王彩紅，段小紅，姜燕飛

(甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

農(nóng)戶中藥材種植意愿影響因素及遞階結(jié)構(gòu)分析
——以隴西縣為例

王彩紅，段小紅*，姜燕飛

(甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

基于隴西縣150份中藥材種植戶調(diào)查數(shù)據(jù)，從戶主特征、家庭特征、中藥材種植特征及外部環(huán)境等方面選取變量，運(yùn)用 logistic-ISM模型分析農(nóng)戶中藥材種植意愿的影響因素及其層級(jí)關(guān)系。結(jié)果顯示：文化程度、中藥材收入占比、種植年數(shù)、中藥材銷售情況、價(jià)格滿意程度、政府資金支持對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有顯著正向影響，年齡、外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、種植成本有顯著負(fù)向影響。其中，中藥材收入占比是表層直接因素，外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、種植年數(shù)、種植成本、中藥材銷售情況、價(jià)格滿意程度、政府資金支持為中層間接因素，年齡和文化程度為深層根源因素。

中藥材；種植意愿；影響因素；隴西縣

一、問(wèn)題的提出

中國(guó)是世界上最大的中藥材研究、生產(chǎn)和消費(fèi)國(guó)家，中藥材產(chǎn)業(yè)是中國(guó)具有傳統(tǒng)優(yōu)勢(shì)、擁有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)、具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)潛力的少數(shù)產(chǎn)業(yè)之一，也是中國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的重要組成部分[1]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者從多個(gè)角度對(duì)中藥材產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了研究。何晉武、楊生超、何伯偉分別以甘肅、云南、浙江為例，從中藥材產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀著手，分析其面臨的困境，并提出了相應(yīng)建議[2-4]。張曉霞采用波特鉆石模型，分析了隴西縣中藥材產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響要素[5]。萬(wàn)穎運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析法，對(duì)中國(guó)東、中、西部中藥材產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，中藥材產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力區(qū)域差異明顯[6]。王艷花以陜南地區(qū)為例，運(yùn)用二元邏輯回歸對(duì)農(nóng)戶銷售中藥材方式的影響因素進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好程度、種植面積、收購(gòu)商違約及收購(gòu)價(jià)格是影響農(nóng)戶中藥材銷售方式選擇的主要因素[7]。孫君社則根據(jù)中藥材種植特征，提出了具有四大創(chuàng)新特點(diǎn)的種植基地新模式[8]。晉小軍從產(chǎn)業(yè)鏈的角度分析了中藥材產(chǎn)業(yè)不同環(huán)節(jié)的經(jīng)濟(jì)效益，認(rèn)為制藥環(huán)節(jié)利潤(rùn)最高，中游加工環(huán)節(jié)次之，種植環(huán)節(jié)利潤(rùn)最低[9]。

綜上，已有文獻(xiàn)從產(chǎn)業(yè)視角出發(fā)對(duì)中藥材發(fā)展進(jìn)行了較豐富的研究，但基于農(nóng)戶視角的研究相對(duì)較少。而目前中藥材生產(chǎn)大多以小農(nóng)生產(chǎn)為主，農(nóng)戶種植意愿對(duì)中藥材產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有重要影響。近年來(lái)，在政府大力扶持中藥材產(chǎn)業(yè)發(fā)展的背景下，農(nóng)戶種植中藥材的積極性雖有所提高，但是種植情況仍不穩(wěn)定。因此，筆者擬通過(guò)對(duì)隴西縣的實(shí)地調(diào)研，從中藥材種植微觀主體出發(fā)，探析影響農(nóng)戶中藥種植意愿的主要因素，并分析各因素之間層級(jí)關(guān)系，以期為調(diào)動(dòng)農(nóng)戶種植中藥材的積極性，發(fā)展壯大中藥材產(chǎn)業(yè)提供參考。

