进行分析，但是鲜少有文献将农户家庭禀赋、风险态度以及制度因素共同考虑到一起展开研究，并探究其影响机理。

综上，为弥补已有研究不足，本研究不仅对内在农户个体特征及家庭状况（农户风险态度、家庭禀赋）进行分析，而且加入外在制度因素（森林资源管制）这一变量，分析其对农户林业经营行为的影响，并探究其影响机理。研究对于破解集体林农户在林业经营与发展过程中的被动地位，改进农户这一产权主体的行为与态度，激发农户参与森林生态产品价值实现新业态的内在动能，进而促进集体林资源的盘活，探索多元化、市场化的生态产品价值实现形式，实现林业经营发展方式的转变和林业产业的高质量发展，具有重要的实践价值和理论意义。

1 理论分析与研究假设

期望效用理论认为农户风险态度影响农户生产经营行为，而风险态度通常是指单位或个体投资者为实现某种目标在承担不同风险及其大小等方面的基本态度[14-15]，可定义为一种个人倾向，即农户持续、稳定地承担或避免风险的态度。农户越规避风险，就越愿意采取措施降低潜在的风险损失[16]。风险态度对农户采取事前与事后风险管理行为具有显著影响[17]。往往发展中国家的农户更厌恶风险，进而影响其农业生产行为[18]，体现在农户对新技术、新品种等新生事物的接受度及实际应用中[19]，在林业上尤其是影响森林所有者的再种植策略和林业投资决策[20]。因此，风险偏好型的户主，越有可能起带头示范作用参与森林生态产品价值实现新业态。故而，文中选取风险态度作为测度指标，分析其对农户林业经营行为影响的内在机理，提出假设1：农户风险态度会正向影响农户林业经营行为。

家庭禀赋即家庭成员和整个家庭共同拥有的资源和能力总和，主要包括家庭人力资本、经济资本、社会资本和自然资本等多种形式[21-22]。理性选择理论认为农户作为理性主体，其个体经营行为会受到家庭禀赋的影响[23]。一般来说，富足的家庭倾向于追求享受型生活，便会支付更多的钱去采用新技术[24]，这往往可能体现在家庭人均可支配收入较高的家庭往往更倾向于尝试新事物，其对农业生产的依赖度和关注度也相对较高，对于长期内可能带来增产增收的生产行为就越敏感，进而实施的可能性更高[25-26]。但不无可能的是，家庭禀赋较高的农户，家庭收入来源渠道可能更多，对参与林业经营的自发性意志不强。故而，文中选取家庭禀赋特征来解释农户林业经营行为的影响机理，提出假设2：家庭禀赋会影响农户林业经营行为，但影响方向具有不确定性。

制度环境（IE）作为一项重要的外在情境因素直接或间接地影响个体的经营行为方式[27]。森林资源管制是保护森林资源免于破坏，保障森林生态供给的一系列公共政策的统称，主要依赖法律手段和行政强制手段，一定程度上忽视了农户的个体利益，进而干扰了农户对林业经营的积极性[28]。诸如生态公益林禁伐作为森林资源管制政策的一部分，生态公益林的区划对林农经济利益产生了较大影响，这种影响是持续性甚至永久性的，林农的生计来源难以得到保证[29]。受森林资源管制政策影响比较大的农户，可能表现出更强的意愿改变现状，更加希望通过参与森林生态产品价值实现新业态进而拓展收益来源。故而，文中选取森林资源管制作为制度环境因素来解释影响农户林业经营行为的内在机理，提出假设3：森林资源管制会正向影响农户林业经营行为。

森林生态产品价值实现背景下的农户林业经营行为除了受风险态度、家庭禀赋、森林资源管制的影响外，还受到户主特征、家庭特征、家庭资源经营特征及外部环境的影响。本研究在前人研究的基础上构建了农户林业经营行为理论分析框架（图1）。

图1 理论分析框架

2 数据来源、变量选取及描述性统计

2.1 数据来源

选取福建省三明市和南平市作为研究对象。三明市位于福建省中部，平均森林覆盖率高达78.73%，森林蓄积量1.86 亿立方米，林地保有量189.93 万公顷；南平市森林覆盖率达78.85%，森林蓄积量1.88 亿立方米，林地保有量超过200 万公顷，林业用地面积216.93 万公顷。三明市和南平市均是典型的南方山区和有代表性的集体林区。近年来，三明市和南平市分别开展了有关森林生态产品价值新业态的探索，三明市通过股权合作和股份量化推行林票制度改革试点，南平市通过借鉴商业银行分散化输入和集中式输出的模式，进行资源的集中收储和规模化整合优化，探索建设“森林生态银行”。

