農戶竹產業融合參與和人力資本對農戶收入的影響

費喜敏，沈月琴，趙夫明

（1. 浙江農林大學 經濟管理學院，浙江 杭州 311300；2. 浙江農林大學 浙江省鄉村振興研究院，浙江 杭州311300）

由于林業產業發展困難以及山區農民自身教育程度較低等原因，中國多數山區農民收入偏低，同時伴隨著市場經濟的深化發展，一些山區農民的收入差距不斷擴大[1-2]。竹資源是中國山區林業資源的重要組成部分，中國是世界上竹資源最豐富的國家。第8次全國森林資源清查結果顯示：中國竹林面積有601萬hm2，占世界竹林總面積的1/4。當前鼓勵農戶參與農業產業融合、提高農戶自身素質，已成為各級政府增加和調節農民收入的重要手段。由于竹資源的自身特征和中國的文化傳承等因素，竹資源具備良好的產業融合優勢。伴隨著竹產業的融合發展，利益主體的利益聯結機制發生改變，同時參與產業融合涉及的各種決策對農民自身素質的要求更高，那么參與竹產業融合對農戶收入會有怎樣的影響；農戶擁有的人力資本水平，在竹產業融合影響竹農收入的過程中，起到怎樣的作用等問題，都是值得探討的。產業融合理論的創新和發展開始于20世紀70年代，由信息技術革命的快速發展所推動[3-4]。1996年，“第六產業”的概念首次被提出[5]。國內學者吸收了“第六產業”的思想，結合國內農業發展實踐，從21世紀初期開始關注農村產業融合問題，起初主要集中于農村產業融合的概念、內涵和意義的探討[6-8]，逐步發展到關于產業融合的動力、機制以及影響的研究[9-11]。在產業融合對農民收入的影響方面，李乾等[12]從微觀和宏觀2個角度，通過理論分析認為產業融合對農民增收具有促進作用；孔德議等[13]提出產業融合可以通過“縱向延伸、橫向拓展和完善利益聯結機制”等方式增加農民收入。在產業融合方面，蔡潔等[1]研究了農村產業融合和非農就業對農戶收入的影響，認為參與農村產業融合，提高非農就業能力能夠增加農戶家庭收入，縮小收入差距，同時非農就業能力的提高能夠強化農村產業融合，提高人均收入，抑制收入差距擴大。楊晶等[14]分析了農村產業融合、人力資本與農戶收入差距之間的互動關系發現：融合組的戶均總收入明顯高于非融合組，同時農戶人力資本積累對縮小收入差距起到重要作用。目前，只有少數學者關注了產業融合對農戶收入水平和收入差距的影響，其中部分學者在研究中引入了人力資本或者非農就業因素，有關竹產業融合的相關研究更是匱乏。因此，本研究在浙江省湖州市安吉縣和杭州市臨安區，研究了農戶參與竹產業融合對農戶的收入水平和收入差距產生的影響，以及人力資本在其中發揮的直接作用和調節作用，以期為主要產竹區和山區的農業產業融合發展提供借鑒。

1 理論分析和研究假設

農村產業融合是一個復雜的系統問題，學術界對其含義并沒有統一的界定。隨著農業產業和農村經濟環境的變化和發展，農村產業融合的內涵不斷豐富，定義也不斷深化，很多學者都從不同角度對其進行過定義[15-17]。浙江省湖州市安吉縣和杭州市臨安區的竹產業融合形式非常豐富，涵蓋了產業整合型、產業鏈延伸型、產業交叉型、農業農村功能拓展型和技術滲透型等不同形式[18]。同時國家要努力發展多類型農村產業融合方式，培育多元化農村產業融合主體，建立多形式利益聯結機制，提倡通過發展農村加工業、服務業、文化特色產業和休閑觀光農業等，積極推進農村三次產業融合發展。因此，本研究將產業融合定義為：“以農業為基本依托，通過產業聯動、產業集聚、技術滲透、體制創新等方式，將資本、技術以及資源要素進行跨界集約化配置，使農業生產、農產品加工和銷售、餐飲、休閑以及其他服務業有機地整合在一起，使得農村一二三產業之間緊密相連、協同發展，實現農業產業鏈延伸和產業范圍擴展。”

