楊冬梅 劉 濱 朱述斌 雷顯凱

（1江西農業(yè)大學經濟管理學院，江西 南昌 330045；2江西農業(yè)大學“三農”問題研究中心，江西 南昌 330045；3江西農業(yè)大學新農村發(fā)展研究院，江西 南昌 330045）

一、引言

生態(tài)公益林建設是一項全社會受益的公共事業(yè)，對于維持生物多樣性、保護生態(tài)環(huán)境方面有著不可替代的作用。為了促進國家生態(tài)公益林更好地發(fā)展，1998-2017年國家已出臺多項相關政策。林農在生態(tài)公益林建設中扮演著重要的角色，既是生態(tài)公益林補償政策的接受者，又是生態(tài)公益林建設的微觀參與者。生態(tài)公益林禁止砍伐，但是可以合理利用生態(tài)公益林資源，實現(xiàn)生態(tài)效益與林農經濟收益的有機結合。如何提高林農參與生態(tài)公益林建設的積極性，從而更好地實現(xiàn)有效保護和利用生態(tài)公益林資源這一目標，仍是人們需要解決的難題之一。目前關于林農參與與林業(yè)相關的意愿研究主要集中在碳匯經營［1］、林業(yè)碳匯項目［2］、林業(yè)合作社［3］、林業(yè)保險［4］和退耕還林工程［5］等，影響因素主要有文化程度、年齡、家庭收入和林農家庭林地狀況等。隨著對生態(tài)公益林補償政策研究的逐漸深入，國內學者從不同方面對其進行了研究。有關于補償對象的確定［6］［7］、補償標準的確定［8］以及林農對補償標準的滿意度［9］等；也有具體研究某一地區(qū)的，例如湖南?。?0］、福建?。?1］等。生態(tài)公益林建設對于林農的影響主要體現(xiàn)在增加農戶的物質資本和金融資本［12］。關于林農參與生態(tài)公益林建設意愿的研究，通過分析發(fā)現(xiàn)非農業(yè)收入比重越高的農戶，越會參與生態(tài)公益林建設［13］，而林農對林業(yè)資源依賴程度越低，參與生態(tài)公益林建設的意愿也就越低［14］，補償標準的高低對農戶參與生態(tài)公益林建設也具有重要的影響［15］。通過對相關文獻的分析發(fā)現(xiàn)，在生態(tài)公益林補償政策等方面的研究相對較多，而以江西省林農為研究對象，關于林農參與生態(tài)公益林管育意愿的影響因素研究仍相對較少，本文通過對江西省范圍內獲得的753戶林農有效問卷的整理發(fā)現(xiàn)，僅有186戶林農愿意參與到生態(tài)公益林管育中，僅占到24.7%。為此，本文基于江西省753戶林農的實地調查數據，首先運用SPSS軟件進行隨機抽選功能，每次抽取186個數據和已經有參與生態(tài)公益林管育意愿的數據做3次配對，之后采用二分類Logit回歸模型對影響林農參與生態(tài)公益林管育意愿的因素進行分析，以為完善生態(tài)公益林補償政策提供依據。

二、理論分析與變量選取

本文以計劃行為理論為基礎，該理論認為影響個體行為意愿的主要變量有行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制三個方面［16］，因此，從這三個方面出發(fā)，選取林農性別、年齡、文化程度、家庭年收入和生態(tài)公益林補償標準滿意度等22個變量，具體變量統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 具體變量統(tǒng)計結果

（一）林農個體特征

行為控制可以通過個人能力情況、掌握資源的數量以及實際控制能力等來影響人的行為意愿。林農主要通過自身擁有的資源優(yōu)勢和存在的阻礙兩方面因素來決定其感知參與生態(tài)公益林管育行為的難易程度。林農自身擁有的資源優(yōu)勢可以體現(xiàn)在時間、文化程度和精力等方面，而阻礙因素主要包括有限的認知水平等。林農擁有的資源優(yōu)勢越多，阻礙因素越少，那么控制行為能力也就越強，其參與生態(tài)公益林管育的意愿也越強烈，因此，本文從林農的個體基本情況出發(fā)，選取7個解釋變量。

（二）林農家庭特征

根據計劃行為理論，外界社會環(huán)境會影響到行為主體決策，加之農村社會具有典型的地緣特征，林農家庭成員之間、家庭經濟狀況和親戚朋友之間都會對林農參與生態(tài)公益林管育意愿產生影響。家庭人口數量越多，勞動力數量可能也會越多，林農參與生態(tài)公益林管育的意愿就會越強烈。因此，從林農家庭特征考慮，選取家庭人口數量、勞動力文化程度等7個解釋變量。