本文数据来自课题组2020 年10 月至12 月在福建省三明市和南平市开展的实地调查，调查内容为样本农户在2019 年的农户个体行为及意愿特征、森林资源情况及家庭生产经营状况等。样本的选择采取了典型抽样方法和分层抽样方法相结合的方式，共抽取了三明市的沙县区、将乐县、明溪县和南平市的顺昌县4 个县（区），共发放问卷614 份，剔除前后不一致和重要数据缺失的样本后，共获取有效问卷580 份，问卷有效率94.46%。

2.2 变量选取

（1）被解释变量。本研究将“农户林业经营行为”作为被解释变量。首先，由于意愿作为一种行为倾向对行为有直接决定作用[4,30]，为了量化农户林业经营行为，本文将“农户是否愿意参与各种类型的生态产品价值实现新业态”作为衡量指标，这里的新业态特指生态产品价值实现背景下的林业经营新业态，主要指在生态保护的基础上合理开发经营森林生态产品的新型林业经营方式，包括生态观鸟旅游、生态公益林质押、林票模式、森林生态银行、林业碳汇等。其次，农户参与意愿有“愿意参与”（简称“愿意”）和“不愿意参与”（简称“不愿意”）两种情况，其中，“Y=1”为愿意，“Y=0”为不愿意。

（2）解释变量。本文根据农户林业生产经营的特殊性，共筛选出15 个指标表征农户个体特征、家庭基本特征及农户林业生产行为的差异，并将这15 个指标作为研究的解释变量。其中，关键变量为风险态度（X1）、家庭禀赋（X2）、森林资源管制（X3）。

具体来看，风险态度的测度方法主要有经济学实验法、李克特量表测量法和风险等值测量法等，本研究通过构建农户的生产行为量表进行间接测度[31]。采用Likert 五级量表制，设置5 个指标表征农户的风险态度差异，分别为“他人采用新品种、新技术成功后，我才会采用”“需要冒险时，我会非常注意安全”“在作出一项决定之前，我会再三考虑清楚”“即便是为了成功，我也不愿意冒一定的风险”“我对新生事物的好奇度一般，不想尝试”。采取个体主观赋值的方式，得分代表样本农户对题项的认可程度，其中，1 为不同意；2 为有点不同意；3 为一般；4 为有点同意；5 为同意。进一步地，通过加权平均的方法得到每个样本农户风险态度各自的综合值，若值大于19，则赋值为1，表征风险规避者；若值小于12，则赋值为3，表征风险偏好者；其他值则赋值为2，表征风险中立者。

家庭禀赋主要包括家庭人力资本、经济资本、社会资本和自然资本等多种形式[21-22]。其中，人力资本和经济资本作为影响因素研究的频次较多，并且有研究指出家庭经济资本对农户个体行为决策的影响具有显著作用[32]。因此，本研究将重点关注家庭经济资本对农户参与意愿的影响，因而只纳入“农户家庭人均可支配收入”作为家庭经济资本代表家庭禀赋变量，以样本农户家庭可支配收入和家庭人口数的比值来衡量。而其他家庭人力资本、自然资本等则纳入控制变量当中进行观察。

森林资源管制包括森林采伐限额管理、生态公益林禁（限）伐以及天然林资源保护等政策[33]，而生态公益林禁（限）伐对农户的林业经营行为产生了较大的影响[34-35]。因此，本研究用“您觉得您家的森林在划入生态公益林后，家庭生产经营模式有无改变？”来表征森林资源管制带给农户的变化。

此外，本文还将农户个体特征、家庭特征等可能影响农户林业经营行为的因素作为控制变量，具体指标的定义、赋值、平均值、标准差等见表1。

2.3 描述性统计

个体总是在既定的社会空间中占据着不同的位置、扮演着不同的社会角色，并以不同的特征体现出来，相应地，这些特征差异往往意味着不同的选择决策[24,36]。因此，文中选取受访者个体特征（户主年龄、户主受教育程度）、家庭特征（劳动力数量、家庭人均可支配收入、林地总面积、生态公益林面积比重）、农户经营资源特征（林业经营培训、林业补贴）等变量纳入到模型分析当中，其中，风险态度、家庭禀赋（家庭人均可支配收入）、森林资源管制为关键变量，其他变量为控制变量（表1）。

