全 文 ：第 49 卷 第 12 期
2 0 1 3 年 12 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 49，No. 12
Dec．，2 0 1 3
doi: 10．11707 / j．1001-7488．20131220
收稿日期: 2013 － 05 － 02; 修回日期: 2013 － 07 － 21。
基金项目: 教育部人文社会科学研究青年基金项目“集体林权改革背景下西部农户林地经营行为及效率提升路径研究———以四川省农户
为例”(13YJC630194) ; 西北农林科技大学基本科研业务费人文社科项目“政府规制下西部农户林地经营行为选择及效率提升路径研究———
以四川省农户为例”(2013RWYB05) ; 国家社科基金重大项目“我国西部林业生态建设政策评价与体系完善研究”(11＆ZD042)。
* 姚顺波为通讯作者。
基于结构方程模型的农户经营非木质林产品
行为的影响因素分析*
———以四川省雅安市农户为例
薛彩霞 姚顺波 于金娜
(西北农林科技大学资源经济与环境管理研究中心 杨凌 712100)
摘 要: 以四川省雅安市 3 县的 246 户农户为样本，采用结构方程模型分析影响农户经营非木质林产品行为的
主要因素。结果表明: 外部环境特征对农户经营非木质林产品行为的影响最大，其次是林地禀赋特征，农户家庭特
征的影响最小; 外部环境特征的测量变量中，农户对政府扶持林业经济发展政策的了解程度、外部培训、农户间的
影响、经营林地的机会成本对农户经营非木质林产品的行为均有显著影响; 林地禀赋特征的测量变量中，林地的细
碎化程度、肥沃程度、离家距离影响显著; 林业收入占农户家庭总收入的比例是农户家庭特征测量变量中最显著的
影响因素。
关键词: 非木质林产品; 农户行为; 结构方程模型; 影响因素
中图分类号: F307. 2 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2013)12 － 0136 － 11
Analyses of Factors Influencing the Households’Behavior in
Non-Timber Forest Products Management with Structural
Equation Modeling (SEM): A Case Study in
Ya’an City of Sichuan Province
Xue Caixia Yao Shunbo Yu Jinna
(Center for Resource Economics and Environment Management，Northwest A＆F University Yangling 712100)
Abstract: In this study，246 households in three counties in Yaan city of Sichuan Province were surveyed regarding
their non-timber forest products management，and factors influencing their behavior in the non-timber forest products
management were analyzed based on structural equation modeling ( SEM ) ． The results showed that the external
environment of households management forestland had the most impact on the households’behavior in the non-timber
forest products management，followed by the forestland endowment，and then the family characteristics． The measurable
variables of external environment，including the households’understanding of government policies of forestry economics，
training，mutual influence between households and opportunity cost of household management forestland，all exerted
significant impact on the households’behavior in non-timber forest products management． The measurable variables of
forestland endowment，including the forestland fragmentation，the productivity of soil and the distance from home to
forestland，had some effect on the households’behavior in non-timber forest products management． The ratio of forestry
income to total revenue had the most significant influence in the households’family characteristics．
Key words: non-timber products; households’behavior; structural equation modeling; influencing factor
1998 年以来，中国政府启动了退耕还林、天然 林保护等六大林业生态工程，标志着中国林业建设
第 12 期 薛彩霞等: 基于结构方程模型的农户经营非木质林产品行为的影响因素分析
进入了以生态建设为主的阶段，林业生态工程的实
施不仅引起了当地土地和其他自然资源利用模式的
变化(Wang et al．，2011)，如退耕还林，林地经营对
象由生产木材转移到非木质林产品上，而且也直接
或间接地影响到当地农户获得收入和维持生计的条
件(刘璨等，2006; Mullan et al．，2010; Xu et al．，
2012)，因为中国农村地区许多农户的收入和生计
主要来源于对当地自然资源的管理和利用 (刘璨
等，2006 )。学者 ( Yin et al．，2010; Mullan et al．，
2010; Ma et al．，2009; Fu et al．，2009)研究发现，中
国林业生态工程对农户木材收入产生负面影响，但
对农户总收入和非木质林产品收入有积极的作用。
1) Gibbs-Martin 多样化指数是 Gibbs-Martin 于 1962 年在研究劳动力在工业部门的就业分布时提出来的，之后，学者将其应用在生产布局、
区域规划、土地利用等领域，用来衡量其齐全程度或多样化状况。
许多因素影响农户经营非木质林产品的行为以及非
木质林产品对农户生计的贡献 ( Bista et al．，2006;
Nygren et al．，2006; 林和平，2009)，如年龄、受教育
程度等林业劳动者或户主的特征 ( Lawrence et al．，
2005; 沈月琴等，2010)，家庭劳动力的数量、女性劳
动力的参与比例等农户家庭特征 ( Quang et al．，
2006; 崔雨晴等，2011)，细碎化程度、经营规模等
林地资源禀赋特征 (高立英，2007; 孔凡斌等，
2012)，林业政策与外部经济环境等。目前学者们
对农户经营非木质林产品的研究主要是采用 logit
模型或多元线性回归模型从以下 2 方面展开的: 一
是对农户经营非木质林产品经营模式的选择及影响
因素分析(沈月琴等，2010; 刘强等，2011); 二是
对影响农户林地资金投入、劳动力投入、技术投入的
因素分析 (黄安胜等，2008; 罗金等，2009; 朱臻
等，2011; 夏春萍等，2012)。现有研究成果尽管可