（三）地理環(huán)境特征

作為一個單獨社會個體，林農所處的區(qū)域環(huán)境在一定程度上會影響其決策行為，因此，主要通過林農所處的地理環(huán)境和距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府遠近2個變量來解釋。

（四）生態(tài)公益林補償政策

林農對生態(tài)公益林管育的態(tài)度在一定程度上影響林農參與生態(tài)公益林管育的意愿，而林農對生態(tài)公益林管育的態(tài)度又取決于生態(tài)公益林補償政策的了解程度、管育政策的了解程度、補償標準的滿意度以及補償資金的發(fā)放是否到位等因素。林農對生態(tài)公益林補償標準越滿意，那么態(tài)度就會更加積極，其參與生態(tài)公益林管育的意愿就越強烈。通過實地調研指出林農對生態(tài)公益林補償政策的認識程度會影響其參與生態(tài)公益林管護的積極性［17］。因此，可以通過林農對生態(tài)公益林補償標準的了解程度、生態(tài)公益林補償標準的滿意度、補償資金的發(fā)放是否到位、補償方式的滿意度、生態(tài)公益林管育政策的了解程度和林農對生態(tài)公益林管育認識的必要性等6個觀測變量來反映林農的行為態(tài)度，探究其對林農參與意愿的強度。

三、研究方法與數據來源

（一）研究方法

根據前文分析，林農參與生態(tài)公益林管育意愿可能受到多種因素影響，但最終結果只有兩種情況，一是林農不愿意參與生態(tài)公益林管育，二是林農愿意參與生態(tài)公益林管育，即“不愿意”和“愿意”，是一個典型的二分類變量。鑒于此，本文運用二分類Logit模型分析哪些因素影響林農參與生態(tài)公益林管育意愿，回歸分析采用SPSS 19.0軟件進行操作［16］，計算公式為：

式中，Pi表示林農參與生態(tài)公益林管育意愿的概率；Xi表示影響林農參與生態(tài)公益林管育意愿的各因素；β為其回歸系數；α為常數。

（二）數據來源

經過多方面討論研究，課題調查范圍涉及江西省17個重點林業(yè)縣市，調查時間為2016年11月份，共發(fā)放754份調查問卷，剔除1份無效問卷后，最終獲得753份有效問卷。其中在永豐縣獲得的有效問卷數最多，有61份，占比8.1%，有效問卷分布情況如表2所示。

表2 調查范圍分布情況表

四、實證分析及結果

（一）數據隨機配對

本文從林農的角度來分析影響林農參與生態(tài)公益林管育意愿的因素。在對江西省范圍內得到的753份有效調查問卷進行整理后發(fā)現(xiàn)，其中林農有參與生態(tài)公益林管育意愿的問卷186份，占比24.7%，沒有參與生態(tài)公益林管育意愿的問卷有567份，占75.3%。因此決定在剩下的567份沒有參與生態(tài)公益林管育意愿的調查樣本中，運用SPSS19.0進行調查樣本隨機抽選，每次抽取186個調查樣本和已經有參與生態(tài)公益林管育意愿的樣本做3次配對，以達到更好地分析林農參與生態(tài)公益林管育意愿的影響因素效果。

首先運用SPSS19.0軟件對林農的個體特征、林農家庭特征、地理環(huán)境特征、生態(tài)公益林補償政策等4大類共22個具體變量進行3次回歸分析，得出卡方和sig值，指標表明模型回歸結果良好，具有可信度，具體見表3和表4。

表3 數據檢驗結果

表4 回歸模型預測正確率

進行3次配對后的回歸結果表明（見表5、表6），家庭人口數量、家庭耕地面積、距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離等顯著水平在3次配對都在0.1以下，表示一般顯著性。家庭生活水平、家庭林地面積、是否有公益林、生態(tài)公益林補償方式滿意度等顯著水平都在0.01以下，表示非常顯著。性別、生態(tài)公益林補償標準滿意度、是否了解生態(tài)公益林管育政策等在3次配對回歸中有2次顯著，因此，可以認為具有一般顯著性。是否了解生態(tài)公益林補償標準、有無領到生態(tài)公益林補償金在3次配對中僅有1次顯著，結合3次分析結果，認為不顯著，具體結論有以下幾點。

