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建立健全生态产品价值实现机制,是深入贯彻践行“绿水青山就是金山银山”理念的重要举措。非木质林产品(non-timber forest product)是指在以森林为核心的生物群落中所能获取的除木材之外的其余各种可以满足人类生存或生产需要的产品与服务,主要包括木本油料、水果、森林药材、竹制品、食用菌、香料、野味等物质类产品以及森林旅游等服务类产品[1]。非木质林产品作为典型的物质供给类生态产品,兼具生态效益与经济效益[2],在促进山区农民增收与林业可持续发展中发挥着重要作用[3−5]。随着集体林权制度改革的深入推进,分山到户使得现有山区农户的非木质林产品以家庭经营为主,存在“多、小、散”等特点[6−7]。由于市场信息存在不对称性,导致小农户难以与市场形成高效对接,普遍存在优质不优价的问题。换言之,山区良好生态资源培育的非木质林产品所带来的品质优势并未体现在价格和销量上,“生态红利”未能得到充分释放。研究表明:组织嵌入显著提高了农户收入。这种促进作用不仅有利于破解农产品“柠檬市场”问题,还可以通过采取集体议价和订单农业等方式降低市场风险[8−9],提升生态产品溢价能力[10]。此外,区域公用品牌也是实现农业绿色生产、提高农户收入及推动乡村振兴的有效手段[11−13]。截至2020年底,浙江省丽水市生态产品价值实现试点的典型模式——“丽水山耕”等系列品牌,累计销售产品超108亿元,平均品牌溢价率超30%。然而,区域公用品牌商标的申请主体多为企业和合作社,农户准入机制尚未明确建立。因此,亟须从组织嵌入视角出发,探索农户参与区域公用品牌,并享受生态产品价值转化红利的有效路径。此外,不同产业组织类型及其利益联结模式对生态产品价值实现的提升效果也存在差异,有必要构建理论分析框架,以更好地诠释产业组织模式对非木质林产品价值实现的异质性影响及区域公用品牌在其中的作用机制。
学者们关于产业组织模式绩效的研究重点聚焦在其对生态化经营[14]、投入产出效率[15]、农产品质量安全[16−17]和绿色生产行为[18−19]等的影响。关于非木质林产品的价值实现,已有研究从问题瓶颈[20]、影响因素[21]和路径机制[22]等方面展开探讨。也有部分学者实证研究了区域公用品牌对农户绿色生产行为[23]以及农民收入增长[24]的影响。综上所述,现有研究均较少从微观视角关注农户参与不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响差异,对区域公用品牌在其中的作用机制研究也较为缺乏。
相较于以往研究,本研究的边际贡献在于:其一,基于微观大样本实证检验不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响。其二,分析区域公用品牌在产业组织模式对非木质林产品价值实现影响中的作用机制。其三,从经营规模和销售渠道的视角探讨产业组织模式对不同农户的异质性影响,以期为促进农户非木质林产品价值溢价增值提供科学决策和政策建议。
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根据产业组织理论,按照利益联结主体和紧密程度不同,将产业组织模式归纳为3类:①“市场+农户”的市场交易模式。农户与买家之间不存在合作和契约关系,进行纯粹交易,农户独立生产和销售非木质林产品,随行就市。②“合作社+农户”的横向合作模式。农户作为合作社的成员,享有合作社所提供的生产技术、信息传递等相关服务,部分合作社还会负责产品的集中销售。③“公司+农户”的纵向协作模式。农户与下游公司建立契约关系,公司为农户提供必要的生产资料、技术支持和市场信息等,农户按照契约生产,并将其非木质林产品销售给公司。相比于市场交易模式,横向合作模式和纵向协作模式均能显著提高农户市场地位与产品议价能力[25],但两者因利益联结方式和运作机制存在异质性,导致农户在非木质林产品价值实现过程中的利益存在一定差异。具体而言,在横向合作模式中,合作社除追求经济效益外,还着重关注农村可持续发展,提升社会效益[26],并通过提供交易平台,共享资源、知识和技术,提高农户议价能力,以此为农户争取更高的产品市场价格[27]。尽管合作社在短期内可能面临管理和资金挑战,但它强调长期合作和共同利益使其在发展过程中更加稳定。相比之下,在纵向协作模式中,公司作为 “弱关系”嵌入农户网络之中,公司与农户之间完全以“工具型”关系为纽带,双方之间的联合完全出于利益诉求。这使得组织运行效率完全取决于组织内的激励和监督制度,从而使得合作双方容易因为利益诉求的差异产生摩擦。与公司相比,农户与合作社之间的关系更为直接且更加紧密,因而农户受合作社的影响更大。基于此,本研究提出第1个研究假说H1:相比市场交易模式,横向合作模式和纵向协作模式均对非木质林产品价值实现有促进作用,且横向合作模式的作用效果更显著。
根据原产地效应理论,产品来源地对消费者知觉和购买决策具有较强推动作用。区域公用品牌能够强化特定地区的生态特征、历史传统和生产技术[28],并通过此与非木质林产品价值产生关联。不仅如此,品牌也赋予了产品附加的心理价值[29]。区域公用品牌作为一种与特定地理区域紧密相关的品牌形式,有助于加强消费者与产品之间的情感联系,从而促使消费者愿意支付产品溢价[30]。由此可见,区域公用品牌能够借助地区声誉向市场发送非木质林产品的质量信号,将生态资源优势转化为商品优势和品牌价值收益,实现生态溢价,释放生态红利。区域公用品牌虽然能够带来一定程度的溢价,但准入门槛却存在异质性。分散经营的农户往往因其资源禀赋限制而被排斥在外,难以获得区域公用品牌为非木质林产品带来的溢价效应。产业组织则能够帮助农户通过组织化,克服资源禀赋的束缚,以“合作社+农户”或者“公司+农户”等利益联结方式使用区域公用品牌转化生态产品价值的红利。基于此,提出第2个研究假说H2:农户使用区域公用品牌在产业组织模式对非木质林产品价值实现过程中发挥了中介作用。
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为实现研究目标,按照典型抽样和随机抽样相结合的原则,于2023年7—8月在浙江省选取非木质林产品较为丰富的7个县(市)开展实地调查。首先,根据当地政府部门和乡(镇)代表对当地乡(镇)的介绍以及人均地区生产总值数据,采用分层抽样的方法,选取经济发展水平较高和较低各2个乡(镇)。其次,每个乡(镇)按照村农民人均可支配收入进行分层,随机抽取经济发展较好和较差各1个行政村。最后每个村根据等距抽样选取20户农户作为样本户进行问卷调查。问卷内容涉及农户个人及家庭基本信息、非木质林产品经营、产业组织加入与区域公用品牌使用及农户认知情况等。调查均以调查员与农户一对一访谈形式完成。调查样本为7个县(市)28个乡(镇)56个村820户农户。有效问卷为811份,有效问卷率为98.9%。