以详细地反映影响农户经营非木质林产品或林地某
一要素投入的情况及其影响因素，但农户利用林地
经营非木质林产品的行为既包括经营类型的选择，
也包括生产要素的投入状况，现有文献由于所采用
计量方法的局限性，无法反映农户经营非木质林产
品行为这一整体情况，而且影响农户经营非木质林
产品的因素尽管多种多样，但不外乎林业劳动者、农
户家庭、林地禀赋、外部环境等几个方面的因素，因
此有必要了解不同方面的因素对农户经营非木质林
产品的影响程度。结构方程模型( structural equation
modeling，SEM)是一种由因子分析和路径分析相结
合的系统性分析方法，不但可以估计和检验测量变
量与潜变量(多种指标综合测量的变量)之间的关
系，而且可以估计和检验潜变量与潜变量之间的关
系。SEM 已在心理、行为和社会科学等领域得到广
泛应用。本文试图将这一分析工具应用到农户经营
非木质林产品的行为上来，分析影响农户经营非木
质林产品行为的因素，以期为改善农户的林地经营
行为和维护林业生态工程的成果提供依据。
1 研究假说与研究方法
1. 1 研究假说
学者们(梁流涛等，2008; 孔祥斌，2010; 刘洪
彬等，2012)对农户土地经营行为内涵的界定，是从
农户在土地经营中的生产决策行为角度进行的，包
括种植作物选择、生产要素投入、土地利用强度、生
产技术选择等，实质上是对“种什么(作物种类的选
择)”、“怎么种(投资和技术的选择)”、“种多少(种
植面积的大小)”系列行为的决策。农户利用林地
经营非木质林产品属于土地的一种利用方式，借鉴
学者们对农户土地经营行为的研究成果，将农户经
营非木质林产品的行为从经营类型、种植面积、要素
投入强度、技术选择 4 个方面进行量化，选用以下 5
个指标: 经营非木质林产品的主要类型、多样化指
数、资金投入强度、劳动力投入强度、是否采用新技
术或新品种。其中，多样化指数是根据吉布斯 － 马
丁 ( Gibbs-Martin)多样化指数1) 来计算的，公式为
GM = 1 －∑ f 2i / (∑ fi)
2
。式中，GM 为农户经营非
木质林产品的多样化指数，fi为农户经营第 i 种非
木质林产品的面积。GM 的取值范围为 0 ～ 1，取值
越接近于 1，说明农户经营非木质林产品类型的多
样化程度越高; 若农户只经营 1 种非木质林产品，
则 GM 值为 0。
农户经营非木质林产品的决策建立在农户家庭
特征和林地禀赋特征的基础上，但经营非木质林产
品是一个漫长而又复杂的过程，还会受到林业劳动
者人为因素和外部环境因素的影响 (夏春萍等，
2012)，农户是“理性经济人”，在综合考虑各种因素
的基础上才做出经营非木质林产品的具体决策。根
据以上观点，本文提出假说 1。
假说 1: 农户家庭特征、林业劳动者特征、林地
禀赋特征、外部环境特征对农户经营非木质林产品
的行为产生影响。
农户家庭人口特征决定了农户能够从事非木质
林产品经营的劳动力数量和质量，劳动力禀赋是劳
动力投入的决定性因素(李明艳等，2010)，因而家
庭劳动力的多少对农户经营非木质林产品有正向影
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林 业 科 学 49 卷
响(Ndayambaje et al．，2012)。户主是农户家庭生产
经营的核心，户主的年龄和受教育程度对非木质林
产品经营模式选择有显著影响 (沈月琴等，2010;
Haglund et al．，2011)，但对非木质林产品投入产出
没有显著影响(朱臻等，2011)。关于户主性别对林
业生产的作用有 2 种观点: 一种观点认为女性户主
的农户比男性户主的农户经营更多的林地面积，且
在非木质林产品的经营上，女性发挥着比男性更重
要的作用(Lawrence et al．，2005; Ndayambaje et al．，
2012); 另一种观点则认为男性户主比女性户主在
农林业经营活动中有更积极的作用(Deressa et al．，
2009; Kideghesho et al．，2010)。农户兼业化是中国
的普遍现象(向国成等，2005)，外出务工比从事农
林业有相对较高的收益，非农收入较高的农户对林
地经营积极性较弱(Ndayambaje et al．，2012); 贫困
农户比富裕农户对非木质林产品的依赖性更高
(Shackleton et al．，2006)，而汉族农户的家庭经济状
况一般要好于少数民族农户的家庭经济状况。根据
以上观点，本文提出假说 2。
假说 2: 农户的家庭劳动力规模、从事林业生产
人数、林业收入占家庭总收入的比例对农户经营非
木质林产品行为有正向影响，户主性别、是否少数民
族对农户经营非木质林产品行为有负向影响。
Burton(2006)研究表明，用家庭农业劳动者的
平均年龄、受教育程度来分析年龄、受教育程度对农
业生产的影响更能反映以家庭为单位的经济活动特
征。关于林业劳动者年龄对林业生产经营的影响有
2 种观点: 一是年龄较大的劳动者在采用新技术、
接受信息、承担风险上处于弱势(林本喜等，2012;
沈月琴等，2010; 刘强等，2011)，因而劳动者的年
龄对林业生产经营的作用是负向的 ( Zhang et al．，
2007); 二是林地在一定程度上担负着农民的养老
保障功能(王成军等，2010)，林业劳动者的年龄越
大，对林地的依赖性越强，而且年龄较大的劳动者，
生产技能水平较高，生产经验较为丰富，年轻劳动者
尽管在体力上具有优势，但因农村剩余劳动力转移
所带来的兼业行为而对林地经营产生负面作用(杨
俊等，2011)，因而，劳动者的年龄对林业生产经营
的作用是正向的，尽管劳动者年龄超过 60 岁，对土
地利用开始下降，但下降趋势并不显著 (杨俊等，
2011)。受教育程度反映着劳动者对新事物的接受
能力，影响到对先进技术的掌握情况，受教育程度越
高的劳动者，对技术、市场等信息的获取和转化应用
能力较强，有助于非木质林产品的生产经营 (崔雨
晴等，2011); 林地在保护自然资源和生物多样性
方面的作用越来越受到认可(Garrity et al．，2011)，
受教育程度较高的劳动者对环境重要性的认知水平
也较高，而环境重要性认知水平对农户的林地经营
行为有积极作用(Ndayambaje et al．，2012)。劳动经
验对农业生产具有正效应(林本喜等，2012)，林业
劳动者从事非木质林产品生产的年限越长，经营经
验越丰富，生产技能也越高，对经营非木质林产品有
正向作用。根据以上观点，本文提出假说 3。
假说 3: 林业劳动者的年龄、受教育年限、从事
林业生产的年限对农户经营非木质林产品行为有正
向影响。
林地禀赋条件不同导致农户林地经营行为存在
差异，农户一般都将林地选择在坡度较大但坡向较
好的土地上(杨明楠等，2011)，在离家较近、土地较
为肥沃、地块较小的土地上种植经济林，在离家较
远、地块相对较大的土地上种植用材林、薪炭林(曹
慧等，2006); 林地质量等级影响农户对林地的投
入，若林地资源质量较高如土壤肥沃、离家较近、坡
度较小，则农户对林地投入也较高(林和平，2009)，
林地的细碎化程度对农户林地投入有负向影响(夏
春萍等，2012; 孔凡斌等，2012)。王成军等(2010)
的研究表明，林地细碎化程度较低且相对规模较大
的农户获得了较高的规模报酬，对林地经营的积极
性较高。根据以上观点，本文提出假说 4。
假说 4: 林地经营规模、肥沃程度对农户经营非
木质林产品行为有正向影响，林地细碎化程度、离家
距离对农户经营非木质林产品行为有负向影响。
我国人均森林面积 0. 145 hm2，与联合国粮农
组织提出的能同时满足生态平衡和木材需求人均
1 hm2的标准有较大差距，且森林资源分布不均匀，
国家积极出台有关政策激励农户增加林地面积和发
展林业经济，林业政策和土地利用政策对农户林地
经营行为具有推动或引导作用 ( Bista et al．，2006;
孔祥斌等，2010)，因而，农户对林业政策的了解程
度(夏春萍等，2012)、林业科技人员对农户的技术
指导和培训(刘强等，2011)等对农户经营林地有正
向影响。区域因素(如经济发展水平、地理区位等)
通过影响经营林地的比较利益间接影响农户对林地
的态度和种植心理，从而影响农户的林地经营行为，
劳动力机会成本则是反映区域因素对农户从事林地
经营活动影响的一个重要指标 (郗静等，2009; 孔