二、研究假設(shè)與模型構(gòu)建

農(nóng)戶行為研究一直有很多爭(zhēng)論，以舒爾茨、普金波為代表的“理性小農(nóng)”主流觀點(diǎn)認(rèn)為，農(nóng)戶是理性的個(gè)人，能根據(jù)自身的偏好和價(jià)值觀做出利潤(rùn)最大化的選擇。以恰亞洛夫、波蘭尼、斯科特為代表的“生存小農(nóng)”觀點(diǎn)認(rèn)為，農(nóng)戶追求的不是利潤(rùn)與成本的平衡，而是勞動(dòng)辛苦程度與滿足自身消費(fèi)的平衡。以黃宗智為代表的“拐杖邏輯”理論認(rèn)為，企業(yè)行為追求利潤(rùn)最大化，農(nóng)戶行為追求效用最大化。而根據(jù)實(shí)際調(diào)查，農(nóng)戶種植中藥材的主要目是為了獲得利潤(rùn)，而不僅僅是為了滿足自身和家庭的需求，是一種利潤(rùn)最大化的行為，并且在實(shí)際生產(chǎn)過(guò)程中，農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自己的情況和了解的信息改變種植決策，對(duì)自己擁有的資源進(jìn)行優(yōu)化配置，具備理性經(jīng)濟(jì)人的特征。因此，筆者擬以“理性小農(nóng)”的觀點(diǎn)作為理論假設(shè)。

基于農(nóng)戶行為理論，根據(jù)相關(guān)研究成果[10-13]，并結(jié)合中藥材種植的特殊性，筆者擬從戶主特征、家庭特征、中藥材種植特征、外部環(huán)境四個(gè)方面選取變量分析農(nóng)戶中藥材種植意愿的影響因素。

戶主特征方面選取戶主性別、年齡、文化程度三個(gè)變量。性別及年齡是戶主最基本的特征。作為家庭主要決策者，戶主性別不同，可能對(duì)種植決策有不同的影響。相對(duì)而言，男性思想意識(shí)更開(kāi)放，更具有冒險(xiǎn)精神，在中藥材種植收益較高但市場(chǎng)行情通常不太穩(wěn)定的情況下，男性戶主對(duì)中藥材種植有較高的積極性，預(yù)期影響方向?yàn)檎?。隨著年齡增加，身體機(jī)能的老化和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的轉(zhuǎn)變，年齡大的戶主可能會(huì)選擇種植低勞動(dòng)強(qiáng)度、低成本、低風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)作物[17,18]，而不會(huì)繼續(xù)種植中藥材，預(yù)期影響方向?yàn)樨?fù)。受教育程度對(duì)中藥材種植意愿的預(yù)期影響有兩種可能。一方面，受教育程度越高，在信息獲取、技術(shù)學(xué)習(xí)、田間管理等方面能力越強(qiáng)，能夠在種植中藥材時(shí)獲得更好的收益，影響方向?yàn)檎涣硪环矫?，教育程度越高，從事非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的可能也就越大，影響方向?yàn)樨?fù)。

家庭特征方面選取外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、中藥材收入占比兩個(gè)變量。外出務(wù)工勞動(dòng)力占比越高，家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力的缺乏使農(nóng)業(yè)作為家庭主業(yè)的可能性減小，繼續(xù)中藥材的可能性也隨之減小，預(yù)期影響方向?yàn)樨?fù)。農(nóng)戶種植中藥材的目的就是為了獲取利潤(rùn)，所以中藥材收入占比越高越愿意繼續(xù)種植中藥材，預(yù)期影響方向?yàn)檎?/p>

論證區(qū)內(nèi)地?zé)崴m受地層巖性、蓋層厚度、地下水活動(dòng)及構(gòu)造等因素的影響，但區(qū)內(nèi)沒(méi)有活動(dòng)頻率高的深大斷裂，也沒(méi)有花崗巖等酸性巖體出露，因此論證區(qū)熱儲(chǔ)層地?zé)醽?lái)源為地幔熱流和上地殼放射性元素衰變產(chǎn)生的地殼熱流自然增溫。論證區(qū)地溫梯度變化也相對(duì)穩(wěn)定，其地?zé)嵩鰷丶?jí)的特點(diǎn)為：位于儲(chǔ)熱層以上的覆蓋層，一般隨深度增加而遞增，揭露熱儲(chǔ)層后，隨深度加深溫度不增加或增加很少。根據(jù)汪緝安(1990)和徐青(1992)對(duì)云南省的大地?zé)崃鞣謪^(qū)(圖4)的成果，論證區(qū)屬于滇東低-中熱流區(qū)，其大地?zé)崃髦翟?3 mW/m2左右。