竹產業融合對農戶收入的影響，微觀層面主要為利益聯結機制的調整變化，各融合主體具備不同的比較優勢和劣勢，通過構建激勵相容的利益聯結機制，在農業產業融合發展中不斷調整分工格局，實現優勢互補、分工協作，實現收入的增加[12]。中觀層面來看，首先是產業鏈的延伸和整合，再不斷從農業產業鏈拓展到供應鏈和價值鏈的各個領域，在不同的利益連接機制和不同的領域中，農戶可以通過在竹加工等相關企業務工獲得工資性收入；通過將竹林地經營權流轉出去，獲取相應的租金收入；通過與農業企業、農民專業合作社等主體簽訂銷售合同獲得穩定的銷售收入；以及通過將林農地、資金和技術等生產要素入股合作社、農業企業等主體獲得分紅收入；農戶還可以依托竹林資源，通過“互聯網+農業”、經營農家樂等形式獲得經營性收入[13-14]。竹產業融合發展在擴寬農民增收渠道的同時，降低了農業生產經營過程中的成本和費用，提高了農民的勞動生產力，進而提高了農業邊際收益。同時由于邊際收益遞減等因素的作用，以及低收入群體在節約交易成本和分享產業融合帶來的好處等方面，提升的空間更大等原因[14]，導致參與竹產業融合對農民邊際收益的影響在收入高低不同的群體中存在差異，低收入人群的邊際收益可能大于中高收入人群，也就是說參與竹產業融合能夠緩解竹農之間的收入差距，因此提出假說①：竹農參與產業融合能夠提高竹農的收入水平、縮小產業集群內部竹農的收入差距。

參與產業融合對農戶的人力資本屬性提出更高要求。竹產業融合使農業生產經營面臨的情況更加復雜，分工更加細化，改變了傳統的生產經營方式和銷售方式，同時各方的利益聯結機制也變得更加復雜。農戶是否愿意參與其中以及參與程度如何，受到農戶自身素質和能力的影響和制約，農戶在這一過程中能否真正得到實惠，同樣受到人力資本水平高低的影響。擁有較高人力資本的農戶對竹產業融合的概念和方式的認知會更加深刻，參與竹產業融合的意愿會更強，在利益連接機制的整合和合作中，發揮的作用更大，作為理性人對自身利益的維護能力更強。也就是說不同人力資本水平的農戶，獲取由產業融合帶來的收入的能力高低有別[13]，即人力資本在竹產業融合影響農戶收入的過程中發揮調節作用，因此提出假說②：在參與竹產業融合提高農戶收入水平，縮小收入差距的過程中，農戶的人力資本水平會發揮調節效應。

人力資本除了具有上述調節效應以外，還會直接對農戶收入產生影響。農戶人力資本提升對家庭收入水平的影響，主要通過農業生產決策和非農就業決策2個方面來實現的。擁有較高人力資本的農戶在自身擁有的生產要素約束下，對資源的整合利用能力更強，因此能夠獲得更高的農業投入和非農業投入的整體回報，其中在非農業領域投入的增收效應更加明顯[19]。此外，還有研究表明：非農就業范圍的擴大對農民收入具有拉平效應，即能夠起到縮小收入差距的作用，也就是說農戶人力資本水平提高能夠通過影響非農就業而縮小收入差距[20-21]。此外，無論在農業領域還是非農領域，生產要素的回報都存在邊際收益遞減規律，接受教育和培訓等人力投資積累產生的收入效應，在收入高低不同的人群中，邊際收益存在差異，在低收入人群中的邊際收益大于中高收入人群，也就是說人力資本水平的提高能夠緩解收入差距，因此提出假說③：農戶人力資本水平的提高有利于提高其收入水平、縮小農戶間的收入差距。

2 數據來源

中國竹林資源集中分布在浙江、福建、江西、湖南、湖北、安徽、廣東、廣西、貴州、四川、云南等地，其中以浙江、福建、江西、湖南4省最多，占全國竹林總面積的60.7%。中國主要產竹區的經濟發展水平、產業融合程度存在很大差異。浙江省竹產業融合程度全國領先，其中湖州市安吉縣和杭州市臨安區是浙江省竹產業非常豐富的2個地區，同時也是全國十大產竹區。兩地的竹產業形成了縱向產業鏈延伸和橫向功能拓展的產業發展模式，尤其在橫向功能拓展方面，充分利用竹資源特有的自然資源景觀和文化傳承，大力發展鄉村旅游，以及“互聯網+農業”、創意農業、智慧農業等新業態，帶動農戶增收，是全國產業融合尤其是竹產業融合的樣板地區。