祥斌等，2010)，农户根据自身对机会成本的偏好和
意愿做出具体林地经营决策，同时，农户林地经营行
为也受到周围一定空间内农户群体特征的影响，即
邻近农户的林业经营行为对农户的林地经营行为会
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第 12 期 薛彩霞等: 基于结构方程模型的农户经营非木质林产品行为的影响因素分析
产生正向影响 (王涛等，2009; 孔祥斌等，2010;
Ndayambaje et al．，2012)。根据以上观点，本文提出
假说 5。
假说 5: 农户对政府扶持林业经济政策的了解
程度、是否接受技术培训、农户间的相互影响对农户
经营非木质林产品行为有正向影响，农户从事林地
经营的机会成本对农户经营非木质林产品行为有负
向影响。
1. 2 研究方法
农户经营非木质林产品的行为，属于农户主观
行为，包括经营类型、劳动力与资金投入强度、技术
与品种采用情况等，如果分别讨论这些方面，尽管可
能得到更为细致的结果，却无法得到农户经营非木
质林产品行为这一总体概念的结论，所以，需要一种
方法可以综合农户经营非木质林产品的总体情况，
即需要构造一些潜变量(不能直接测量但可以用一
些观测变量进行间接测量的变量)，而且影响农户
经营非木质林产品行为的 4 方面因素即林业劳动
者、农户家庭、林地禀赋、外部环境也不能用 1 个指
标指代，也应该采用“综合”指标进行反映，基于基
本假设的回归模型如普通回归、Logistic 回归等模型
都不能作为分析工具。因此，结构方程模型成为本
文的最佳选择。
结构方程模型是一种由因子分析和路径分析相
结合的系统性分析方法，它通过整合许多变量的线
性模型来测度测量变量与潜变量、潜变量与潜变量
的关系以及评估它们之间的直接与间接效果。SEM
具有可同时处理多个因变量、允许自变量和因变量
含测量误差、可同时估计因子结构和因子关系、估计
整个模型的拟合程度等优点。SEM 包括测量模型
和结构模型，前者反映潜变量与其测量变量间的关
系，后者反映潜变量之间的结构关系，一般由 3 个矩
阵方程式组成:
X = Λxξ + δ; (1)
Y = Λ yη + ε; (2)
η = Bη + Γξ + ζ。 (3)
方程(1)和(2)是测量模型，X，Y 分别是外源潜
变量(作为因的潜变量)和内生潜变量的测量变量
(作为果的潜变量)，Λx，Λ y分别是外源潜变量与其
测量变量、内生潜变量与其测量变量的关联系数矩
阵，ε，δ 是残差项; 方程(3)为结构模型，η 为内生
潜变量，ξ 为外源潜变量，二者通过系数矩阵 Β和 Γ
以及残差项 ζ 联系起来。
2 数据与变量说明
雅安市位于四川省中部，辖 7 县 1 区，人口约
154 万，所属的石棉县、宝兴县和汉源县是少数民族
分布的主要区域，全市幅员面积约 153 万 hm2，其中
林地面积 127. 87 万 hm2，森林覆盖率 55. 6%，是全
国最早实施天然林保护工程和退耕还林工程的地区
之一，政府一直以来积极引导农户利用林地发展非
木质林产品。因此本文选取四川省雅安市农户作为
实证分析的对象并组织相关实地调查，以验证农户
经营非木质林产品行为影响因素的假说。
2. 1 样本选择
研究所用数据来源于课题组成员 2012 年 8 月
在四川省雅安市的石棉县、宝兴县、汉源县进行农户
一对一访谈式抽样调查，样本的选择依据平均分布
原则，采用分层随机抽样的方法进行，具体为: 先从
各县随机抽取 4 个乡镇，再从每个镇随机选取 3 个
村，从每个村选取 7 户农户，共发放问卷 252 份，其
中有效问卷 246 份，问卷有效率 97. 61%。样本分
布情况见表 1。
表 1 样本点农户分布
Tab． 1 The distribution of household samples
县
County
样本镇(乡)
Samples of towns
有效问卷量
Effective
questionnaire
所占比例
Percent
(% )
石棉 Shimian
栗子坪乡、永和乡、
迎政乡、擦罗乡
Liziping，Yonghe，
Yingzheng，Caluo
83 33. 74
宝兴 Baoxing
灵关镇、陇东镇、
五龙乡、明礼乡
Lingguan，Longdong，
Wulong，Mingli
80 32. 52
汉源 Hanyuan
富乡、建黎乡、
唐家乡、片马乡
Fu，Jianli，
Tangjia，Pianma
83 33. 74
合计 Total 12 246 100
2. 2 问卷设计与变量说明
调查问卷的设计围绕着影响农户经营非木质林
产品行为的 5 个假说展开。在吸收前人研究成果的
基础上，结合本文的实际，针对模型中的各项假说设
计问卷，并采用封闭式题型设计具体问题。首先，在
石棉县进行了小规模的预调研，并根据预调研情况
修正问卷。正式调查问卷主要包括农户家庭成员的
基本情况、家庭经济状况、林地禀赋特征、林地投入
产出状况、农户经营非木质林产品的外部环境等，了
解和把握可能影响农户经营非木质林产品行为的个
体特征、林地禀赋特征、外部环境因素。经营经济林
和林下种植药材的长期性使得投入可能存在间断性
和递减性，而林下种植粮菜与农业生产活动相似，由
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林 业 科 学 49 卷
于调研的时间序列较短，调研时要求农户根据
2008—2011 年 4 年间平均情况来做判断。问卷及
模型中的变量含义和取值见表 2。
表 2 假说模型变量①
Tab． 2 Variables of the hypothetical model
潜变量
Latent
variable
测量变量
Measurable variable
简称
Abb．
变量取值
Variable definition
平均值
Mean
标准差
Standard
deviation
农户家
庭特征
Family
(FAMI)
户主的性别 Gender of household head GEND 男 =0; 女 =1 Male =0;Female =1 0. 24 0. 43
是否少数民族 Minority or not MINO 是 =0; 否 =1 Yes =0; No =1 0. 23 0. 42
家庭劳动力规模 Labor force / person LABO 1 =1; 2 =2; 3 =3; 4 =4; ≥5 =5 2. 64 0. 97
从事林业劳动的人数 Forest labor / person FLAB 1 =1; 2 =2; 3 =3; 4 =4; ≥5 =5 1. 86 0. 65
林地收入占总收入比例
Percent of forest income(% )
INCO ≤5 =1; (5，10］=2; (10，20］=3; (20，30］=4; ＞30 =5 3. 12 0. 82
林业劳动
者特征
Forest labor
(SELF)
平均年龄 Mean age / a AGE ≤30 =1;(30，40］=2;(40，50］=3;(50，60］=4; ＞60 =5 3. 17 1. 10
平均受教育程度 Mean education / a EDUC 0 =1; (0，6］=2; (6，9］=3; (9，12］=4; ＞12 =5 2. 94 1. 01
从事林业生产年限 Experience / a EXPE ≤3 =1; (3，5］=2; (5，10］=3; (10，15］=4; ＞15 =5 3. 21 0. 76
林地禀赋特征
Forestland
endowment
(LAND)
经营规模 Scale / hm2 SCAL
≤0. 33 =1; (0. 33，1. 00］=2; (1. 00，2. 00］=3;
(2. 00，3. 33］=4; ＞3. 33 =5
3. 23 0. 87
细碎化程度a Fragmentation /(hm2·plot － 1) FRAG
≤0. 07 =1; (0. 07，0. 20］=2; (0. 02，0. 33］=3;
(0. 33，0. 67］=4; ＞0. 67 =5
4. 08 1. 05
肥沃程度 Soil Productivity PROD
非常贫瘠 =1; 贫瘠 =2; 一般 =3; 肥沃 =4; 非常肥沃 =5