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研究表明:物质供给类生态产品价值主要通过市场交易方式实现[31],其价值实现体现为产品中蕴含的绿水青山的生态价值和人工投入的劳动价值,通过市场机制运作获得溢价。因此本研究用销售价格与市场平均价格的差占市场平均价格的比例计算非木质林产品溢价率,以此衡量农户非木质林产品价值实现程度。销售价格为农户当年销售的非木质林产品平均价格,市场平均价格则采用当地专业大户了解的非木质林产品当年市场平均价格。使用该数据的合理性在于部分大户本身就从事产品收购和加工业务,对生态产品外部市场的价格信息较为清楚。
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本研究将“市场+农户”定义为市场交易模式,“合作社+农户”定义为横向合作模式,“公司+农户”定义为纵向协作模式。以市场交易模式为基准组,对参与多种产业组织模式的农户,选择非木质林产品销量最多的产业组织模式作为主要产业组织模式。
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本研究选取的中介变量为是否使用区域公用品牌,“是”赋值为1,“否”赋值为0。其中,本研究数据所使用的区域公用品牌包括村级、县(市)级、省级和国家级4个层级,涵盖全品类和单一品类。
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参考已有研究成果,选取以下变量:①个人和家庭特征(年龄、受教育程度、家庭村干部人数、家庭林业劳动时间、家庭劳动力数量)。②非木质林产品经营特征(经营规模、销售渠道、培训方式、种植阶段、种植年限、种植品种)。③区域虚拟变量。由于不同地区在社会经济发展、自然条件、林业生产经营相关政策存在差异,从而导致不同地区非木质林产品发展水平也存在差异,因此设置县级虚拟变量。关于县级虚拟变量,本研究以开化县作为参照,设置其他6个县级地区变量。
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本研究关注的核心问题是产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响,构建最小二乘法(OLS)进行回归估计。模型设定如下:
$$ {P}_{i}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{I}_{i}+{\alpha }_{2}{C}_{i}+{\varepsilon }_{i} 。 $$ (1) 式(1)中:i表示农户,被解释变量Pi表示第i个农户的非木质林产品溢价率;核心解释变量Ii表示第i个农户参与的产业组织模式,是市场交易模式、横向交易模式和纵向交易模式3类变量的虚拟变量;解释变量Ci则为影响农户i的非木质林产品溢价率的控制变量,主要包括农户个人特征、家庭特征、经营特征、区域虚拟变量;$ {\alpha }_{0} $为常数项,$ {\alpha }_{1} $和$ {\alpha }_{2} $表示待估计解释变量的回归系数;εi为模型的扰动项。
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根据前文研究假说,借鉴石大千等[32]的方法从区域公用品牌视角验证产业组织模式对非木质林产品价值实现的作用机制。具体实证检验采用3步法验证[33]:①将产业组织模式与非木质林产品价值实现进行回归,若系数显著,则表明产业组织嵌入对非木质林产品价值实现有正向促进作用。②将产业组织嵌入与加入区域公用品牌进行回归,若系数显著,说明产业组织嵌入有助于农户加入区域公用品牌。③将产业组织嵌入和区域公用品牌同时放入模型与非木质林产品溢价率进行回归,若系数不显著或者显著但系数降低了,则证明产业组织嵌入通过影响农户加入区域公用品牌促进非木质林产品溢价率提升。按照上述检验步骤,本研究机制验证模型设定如下:
$$ {P}_{i}={\theta }_{0}+c{I}_{i}+{\gamma }_{0}{C}_{i}+{\mu }_{i} \text{;} $$ (2) $$ {M}_{i}={\theta }_{1}+{{a}{I_{i}}}+{\gamma }_{1}{C}_{i}+{\mu }_{i}\text{;} $$ (3) $$ {P}_{i}={\theta }_{2}+{{c'}{I_{i}}}+{{b}{M_{i}}}+{\gamma }_{2}{C}_{i}+{\mu }_{i}\mathrm{。} $$ (4) 式(2)~(4)中:Mi为中介变量,表示第i个农户经营的非木质林产品的区域公用品牌加入率;θ0、θ1、θ2为常数项;γ0、γ1、γ2、$ a、b、c、c'\mathrm{为}\mathrm{待}\mathrm{估}\mathrm{系}\mathrm{参}\mathrm{数};\mu\mathrm{\mathit{_i}表}\mathrm{示}\mathrm{随}\mathrm{机}\mathrm{扰}\mathrm{动}\mathrm{项} $;其余变量含义与前文基准模型(1)相同。
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本研究所涉及的变量如表1所示。根据描述统计结果,2022年农户平均非木质林产品溢价率为7.64%,60%的农户选择市场交易模式,35%的农户选择横向合作模式,5%的农户选择纵向协作模式。农户中使用区域公用品牌的比例为20%。控制变量中,户主平均年龄为60.63岁,表明农户年龄偏大,其种植经验较为丰富,平均种植经验达18.51 a,平均家庭经营规模为5.19 hm2。
表 1 总体描述性统计
Table 1. General descriptive statistics
变量类型 变量名称 变量含义及赋值 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 (销售价格−市场平均价格)/
市场平均价格×100%7.64 4.95 核心解释变量 产业组织模式 市场交易模式(以此为基准) 是否“市场+农户”:0为否;1为是 0.60 0.49 横向合作模式 是否“合作社+农户”:0为否;1为是 0.35 0.48 纵向协作模式 是否“公司+农户”:0为否;1为是 0.05 0.21 中介变量 区域公用品牌加入率 是否使用区域公用品牌: 0为否;1为是 0.20 0.40 控制变量 个体基本特征 年龄 户主实际年龄/岁 60.63 9.30 受教育程度 户主受教育年限/a 10.21 3.65 家庭基本特征 家庭村干部数量 家庭村干部数量/人 1.29 0.53 家庭劳动力数量 家庭参与劳动数量/人 2.64 1.06 家庭林业劳动时间 家庭1 a中林业劳动时间/月 6.87 3.98 经营特征 种植经验 农户种植年限/a 18.51 14.09 经营规模 家庭经营种植面积/hm2 5.19 21.19 种植阶段 1为盛果期;2为初果期;
3为幼苗期;4为衰退期1.81 1.25 参加培训形式 0为不参加培训;1为线上理论;
2为线下理论;3为线下示范1.55 0.99 销售渠道 非木质林产品主要销售方式:
1为线下销售;2为线上销售1.30 0.69 说明:数据来源于农户调研。 -
表2对不同产业组织模式下的非木质林产品溢价率、加入区域公用品牌情况分别进行了统计。市场交易模式、横向合作模式和纵向协作模式的样本数分别为491、283、37个。表2表明:横向合作模式和纵向协作模式非木质林产品溢价率显著高于市场交易模式,横向交易模式溢价率为11.12%,纵向协作模式溢价率为8.59%。在区域公用品牌加入率方面,纵向协作模式比例最高,达62%,横向协作模式区域公用品牌加入率为43%,市场交易模式仅为3%。
表 2 关键变量描述性统计
Table 2. Descriptive statistics of key variables
变量类型 变量名称 市场交易模式 横向合作模式 纵向协作模式 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 5.57 3.36 11.12 5.41 8.59 3.80 中介变量 区域公用品牌加入率 0.03 0.17 0.43 0.50 0.62 0.49 说明:数据来源于农户调研。市场交易模式、横向合作模式和纵向协作模式的样本数分别为491、283、37个。 -
本研究使用Stata18软件,采用OLS估计方法对811份农户数据展开逐步回归分析,得到基准回归结果(表3)。3列的估计结果均表明:相比于市场交易模式,横向合作模式和纵向协作模式均在1%的水平上对非木质林产品溢价率有显著正向影响。由表3可知:与市场交易模式相比,横向合作模式和纵向协作模式会显著提升非木质林产品溢价率。具体而言,横向合作模式和纵向协作模式分别使得非木质林产品溢价率提升1.327个百分点和1.017个百分点。同时,横向合作模式的系数大于纵向协作模式,表明横向合作模式对非木质林产品溢价的促进效果比纵向协作模式更好。H1得到验证。这表明“合作社+农户”“公司+农户”等紧密型产业组织模式均能有效弥补农户在组织结构上的不足[34],提高农户非木质林产品的溢价能力,从而促进其价值实现。不仅如此,由于利益联结方式的不同,合作社对农户非木质林产品溢价率的提升效果更加显著。
表 3 基准回归结果
Table 3. Baseline regression results
变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 横向合作模式 5.547(0.356)*** 4.639(0.354)*** 1.327(0.215)*** 种植年限 −0.009(0.007) 纵向协作模式 3.019(0.635)*** 2.819(0.671)*** 1.017(0.386)*** 种植阶段 0.074(0.061) 年龄 −0.011(0.010) 培训方式 0.171(0.068)** 受教育程度 0.018(0.027) 销售渠道 1.935(0.118)*** 家庭村干部人数 0.701(0.152)*** 品种 未控制 未控制 已控制 家庭劳动力人数 −0.072(0.073) 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 种植面积 0.001(0.000)*** 常数项 5.570(0.152)*** 5.509(0.302)*** 13.29(1.053)*** 林业劳动时间 0.010(0.021) R2 0.280 0.405 0.842 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(2)、溢价率(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。空白处即为未控制该变量。***和**分别表示1%和5%的显著性水平。样本量为811个。 -
本研究采用中介效应模型检验产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响以及区域公用品牌在其中的作用机制,回归结果如表4所示。与基准回归结果相比,将区域公用品牌引入模型后,横向合作模式的边际效应较未引入机制变量前有所降低(由1.327降低到0.954),纵向协作模式系数不显著。同时,区域公用品牌对非木质林产品价值实现的影响在1%显著水平上为正,这说明区域公用品牌的使用与非木质林产品溢价率提升有关。回归结果也表明:与市场交易模式相比,横向合作模式和纵向协作模式也会促进参与区域公用品牌。以上结果表明:加入区域公用品牌在横向合作模式和纵向协作模式促进非木质林产品价值实现中发挥着中介作用。H2得以验证。
表 4 区域公用品牌的机制检验
Table 4. Mechanism test of regional public brand
变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 横向合作模式 1.327(0.215)*** 0.352(0.042)*** 0.954(0.240)*** 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 纵向协作模式 1.017(0.386)*** 0.446(0.091)*** 0.543(0.422) 常数项 13.29(1.053)*** 0.414(0.143)*** 12.85(1.068)*** 区域公用品牌加入率 1.062(0.255)*** R2 0.842 0.403 0.846 控制变量 已控制 已控制 已控制 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(3)分别表示引入区域公用品牌加入率这一机制变量前后的结果。区域公用品牌加入率(2)表示不同产业组织模式对农户区域公用品牌加入的影响。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 -
本研究采用替换变量进行稳健性检验。通过替换被解释变量非木质林产品溢价率为非木质林产品经营收入进行估计。稳健性检验结果如表5所示。横向合作模式和纵向协作模式均在1%显著水平上对非木质林产品价值实现有正向促进作用,与基准回归结果基本一致,即本研究的实证估计结果是稳健的。
表 5 稳健性检验结果
Table 5. Robustness test results
变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)横向合作模式 0.784 (0.131) *** 0.994 (0.150) *** 0.782 (0.166) *** 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 纵向协作模式 2.570 (0.371) *** 2.682 (0.350) *** 1.910 (0.341) *** 常数项 9.743 (0.065) *** 9.046 (0.167) *** 9.110 (0.684) *** 控制变量 未控制 未控制 已控制 R2 0.116 0.191 0.367 说明:括号内为标准误。非木质林产品经营收入(1)、非木质林产品经营收入(2)、非木质林产品经营收入(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 -