表1 变量选定及含义

表2 农户生态产品价值实现新业态的参与意愿情况

3 实证方法与结果分析

3.1 实证方法选择

3.1.1 二元Logistic回归

当因变量为二分类选择变量的回归分析时，通常采用二元Logistic 模型分析个体决策行为[10]，寻找风险因素，预测事件发生概率的大小。本研究中因变量结果Y为“1=愿意；0=不愿意”，为二分类变量，可用概率π和1-π取值“1=愿意”和“0=不愿意”进行表达，故采用二元Logistic 回归模型（logit）研究影响农户林业经营行为的主要因素及影响程度。具体模型设定如下：

式中：βi为Xi的估计系数，表示事件的发生比。

3.1.2 DEMATEL-ISM模型

由于个体行为受到多种因素构成的系统整体综合作用的影响，单一的回归分析缺乏对于因素间相互影响关系的考量，而决策试验和评价试验法（decision making trial and evaluation laboratory，DEMATEL）能够利用专家经验和知识对复杂网络内的因素进行识别和分析，解决回归分析的不足问题[37]。

DEMATEL 法是处理评估要素之间因果关系和相互依赖关系最适合的方法，该方法通过矩阵将相互依赖关系转换为因果关系组，用来确定因素之间的直接或间接关系强度以及可视化因果结构，并辨析关键要素[38-39]。具体来看，通过运用图论与矩阵工具进行系统因素分析，得出各因素对其他因素的影响度D和被影响度R，以及各要素的原因度r和中心度f，从而判断不同要素的影响程度[40-41]。解释结构模型（ISM）是一种用于分析复杂系统结构问题的方法，可以将复杂系统有效细化为各个子系统的集合，更好地识别系统内部结构[39]。ISM 方法通过提出问题的构成要素，首先确定各因素间的相关关系，构成有向图，转化为唯一对应的邻接矩阵，通过布尔代数运算得出可达矩阵，最终形成一个具有良好结构关系的多级递阶模型[42]。

DEMATEL 和ISM 的整合方法能够相互补充，加强并支持决策过程[39]。DEMATEL 有助于确定标准之间的因果相互关系，而ISM 工具有助于建立标准之间的关系。通过模糊DEMATEL 方法计算出因素间综合影响矩阵可直接求可达矩阵，根据可达矩阵和ISM 方法可划分出系统因素的层次结构[43]。

幼儿成长需要和谐的氛围，在温馨的气氛下，幼儿才能轻松愉快地融入到课堂活动中。在美术教学中，多数教师常常扮演高高在上的指导者，这容易使幼儿产生排斥心理，不利于课堂活动的展开。因此，幼儿教师转变教学理念，坚持自然的授课方式，转变成为幼儿学习的服务者和引导者者。这就会带给幼儿亲切感，幼儿与教师在自然的状态下交流、沟通，幼儿情绪高涨，定会积极融入到课堂学习中，课堂教学效果自然值得期待。

因此，本研究采用DEMATEL-ISM 模型，通过构建农户行为决策影响因素系统，并对系统内部各影响因素间层次结构和相互关系进行研究，分析影响农户林业经营行为因素之间的影响程度。

3.2 影响因素结果分析

本研究采用Stata 15.1 软件对模型进行估计，有效样本量为580。本文先对所有因素进行回归得到模型一，再逐步剔除不显著变量，直到回归后的所有变量在10%的水平上显著得到模型二，其结果分析如表3 所示。

表3 模型回归结果

从模型结果来看，森林资源管制、风险态度、家庭禀赋对农户林业经营行为的影响均显著。其中，森林资源管制和风险态度均在1%的显著性水平下正向影响农户林业经营行为，而家庭禀赋在5%的显著性水平下正向影响农户林业经营行为。这说明：家庭生产经营方式受森林资源管制影响较大的农户更期望通过参与森林生态产品价值实现新业态来增加家庭经济收益，如借助入股、抵押或主动经营林业新业态等途径，打破传统的单一型依赖林木获取主要林业收入的格局。实地调查中也发现，在家庭林地大面积被划入生态公益林之后，仅有的生态公益林补偿金额远远不能弥补农户的个体利益，在此背景下农户更倾向多样化方式实现家庭收入渠道的增加；在其他条件不变的情况下，风险偏好型农户参与森林生态产品价值实现新业态的意愿概率会增加53.86%，农户的风险态度决定了农户的行为方式。此外，家庭禀赋条件越好的农户，其愿意参与的概率会增加19.99%，这也说明了良好的物质生活水平为农户的行为方式提供了更多的选择性和保障基础。由此假设1、假设2 和假设3 得到验证。