Very barren = 1;Barren = 2;Middle = 3;Fertile = 4;
Very fertile = 5
2. 26 1. 36
离家距离 Distance from home to forestland DIST
非常远 = 1; 远 = 2; 适中 = 3; 近 = 4; 非常近 = 5
Very far = 1;Far = 2;Middle = 3;Near = 4;Very near = 5
2. 77 1. 10
外部环境特征
External
environment
(ENVI)
对政府扶持林业经济政策的了解程度
Information of forestry economic policy
INFO
完全不了解 = 1; 不了解 = 2; 一般 = 3; 了解 = 4; 非
常了 解 = 5 Very unfamiliar = 1; Unfamiliar = 2;
Middle = 3;Familiar = 4;Very familiar = 5
3. 69 1. 29
是否接受过技术培训 Training or not TRAI 否 = 0; 是 = 1 No = 0;Yes = 1 0. 45 0. 44
经营林地机会成本 Opportunity cost OPPO
非常高 = 1; 高 = 2; 一般 = 3; 低 = 4; 非常低 = 5
Very high =1; High =2; Middle =3; Low =4;Very low =5
3. 13 0. 96
农户间相互影响 Inter-influence INFL
非常小 = 1; 小 = 2; 一般 = 3; 大 = 4; 非常大 = 5 Very
weak =1;Weak =2;Middle =3;Strong =4;Very strong =5
3. 83 0. 59
经营非木质
林产品行为
Non-timber
forest product
management
(MANA)
主要经营类型 Main type MAIN
林下种植粮菜 = 1; 林下种植药材 = 2; 干果经济林 =
3; 药材经济林 = 4; 水果经济林 = 5 Understory grains
＆ vegetables planting = 1; Understory Medicine
planting = 2; Nut fruit economic forests = 3; Medicine
economic forests = 4; Fruit economic forests = 5
3. 26 1. 37
多样化指数 Diversity index DIVE
［0，0. 2］= 1; (0. 2，0. 4］= 2; (0. 4，0. 6］= 3;
(0. 6，0. 8］= 4; (0. 8，1］= 5
3. 44 0. 81
是否采用新技术或新品种
New techniques / cultivars or not
TECH 否 = 0; 是 = 1 No = 0;Yes = 1 0. 64 0. 48
每公顷平均资金投入强度 b
Capital input per hectare
CAPI 非常低
= 1; 低 = 2; 一般 = 3; 高 = 4; 非常高 = 5
Very low =1;Low =2; Middle =3;High =4;Very high =5
3. 03 1. 19
每公顷平均劳动力投入强度
Labor input per hectare
LABI 非常低
= 1; 低 = 2; 一般 = 3; 高 = 4; 非常高 = 5
Very low =1;Low =2; Middle =3;High =4;Very high =5
2. 70 1. 26
①a: 林地的细碎化程度是按块均林地面积计算; b: 资金投入主要包括种苗(种子)、肥料、农药、农业机械费用等。a: The fragmentation of
forestland is based on the average area of land plot; b: The capital investment includes the input of seed ，fertilizer，pesticide，agricultural machinery etc．
2. 3 数据描述
2. 3. 1 样本农户基本特征 样本农户中，少数民族
农户 56 户，占样本总量的 22. 76%，汉族农户 190
户，占样本总量的 77. 24% ; 样本农户以男性户主为
主，有 186 户，占 75. 61% ; 样本农户的土地面积均
值为 1. 91 hm2，其中林地面积占 1. 75 hm2，说明样
本农户以经营林地为主，但林地收入为5 236. 38元，
仅占家庭收入22 181. 10元的 23. 61%，说明农户家
庭收入主要来源于非农林收入。由表 2 可以看出:
农户家庭劳动力规模平均为 2. 64，从事林业劳动的
041
第 12 期 薛彩霞等: 基于结构方程模型的农户经营非木质林产品行为的影响因素分析
人数平均为 1. 86，说明大部分农户中有成员专职外
出务工，从事林业劳动者以户均 2 人为主; 林业劳
动者的年龄均值为 3. 17，说明林业劳动者的年龄处
于 40 ～ 50 岁之间，年龄偏大; 受教育程度的均值为
2. 94，基本为初中文化水平; 林业劳动者从事林业
生产年限均值为 3. 21，处于 5 ～ 10 年之间，说明林
业劳动者有着较长的林地生产经营历史; 对政府扶
持林业经济政策的了解程度均值为 3. 69，显示劳动
者对政府的扶持政策较为了解; 是否接受过培训均
值为 0. 45，显示农户林业技术培训的普及率已达中
等水平; 经营林地机会成本均值为 3. 13，表明劳动
者经营林地机会成本为中等水平; 农户间相互影响
均值为 3. 83，说明在农户经营非木质林产品的过程
中，农户间的相互影响是较大的。
2. 3. 2 样本农户经营非木质林产品行为总体情况
实施林业生态工程后，雅安市农户的林地经营方式
是通过种植经济林产品和发展林下种养业来经营非
木质林产品，但经营类型多种多样。从统计结果来
看，样本农户林地经营多样化指数平均为 0. 516，占
样本 64. 63%的 159 户农户采用新技术或新品种。
表 3 列出了样本农户经营非木质林产品的主要经营
类型以及资金、劳动力投入情况，其中，林地主要经
营类型按占用林地面积最大的非木质林产品类型进
行归类。
表 3 样本农户经营非木质林产品行为情况①
Tab． 3 Households’behavior of non-timber forest products management
经营非木质林产品主要类型 Main type of non-timber forest products
林下种植粮菜
Understory grain ＆
vegetables planting
林下种植药材
Understory
medicine planting
干果经济林
Nut fruit
economic forest
药材经济林
Medicine
economic forest
水果经济林
Fruit economic
forest
户数 Number of households 36 30 91 43 46
比重 Percent(% ) 14. 63 12. 20 36. 99 17. 48 18. 70
每公顷平均资金投入强度 Capital input per hectare
非常低
Very low
低
Low
一般
Middle
高
High
非常高
Very high
户数 Number of households 32 46 81 57 30
比重 Percent(% ) 13. 01 18. 70 32. 93 23. 17 12. 20
每公顷平均劳动力投入强度 Labor input per hectare
非常低
Very low
低
Low
一般
Middle
高
High
非常高
Very high
户数 Number of households 54 58 65 46 23
比重 Percent(% ) 21. 95 23. 58 26. 42 18. 70 9. 35