中藥材種植特征方面涉及種植成本、種植面積、種植年數(shù)等。中藥材種植成本越高，農(nóng)戶就會(huì)傾向于選擇成本低的農(nóng)作物，預(yù)期影響方向?yàn)樨?fù)。種植面積越大，農(nóng)戶獲得規(guī)模效益的可能性越大，效率更高，繼續(xù)種植中藥材的可能性就越大，預(yù)期影響方向?yàn)檎＾r(nóng)戶種植中藥材的時(shí)間越久，積攢的經(jīng)驗(yàn)越豐富，掌握的技術(shù)越嫻熟，種植中藥材的信心相對(duì)越強(qiáng)，所以預(yù)期影響方向?yàn)檎?/p>

外部環(huán)境影響包括銷售情況、是否參加中藥材協(xié)會(huì)、農(nóng)戶對(duì)中藥材價(jià)格滿意程度以及政府對(duì)農(nóng)戶的支持。從理論來(lái)講，參加中藥材協(xié)會(huì)對(duì)農(nóng)戶種植中藥材的各個(gè)方面都有幫助，預(yù)期影響方向?yàn)檎Ｊ袌?chǎng)行情越好，中藥材銷售情況越好，農(nóng)戶對(duì)價(jià)格越滿意，種植積極性就會(huì)越高，所以銷售情況和價(jià)格滿意程度的預(yù)期影響方向?yàn)檎?。政府?duì)農(nóng)戶的支持主要有技術(shù)支持和資金支持，對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿產(chǎn)生正向影響。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

農(nóng)戶中藥材種植意愿會(huì)受到多方面因素的影響，是農(nóng)戶在綜合衡量各影響因素的基礎(chǔ)上做出的最優(yōu)決策。由于筆者目的是分析中藥材種植戶是否愿意繼續(xù)種植中藥材，logistic模型適用于對(duì)此兩分類解釋變量的回歸分析。模型基本形式為：

在回歸分析時(shí)通常用Logit進(jìn)行變換，得到概率函數(shù)的線性形式：

為了進(jìn)一步分析各影響因素之間的相互關(guān)系及遞階結(jié)構(gòu)，筆者用ISM模型對(duì)logistic模型中具有顯著影響的因素進(jìn)行分析。ISM分析方法可以將復(fù)雜的社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)分解為若干子系統(tǒng)要素，從而形成一個(gè)多級(jí)遞階結(jié)構(gòu)模型，確定出各因素之間的層次關(guān)系[19]。

根據(jù)因素間邏輯關(guān)系構(gòu)建因素的鄰接矩陣R，其構(gòu)成元素定義為：

計(jì)算可達(dá)矩M：

確定最高層因素：

其中，P（Si）為從Si出發(fā)可以到達(dá)全部因素的集合，Q（si）為可以到達(dá)Si的全部因素的集合。

其它層的確定：從可達(dá)矩陣中將因素中對(duì)應(yīng)的行與列剔除，再按上述方法得到所有層。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及計(jì)量結(jié)果分析

1．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)源及樣本描述性統(tǒng)計(jì)