2019年7月，經過預調查并對問卷進行修正后展開正式調查，正式調查分為農戶調查和關鍵信息人訪談。農戶調查按照典型抽樣和隨機抽樣相結合的原則，首先在安吉和臨安分別選擇竹產業融合程度較高的4個鄉(鎮)，然后在每個鄉(鎮)隨機抽取3個村，每個村隨機抽取11個農戶。最終每個鄉(鎮)抽取33個農戶，安吉和臨安各132個，農戶調查獲得總樣本數264個。經過后續篩查，對信息不全樣本進行回訪補充后，仍有4個樣本信息無法補全，做刪除處理，剩余有效樣本260個，有效樣本率為98%，符合統計分析要求。農戶調查的內容包含戶主和其他家庭成員的教育和培訓情況(個人信息)，收入水平、收入來源和結構等情況(經濟信息)，擁有的耕地、林地和竹林等情況(家庭資源稟賦)，并提煉出農戶參與產業融合情況等信息。關鍵信息人訪談選擇對象為鄉(鎮)和村級領導、竹產業相關企業管理者和竹農，以上4類人每個鄉(鎮)分別訪談1位，8個鄉(鎮)共計訪談32位關鍵信息人。關鍵信息人訪談主要問一些開放性問題，了解地方產業發展情況，不同利益主體的訴求以及在產業融合中的優劣勢等問題。

3 模型設定、變量選擇以及數據的基本統計特征

3.1 模型的設定

為了分析農戶參與竹產業融合、人力資本對農戶收入的影響，以及人力資本在參與竹產業融合影響農戶收入的過程中起到的調節作用，對其進行回歸分析。第1步分析農戶參與竹產業融合和人力資本對農戶收入的單獨影響；第2步引入參與竹產業融合與人力資本的交叉項，分析人力資本的調節作用。模型的因變量為農戶收入，包括家庭人均純收入和基尼系數2個指標，對家庭人均純收入取對數。因變量均為連續變量，因此建立多元線性回歸模型，采用最小二乘法(OLS)進行估計。

第1步分析參與竹產業融合和人力資本對農戶收入的單獨影響，模型一為：

第2步分析人力資本的調節效應，模型二為：

式(2)中：β6BIiHCi為農戶i參與竹產業融合情況與人力資本特征的乘積項，β6為乘積項的待估系數；其他變量含義同式(1)。

3.2 變量的選擇

3.2.1 被解釋變量 被解釋變量為農戶收入情況，包括家庭人均純收入和基尼系數2個變量，分別用來衡量農戶收入水平和收入差距的變化。基尼系數計算公式為：

式(3)中：G表示基尼系數；Wi表示第1組累積到第i組的人口總收入占全部人口總收入的比例；n表示每組的人數。

3.2.2 核心解釋變量 ①農戶參與竹產業融合情況。用二分類變量表示農戶是否參與了竹產業融合，包括加入了竹產業相關合作社，自己參與竹產業的二、三產業投資和經營，以及依托竹資源開辦農家樂和通過網絡途徑銷售竹制品等。未參與竹產業融合的農戶指那些種植竹子和竹筍，但是在利益聯結上只是個人傳統的種植和銷售方式，同時收入與竹產業衍生經濟沒有關系；以及沒有種植竹子和竹筍，收入與竹產業衍生經濟也沒有關系的農戶；②農戶家庭人力資本情況。本研究界定的家庭人力資本包括3個維度，分別是戶主的人力資本情況、家庭成員中教育程度最高成員的人力資本情況和家庭成員整體的人力資本情況。絕大多數學者在研究農戶的人力資本時，都直接使用戶主的人力資本指標，原因是認為戶主是家庭的主要決策者，但是隨著家庭觀念的開放和包容，農村家庭決策越來越趨向民主化，因此，不能只考慮戶主的人力資本水平，要綜合考慮家庭人力資本的拔高水平和整體水平。人力資本指標應該考慮上述提出的3個維度[22]。另外，人力資本的具體衡量指標一般包括接受正規教育的年限、在職培訓情況以及自評健康狀況等。鑒于自評健康狀況指標的內生性太強[23]等原因，本研究沒有考慮這一指標。結合數據的可獲得性等因素，本研究中人力資本指標采用戶主接受正規教育年限、戶主是否接受過農業相關技能培訓、除戶主外其他家庭成員中最高教育年限、除戶主外其他家庭成員參加過農業培訓的人數等4個指標來表征。③產業融合與人力資本的交叉項也是本研究的核心解釋變量。