①林下种植的粮菜有大豆、花生、红薯、蔬菜等; 水果经济林包括桃、柑橘、枇杷、樱桃等; 干果经济林包括核桃、板栗、银杏、花椒等; 药材
经济林包括厚朴、杜仲等; 林下种植的药材有白术、黄芩、南板蓝根等。The grain and vegetable in the understory include Glycine max，Arachis
hypogaea，Ipomoea batatas，vegetables etc． ; the fruit economic forest includes Prunus persica， Citrus reticulata，Eriobotrya japonica， Cerasus
pseudocerasus; the nut fruit economic forest includes Juglans regia，Castanea mollissima，Ginkgo biloba，Zanthoxylum bungeanum etc． ; the medicine
economic forest includes Magnolia officinalis，Eucommia ulmoides; the medicine in the understory includes Atractylodes macrocephala，Scutellaria
baicalensis，Baphicacanthus cusia etc．
3 结果与分析
本研究采用 SPSS18. 0 和 Amos18. 0 对数据进
行分析。Amos 软件内置的估计方法是极大似然法，
在大多数情况下，极大似然法的参数估计值较其他
方法更佳，但其前提是数据必须符合多变量正态性
(multivariate)的假设(Olsson et al．，2000)。本模型
多变量指标显示，临界比值 ( critical ratio，CR) 为
1. 820，小于 Kline(2011)所建议的标准(CR ＜ 5)，表
明观测变量的数据满足 SEM 的要求。
3. 1 信度与效度检验
信度指测量结果的稳定性和可靠性，对于包含
多个测量指标的潜变量，信度检验是非常重要的。
最常用来检验信度的指标是 Cornbach’s α，在验证
性目的下，Cornbach’s α 大于 0. 8 被认为是比较好，
0. 7 被视为可接受(Hair et al．，2009)。表 4 显示，各
个潜变量的 Cronbach’s α 系数处于 0. 75 ～ 0. 83 之
间，符合大于 0. 7 的要求，表明测量模型具有较好的
信度。
效度包括收敛效度和区别效度，一组测量指标
可以衡量同一潜变量称为有收敛效度。Hair 等
(2009)认为，一个潜变量要有收敛效度，需符合以
下 2 个标准: 组成信度大于 0. 7 为良好，在 0. 6 ～
0. 7 之间为可接受; 平均提炼方差大于或等于 0. 5
被视为具有适当的收敛效度。本研究模型共有 5 个
潜变量，分别是林业劳动者特征、农户家庭特征、林
地禀赋特征、外部环境特征、经营非木质林产品行
为，由表 4 可知，它们的组成信度分别为 0. 793，
141
林 业 科 学 49 卷
0. 801，0. 803，0. 848，0. 834，平均提炼方差分别为
0. 561，0. 502，0. 506，0. 583，0. 503，符 合 Hair 等
(2009)的标准，所以本研究模型的 5 个潜变量具有
收敛效度。
表 4 信度与收敛效度分析结果
Tab． 4 Results of reliability and convergent
validity of SEM
潜变量
Latent
variable
一致性系数
Cronbach’s α
组成信度
Composite
reliability
平均提炼方差
Mean variance
extracted
SELF 0. 781 0. 793 0. 561
FAMI 0. 798 0. 801 0. 502
LAND 0. 808 0. 803 0. 506
ENVI 0. 826 0. 848 0. 583
MANA 0. 815 0. 834 0. 503
区别效度是验证不同潜变量的测量指标是否具
有高度相关性，平均提炼方差法是 SEM 最常用的检
验区别效度的方法。平均提炼方差是潜变量对其指
标解释力的平均，平均提炼方差越高，代表该潜变量
测量指标之间的相关性越高，如果潜变量与潜变量
之间具有区别效度，则不同潜变量测量指标的相关
性要低于同一潜变量测量指标的相关性( Fornell et
al．，1981)，由于平均提炼方差是个平方指标，因此
要把相关系数也调成平方单位。本研究涉及潜变量
的相关系数如表 5 所示，各潜变量平均提炼方差均
大于不同潜变量间系数的平方值，表明测量模型具
有良好的区别效度。
表 5 平均提炼方差法的区别效度分析结果
Tab． 5 Results of average variance extracted
discriminant validity
潜变量
Latent
variable
SELF FAMI LAND ENVI MANA
SELF 0. 561
FAMI 0. 219 0. 502
LAND 0. 213 0. 337 0. 506
ENVI 0. 176 0. 115 0. 397 0. 583
MANA 0. 105 0. 135 0. 213 0. 267 0. 503
3. 2 整体模型拟合度检验
在评价模型拟合度之前，必须进行“违犯估计”
检验，以检验 SEM 估计是否会出现参数估计值违反
或超越统计所能接受范围的问题。审查输出结果发
现，家庭劳动力规模( LABO)的标准化系数超过 1，
且误差方差为负，产生了违犯估计。因此，采用渐进
方式对模型进行修正，删除了家庭劳动力规模指标。
删除家庭劳动力规模指标后，模型测量指标估计值
的标准化系数均没有超过 0. 95，没有负的误差方差
与极端标准差，说明研究模型没有违犯估计的情形
(Hair et al．，2009)，可以进行整体模型拟合度检验。
通过检验的模型拟合度是 SEM 作为理论模型验证
的必要条件，SEM 提供多种指标，拟合度指标仅说
明研究假说与样本拟合的程度，而且每一个统计指
标只反映某一特定拟合程度 (Kline，2011)。农户
经营非木质林产品行为模型拟合度的检验结果如表
6 所示。表 6 显示，模型的整体拟合度较好，说明本
文提出的因果关系模型与实际调查数据契合，假说
1 ～ 5 得到了支持。
表 6 SEM 整体拟合度指标及拟合结果①
Tab． 6 Goodness of fit indexes and results of SEM
拟合度指标
Goodness index χ
2 χ2 / df RMR RMSEA GFI AGFI RFI CFI NFI
评价标准 Criterion 越小越好 As small as possible ＜ 3 ＜ 0. 035 ＜ 0. 08 ＞ 0. 90 ＞ 0. 90 ＞ 0. 90 ＞ 0. 90 ＞ 0. 90
实际值 Value 248. 12 1. 84 0. 041 0. 048 0. 934 0. 915 0. 909 0. 967 0. 937
① χ2 / df: 卡方 /自由度比 The Chi-square to degree of freedom ratio; RMR: 均方根残差值 Root mean-square residual; RMSEA: 近似均方根误
差 Root mean-square error of approximation; GFI: 拟合度指标 Goodness-of-fit index; AGFI: 调整的拟合度指标 Adjusted goodness-of-fit index; RFI:
相对拟合度指标 Relative goodness-of-fit index; CFI: 比较拟合度指标 Comparative goodness-of-fit index; NFI: 标准拟合度指标 Normed goodness-of-
fit index．
3. 3 模型估计结果
结构方程模型的系数估计如图 1 所示，表 7 给
出了农户经营非木质林产品行为影响因素的标准化
路径系数、t 值及显著性。
3. 4 模型估计结果分析
3. 4. 1 结构模型结果分析 由表 7 可知，农户家庭