基于前文理论机制分析与研究假说,对农户非木质林产品经营规模和销售渠道进行分组,讨论产业组织嵌入对非木质林产品价值实现影响的异质性。其中,经营规模按照种植面积是否超过均值 (5.19 hm2),划分为规模户组 (>5.19 hm2)和普通户组 (≤5.19 hm2)。销售渠道按照是否通过互联网销售分为线上销售组和线下销售组。
表6表明:对普通户组而言,横向合作模式和纵向协作模式对非木质林产品溢价率影响均在1%水平上显著为正,且普通户组系数均大于规模户组,表明其对溢价率的提升效果均大于规模户组。可能的原因在于普通规模农户借助紧密型产业组织能获得更高的质量溢价,因而非木质林产品价值实现效果更显著。销售渠道分组回归结果表明:线上销售组中横向合作模式和纵向协作模式分别在1%和5%显著水平上对非木质林产品溢价率有正向促进作用,线下销售组中横向合作模式和纵向协作模式分别在1%和10%显著水平上对非木质林产品溢价率有正向促进作用,线上销售组回归系数均大于线下销售组,表明通过互联网销售的非木质林产品相比于只在线下销售的非木质林产品,其溢价效果更为显著,与蒋玉等[35]的研究结论一致。
表 6 异质性检验
Table 6. Heterogeneity test
变量名称 经营规模 销售渠道 规模户组 普通户组 线上销售组 线下销售组 横向合作模式 1.230 (0.499) ** 1.306 (0.250) ***1.508 (0.497) *** 1.275 (0.222)*** 纵向协作模式 0.504 (0.640) 1.373 (0.459)*** 1.434 (0.698) ** 0.871 (0.490) * 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 已控制 常数项 11.81 (2.531) *** 13.52 (1.208) *** 6.635 (0.952) *** 21.84 (1.403)*** R2 0.883 0.843 0.529 0.817 说明:括号内为标准误。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。规模经营组和普通户组的样本量分别为110和701个;线上销售组和线下销售组的样本量分别为373和438个。 -
本研究以浙江省为例,分析了产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响及区域公用品牌在其中的作用机制,并识别了不同经营规模、销售渠道对非木质林产品价值实现的差异。得出以下结论:①与市场交易模式相比,横向合作模式和纵向协作模式对农户非木质林产品价值实现均有显著的正向影响,且横向合作模式的作用效果更明显。②使用区域公用品牌在不同产业组织模式对非木质林产品价值实现影响过程中均起到中介作用。③经营规模、销售渠道的不同使得非木质林产品价值实现的效果也存在差异。具体而言,对于经营规模小、采用互联网销售的农户,产业组织嵌入对非木质林产品价值实现效果更显著。
基于上述研究结论,得到如下政策启示:①积极推广“合作社+农户”和“公司+农户”组织模式,持续提高农户的组织化程度。鼓励农户加入合作社或与公司对接,特别是加入合作社,加强农户与合作社之间的利益共享机制,确保农户能够充分受益于合作社提供的服务与市场信息,享受生态产品价值转化红利。②充分发挥区域公用品牌的溢价能力。鼓励合作社与公司积极参与到区域品牌的建设与运营中,充分发挥产业组织在规模化、标准化与品牌化生产运营中的优势,借助产业组织完善区域公用品牌市场化运作体系,扩大区域公用品牌对农户生态产品价值实现的影响力。③鼓励农户积极参与线上销售。通过建立透明、高效的互联网信息共享平台,弥合市场需求与农户生产之间的市场信息差距,引导农户及时高效销售优质生态产品,实现从生产端到消费端的价值转化。
Impact of industrial organization models on the value realization of non-timber forest products
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摘要:
目的 探究不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响及作用机制,明确非木质林产品等物质类生态产品价值实现有效路径。 方法 基于2022年浙江省7个县(市) 811份农户调研数据,实证分析不同产业组织模式对非木质林产品价值实现的影响以及区域公用品牌在其中发挥的作用。 结果 相对“市场+农户”的市场交易模式,“合作社+农户”的横向合作模式和“公司+农户”的纵向协作模式均对非木质林产品价值实现具有显著正向影响;机制验证表明:区域公用品牌在产业组织对非木质林产品价值实现过程中起到中介作用;异质性检验发现:经营规模小、采用互联网销售农户的非木质林产品溢价效果更显著。 结论 产业组织能够通过促进农户加入区域公用品牌,从而推动非木质林产品价值实现。据此,提出在提高农户组织化程度的同时,需要加强区域公用品牌建设,优化销售渠道等政策启示。表6参35 Abstract:Objective This study aims to explore the impact of various industrial organization models on the value realization of non-timber forest products and their mechanism of action, and to clarify effective pathways for the value realization of material-based ecological products. Method Based on the survey data of 811 farming households from 7 counties (cities) in Zhejiang Province in 2022, this study empirically analyzed the impact of different industrial organization models on the value realization of non-timber forest products, as well as the role of regional public brands in this process. Result Both horizontal cooperation (cooperative + farmer) and vertical collaboration (company + farmer) models had