其他控制变量当中，农户家庭林地总面积、生态公益林比重、是否经营森林旅游/农家乐、是否接受过林业经营培训这4 个变量也通过了显著性检验，分别在10%、5%、1%、5%的显著水平上对农户林业经营行为产生影响。而户主年龄、性别、受教育年限、是否担任村干部、劳动力数量、是否获得过林业补贴、是否联户承包、地区差异对农户林业经营行为的影响较小。在其他条件不变的情况下，家庭林地总面积越多的农户，其参与森林生态产品价值实现新业态的意愿概率会减少11.44%；家庭生态公益林面积比重变量在5%统计水平上显著，说明家庭生态公益林面积比重越大的农户，其参与森林生态产品价值实现新业态的意愿更强；农户有经营农家乐或森林旅游的，更有意愿参与森林生态产品价值实现新业态，在1%的统计水平上显著；农户有参与林业经营培训的，其森林生态产品价值实现新业态的参与意愿概率会增加69.4%，在5%统计水平上显著。

3.3 影响程度结果分析

3.3.1 关键要素识别（DEMATEL模型）

由于DEMATEL 模型是通过专家评分矩阵作为基础数据进行转换和计算，通过建立矩阵将相互依赖关系转换为因果关系组，进而识别出影响被解释变量的关键因素，因此，本研究利用DEMATEL 模型识别农户林业经营行为影响因素之间的关系。根据上述二元Logistic 回归分析结果得出的7 个显著性变量，其中包含3 个关键变量（风险态度、家庭禀赋、森林资源管制）和4 个控制变量（林地总面积、生态公益林比重、经营森林旅游/农家乐、林业经营培训），加上被解释变量“农户林业经营行为”，将这8 个变量分别用Si(i=0,1,2,…,7)进行要素表示，作为8 项重要因素，再次以问卷形式发放给相关专家进行打分判断，从而确定各因素间的直接影响矩阵A为：

直接影响矩阵A 中0、1、2 是衡量因素之间的直接影响程度强弱，0 表示因素间没有关系，1 表示两因素间关系较弱，2 表示因素间关系很强[44]。然后正规化直接影响矩阵得到新矩阵X，最后求出综合影响矩阵T，计算公式为：

式中：E为单位矩阵，通过计算得到综合影响矩阵T为：

通过综合影响矩阵T计算各因素的影响度D、被影响度R、原因度r和中心度f，计算结果如表4 所示。

表4 DEMATEL模型综合分析表

根据原因度r值和中心度f分别对模型结果进行判断，其中：r大于0 的因素为原因因素，表示该因素对其他因素的影响程度；反之，则为结果因素，表示该因素受其他因素的影响程度。中心度f则表示该因素与其他因素之间的密切程度，f值越大，表明该因素对被解释变量的作用和功能也就越大[41]。

因此，从原因度分析，因素值为正的有S1（风险态度）、S7（森林资源管制），且S1＞S7，这些因素为典型的原因因素；因素值为负的有S3（林地总面积）、S2（家庭禀赋）、S4（生态公益林面积比重）、S6（林业经营培训）、S5（经营森林旅游/农家乐），且S3＞S2＞S4＞S6＞S5，这些因素为典型的结果因素，受其他因素的影响较大。从中心度分析，影响参与意愿的因素的重要程度大小为：S1（风险态度）＞S7（森林资源管制）＞S3（林地总面积）＞S2（家庭禀赋）＞S4（生态公益林面积比重）＞S6（林业经营培训）＞S5（经营森林旅游/农家乐），可以看出风险态度和森林资源管制对参与意愿的影响最大，这也与调查了解到的情况大致相同，风险偏好型的农户往往更有勇气参与林业新业态的发展，尤其是那些受生态公益林政策影响较大的农户，更加希望通过发展新业态来增加林业经济收入，拓展家庭经济来源。

3.3.2 关键要素结构层次（ISM模型）

运用ISM 模型对农户林业经营行为的影响因素进行解释性结构分析，要先确定各因素之间是否存在“相互影响”或“互为前提”的逻辑关系，其中，“A”表示行因素受到列因素的影响，“V”表示列因素受到行因素的影响[44]，从而得到逻辑关系图（图2），再通过公式（10）得到邻接矩阵Rij。

图2 影响因素间的逻辑关系

根据邻接矩阵Rij，采用布尔代数运算法则进行矩阵的幂运算得到可达矩阵Mij，其公式为：

式中：I为单位矩阵，r≤n-1，n是矩阵的阶数，运用Matlab 软件经过多次幂运算得到可达矩阵Mij：

利用可达矩阵Mij，寻找农户林业经营行为的影响因素层级，确定方法如下：

根据公式（14）得到影响因素的层次为：L1={S0}，L2={S3;S4;S5;S6}，L3={S2}，L4={S1}，L5={S7}，通过排序后最终得到因素间关联和结构图，如图3 所示。