特征、林地禀赋特征、外部环境特征到农户经营非木
质林产品行为的路径系数均比较理想且通过显著性
检验，与模型假设相符; 然而，林地劳动者特征对农
户经营非木质林产品行为的路径系数检验结果不显
著。可能的原因有 3 个: 一是通过与农户的深度访
谈获悉，林业劳动者经营非木质林产品有“主动”和
“被动”2 种情况，前者意识到并积极从事非木质林
产品的生产经营活动，且能带来较大的经济效益，而
后者因其他原因 (如需承担养儿育女、赡养老人的
责任，无法找到其他就业机会等)而不得不从事非
木质林产品的经营活动; 虽然在理论上，林业劳动
者的年龄、受教育程度、从事林业生产的年限对农户
经营非木质林产品行为均产生不同程度的影响，但
它们的影响程度因为林业劳动者自身能动性的差
241
第 12 期 薛彩霞等: 基于结构方程模型的农户经营非木质林产品行为的影响因素分析
异，而在统计上检验不显著。二是目前农户经营非
木质林产品的方式科技含量较低，对劳动者的职业
技能要求较低，或者农户经营的各种非木质林产品
已有成熟的生产经营技术，基本都被广大林业劳动
者所掌握。三是农户经营非木质林产品的行为在很
大程度上受户主的影响，尽管有的户主不直接参与
林地经营活动，但依然是农户家庭生产经营决策的
核心。表 6 中 SEM 整体拟合度指标较为理想，说明
模型总体反映了本文所研究问题的基本特征，证实
了本文构建研究假说的合理性。
图 1 SEM 模型的系数估计
Fig． 1 Diagram of coefficient of SEM model
表 7 显示，对农户经营非木质林产品行为影响
最大的变量是外部环境因素 (0. 515)，其次是林地
禀赋特征(0. 467)，农户家庭特征的影响是 0. 366。
农户作为理性的经济主体，在做经营非木质林产品
表 7 结构方程模型路径系数与假说验证①
Tab． 7 Path coefficient and hypothesis testing of SEM
路径
Path
标准化路径系数
Standardized
coefficients
t
结构模型
Structural
model
SELF→MANA 0. 329 1. 272
FAMI→MANA 0. 366＊＊ 2. 514
LAND→MANA 0. 467＊＊＊ 3. 745
ENVI→MANA 0. 515＊＊＊ 3. 827
测量模型
Measurement
model
AGE ←SELF 0. 809 1. 301
EDUC←SELF 0. 714 1. 108
EXPE←SELF 0. 721 * 1. 884
GEND←FAMI 0. 667＊＊ 2. 521
MINO←FAMI 0. 746＊＊ 2. 107
FLAB←FAMI 0. 732 * 1. 791
INCO←FAMI 0. 685＊＊＊ 3. 354
SCAL←LAND 0. 651 1. 003
FRAG←LAND 0. 705＊＊ 2. 345
PROD←LAND 0. 712＊＊＊ 4. 140
DIST←LAND 0. 772＊＊＊ 3. 926
INFO←ENVI 0. 759＊＊＊ 4. 572
TRAI←ENVI 0. 814＊＊＊ 3. 743
OPPO←ENVI 0. 690＊＊ 2. 514
INFL←ENVI 0. 786＊＊＊ 2. 812
①* ，＊＊，＊＊＊分别表示 10%，5%，1%水平显著。* ，＊ ＊
and ＊ ＊ ＊ represent that the variables reach to 10%，5%，1% level
of significance．
的决策时，首先考虑的是经济收益。近些年，政府实
施了一系列发展林业经济的政策和措施，如退耕还
林的经济补贴、对农户进行林业技术培训、利用示范
户带动周围农户经营非木质林产品等，这些政策和
措施都有利地激励了农户经营非木质林产品的行
为，但劳动者经营林地的机会成本对农户经营非木
质林产品具有负向作用，因为外出务工收入高于从
事非木质林产品经营的收入。其次，农户经营非木
质林产品都是在特定林地上开展的，农户把林地与
资金、劳动力、技术等其他生产要素相结合来创造经
济效益，一般来说，在资源禀赋较好的林地上经营非
木质林产品的经济效益较好，而林地经济效益对农
户的林地经营行为有正向作用(王成军等，2010)，
因而林地禀赋特征对农户经营非木质林产品行为的
影响较大。再次，兼业化是农户的普遍现象，由于经
营非木质林产品的收入对农户家庭收入的贡献较
小，因而以林业劳动者数量、林地收入状况为代表的
农户家庭特征对农户经营非木质林产品行为的影响
较小。
3. 4. 2 测量模型结果分析 由图 1 和表 7 可知，
林业收入占总收入的比例是农户家庭特征中最显著
的测量变量，反映的是林地经营活动在农户家庭经
济活动中所占的地位，当农户经营非木质林产品有
良好的经济效益时，处于获得更好报酬的预期，农户
会增加林地生产要素的投入、新技术或新品种的采
341
林 业 科 学 49 卷
用程度以及采取收益较高的林地经营模式，与王成
军等(2010)“土地经济收益对土地投资具有正向作
用”的观点相吻合。户主的性别和是否少数民族对
农户经营非木质林产品的行为具有负向影响。通
常，女性户主在非木质林产品的种植和采集方面发
挥比男性户主更重要的作用 ( Lawrence et al．，
2005)，贫困农户比富裕农户对非木质林产品的依
赖性更高(Shackleton et al．，2006)，而汉族农户的经
济状况一般要好于少数民族农户的家庭经济状况。
少数民族农户会投入更多的劳动经营非木质林产
品，多样化指数也较高; 而汉族农户对市场、新技术
等信息的获取和转化应用能力相对较强，选择林地
经营效益较高的经营类型，但多样化指数较低。从
事林业生产的劳动者数量不仅直接影响林地的劳动
力投入状况，而且对林地经营类型的选择有重要影
响，林业劳动力较少的农户一般选择投劳较少的林
地经营类型; 另一方面，由于外出务工收入高于农
林业生产收入，当家中有人外出务工时，有些农户表
现出“小富即安”，把林地生产收入作为“副业”，不
愿投入更多的时间和精力(李旻等，2009)。
林地肥沃程度和离家距离是林地禀赋特征中最
显著的 2 个因素，这 2 个因素直接影响农户林地经
营类型的选择。通常，农户在肥力条件较好且离家
较近的土地上种植水果经济林和林下种植粮菜，而
干果经济林、药材经济林、林下药材则种植在距家较
远的林地上。林地细碎化程度越高，分散程度越高，
多样化指数往往也较高，增加生产经营管理的难度
和成本，影响农户对林地的投入。林地规模对农户
经营非木质林产品行为的影响不显著，可能的原因
有三: 一是农户经营非木质林产品的行为不仅受到
林地规模的影响(朱臻等，2011)，种植非木质林产
品的类型以及所处的生长阶段对此也有重要影响;
二是农户经营非木质林产品属于劳动密集型行业，
林业机械因专业程度低导致普及率低，而随着 2008
年集体林权改革在雅安市的全面推行，农户林地经
营规模迅速增加，在农户现在的经营能力和技术水
平下，农户实际林地经营规模与最优规模之间差异
变大(吴俊媛等，2013); 三是有的农户种植经济林
的园地，没有被当地政府认定为林地。
对政府扶持林业经济政策的了解程度是外部环
境潜变量中最显著的因素，技术培训经历第二，农户
间相互影响和经营林地机会成本次之。这表明: 政
府通过林业政策对农户经营非木质林产品行为的引
导，当地林业部门通过现场指导与集中上课使农户
有效掌握林产品的栽培、生产、病虫害防治技术的培
训，对农户经营非木质林产品的行为具有促进作用，
与实际情况相吻合。由于受经营成本、市场风险等
因素的影响，可能使农户对经营非木质林产品的决
策处于两难境地，良好的政策和环境氛围有助于促
进农户经营非木质林产品。农户对政策的了解和对
经营技术的掌握不仅自身加以实践，而且通过农户
间的示范带动作用影响周围的农户，即知识具有
“内部效应”和“外溢作用”。经营林地机会成本对
农户经营非木质林产品行为的影响是多方面的，最
重要的是对经营类型的影响，机会成本高的农户倾
向于选择劳动生产率高的非木质林产品经营类型，
机会成本低的农户倾向于选择劳动生产率低的经营
类型，印证了田玉军(2009)的“劳动力机会成本上
升使农户倾向于选择劳动生产率高的土地利用类
型”的观点。
4 结论