significant positive effects on the value realization of non-timber forest products. Mechanism verification showed that regional public brands played a mediating role in the value realization process of non-timber forest products by industrial organizations. Heterogeneity tests revealed that the premium effect of non-timber forest products sold by farmers with small operation scale and through the Internet was more significant. Conclusion Industrial organizations can facilitate the value realization of non-timber forest products by promoting farmers’ participation in regional public brands. Therefore, it is suggested that while improving the organization degree of farmers, it is necessary to strengthen the construction of regional public brand and optimize sales channels. [Ch, 6 tab. 35 ref.] -
土壤呼吸又被称为土壤二氧化碳(CO2)排放通量,是土壤中的碳以CO2形式从土壤向大气圈流动的结果,是陆地生态系统碳循环中一个重要环节[1]。土壤中的碳储量约1 500 Gt,超过了植被(约560 Gt)和大气含量(约750 Gt)的总和[2]。全球每年因土壤呼吸作用向大气中释放的CO2量约是77 Pg,其量值仅次于全球陆地总初级生产力,是化石燃料燃烧所产生的CO2的10倍[3-4],是碳进入大气系统的主要途径之一[5]。因此,土壤呼吸的一些细小变化都会对大气的CO2浓度产生影响,进而造成全球性的气候变化。土壤呼吸受植被类型、土壤温度、湿度、养分、微生物等因素的交互影响[6-9]。有研究表明:土壤温度和土壤呼吸速率之间存在着明显的指数相关关系[10-11],土壤呼吸对温度变化的敏感性则通常用Q10表示,即温度每升高10 ℃土壤呼吸的变化倍数[12]。土壤湿度对土壤呼吸的影响十分显著,在干旱半干旱地区土壤湿度甚至成为影响土壤呼吸的主要控制因子[13],而在元江干热河谷这种干热的特殊环境下对土壤呼吸特征及其调控因子等方面的研究还尚不明确。热带与亚热带的萨王纳生态系统占据了全球陆地面积的1/6,占据陆地生态系统净初级生产力的30%[14-15],因而,萨王纳生态系统对全球的物质循环、气候变化等方面都至关重要,另外,根据相关研究:萨王纳生态系统是全球温室气体主要的排放源之一[16-18]。在中国,萨王纳系统主要表现为干热河谷的稀树灌草丛生态系统,元江干热河谷就是中国萨王纳生态系统的典型代表,该系统因复杂的地理环境和局部小气候的综合作用形成了独特的干热生境:焚风盛行,年均气温20 ℃以上,降水量小,蒸发量大[19-21]。目前中国对于干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸的相关研究和报道还很鲜见,本研究利用实测数据,探究了干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸的特征和变化规律,及其与土壤温度和土壤湿度的相关关系,计算该生态系统土壤CO2年排放量和Q10。可为国家温室气体清单估算提供基础数据;为进一步预测气候变化对干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸的影响提供参考。
1. 研究区域与方法
1.1 研究区域概况
监测样地位于云南省元江县普漂村的元江国家级自然保护区试验区内,距离元江县城约25 km。样地建在中国科学院西双版纳热带植物园元江干热河谷生态系统研究站1 hm2永久样地旁,海拔570 m,23°28′N,102°10′E,地形相对平坦,土壤类型为燥红壤,0~20 cm土壤有机质质量分数为1.2%,pH 7.3(土水比为1.0∶2.5)。50 a(1965−2014)年平均气温23.8 ℃,最冷月平均气温16.7 ℃,最热月平均气温28.6 ℃,≥10 ℃年积温达8 708.9 ℃;干湿季节分明,干季为11月至翌年4月,雨季为5−10月;50 a年平均降水799.9 mm,其中79.2%的降水集中在雨季[22]。群落林冠高度约6 m,优势种为厚皮树Lannea coromandelica、霸王鞭Euphorbia royleana、老人皮Polyalthia cerasoides、余甘子Phyllanthus emblica;灌丛高度一般在1~3 m,优势种为虾子花Woodfordia fruticosa、云南黄素馨Jasminum mesnyi;草本主要以多年生禾本科Poaceae植物扭黄茅Heteropogon contortus为优势种[23-24]。
1.2 实验设置
考虑该区域植被状况及代表性,在中国科学院西双版纳热带植物园元江干热河谷生态站的取样样地中选取5块10 m×10 m的典型样地,每个典型样地间相距10 m,在每块样地中分别放置3个采样桶,共计15个采样桶。采样桶为圆柱形聚氯乙烯(PVC)桶,桶高为20 cm,直径15 cm,每个小桶配1个底座,底座高5 cm,实验前1个月安置采样桶,采样桶底座压入土中,并长期保留在样地中。桶盖用惰性PVC板制作而成,桶盖上打有3个直径5 mm的圆孔,小孔用来插接进、出气管和电子温度计。测量时用黏胶和橡皮泥将桶盖密封在桶身上。
1.3 测定方法
土壤呼吸:采用红外CO2分析法,测定土壤呼吸中的CO2成分,测定仪器为Li-820(Li-Cor,美国)。每次测定前24 h,齐地剪去地表植物,去除植被的光合作用和呼吸作用对土壤呼吸的影响[25-27]。测定时间为8:30−11:00,实验前先预热仪器约30 min,测量时收集有效数据2 min。从2014年6月下旬开始测量至2015年6月上旬结束,每月测定2次(上半月下半月各1次,间隔10 d以上),每季度用标气校正Li-820[28]。
环境因子测定:测定土壤呼吸的同时,采用长杆温度计在气室顶部小孔插入测定气室温度,在采样桶周围10 cm内埋设HOBO温度采集器,测定5、10 cm处土壤温度。采用TDR 100土壤水分速测仪测定采样桶周边0~5、0~10 cm土壤体积含水量,简称5、10 cm土壤湿度。
1.4 数据处理
1.4.1 土壤呼吸计算