隴西縣是中國(guó)重要的中藥材生產(chǎn)基地和銷售交流中心，素有“千年藥鄉(xiāng)”和“西北藥都”之稱。憑借得天獨(dú)厚的地理資源優(yōu)勢(shì)，中藥材成為隴西縣四大產(chǎn)業(yè)之一。2015年全縣中藥材種植面積達(dá)到35萬(wàn)畝，提供農(nóng)民人均純收入1 509元，因此，選擇隴西縣為調(diào)查區(qū)域，對(duì)中藥材種植意愿進(jìn)行分析，具有較好的代表性。2016年1～3月，筆者所在課題組以隴西縣首陽(yáng)鎮(zhèn)、菜子鎮(zhèn)及鞏昌鎮(zhèn)為主要調(diào)研區(qū)域，以首陽(yáng)中藥材交易市場(chǎng)和中國(guó)文峰中藥材交易城為輔助調(diào)研區(qū)域，共發(fā)放問(wèn)卷158份，剔除無(wú)效問(wèn)卷，得到有效問(wèn)卷150份，有效率94.94%。

根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，被調(diào)查種植戶中，表示愿意繼續(xù)種植中藥材的占79.33%，不愿意繼續(xù)種植中藥材的占20.67%，這說(shuō)明中藥材種植戶的種植意愿較強(qiáng)。樣本數(shù)據(jù)顯示，男性戶主占到了絕大多數(shù)，戶主年齡整體偏大，40～49歲之間的占到56%，且整體文化程度不高，大多為初中及以下，所占比例為67.33%；73.33%的家庭都有外出務(wù)工情況；農(nóng)戶中藥材種植規(guī)模較小，平均種植面積僅為5.54畝；種植戶平均家庭總收入為28 930元，農(nóng)業(yè)收入為12 925元，其中中藥材收入為11 067元，占到農(nóng)業(yè)收入的85.63%，可以看出中藥材種植在當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占有重要地位。

2．農(nóng)戶種植意愿的影響因素計(jì)量分析

筆者運(yùn)用 Eviews8.0對(duì) 150份樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行l(wèi)ogistic模型分析，首先將所有影響因素引入模型，得到模型1，然后根據(jù)相伴概率值，采用逐步剔除法，剔除不顯著的變量，直到所有變量都在10%水平上顯著，得到模型2。從表2可以看出，模型2的顯著性水平為0.000 0，小于0.005，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。R2為0.755 2，預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度為94.67%。根據(jù)模型結(jié)果，年齡、文化程度、外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、中藥材收入占比、種植成本、種植年數(shù)、銷售情況、價(jià)格滿意程度、政府資金支持這九個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿具有顯著影響。

表2 模型結(jié)果估計(jì)

戶主特征中，年齡、文化程度對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有顯著影響，性別沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。年齡在 5%水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期影響方向一致，說(shuō)明戶主年齡越大，中藥材種植意愿越小。文化程度在 5%水平上顯著，對(duì)農(nóng)戶種植意愿有正向影響。這與已有文獻(xiàn)的觀點(diǎn)相似，農(nóng)民受教育程度越高，在新技術(shù)的學(xué)習(xí)，田間管理，獲取信息方面的能力越強(qiáng)，種植決策更理性[14]。根據(jù)調(diào)查，表示放棄種植中藥材的戶主文化程度普遍較低，大多數(shù)為初中及以下水平。性別對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿的影響并不顯著，可能的解釋是隨著社會(huì)環(huán)境及農(nóng)民觀念的變化，種植決策往往需要綜合考慮各方面因素后由家庭成員共同商議決定，戶主性別的影響有所弱化。