雅安市作为全国最早实施天然林保护工程和退
耕还林工程试点的地区之一，政策规定了农户林地
的经营行为必须坚持生态优先的原则，经营对象主
要是非木质林产品。对雅安市 3 县 246 户农户抽样
调查结果显示，农户经营非木质林产品的种类多种
多样，多样化指数平均为 0. 516，64. 63% 的农户采
用了新技术或新品种，但资金和劳动力投入强度较
低。采用结构方程模型探讨了影响农户经营非木质
林产品行为的主要因素，结果表明，除林业劳动者自
身特征对农户林地经营行为的影响难以测度外，外
部环境特征、林地禀赋特征、农户家庭特征等均不同
程度地影响农户经营非木质林产品的行为。
从外部环境特征的测量变量来看，农户对政府
扶持林业经济政策的了解程度、是否接受过技术培
训、农户间的相互影响、经营林地机会成本对农户经
营非木质林产品的行为均有显著影响。因此，要通
过各种渠道让农户了解政府扶持林业经济发展的各
项政策，增加农户林业经营技术培训的机会，增进农
户之间经营非木质林产品的经验交流，引导农户积
极关注并采纳兼有经济效益和生态效益的林地经营
方式。从林地禀赋特征的测量变量来看，林地的肥
沃程度、离家距离和细碎化程度影响显著，表明一方
面可以通过改善林地的基础条件，提高农户经营林
地的主动性; 另一方面，对于资源禀赋较差的林地，
要引导农户实现林地经营方式的转型。林业收入占
总收入的比例是农户家庭特征测量变量中最显著的
因素，表明增加农户经营非木质林产品的比较利益，
增加农户收入，是提高林业生态功能的重要路径。
441
第 12 期 薛彩霞等: 基于结构方程模型的农户经营非木质林产品行为的影响因素分析
由于时间和资源的限制，本文的样本采集来源
仅限于四川省雅安市的农户，这给本文研究成果的
信度带来了一定程度的影响，未来的研究可以扩大
样本的来源范围，以增强其代表性; 其次，在调研农
户中，有不少农户中儿子结婚成家后分户，儿子和
(或)儿媳外出务工，林地依然主要由父辈经营的农
户，在样本中即为一户，这与统计意义上的农户有一
定的差异; 再次，农户经营非木质林产品行为的界
定还有待进一步精确化，如劳动力投入强度和资金
投入强度的度量采取了李克特五点量值法，虽然 5
种答案形式可使被调查农户很方便地标出自己劳动
力投入和资金投入的位置，但量值等级具有模糊性，
未能直观地显示被调查农户劳动力投入和资金投入
的具体状况，而这些信息可能是研究者更希望了解
的，因此，可以对农户经营非木质林产品的行为进一
步定量化研究，丰富现有农户经营非木质林产品行
为研究的知识体系和研究方法。
参 考 文 献
曹 慧，秦 富 ． 2006． 集体林区农户技术效率及其影响因素分
析———以江西省遂川县为例 ．中国农村经济，(7) : 63 － 71．
崔雨晴，徐秀英，鲍泽钦，等 ． 2011．非木质林产品生产对农户收入的
影响分析 ．浙江农林大学学报，28(1) : 121 － 126．
高立英 ． 2007． 集体林地经营规模分析———与林地规模经营观点的
商榷 ．林业经济问题，(8) : 376 － 379．
黄安胜，张春霞，苏时鹏，等 ． 2008．南方集体林区林农资金投入行为
分析 ．林业经济，(6) : 67 － 70．
孔凡斌，廖文梅 ． 2012．集体林分权条件下的林地细碎化程度及与农
户林地投入产出的关系———基于江西省 8 县 602 户农户调查数
据的分析 ．林业科学，48(4) : 119 － 126．
孔祥斌，李翠珍，张凤荣，等 ． 2010． 基于农户土地利用目标差异的农
用地利用变化机制研究 ． 中国农业大学学报: 社科版，15 (4 ) :
57 － 64．
李 旻，赵连阁 ． 2009．农业劳动力“老龄化”现象及其对农业生产的
影响———基 于 辽 宁 省 的 实 证 分 析 ． 农 业 经 济 问 题，
(10) : 12 － 18．
李明艳，陈利根，石晓平 ． 2010．非农就业与农户土地利用行为实证分
析: 配置效应、兼业效应与投资效应———基于 2005 年江西省农
户调研数据 ．农业技术经济，(3) : 41 － 51．
梁流涛，曲福田，诸培新，等 ． 2008． 不同兼业类型农户的土地利用行
为和效率分析———基于经济发达地区的实证研究 ．资源科学，10
(30) : 1525 － 1532．
林本喜，邓衡山 ． 2012．农业劳动力老龄化对土地利用效率影响的实
证分析———基于浙江省农村固定观察点数据 ． 中国农村经济，
(4) : 15 － 25．
林和平 ． 2009． 林地资源与农户林业收入的分析 ． 林业经济问题 ．
(4) : 101 － 106．
刘 璨，张 巍 ． 2006．退耕还林政策选择对农户收入的影响———以
我国京津风沙源治理工程为例 ．经济学，6(1) : 273 － 293．
刘洪彬，于国锋，王秋兵，等 ． 2012． 城市郊区不同区域农户土地利用
行为差异及其空间分布特征———以沈阳市苏家屯区 238 户农户
调查为例 ．资源科学，34(5) : 879 － 888．
刘 强，李世勇，吴伟光 ． 2011． 山核桃生态化经营投入产出状况及
农户选择意愿 ．林业经济问题，(12) : 520 － 525．
罗 金，张广胜 ． 2009．集体林权改革后的林农生产投资行为 ． 林业
经济问题，29(1) : 76 － 80．
沈月琴，朱 臻，吴伟光，等 ． 2010．农户对非木质林产品经营模式的
选择意愿及其影响因素分析 ．自然资源学报，25(2) : 192 － 199．
田玉军，李秀彬，辛良杰，等 ． 2009．农业劳动力机会成本上升对农地
利用的影响 ．自然资源学报，24(3) : 369 － 376．
王成军，何秀荣，徐秀英，等 ． 2010． 林地规模效率与农户间林地流
转: 来自浙江省的实证 ．农业技术经济，(10) : 58 － 65．
王 涛，陈 海，白红英，等 ． 2009． 基于 Agent 建模的农户土地利用
行为模拟研究———以陕西省米脂县孟岔村为例 ． 自然资源学
报，24(12) : 2056 － 2065．
吴俊媛，苏时鹏，许佳贤，等 ． 2013．林改后农户林业全要素生产率变
动测算与分析———基于 DEA-Malmqusit 指数方法 ． 林业经济，
(1) : 51 － 55．
郗 静，曹明明，陈 海 ． 2009． 退耕还林政策对农户土地利用行为
的影响 ．水土保持通报，(6) : 5 － 9．
夏春萍，韩来兴 ． 2012．农户林地投入影响因素实证分析 ．华中师范大
学学报: 自然科学版，46(4) : 488 － 493．
向国成，韩绍凤 ． 2005．农户兼业化: 基于分工视角的分析 ． 中国农村
经济，(8) : 4 － 9．
杨 俊，杨钢桥，胡贤辉 ． 2011． 农业劳动力年龄对农户耕地利用效
率的影响———来自不同经济发展水平地区的实证 ．资源科学，33
(9) : 1691 － 1698．
杨明楠，陈 海，梁小英，等 ． 2011．不同类型农户土地利用与其土地
属性要素的关系研究———以陕西省米脂县高西沟村为例 ． 水土
保持通报，31(4) : 200 － 203．
朱 臻，沈月琴，吕秋菊，等 ． 2011．非木质林产品生产的投入要素及
影响因素实证分析 ．自然资源学报，26(2) : 201 － 207．
Bista S，Webb E L． 2006． Collection and marketing of non-timber forest
products in the far western hills of Nepal． Environmental
Conservation，33 (3) : 244 － 255．
Burton J F． 2006． An alternative to farmer age as an indicator of life-
cycle stage: The case for a farm family age index． Journal of Rural
Studies，22(4) : 485 － 492．
Deressa T T，Hassan R M，Ringler C，et al． 2009． Determinants of
farmers’choice of adaptation methods to climate change in the Nile
