黄巧萍，刘芳芳，卢素兰，刘伟平

（福建农林大学 经济学院，福建 福州 350000)

2003年,集体林权制度改革(以下简称“林改”)试点,截至2014年底，全国96.95%的集体林地已确权面积为1.80×108hm2[1]，林改中“山林确权”的主体改革任务基本完成，农户成为林业生产经营主体。之后，为巩固和深化林改，促进和引导农户林业生产，增加农民收入，促进森林资源增长，政府实施了一系列配套政策，包括规范林权流转，建立政策性森林保险制度，完善生态效益补偿制度，支持林业合作组织的发展等[2]。农户的林业生产行为不仅直接影响其经济收益，也将会对中国林业发展、绿色经济发展、建设“美丽中国”，以及促进生态文明产生影响。这些旨在对农户林业生产行为产生牵引力的配套政策实施效果如何？现有研究表明，林权抵押贷款政策显著提高农户林业生产投入，但总体上来说，农户对配套政策的反应差强人意，仍有存在改进空间[1]。因此，跟踪研究这一系列林改配套政策是否对农户林业生产行为产生显著积极影响，影响程度如何等问题,对有效引导农户林业生产行为，调整和完善林改配套政策体系具有重要的现实意义。

现有研究关于影响农户林业生产行为的因素主要包括三个方面：农户家庭主体特征、林业特征以及政策条件。家庭主体特征因素主要包括：户主年龄、户主受教育程度、对林业的熟悉程度、家庭劳动力人数、家庭收入、非农收入等[3-6]；林地特征的因素主要包括：林地面积、立地条件、林木条件、林地经营方式等[7-11]；政策条件影响因素主要包括林业补贴政策、林权抵押贷款政策、采伐限额管理制度以及林地流转政策等[12-15]。

关于各项林业政策对农户投资行为是否具有影响结论尚存争议：围绕林权抵押等资金的可获得性、采伐限额政策、林地流转、林业技术服务、林业合作组织、林业税费等对林业生产行为的影响是否显著以及影响方向都还未有相对统一的结论[12-14,16-18]；具有相对统一结论的政策是森林保险、生态效益补偿，认为它们对农户林业经营行为无显著影响[11，18]。

现有研究中主要集中在对林改单个配套政策以及现实绩效的比较和评价等方面，而对当前林改配套政策整体性评价和农户主观感受和评价的文献较少。作为森林改革相关配套政策的主要实施对象，农民对配套政策的参与度和满意度直接影响到其对林业生产的投入，比较农户对不同配套政策的参与度和满意度对农户资金和劳动力投入作用的差异，对调整政策、巩固和深化林改更有针对性。

针对现有文献存在的不足，本研究做了部分改进，在对满意度指标的选取上，保留了“一般”及“不清楚”，使其更加符合实际情况。且在考虑林改配套政策对农户林业生产行为影响时，从仅考虑对林业资金投入的影响，增加了对林业劳动力投入的影响[20]，原因在于农户的林业劳动投入对林改配套政策的敏感性明显高于资本投入[19]。

因此,本文利用福建省2017年林改监测跟踪调查问卷数据,构建以林改五大配套政策(包括农户是否拿到林业补贴、是否参加林业专业合作社、对林业补贴政策、林权抵押贷款政策、采伐限额管理政策、政策性森林保险是否满意等)作为关键变量的多元线性模型,同时根据现有研究也选取其他可能影响农户林业生产经营收益和成本的因素作为控制变量放入模型,分析林改配套政策农户参与和满意度度对农户林业生产经营行为的影响,以期客观反映林权制度改革配套政策参与度及满意度对农户林业生产经营行为的影响,从而为完善林权制度改革政策提供相应的科学依据和实证支撑。

1 研究方法与数据来源

1.1 研究方法

结合现有研究成果，本文选取农户林业生产单位面积资金、劳动力投入作为因变量，在控制农户家庭主体特征、林业经营特征2个方面的7个控制变量（包括年龄、受教育程度、劳动力人口比重、林业收入比重、家庭林地面积、商品林占比、是否有林权证）情况下，重点探析林权改革的相关政策参与度、满意度（关键变量）：是否获得林业补贴、是否加入林业合作社、林权抵押贷款政策、林业采伐管理政策、政策性森林保险，对农户林业生产行为的影响。