家庭特征中，外出務(wù)工勞動(dòng)力占比及中藥材收入占比均對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有顯著影響。外出務(wù)工勞動(dòng)力占比在 5%水平上顯著，符號(hào)為負(fù)，與預(yù)期影響方向一致。當(dāng)?shù)?3.33%的家庭都存在外出務(wù)工現(xiàn)象，中藥材種植需要較多的勞動(dòng)投入，外出務(wù)工人數(shù)越多，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面勞動(dòng)力越短缺，而雇傭勞動(dòng)力會(huì)引起人工成本上升，影響農(nóng)戶種植中藥材的積極性。中藥材收入占比在 1%水平上顯著，系數(shù)為正，與預(yù)期影響方向一致，說(shuō)明中藥材收入占比越高，繼續(xù)種植中藥材的積極性會(huì)越強(qiáng)，這也與何長(zhǎng)輝“某一農(nóng)產(chǎn)品收入占比越高，種植意愿會(huì)越強(qiáng)”觀點(diǎn)一致[15]。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶中藥材收入占比在20%～40%之間的占到了38%，中藥材收入占比在40%～60%的占到了47%，可以看出中藥材收入是農(nóng)戶家庭收入主要來(lái)源之一。同時(shí)，中藥材與當(dāng)?shù)仄渌鳟a(chǎn)作物小麥、玉米相比，無(wú)論是單位面積收益、單位產(chǎn)品成本收益、還是綜合收益都存在一定優(yōu)勢(shì)，農(nóng)戶愿意繼續(xù)種植藥材在很大程度上是因?yàn)橹兴幉牡谋容^收益較高。

中藥材種植特征方面，種植成本、種植年數(shù)對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有顯著影響，種植面積沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。種植成本在 1%水平上顯著，符號(hào)為負(fù)，與預(yù)期影響方向一致，說(shuō)明成本越高，農(nóng)戶中藥材種植的積極性就會(huì)降低，這與已有文獻(xiàn)的結(jié)論[16]較一致。農(nóng)戶在追求利益最大化的前提下，希望用最少的投入獲得最大的經(jīng)濟(jì)效益。而當(dāng)?shù)剌^高的種苗價(jià)格，再加上農(nóng)村勞動(dòng)力缺失，人工成本的不斷攀升，造成中藥材種植成本遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他農(nóng)產(chǎn)品，影響農(nóng)戶中藥材種植積極性。種植年數(shù)在 5%水平上顯著，呈正向影響，與預(yù)期影響方向一致，說(shuō)明農(nóng)戶種植中藥材年限越長(zhǎng)，越愿意繼續(xù)種植中藥材。一般來(lái)說(shuō)，通過(guò)常年種植中藥材，農(nóng)戶掌握了中藥材種植技術(shù)和生長(zhǎng)規(guī)律，也積累了很多經(jīng)驗(yàn)，因此，繼續(xù)種植中藥材的意愿會(huì)較強(qiáng)。種植面積對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿的影響并不顯著，可能的解釋是研究區(qū)域基本都是小地塊生產(chǎn)，平均種植面積僅為5.54畝，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿不強(qiáng)，沒(méi)有形成規(guī)?；?、標(biāo)準(zhǔn)化種植。

外部環(huán)境方面，銷售情況、價(jià)格滿意程度及政府資金支持均對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有顯著影響，是否參加中藥材協(xié)會(huì)、政府技術(shù)支持沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。銷售情況在 5%水平上有較為顯著的正向影響，與預(yù)期影響方向一致，表明中藥材越容易出售，市場(chǎng)行情越樂(lè)觀，農(nóng)戶繼續(xù)種植中藥材的積極性就會(huì)越高。90%的農(nóng)戶都表示在當(dāng)?shù)刂兴幉氖袌?chǎng)銷售中藥材，一方面說(shuō)明中藥材市場(chǎng)的繁榮發(fā)展；另一方面，也說(shuō)明銷售模式的落后。調(diào)查農(nóng)戶中沒(méi)有以訂單合同形式銷售中藥材的，農(nóng)戶與藥材加工企業(yè)相互不信任，雙方難以形成長(zhǎng)期的合作關(guān)系，造成農(nóng)戶收益極其不穩(wěn)定。價(jià)格滿意程度在 5%水平上顯著，對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有正向影響，與預(yù)期影響方向一致，表明農(nóng)戶對(duì)銷售價(jià)格越滿意，種植積極性會(huì)越高。政府資金支持在 5%水平上顯著，系數(shù)為正，與預(yù)期影響方向一致，政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為有很大影響，政府鼓勵(lì)生產(chǎn)，給予一定的支持會(huì)大大提高農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，當(dāng)?shù)?56%的農(nóng)戶都表示政府對(duì)中藥材種植有資金支持，極大提高了農(nóng)戶種植中藥材的積極性。是否參加中藥材協(xié)會(huì)對(duì)農(nóng)戶繼續(xù)種植中藥材并不顯著，且從模型1可以看出，方向也與預(yù)期影響方向存在偏差，這可能是因?yàn)楫?dāng)?shù)刂兴幉膮f(xié)會(huì)發(fā)展不完善，宣傳不到位，很多農(nóng)戶表示根本不知道有中藥材協(xié)會(huì)的存在，協(xié)會(huì)沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有作用聯(lián)合農(nóng)戶共闖市場(chǎng)，也沒(méi)有發(fā)揮降低農(nóng)戶生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的作用。政府技術(shù)支持沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，原因可能是當(dāng)?shù)卣诩夹g(shù)方面的支持不到位。77.33%的農(nóng)戶都表示沒(méi)有接受過(guò)技術(shù)培訓(xùn)，這無(wú)論在種植環(huán)節(jié)還是加工銷售環(huán)節(jié)，都會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶利益的流失。