（二）個體特征中性別對林農參與生態(tài)公益林管育意愿的影響一般顯著，其余變量影響不顯著

回歸結果顯示，林農性別在3次配對中結果Sig 值分別為 0.061、0.596 和 0.088，綜合起來認為林農性別這一變量為一般顯著水平。研究結果表明：在其他條件不變的情況下，男性參與生態(tài)公益林管育意愿的可能性更大，主要原因是森林管育具有消耗體能大、持續(xù)時間長等特點，在一定程度上會影響到女性參與生態(tài)公益林管育意愿。是否從事林業(yè)有關經營活動Sig值分別為0.273、0.203 和 0.059，綜合三次結果，本文認為不顯著。在3次配對結果中Sig值均大于0.1的有5個變量，其中林農年齡Sig值分別為0.754、0.397和 0.755；學歷 Sig 值分別為 0.380、0.186 和 0.694；職業(yè) Sig 值分別為 0.848、0.286 和 0.216；是否村組干部 Sig 值分別為 0.622、0.364 和 0.607；是否接受過林業(yè)培訓 Sig值分別為 0.218、0.101 和 0.174。在獲得的753份調查問卷中，從年齡構成來看，年齡集中在41～50歲區(qū)間，占到總樣本的46.1%，從文化程度來看，樣本中文化程度具有大專、本科以上的比例較低，僅有46人，初中文化程度的林農占到44.5%，這些數據較為相似，因此不會對生態(tài)公益林管育意愿造成太大的差別。

（三）家庭特征對林農參與生態(tài)公益林管育意愿具有顯著影響

回歸結果顯示，在3次配對回歸分析中，家庭人口數量這一變量的Sig值結果分別為0.056、0.013、0.093，綜合來看，Sig 值為 0.054，因此認為具有一般顯著影響。家庭人口數量越多，林農參與生態(tài)公益林管育意愿就越強烈，可能的原因是家庭人口數量越多，勞動力也就越多，從事生態(tài)公益林管育的機會就越大，從第一次配對的Exp（B）值來看，在控制其他變量的情況下，家庭人口數量每增加1個單位，林農參與生態(tài)公益林管育意愿的可能性會增加21.2%。家庭耕地面積的Sig值分別為 0.014、0.052、0.063，綜合來看，Sig 值為0.043，小于 0.05，因此認為具有重要顯著影響。家庭耕地越多的林農，從事農業(yè)的機會越多，外出務工的機會相對減少，在空閑時間也會愿意參與到生態(tài)公益林管育中。林農家庭生活水平這一變量的 Sig 值分別為 0.032、0.001、0.003，綜合來看，Sig值小于0.01，因此可以認為具有顯著的影響關系，且為負向關系。林農家庭生活水平越高，對林地的依賴程度可能越小，從事林業(yè)活動可能性越小，因此，參與生態(tài)公益林管育意愿較低。家庭林地總面積和家庭是否有公益林這2個變量的Sig值分別為 0.000、0.000、0.000，3 次配對結果都是0.000，表明具有非常顯著的影響。家庭林地總面積越多，林農從事林業(yè)活動的機會越多，特別是家庭林地中有生態(tài)公益林的林農，也會愿意參與到生態(tài)公益林管育中。

表5 第1次和第2次配對模型回歸結果

（四）生態(tài)公益林補償標準和補償方式滿意度對林農參與公益林管育意愿影響顯著

回歸結果表明，在3次配對回歸分析中，林農對生態(tài)公益林補償標準滿意度這一變量Sig值分別為 0.030、0.194 和 0.037，其中 2 次配對結果都低于0.05，綜合起來，認為該變量具有一般顯著。生態(tài)公益林補償標準滿意度越高的林農參與生態(tài)公益林管育的可能性越大。生態(tài)公益林在一定程度上限制了林農的林業(yè)生產活動，而生態(tài)補償可以彌補林農的林業(yè)收入損失，林農對補償標準滿意度越高，越愿意參與生態(tài)公益林管育。林農對生態(tài)公益林補償方式滿意度這一變量Sig值分別為 0.004、0.001 和 0.000，3 次配對回歸分析的結果都小于0.01，表示非常顯著，且為正向影響。從調查結果來看，目前生態(tài)公益林補償方式都是現(xiàn)金補償，而且滿意度較高。從某一方面來說，可能更會滿足林農的生活需求，補償資金的發(fā)放可以提高林農參與生態(tài)公益林管育的積極性，因此，也就會更愿意參與到生態(tài)公益林管育中。