因变量是具有数量含义的连续变量，而自变量既有连续变量又有虚拟变量，因此选择构建多元线性回归模型进行计量实证研究。综合考虑数据的可得性以及数据特征后，设定模型为：

其中：Yi表示农户林业生产单位面积资金投入（包括种苗、化肥和农药、雇工工资、机械或租金、税费等）和单位面积劳动力投入（包括雇工和自投工等劳动时间）；β0、βi为待估参数；μ为随机扰动项，它包括不可测量和未考虑到模型中来的其他因素。模型中选取的变量及如表1所示。

表1 模型变量设定Tab.1 Model variable settings

1.2 数据来源及变量描述性分析

数据来源于2017年7月福建省集体林权制度改革跟踪监测调查所得的监测数据。调研对象囊括了福建省5个市10个县：莆田市（仙游、长泰）、漳州市（屏南、平和）、龙岩市（漳平、永定）、南平市（建瓯、武夷山）、三明市（永安、尤溪）。抽样方法为按照县—镇—村的顺序随机抽取样本，首先，从每个县随机抽取2个镇，再每个乡镇抽取2～3村，最后每个村抽取8～10名农户，共调查农户502户，收回问卷502份。监测内容包括家庭特征、改革成效、政策评价等方面，该监测数据已成为政府评估集体林权制度改革成效的重要信息和数据支撑。根据本研究需要整理问卷及统计数据后，共获得有效问卷487份，有效率为97.1%。

从有效问卷的数据，样本农户的家庭平均人口为4.93人，其中劳动人人口平均为3.01人,农户拥有的林地面积的样本均值为5.38 hm2。有拿到林业补贴和有参加林业合作社的农户占样本量的57.49%和7.8%。样本农户对林权抵押贷款、政策性森林保险以及采伐限额管理制度的评价数据基本特征见表2。从样本总体来看，选择对配套政策“不清楚”的样本农户比例相对较高，样本农户对配套政策“不满意”的比例较低。采伐限额管理制度的满意比例最高，，不清楚的比例最低。对林权抵押贷款满意的比例最高，不满意比例最低，但对林权抵押贷款政策不清楚的比例也最高。对政策性森林保险不清楚的农户近一半，对其不满意的比例是三项政策当中最高的。

表2 样本对林改配套政策的评价Tab.2 Evaluation of the sample on the forest reform supporting policy单位：%

2 实证结果及分析

2.1 实证结果

运用Stata 13统计软件进行多元回归分析，从整体结果来看，P值显著，说明回归模型设置效果良好。此处需要说明的是，学历以“是否大学”为参照组，不进入模型。具体回归模型结果如表3。

表3 回归结果Tab.3 Regression results

2.1.1 单位面积劳动力投入（Y1）

是否加入林业合作社、采伐限额管理制度满意度、林业收入比重、是否有林权证分别在5%，10%，10%，1%的水平显著。是否加入林业合作社为负相关，采伐限额管理制度满意度、林业收入比重、是否有林权证为正相关。而作为控制变量的户主年龄、受教育程度、劳动力占家庭总人口比重、家庭林地面积、商品林占家庭林地面积比重这几个因素在统计上是不显著的。

2.1.2 单位面积资金投入（Y2）

是否拿到林业相关补贴、采伐限额管理制度满意度、林业收入比重、是否有林权证分别在5%、10%、5%、1%的水平下显著。其中，是否拿到林业相关补贴为负相关，采伐限额管理制度满意度、林业收入比重、是否有林权证3个变量为正相关。作为控制变量，户主年龄、受教育程度、劳动力占家庭总人口的比例、家庭林地面积、商品林占家庭林地面积的比例均无统计学意义。

2.2 对模型回归结果的具体分析

2.2.1 关键变量对农户林业经营单位面积投入的影响

由由表3可知,对农户林业单位面积投入有显著影响的关键变量有：是否拿到林业补贴、是否加入林业合作社、农户对采伐限额管理制度的满意度。可见，林改配套政策影响到了当前农户的林业生产经营行为。