3．農(nóng)戶中藥材種植意愿影響因素遞階結(jié)構(gòu)

筆者用S0表示農(nóng)戶中藥材種植意愿，S1、S2、S3、S4、S5、S6、S7、S8、S9分別表示年齡、文化程度、外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、中藥材收入占比、種植成本、種植年數(shù)、銷售情況、價(jià)格滿意程度、政府資金支持。在咨詢隴西縣中藥材產(chǎn)業(yè)局和隴西縣農(nóng)牧局相關(guān)專家的基礎(chǔ)上，給出各變量間的邏輯關(guān)系如圖1所示。其中，H代表列因素對(duì)行因素有影響，W代表行因素隊(duì)列因素有影響，0表示相互無(wú)影響。

圖1 影響因素間的邏輯關(guān)系

根據(jù)上圖的邏輯關(guān)系得到鄰接矩陣R，根據(jù)(4)式，用MATLAB軟件，得到可達(dá)矩陣M。

根據(jù)(5)式得到農(nóng)戶中藥材種植意愿影響因素的關(guān)聯(lián)關(guān)系及遞階結(jié)構(gòu)，

圖2 農(nóng)戶中藥材種植意愿影響因素遞階結(jié)構(gòu)

從圖2可以看出影響農(nóng)戶中藥材種植意愿的九個(gè)因素是一個(gè)三級(jí)遞階系統(tǒng)。

中藥材收入占比為第一級(jí)，是農(nóng)戶中藥材種植意愿的表層直接因素，作為理性的經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)戶只有獲得較高的經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)才會(huì)選擇繼續(xù)種植中藥材，中藥材收益高低直接影響農(nóng)戶種植意愿，其他各影響因素都不同程度間接影響農(nóng)戶中藥材種植意愿，但其作用最終都通過(guò)中藥材收入占比集中體現(xiàn)。外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、種植成本、種植年數(shù)、銷售情況、價(jià)格滿意程度及政府資金支持這幾個(gè)因素位于第二層，是農(nóng)戶中藥材種植意愿的中層間接因素，這六個(gè)因素通過(guò)影響中藥材收入占比進(jìn)而影響農(nóng)戶中藥材種植意愿。年齡和文化程度位于第三層，是農(nóng)戶中藥材種植意愿的深層根源因素，是農(nóng)戶做出種植決策的基礎(chǔ)和條件，特別是文化程度，在藥材價(jià)格走勢(shì)的判斷、中藥材銷售前景的預(yù)測(cè)、中藥材成本的控制、政府優(yōu)惠政策的了解及新技術(shù)掌握能力等方面都有決定性作用，最終影響農(nóng)戶對(duì)中藥材種植風(fēng)險(xiǎn)的判斷和中藥材種植前景的預(yù)期。