3.2.3 控制變量 控制變量包括戶主特征、家庭特征以及地區變量。戶主特征包括戶主年齡和戶主是否當過村干部2個指標；家庭特征考慮了家庭的社會資本、資源稟賦情況，分別用家庭關系網絡規模、家庭勞動力人數、家庭經營的耕地和林地規模、家庭的交通便利程度等指標來衡量。另外，引入了安吉和臨安的地區變量，控制安吉和臨安的地區影響。具體變量的含義和賦值見表1。

表1 變量的含義、賦值及變量性質Table 1 Meaning, assignment and properties of variables

4 實證結果及分析

4.1 農戶參與竹產業融合和人力資本對農戶收入的影響

根據式(1)和式(2)建立模型一和模型二。模型一包括6個回歸結果(A、B、C、D、E、F)，A表示未引入“除戶主外其他家庭成員中最高教育年限”和“除戶主外其他家庭成員參加過培訓的人數”2個指標，B表示未引入“戶主受教育年限”和“戶主是否參加過農業技能培訓”2個指標，C表示人力資本的4個指標全部引入，D表示未引入“除戶主外其他家庭成員中最高教育年限”和“除戶主外其他家庭成員參加過培訓的人數”2個指標，E表示未引入“戶主受教育年限”和“戶主是否參加過農業技能培訓”2個指標，F表示人力資本的4個指標全部引入(表2)。農戶人力資本情況，不僅考慮了戶主的人力資本，還考慮了家庭人力資本的拔高水平和整體水平。回歸方程的擬合系數(R2)顯示：戶主和家庭整體的人力資本都考慮后，模型的擬合效果更好。同時，從回歸系數來看，如果只考慮戶主的人力資本或者只考慮家庭整體的人力資本，那么被單獨考慮的人力資本因素對收入的影響作用會被高估。另外，考慮到4個人力資本指標同時進入模型會引起多重共線性問題，因此對解釋變量做了多重共線性檢驗，結果顯示：回歸結果C和F的方差膨脹因子的平均值分別為1.72和2.03，最大值分別為3.91和2.86，說明解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。因此，本研究主要參考回歸結果C和F對回歸結果進行解釋。

表2 模型一的回歸結果 (不含交互項)Table 2 Regression results of model 1 (excluding interactions)

在“家庭人均純收入的對數”為因變量的回歸結果中，是否參與竹產業融合指標在3個結果中均通過了顯著性檢驗，且系數為正，說明參與竹產業融合對農戶增收具有促進作用，而且這一作用是穩健的?；貧w結果顯示：參與了竹產業融合的農戶比未參與的農戶，人均純收入增加約1.60%，部分驗證了假說①。體現農戶人力資本情況的4個指標在回歸結果C中均通過了顯著性檢驗，且系數均為正，說明家庭人力資本的提升，不論是通過正規教育方式，還是通過農業技術培訓方式，均具有增收效應。回歸結果顯示：戶主和其他家庭成員中受教育程度最高者的教育時間每提高1 a，人均純收入增加約0.15%。接受過培訓的戶主比未接受過培訓的戶主，以及除戶主外其他家庭成員中參加過農業培訓的人數每增加1人，人均純收入增加約0.18%。部分驗證了假說②。

控制變量中，戶主是否當過村干部、家庭關系網絡規模、家庭勞動力人數和非農就業人口占比等變量通過檢驗，且系數為正，說明當過村干部、家庭關系網較大、家庭勞動力人數較多以及家庭成員中非農就業人口比例較大對增收能起到促進作用。家庭經營的林地規模通過檢驗且系數為負，可能是工資性收入和經營性收入等非農收入，已經成為安吉和臨安竹產業發達地區農戶的主要收入來源，而林業經營投入時間的增加會限制農戶的非農收入獲取。

以基尼系數為因變量的回歸結果可知：農戶參與竹產業融合指標在回歸結果D和F中，均通過了顯著性檢驗，且符號為負。回歸結果F中的回歸系數顯示：參與竹產業融合農戶的基尼系數比沒有參與的農戶要小約0.006，說明參與竹產業融合能夠抑制農戶之間的收入差距。至此假說①得到全部驗證。人力資本指標中，除了戶主是否接受過農業技能培訓指標沒有通過顯著性檢驗之外，其他3個指標包括戶主受教育年限除戶主外其他家庭成員最高受教育年限以及除戶主外其他家庭成員接受農業技能培訓的人數，均通過了顯著性檢驗，且系數均為負，說明家庭人力資本的提升有利于縮小收入差距。至此假說②全部被驗證。