$$ {F=}\frac{{M}}{{{V}}_{{0}}}\frac{{P}}{{{P}}_{{0}}}\frac{{{T}}_{{0}}}{{T}}{H}\frac{{{d}}_{{c}}}{{{d}}_{{t}}}\text{。}$$ (1) 式(1)中:F为CO2通量(mg·m−2·h−1),M为CO2摩尔质量(g·mol−1),P0和T0为理想气体标准状态下的空气压力和气温(分别为1 013.25 hPa和273.15 K),V0为CO2在标准状态下的摩尔体积,即22.41 L·mol−1,H为采样箱内气室高度(m),P和T为采样时箱内的实际气压(hPa)和气温(℃),dc
/dt 为桶内CO2浓度随时间变化的回归曲线斜率。年通量计算:把干季、雨季和全年观测的土壤呼吸速率的分别进行平均计算,分别作为观测期内干季、雨季和全年的日平均值,根据干季、雨季的天数计算得到干季、雨季和全年通量。 1.4.2 拟合计算
土壤温度和土壤呼吸的关系采用指数方程进行拟合[29]:
$$ {R}_{\rm{S}}{=}{{a}}_{{1}}{\rm{exp}}\;({b_{1}{T}})\text{。} $$ (2) Q10计算方程为:
$$ {{Q}}_{{10}}{=}{\rm{exp}}{(}{10}{{b}}_{{1}}{)}\text{。} $$ (3) 土壤湿度和土壤呼吸的关系采用二次曲线进行拟合[30]:
$$ {R}_{\rm{S}}{=}{{a}}_{{2}}{{W}}^{{2}}{+}{{b}}_{{2}}{W+}{{c}}_{{1}}\text{。} $$ (4) 土壤温度和湿度和土壤呼吸的关系采用指数与二次耦合方程拟合[30]:
$$ {R}_{\rm{S}}{=}{{a}}_{{3}}\left({d}{{W}}^{{2}}{+}{k}{W+}{{c}}_{{2}}{}\right){\rm{exp}}\;({b_{3}{T}})\text{。} $$ (5) 式(2)~(5)中:RS为土壤呼吸速率(μmol·m−2·s−1),T为 5、10 cm处土壤温度(℃),W为5、10 cm土壤湿度(%),a1、a2、a3、b1、b2、b3、c1、c2、d和k为拟合常数。
全年计算方法:实验开始于2014年6月22日,结束于2015年6月16日,因此为了与历史气象数据以及元江干季和雨季配合,本研究设定6月22日为起始日,次年6月21日为结束日,11月1日为干季起始日,次年4月30日为干季结束日,雨季为全年去除干季的部分。本研究历史气候数据都是依照这个方法进行计算。
1.4.3 全球萨王纳生态系统土壤呼吸平均值计算
参考文献[7, 17-18, 31-54],得出全球萨王纳生态系统土壤呼吸平均值,与本研究结果进行比较。
1.4.4 数据处理
使用SigmaPlot 12.0对土壤呼吸与温度和土壤湿度的关系进行拟合并作图,显著性水平为0.05。
2. 结果与分析
2.1 降水、土壤温度和土壤湿度的季节变化
测定期间内元江干热河谷稀树灌草丛生态系统的总降水量为718.3 mm,较元江50 a(1965−2014)平均降水量799.9 mm减少10.2%(表1)。其中雨季降水量为515.2 mm,占测定周期总降水量的71.7%,少于50 a平均值79.2%;干季的降水量为203.1 mm,占测定周期总降水量的28.3%,多于50年平均值20.8%。
表 1 干季、雨季和全年降水、土壤呼吸总量和土壤温度、湿度日均值Table 1 Total value of precipitation and soil respiration, daily mean values soil temperature, soil water content in the dry season, the rain season and annual respectively时期 土壤温度/℃ 土壤湿度/% 土壤呼吸总量/(t·hm−2) 降水/mm 5 cm 10 cm 5 cm 10 cm 干季 22.0±1.2 B 22.4±0.5 B 12.5±0.9 B 13.8±1.2 B 1.49±0.53 B 203.1 雨季 29.0±1.1 A 27.8±0.4 A 14.7±1.1 A 17.8±1.0 A 2.71±0.76 A 515.2 年 25.7±1.2 25.2±0.4 13.7±1.0 15.9±1.1 4.20±1.30 718.3 说明:数值为平均值±标准误,同列不同大写字母表示同一指标不同时期在0.01水平差异显著 如图1所示:元江干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤5、10 cm处温度和湿度具有明显的季节变化,均呈现出雨季极显著高于干季的变化规律(表1)。5、10 cm处土壤温度的最低值均出现在1月,分别为15.1和16.9 ℃,随后逐渐升高,最高值出现在雨季的7−9月(图1B),分别为32.5 ℃(9月)和30.5 ℃(7月)。5、10 cm土壤湿度的最低值均出现在干季初期12月,分别为2.5%和7.1%,随后逐渐升高,最高值均出现在雨季后期的9月(图1A),分别为28.1%和28.2%。
2.2 土壤呼吸速率的季节变化
元江干热河谷稀树灌草丛土壤呼吸具有明显的季节变化,土壤呼吸速率总体呈现近似单峰型且雨季大于干季(图1C)。1−6月,随着温度的上升和降水量的逐渐增加,土壤呼吸速率也随之逐渐增加;在温度较高,降水相对稳定的6−9月,土壤呼吸速率也维持在一个相对稳定的较高水平,并且在雨季初期的2015年5月出现土壤呼吸速率峰值,为2.27 μmol·m−2·s−1;9月之后,随着温度的降低和降水量的逐渐减少,土壤呼吸速率总体上也随之减弱,到12月降水量降到最小值,土壤呼吸速率也在此时出现最低值,为0.27 μmol·m−2·s−1。经过计算,元江干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸年总量为4.20 t·hm−2·a−1,其中,雨季的CO2排放量2.71 t·hm−2,占到全年碳排放总量的64.5%,干季的CO2排放量1.49 t·hm−2,占到全年碳排放总量的35.5%(表1),通过1 a的观测研究,元江干热河谷稀树灌草丛土壤呼吸的通量在雨季和干季都为正值,并没有出现负值。
2.3 土壤呼吸速率与土壤温度和土壤湿度的关系
元江干热河稀树冠草丛生态系统土壤呼吸速率与5和10 cm土壤温度呈现指数相关关系,相关性显著(P<0.05)(图2)。根据式(3)计算得到的干热河谷土壤5和10 cm处土壤呼吸Q10分别为1.73和1.98。
土壤呼吸速率与5和10 cm处土壤湿度呈现凸型抛物线关系,二者相关性显著(P<0.01)(图2)。湿度过低或者过高都会抑制土壤呼吸速率,其中5 cm处土壤湿度在25.4%时土壤呼吸速率最高,10 cm处土壤湿度在20.3%时土壤呼吸速率最高。
根据以上结果土壤呼吸受土壤温度和土壤湿度共同作用,因此依据式(5)拟合得图3。5和10 cm土壤温度、湿度的二因子模型可以分别解释土壤呼吸的74.4%和78.9%,拟合效果均高于土壤温度和土壤湿度单独拟合的效果(图2)。