Basin of Ethiopia． Glob Environ Change，19(2) : 248 － 255．
Fornell C， Larcker D F． 1981． Evaluating structural equation with
unobservable variables and measurement error． Journal of Marketing
Research，18(1) : 39 － 50．
Fu Yongneng，Chen Jin，Guo Huijun，et al． 2009． The role of non-
timber forest products during agroecosystem shift in Xishuangbanna，
southwestern China． Forest Policy and Economics， 11
(1) : 18 － 25．
Garrity D P，Stapleton P． 2011． More trees on farms． Farm Matters，27
(2) : 8 － 9．
Haglund E，Ndjunga J，Snook L，et al． 2011． Dry land tree management
for improved household livelihoods: Farmer managed natural
regeneration in Niger． Environ Manag，92 (7) : 1696 － 1705．
541
林 业 科 学 49 卷
Hair J F，Jr R E，Anderson R L，et al． 2009． Multivariate data analysis．
Englewood Cliffs，NJ: Prentice Hall．
Kideghesho J R，Msuya T S． 2010． Gender and socio-economic factors
influencing domestication of indigenous medicinal plants in the West
Usambara Mountains，northern Tanzania． Biodivers Sci Manag，6
(2) : 3 － 12．
Kline R B． 2011． Principles and practice of structural equation modeling．
New York: Guiford．
Lawrence A，Phillips O L，Ismodes A R，et al． 2005． Local values for
harvested forest plants in Madre de Dios，Peru: towards a more
contextualized interpretation of quantitative ethno botanical data．
Biodiversity and Conservation，14 (1) : 45 － 79．
Ma Hua，Lu Yonglong，Xing Ying，et al． 2009． Rural households’
attitude and economic strategies toward the conversion of cropland to
forest and grassland program: a case study in Qira， China．
Environmental Management，43 (6) : 1039 － 1047．
Mullan K，kontoleon A，Swanson T M，et al． 2010． Evaluation of the
impact of the Natural Forest Protection Program on rural household
livelihoods． Environmental Management，45 (3) : 513 － 525．
Ndayambaje J D，Heijman W J M，Mohren G M J． 2012． Household
determinants of tree planting on farms in rural Rwanda． Small-Scale
Forestry，11 (4) : 477 － 508
Nygren A，Lacuna C，Keinnen K， et al． 2006． Ecological， socio-
cultural，economic and political factors influencing the contribution
of non-timber forest products to local livelihoods: case studies from
Honduras and the Philippines． Small-Scale Forestry，5 (2) : 249 －
269．
Olsson，Ulf Henning，Tron Foss，et al． 2000． The performance of ML，
GIS and WLS estimation in structural equation medeling under
conditions of misspecification and non-normality． Structural
Equation Modeling，7(4) : 557 － 595．
Quang D V，Anh T N． 2006． Commercial collection of NTFPs and
households living in or near the forests，case study in Que，Con
Cuong and Ma， Tuong Duong，Nghe An，Vietnam． Ecological
Economics，60 (1) : 65 － 74．
Shackleton C M，Shackleton S E． 2006． Household wealth status and
natural resource use in the Kat River valley， South Africa．
Ecological Economics，57(2) : 306 － 317．
Wang Chengchao， Yang Yusheng， Zhang Yaoqi． 2011． Econominc
development，rural livelihood and ecological restoration: evidence
from China． AMBIO，40 (1) : 78 － 87．
Xu Wei，Khoshroo N，Bjornlund H． 2012． Effects of“Grain for Green”
reforestation program on rural sustainability in China: an AHP
approach to peasant consensus of public land use policies． Stoch
Environ Res Risk Assess，5(11) : 1 － 14．
Yin Runsheng，Yin Guiping，Li Lanying． 2010． Assessing China’s
Ecological Restoration Programs: what’s been done and what
remains to be done． Environmental Management， 45
(3) : 442 － 453．
Zhang Daowei， Eric A O． 2007． Land tenure， market and the
establishment of forest plantations in Ghana． Forest Policy and
Economics，9(6) : 602 － 610．
(责任编辑 徐 红)
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