控制變量中，戶主是否當過村干部、非農就業人口占比和家庭關系網絡規模3個變量通過顯著性檢驗，且系數均為負，說明這3個指標在收入高低不同的農戶中，促進農戶收入增加的作用程度存在差異，在高收入農戶中的增收作用低于在低收入農戶中的增收作用，因此這3個指標能起到了縮小收入差距的作用。

4.2 考慮人力資本調節效應的回歸結果解釋

模型二在模型一的基礎上引入了農戶參與竹產業融合與人力資本指標的交互項，得到2個回歸結果(表3)?？紤]到原變量與交互項之間可能存在較強的相關性，因此進行了中心化處理，即將相關變量減去均值。處理后2個回歸結果的解釋變量，其方差膨脹因子的平均值分別為2.72和1.97，最大值分別為3.88和3.39，說明處理后解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。

表3 模型二的回歸結果 (含交互項)Table 3 Regression results of model 2 (including interactions)

在以因變量為家庭人均收入和基尼系數的回歸結果中，是否參與竹產業融合變量分別通過了0.01和0.05的顯著性檢驗，且回歸系數的符號與假說一致，說明參與竹產業融合對農戶的增收作用和對農戶之間收入差距的抑制作用是穩健的。衡量人力資本的4個指標中，除戶主外其他家庭成員參加過農業技能培訓人數指標對基尼系數的影響未通過檢驗，其余3個指標在2個結果中均通過了檢驗，回歸系數的符號與假說一致，進一步證明了人力資本指標的增收作用和對收入差距的抑制作用是顯著的。再看4個交互項，在以因變量為家庭人均收入和基尼系數的回歸中，都是交互項“參與產業融合×戶主受教育年限”和“參與產業融合×除戶主外其他家庭成員最高受教育年限”通過了顯著性檢驗，在以因變量為家庭人均收入的結果中，2個交互項的回歸系數均為正，在以因變量為基尼系數的結果中均為負，與假說③的分析一致。但是另外2個交互項“產業融合×戶主是否參加過農業技術培訓”和“產業融合×除戶主外其他家庭成員接受技能培訓人數”未通過顯著性檢驗。可能是農戶參與產業融合往往是一個復雜的決策過程，農業技能培訓只是增加農戶的農業生產銷售等技能，而正規教育是對人的綜合學習能力的培養。因此，在參與竹產業融合發揮增收作用和抑制收入差距作用的過程中，戶主受教育年限和其他家庭成員中的最高受教育年限2個指標起到了增強性的調節作用，而戶主和家庭成員參與農業培訓情況的指標沒有起到顯著的調節作用。

5 結論與建議

本研究通過理論和實證分析，說明了參與竹產業融合和人力資本投資能夠提高竹農的收入水平，并縮小農戶之間的收入差距；人力資本衡量指標中，戶主的正規教育年限和除戶主外其他家庭成員的最高教育年限2個指標，在參與竹產業融合影響農戶收入過程中具有調節效應，但是戶主和家庭成員接受農業技能培訓情況的指標沒有起到顯著的調節作用。說明發展農村產業融合具有一定資源、產業或者文化優勢的地區，應該鼓勵農戶參與產業融合，以促進農戶的生活得到改善，促進農村的和諧發展，進而有助于鄉村振興戰略的實現。

產業融合是一個相對復雜的決策過程，單單通過農業技能培訓來加強產業融合的增收作用效果可能較差，因此要努力提高農戶的正規教育水平，以提高其綜合能力。但是正規教育無法在短期內使農戶收入有較大幅度提高，因此要同時發揮農業技能培訓的作用，充分考慮兩者的互補作用[22]。同時注意家庭人力資本水平包括3個維度，不能只關注戶主的人力資本水平，而忽視其他家庭成員的人力資本特征對家庭決策的影響。

由于竹資源和其他山區資源的景觀和環境優勢，在發展縱向產業融合的同時，要促進橫向產業融合即橫向功能拓展。根據浙江省安吉縣和臨安區的經驗，發展鄉村旅游、康養民宿等形式的功能拓展型產業融合，既能保護環境節約資源，又具有良好的增收效果。