2.4 与全球萨王纳系统比较
汇总全球49个点数据(图4),得出全球萨王纳生态系统土壤呼吸年总量平均值为8.16 t·hm−2·a−1,比本研究高出近1倍。本研究土壤呼吸年总量在全球萨王纳生态系统呼吸中处于较低的位置。
3. 讨论
3.1 土壤呼吸
元江干热河谷稀树灌草丛生态系统干季、雨季的土壤呼吸总量分别为1.49和2.71 t·hm−2,土壤呼吸年总量为4.2 t·hm−2·a−1,低于RAICH[55]统计全球9个点得出的全球萨王纳生态系统土壤呼吸6.30 t·hm−2·a−1的均值,也低于本研究统计的全球49个点的均值,与TALMON等[31]在以色列灌丛样地,MILLARD等[18]在美国草地,REY等[32]在西班牙草地和SUN等[33]在南澳大利亚的桉树Eucalyptus spp.林的结果接近,其主要原因是这些生态系统降水量普遍偏低,而土壤呼吸总量与年均降水量相关性显著,因此这些降水量较低的萨王纳生态系统土壤呼吸均较低。
元江干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸雨季高于旱季,这与西双版纳橡胶Hevea brasiliensis林的研究结果相似[56],在干湿季分明的地区,雨季时,温度高,降水较多,植物生长旺盛,土壤湿度较高,较多的光合产物向地下分配,并且凋落物加速分解,从而促进了土壤呼吸[57-58];干季时,温度高,降水少,土壤湿度较低,限制了土壤呼吸的进行[59-60],本研究与相关研究[61]得出温度和湿度是土壤呼吸的主要影响因子,寒冷地区温度成为土壤呼吸的主要控制因子[62],温带和亚热带则是温度和降水的季节变化交替控制土壤呼吸[63],在热带则是降水成为主要的控制因子[64]。而元江干热河谷稀树灌草丛生态系统正是干湿季分明,气温常年较高的状态,干湿季交替导致土壤湿度的显著变化,进而造成了土壤呼吸速率表现出明显的季节波动,雨季高于干季,且差异较大。
元江干热河谷稀树灌草丛生态系统干季土壤呼吸总量占年总量的35.5%,与SUN等[33]在南澳大利亚桉树林得到的结果类似,但是高于其他的已有研究结果[31, 34-35]。主要有2个原因:第一,干季土壤含水量较低,一般小于20%,土壤呼吸在土壤湿度为21%左右达到最大,因此在干季土壤湿度较低的情况下,土壤呼吸会随着土壤湿度的增加而增加,测试时间内干季降水量较50 a均值高出22%,干季降水的异常导致了较高的干季土壤呼吸;第二,本研究测定频率不高,因此可能会高估干季的土壤呼吸[17]。
3.2 土壤呼吸与环境因子的关系
土壤呼吸与5、10 cm处土壤温度均呈指数相关关系,这与多数研究结果一致[65-66]。然而相比于其他生态系统,干热河谷稀树灌草丛生态系统终年温度较高,且土壤湿度相对较低,对土壤呼吸产生了抑制作用,从而导致土壤呼吸和温度的指数相关较为离散,使二者趋向于凸型抛物线相关,在较干热的地区,温度较高不是限制因子,水分是主要的限制因子,导致出现这种现象[32]。土壤呼吸与土壤湿度呈凸型抛物线型关系,这与多数研究结果相似[67-68]。这表明土壤湿度过高或者过低都会抑制土壤呼吸。本研究显示:土壤呼吸的最适土壤湿度在21%左右,且最适土壤湿度5 cm大于10 cm,可能是因为雨季5 cm处土壤温度高于10 cm处土壤温度,而土壤呼吸主要受土壤温度和水分协同影响[69],本研究的结果亦是如此,因此较高的土壤温度(5、10 cm分别为27.68、28.88 ℃)需要更高的土壤湿度(5、10 cm分别为22.07%、21.12%)配合才能使土壤呼吸速率(2.27 μmol·m−1·s−1)达到最大;也可能是本研究测定频率不高,且持续时间只有1 a,因此在将来的实验中需要增加观测频率和时间长度。本研究土壤湿度与土壤呼吸速率的拟合效果优于土壤温度,土壤湿度长期处于最优土壤湿度下方,因此,该生态系统土壤呼吸可能处于抑制状态,从而使土壤湿度成为影响土壤呼吸的主要生态因子[36],这与全球萨王纳生态系统土壤呼吸速率与土壤温度拟合效果不显著与降水拟合显著的结果是一致的,表明土壤水分对全球萨王纳生态系统土壤呼吸的影响大于土壤温度。
3.3 Q10及其影响因子
由5和10 cm处土壤温度计算得到该系统土壤呼吸的Q10分别为1.73和1.98,分别小于和接近全球平均值2.0。这可能是与该生态系统全年温度较高、土壤养分含量和土壤湿度均较低有关。有关研究表明:Q10随着温度的升高而降低,随土壤有机质含量的增加而增大[70-71]。与该生态系统纬度相近而年均温较低降水较多的热带雨林的Q10为2.03~2.36[68];纬度相近年均温更低,降水更多,土壤有机质含量较高的哀牢山常绿阔叶林的Q10可达4.53[28]。因此,在年均温较高的干热河谷地区,土壤呼吸对温度的敏感性相对较低,而降水成为限制土壤呼吸的主要因子。其中5 cm处的Q10(1.73)小于10 cm处的Q10(1.98),可能是雨季5 cm处土壤温度高于10 cm处土壤温度,符合随着温度越高Q10越低的普遍认知[70-72]。10 cm土温下Q10=1.98与全球均值很接近且10 cm处土壤温度与土壤呼吸拟合效果高于5 cm土壤温度,因此在采用模型模拟元江萨王纳生态系统土壤呼吸时,建议采用10 cm处土壤温度。
4. 结论
元江干热河谷稀树灌草丛生态系统的土壤温度、湿度和土壤呼吸速率具有明显的季节变化特征,均表现为雨季高于干季。元江干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸年总量为4.20 t·hm−2·a−1,其中,雨季的CO2排放量2.71 t·hm−2,占到全年碳排放总量的64.5%,干季的CO2排放量1.49 t·hm−2,占到全年碳排放总量的35.5%。元江干热河谷稀树灌草丛生态系统土壤呼吸速率与土壤温度和土壤湿度分别呈指数和抛物线关系,土壤呼吸受土壤温度和土壤湿度共同影响,土壤湿度是土壤呼吸的主要限制因子,5和10 cm处土壤温度计算得到的Q10分别为1.73和1.98,小于全球均值2.0。全球萨王纳生态系统年平均碳排放量为8.16 t·hm−2·a−1,比元江萨王纳生态系统高出近1倍,全球萨王纳生态系统平均降水为931.29 mm,比元江高出14.1%;全球萨王纳生态系统土壤呼吸主要受年降水量的影响。
5. 致谢
感谢中国科学院西双版纳热带植物园元江干热河谷生态站和中心实验室的大力支持,以及刀万有、封乾元、刀新明在实验过程中的帮助。
-
表 1 总体描述性统计
Table 1. General descriptive statistics
变量类型 变量名称 变量含义及赋值 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 (销售价格−市场平均价格)/