图3 各影响因素的关联与层级结构

各影响因素的关联与层级结构直观呈现了因素间的层级结构及作用路径，其中顶层因素为表层因素，其余因素通过作用于本层发挥作用；最底层的因素为直接根源因素，起决定性作用；其余因素为深层次因素，起中间过渡作用[45]。由图3 可知，影响农户生态产品价值实现新业态参与意愿的因素被分为了三层，可知直接根源因素（森林资源管制）通过中间层过渡影响因素（风险态度、家庭禀赋）的传导作用，以多种路径影响到表层因素（林地总面积、生态公益林面积比重、经营森林旅游/农家乐、林业经营培训），从而影响农户生态产品价值实现新业态的参与意愿，其中一条重要的途径是“森林资源管制→风险态度→经营森林旅游/农家乐→农户生态产品价值实现新业态的参与意愿”。

结合实地调研情况更进一步地具体分析，首先，森林资源管制为直接根源因素，说明生态公益林建设禁止农户对生态公益林进行商业性采伐，虽然给予了农户一定的损失性补偿，但仍然压缩了农户的营林生产空间和经济收入来源。因此，政府在推进森林生态产品价值实现的过程中，需要更多地关注受森林资源管制影响较大的农户群体。于农户而言，更希望通过参与林业新业态的运营进而参与森林生态产品价值实现过程，借助于开发林业新业态，盘活已有的集体林资源，尤其是集体林当中的公益林，增加家庭收益。其次，农户风险态度作为内在因素，其受到森林资源管制这一外在制度因素的影响。说明受森林资源管制影响较大的农户，往往更加考虑林业经营过程当中所面临的风险问题，个体农户的风险态度直接影响了农户决策行为。最后，政府政策的执行通过影响农户风险态度，进而影响到农户经营森林旅游或农家乐，最终影响农户参与森林生态产品价值实现新业态的意愿。实际经营森林旅游或农家乐的农户，通常拥有一定的经济条件基础，并且拥有较强的社会关系网络，在原有的经营方式上加以新业态的整合、改造与提升，最终实现森林生态产品的价值转化。这一结果的政策启示是政府不仅要关注农户自身个体特征因素的影响，还要关注其他政策之间的联动影响。

4 研究结论与政策建议

4.1 研究结论

本文以农户林业经营行为为例，基于580 份调研问卷，运用二元Logit 回归模型分析风险态度、森林资源管制对农户林业经营行为的影响及影响程度，再利用DEMATEL-ISM 集成分析识别影响农户林业经营行为的主要因素，研究结论主要包括以下几点。

（1）森林资源管制、风险态度、家庭禀赋特征是显著影响农户林业经营行为的关键因素，并且均为正向影响。

（2）DEMATEL 结果分析显示，户主风险态度、家庭禀赋、林地总面积、生态公益林比重、经营森林旅游/农家乐等因素是影响农户林业经营行为的主要因素。其中，林地总面积、家庭禀赋、生态公益林面积比重等因素构成结果子系统，对农户林业经营行为有着最为直接的影响，风险态度、森林资源管制等因素构成原因子系统。

（3）ISM 模型显示，影响悖离的因素层级结构为林地总面积、生态公益林面积比重、经营森林旅游/农家乐、林业经营培训构成表层因素，家庭禀赋、风险态度构成深层次因素，森林资源管制为直接根源因素。

4.2 政策建议

（1）进一步完善生态公益林政策补偿制度，降低森林资源管制对农户林业经营行为的影响。生态公益林补偿政策不只是资金层面的部分补偿，更需要从制度层面探索生态公益林生态价值的有效转化途径，实施多样化公益林生态价值开发经营策略，吸引农户参与森林生态产品价值实现新业态，增加农户收益来源。

（2）优化风险保障机制，降低森林生态产品价值实现新业态的农户参与风险。政府部门需要通过建立和完善林业经营保险制度，降低农户参与林业新业态的风险，减少不确定性，最大程度地保障农户个体的利益。

（3）拓展多样化林业经营方式，增加农户家庭收入。森林生态产品价值实现离不开多样化林业经营方式的创新与实践，诸如森林康养、林业碳汇、生态旅游等，借此提供了一定的农村就业机会，解决了农村农民的就业问题，一定程度上促进农户家庭收入的提高，从而为乡村振兴提供了新的契机。