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。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 equationmodeling，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。

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-Σf_i²/(Σf_i)²。式中，GM为农户经营非木质林产品的多样化指数，f_i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。

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。

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。

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:

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)，Λ_x，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。

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。

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

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、檫罗乡 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

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

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 标准差Standard deviation 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. 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=5Very 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=5Very far=1;Far=2;Middle=3;Near=4;Very near=5 2.77 1.10 外部环境特征 Externalenvironment ( 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-timberforest 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bCapital input per hectare CAPI 非常低=1; 低=2; 一般=3; 高=4; 非常高=5Very 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=5Very low=1; Low=2; Middle=3; High=4; Very high=5 2.70 1.26

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。

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

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 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. 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 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

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。

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。

表 4 信度与收敛效度分析结果 Tab.4 Results of reliability and convergent validity of SEM

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 a 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

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0.793，0.801，0.803，0.848，0.834，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。

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

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

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

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 χ2 χ2/df RMR RMSEA GFI AGFI RFI CFI NFI 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-offit index． 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

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。

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

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 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. 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

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。

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。

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)。

	图 1 SEM 模型的系数估计 Fig. 1 Diagram of coefficient of SEM model

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。

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。

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。