表6 第3次配對模型回歸結果

（五）生態(tài)公益林管育政策了解程度對林農參與生態(tài)公益林管育意愿有一般影響

回歸結果顯示，在3次配對回歸分析中，生態(tài)公益林管育政策了解程度這一變量的Sig結果分別為 0.054、0.003、0.147。從 3 次配對的結果中有兩次顯著，但是綜合來看，Sig的值為0.068，小于0.1，表示一般顯著，且為正向影響。從調查數據來看，85%的林農僅對生態(tài)公益林管育政策有一點了解，11.7%的林農表示不了解管育政策，表明大多數林農對管育政策了解程度較低，可以看出林農越了解生態(tài)公益林管育政策，參與生態(tài)公益林管育意愿越強烈。

（六）距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離對林農參與生態(tài)公益林管育意愿有顯著影響

回歸結果顯示，在3次配對回歸分析中，林農家庭距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離這一變量的Sig值分別為 0.072、0.078、0.000。從 3 次配對的結果中都顯著，綜合來看，Sig值為 0.05，表示重要影響，且方向為負，說明林農家庭距離鄉(xiāng)政府越遠，參與生態(tài)公益林管育意愿越低。從獲得的753份有效調查數據來看，林農家庭距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)府的距離多集中在5～15千米之間，其中在10千米以上的占到33.3%。距離鄉(xiāng)政府越遠，政策影響力降低以及林農對政策相關信息的獲得渠道可能越不暢通，因此會影響到林農參與生態(tài)公益林管育意愿。

五、結論與啟示

（一）結論

本文利用江西省的實地調研數據，將生態(tài)公益林補償政策對林農參與生態(tài)公益林管育意愿的影響考慮在內，首先運用SPSS19.0軟件進行數據隨機抽選功能，第二步選取Logit回歸模型進行影響因素實證分析，得出如下結論：（1）在753戶林農中，林農參與生態(tài)公益林管育的意愿較低，只有 24.7%。（2）在個體特征變量中，有 6個變量對林農參與生態(tài)公益林管育意愿的影響不顯著，因此，個體特征對林農參與生態(tài)公益林管育意愿影響較小。（3）就家庭特征來說，家庭人口數量和耕地面積對林農管育意愿具有重要的影響，家庭人口數量的增加，勞動力數量可能會越多，越會愿意參與生態(tài)公益林管育。（4）在生態(tài)公益林補償政策影響因素中，生態(tài)公益林補償標準滿意度、補償方式滿意度以及生態(tài)公益林管育政策了解程度都有重要的影響作用。而且影響程度超過其他非政策性因素，由此可以看出，生態(tài)公益林補償政策對林農參與生態(tài)公益林管育意愿的影響程度比較大。

（二）政策啟示

1.政策先行，完善生態(tài)公益林補償政策相關內容。首先，政府制定相應的政策，明確生態(tài)公益林管育的定位，鼓勵林農參與到生態(tài)公益林管育中，只有林農在對生態(tài)公益林管育的地位和作用充分認識的基礎上，林農參與生態(tài)公益林管育的意愿才會強烈。其次，基層林業(yè)工作站充分利用“互聯(lián)網+”的優(yōu)勢，定期發(fā)送生態(tài)公益林管育政策的相關知識，提高林農對生態(tài)公益林管育政策的認知程度和公益林的管育水平。最后，實施生態(tài)公益林補償標準，做到具體情況具體分析。目前，2016年江西省最新的補償標準是對劃入生態(tài)公益林的農戶給予統(tǒng)一的每公頃307.5元。但是對于生態(tài)公益林林區(qū)的林農來說，生態(tài)公益林建設在一定程度上減少林農林業(yè)經營活動，降低其經濟收益，而補償標準的偏低會直接影響林農參與生態(tài)公益林管育的積極性，因此，在國家統(tǒng)一的補償標準上，可以實施靈活的生態(tài)公益林補償標準，例如，對于原來較多以林地作為主要經濟來源的家庭（現(xiàn)在林地被劃入生態(tài)公益林范圍），在原有的基礎上提高其補償標準。

2.加強生態(tài)公益林管育政策宣傳，鼓勵林農發(fā)展生態(tài)公益林林下經濟。生態(tài)公益林在保護生態(tài)環(huán)境中起重要作用，因此鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府及村委會等應加強宣傳生態(tài)公益林管育的重要性，定期舉行林業(yè)管育培訓活動，提高林農管育意識，調動林農生態(tài)公益林管育的積極性。并且生態(tài)公益林不允許林農砍伐樹木，僅靠少數的生態(tài)公益林補貼資金并不能提高林農的經濟收入，并且林農是否管育生態(tài)公益林都不會影響到生態(tài)公益林補償資金的獲得，因此應積極推廣生態(tài)公益林林下經濟發(fā)展，搞活生態(tài)公益林林下經濟生產經營，提高林農林業(yè)經營收入，以促進生態(tài)公益林管育。

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