市场平均价格×100%7.64 4.95 核心解释变量 产业组织模式 市场交易模式(以此为基准) 是否“市场+农户”:0为否;1为是 0.60 0.49 横向合作模式 是否“合作社+农户”:0为否;1为是 0.35 0.48 纵向协作模式 是否“公司+农户”:0为否;1为是 0.05 0.21 中介变量 区域公用品牌加入率 是否使用区域公用品牌: 0为否;1为是 0.20 0.40 控制变量 个体基本特征 年龄 户主实际年龄/岁 60.63 9.30 受教育程度 户主受教育年限/a 10.21 3.65 家庭基本特征 家庭村干部数量 家庭村干部数量/人 1.29 0.53 家庭劳动力数量 家庭参与劳动数量/人 2.64 1.06 家庭林业劳动时间 家庭1 a中林业劳动时间/月 6.87 3.98 经营特征 种植经验 农户种植年限/a 18.51 14.09 经营规模 家庭经营种植面积/hm2 5.19 21.19 种植阶段 1为盛果期;2为初果期;
3为幼苗期;4为衰退期1.81 1.25 参加培训形式 0为不参加培训;1为线上理论;
2为线下理论;3为线下示范1.55 0.99 销售渠道 非木质林产品主要销售方式:
1为线下销售;2为线上销售1.30 0.69 说明:数据来源于农户调研。 表 2 关键变量描述性统计
Table 2. Descriptive statistics of key variables
变量类型 变量名称 市场交易模式 横向合作模式 纵向协作模式 均值 标准差 均值 标准差 均值 标准差 被解释变量 非木质林产品溢价率 5.57 3.36 11.12 5.41 8.59 3.80 中介变量 区域公用品牌加入率 0.03 0.17 0.43 0.50 0.62 0.49 说明:数据来源于农户调研。市场交易模式、横向合作模式和纵向协作模式的样本数分别为491、283、37个。 表 3 基准回归结果
Table 3. Baseline regression results
变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 溢价率(2) 溢价率(3) 横向合作模式 5.547(0.356)*** 4.639(0.354)*** 1.327(0.215)*** 种植年限 −0.009(0.007) 纵向协作模式 3.019(0.635)*** 2.819(0.671)*** 1.017(0.386)*** 种植阶段 0.074(0.061) 年龄 −0.011(0.010) 培训方式 0.171(0.068)** 受教育程度 0.018(0.027) 销售渠道 1.935(0.118)*** 家庭村干部人数 0.701(0.152)*** 品种 未控制 未控制 已控制 家庭劳动力人数 −0.072(0.073) 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 种植面积 0.001(0.000)*** 常数项 5.570(0.152)*** 5.509(0.302)*** 13.29(1.053)*** 林业劳动时间 0.010(0.021) R2 0.280 0.405 0.842 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(2)、溢价率(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。空白处即为未控制该变量。***和**分别表示1%和5%的显著性水平。样本量为811个。 表 4 区域公用品牌的机制检验
Table 4. Mechanism test of regional public brand
变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 变量名称 溢价率(1) 区域公用品
牌加入率(2)溢价率(3) 横向合作模式 1.327(0.215)*** 0.352(0.042)*** 0.954(0.240)*** 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 纵向协作模式 1.017(0.386)*** 0.446(0.091)*** 0.543(0.422) 常数项 13.29(1.053)*** 0.414(0.143)*** 12.85(1.068)*** 区域公用品牌加入率 1.062(0.255)*** R2 0.842 0.403 0.846 控制变量 已控制 已控制 已控制 说明:括号内为标准误。溢价率(1)、溢价率(3)分别表示引入区域公用品牌加入率这一机制变量前后的结果。区域公用品牌加入率(2)表示不同产业组织模式对农户区域公用品牌加入的影响。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 表 5 稳健性检验结果
Table 5. Robustness test results
变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)变量名称 非木质林产品
经营收入(1)非木质林产品
经营收入(2)非木质林产品
经营收入(3)横向合作模式 0.784 (0.131) *** 0.994 (0.150) *** 0.782 (0.166) *** 地区虚拟变量 未控制 已控制 已控制 纵向协作模式 2.570 (0.371) *** 2.682 (0.350) *** 1.910 (0.341) *** 常数项 9.743 (0.065) *** 9.046 (0.167) *** 9.110 (0.684) *** 控制变量 未控制 未控制 已控制 R2 0.116 0.191 0.367 说明:括号内为标准误。非木质林产品经营收入(1)、非木质林产品经营收入(2)、非木质林产品经营收入(3)分别表示不控制任何变量、控制地区虚拟变量、控制所有控制变量的结果。***表示1%的显著性水平。样本量为811个。 表 6 异质性检验
Table 6. Heterogeneity test
变量名称 经营规模 销售渠道 规模户组 普通户组 线上销售组 线下销售组 横向合作模式 1.230 (0.499) ** 1.306 (0.250) ***1.508 (0.497) *** 1.275 (0.222)*** 纵向协作模式 0.504 (0.640) 1.373 (0.459)*** 1.434 (0.698) ** 0.871 (0.490) * 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 地区虚拟变量 已控制 已控制 已控制 已控制 常数项 11.81 (2.531) *** 13.52 (1.208) *** 6.635 (0.952) *** 21.84 (1.403)*** R2 0.883 0.843 0.529 0.817 说明:括号内为标准误。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。规模经营组和普通户组的样本量分别为110和701个;线上销售组和线下销售组的样本量分别为373和438个。 -
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