四、結(jié)論及政策含義

上述分析表明：第一，文化程度、中藥材收入占比、種植年數(shù)、中藥材銷售情況、價(jià)格滿意程度、政府資金支持對(duì)農(nóng)戶中藥材種植意愿有顯著正向影響，年齡、外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、種植成本有顯著負(fù)向影響。第二，9個(gè)顯著影響因素中，中藥材收入占比直接影響農(nóng)戶中藥材種植意愿，是表層直接因素；外出務(wù)工勞動(dòng)力占比、種植成本、種植年數(shù)、銷售情況、價(jià)格滿意程度、政府資金支持是農(nóng)戶中藥材種植意愿的中層間接因素；年齡、文化程度是影響中藥材種植的深層根源因素，而文化程度決定了農(nóng)戶整體素質(zhì)，從根源上影響著農(nóng)戶決策。

上述實(shí)證結(jié)果具有以下政策含義：第一，采取多種措施提高農(nóng)戶中藥材種植收益。從影響農(nóng)戶中藥材種植意愿的表層直接因素可以看出，提高中藥材種植收益對(duì)農(nóng)戶種植積極性有極大促進(jìn)作用。因此，政府應(yīng)完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為農(nóng)戶生產(chǎn)和銷售中藥材提供有力支撐；中藥企業(yè)對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行切片等中藥材初加工的指導(dǎo)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品升值，調(diào)動(dòng)農(nóng)戶中藥材種植積極性。第二，應(yīng)努力降低農(nóng)戶中藥材生產(chǎn)成本。在生產(chǎn)資料及人工成本飛速上漲的背景下，中藥材銷售價(jià)格往往達(dá)不到農(nóng)戶的期望，影響農(nóng)戶種植積極性。因此，相關(guān)部門要加大資金支持力度，制訂有利于中藥材產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的優(yōu)惠政策，如試推行中藥材抵押貸款，為農(nóng)戶解決中藥材種植資金投入問(wèn)題；引導(dǎo)發(fā)展中藥材種植合作社，為農(nóng)戶提供產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后服務(wù)，降低生產(chǎn)成本，提高收益。同時(shí)要鼓勵(lì)青壯年勞動(dòng)力從事中藥材生產(chǎn)，解決因雇傭勞動(dòng)力引起的成本上升問(wèn)題。第三，通過(guò)培訓(xùn)、自學(xué)等手段提高農(nóng)民文化水平，提高農(nóng)民整體素質(zhì)，使農(nóng)民學(xué)會(huì)通過(guò)各種渠道獲取中藥材價(jià)格信息和供求狀況，能夠根據(jù)市場(chǎng)需求調(diào)整種植行為，做出正確種植決策。

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責(zé)任編輯：李東輝

Analysis on the influencing factors of the farmers’ willingness to plant Chinese herbal medicine and its hierarchical configuration: A case study in Longxi

WANG Caihong, DUAN Xiaohong*, JIANG Yanfei
(Economics and Management Institute, Gansu Agriculture University, Lanzhou 730070, China)

Based on survey data of 150 households in Longxi and applying the logistic-ISM model, selecting the variable from the dimensions of the features of the household head, family characteristics, Chinese herbal medicine planting characteristics and the external environment, this paper explored the influencing factors that affect farmers’ willingness to plant Chinese herbal medicine, and analyzed the hierarchical relationship among various influencing factors. The results showed that culture degree, proportion of Chinese herbal medicine income, planting years, sales situation, price satisfaction and government funding support positively affect the willingness of households, age, proportion of migrant labour and cost negatively affect the willingness of households. Among them, proportion of Chinese herbal medicine income is surface factors, proportion of migrant labour, cost, planting years, sales situation, price satisfaction and government funding support are middle-level indirect factors, age and culture degree as deep root of factors.

Chinese herbal medicine; planting willingness; influencing factor; Longxi county

F307.1

A

1009-2013(2016)04-0029-06

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2016.04.005

2016－05－28

甘肅省科技廳資助項(xiàng)目(1305ZCRA165)

王彩紅(1991—)，女，甘肅定西人，碩士研究生。*為通信作者。