（1）是否拿到林业补贴对单位面积劳动力投入影响不显著，对单位面积资金投入在5%的水平下负显著。林业补贴是指用于森林资源管理和保护支出、天然林保护和管理补助、森林生态效益补偿补助、林木良种培育补助、造林补助、湿地补助、退耕还林补贴、林业国家级自然保护区补等。林业补贴的范围在不断扩大，补贴金额在不断提高。先是国务院于2008年将森林防火、林木良种、病虫害防治纳入补贴范围,对森林抚育、木本粮油、生物质能源林、珍贵树种及大径材培育给予扶持，明确要求建立造林、抚育、保护、管理投入补贴制度。2009年以来，森林抚育、造林、良种造林、森林保险补助等试点相继启动。林业补贴也经历从试点到逐步扩大试点范围到补贴额度不断提高,越来越多的普通农户拿到了林业补贴,一定程度上有利于直接降低农户林业生产经营的成本,从而提高其营林积极性。但从回归结果上看,是否拿到林业相关补贴与农户单位面积资金投入为负相关,与其他学者的研究有所冲突,可能的原因是样本农户拿到的林业相关补贴大多是生态公益林补贴，现实中对生态公益林的态度为保护、发挥生态效益为主,一般不能进行大面积采伐。另外，在实地调查中农户普遍反映生态补偿费偏低,即现有的生态补偿标准难以激励农户积极投资林业。以及,生态公益林经营由集体统一负责大部分投入,农户个人投入近乎为零。本文使用的数据统计的单位面积资金投入仅考虑农户个人投资部分，因此,本文林改补贴对单位面积资金投入为负也就可以理解了。

（2）就是否加入林业合作社而言,从样本农户来看,将近92%的农户没有加入林业合作社,大部分原因是村里没有合作社。而加入了林业合作社的农户相对没有加入林业合作社的农户对单位面积劳动力的投入反而更少，原因可能是合作社提供了更优质的劳动力,提高了劳动生产率,从而减少了单位面积劳动力的投入。

（3）对林业采伐限额管理政策满意度对单位面积林业经营行为影响显著。福建省连续保持全国森林覆盖率第一,得益于近年来一直实行较严的采伐限额制度，福建省林业厅出台关于森林采伐管理有关问题的通知(闽林〔2014〕2号),采伐期再延长，其中,对杉木中径材主伐年龄提高至26年,加大农户对林木的生产投入获得预期回报的不确定性，不利于提高农户对林业经营的积极性。但同时，通过政府不断调整指标采伐审批政策，更加宽松的指标设计能够提高农户收入的预期，从而刺激林业生产的投入。从回归结果来看，大多数对该政策清楚的农户持满意态度,对采伐限额管理不清楚的农户和对政策满意的农户占到农户的大部分,相较于对采伐限额管理政策不满意的农户，平均意义上，对采伐政策满意的农户会增加单位面积的资金和劳动力投入，究其原因是对预期的收入更积极的态度。

（4）林权抵押贷款满意度与农户林业经营投入行为不显著的原因可能是：林权抵押贷款的宣传度不够,近一半的样本农户对林权抵押不清楚,这使得林权抵押贷款政策没有发挥相应的作用。另外,由于当前大部分农户生产规模较小,林权抵押贷款的需求低,对林权抵押贷款的参与率也低。即林权抵押贷款通过减轻农户资金压力来增加农户对林业的投资的初衷还没有得到实现。

（5）政策性森林保险对农户单位面积林业投入行为影响不显著。原因可能是：福建省作为林改的试验田，是全国第一批对全省生态公益林实行政策性统保的省份,而对商品林的统保还未启动。另外，从实地调查来看,森林保险主要针对造林后的林地和林木进行保险,政策实施存在特定阶段和不普遍的特点,农户对其需求不大，加上政策性保险需要农户自掏腰包的部分对农户的影响是微乎其微的，这也可能是政策性森林保险与农户林业投入行为不显著的原因。

2.2.2 控制变量对农户林业经营单位面积投入的影响

（1）户主及家庭基本情况变量中,林业收入占家庭收入的比重对农户的林业生产单位面积资金和劳动力投入都有显著的正向影响：林业收入占比与林业生产单位面积投入呈正相关，比重越高，平均意义上单位面积投入越多，因此可以通过提高林业收入比重刺激农户林业生产经营投入;户主年龄和教育程度、家庭劳动力占比对农户林业经营单位面积投入均没有显著影响。原因受访农户家庭结构相似度高，农户间的异质性较小：调查农户平均年龄为54岁，年龄偏大，95%的农户受教育程度为初中及小学以下，因而没有显著影响。

（2）林地经营特征的变量中：家庭林地面积、商品林占比对农户的林业投入行为均没有显著影响;林地是否有林权证则对农户的林业投入行为有显著正向影响，拥有林权证的农户相比没有林权证的农户对林地经营更有积极性,单位面积投入更多,这也与林改的初衷相一致。

3 结论与建议

以福建省2017年的林改跟踪调查监测数据为基础,构建多元回归模型，从实证结果表明部分林改配套政策发挥着显著激励和引导农户林业生产行为的作用。

具体来说，是否拿到林业相关补贴、是否加入林业合作社、农户对采伐限额管理制度的满意对农户林业单位面积投入有着显著影响。但林改配套政策整体实施时间不长、农户对政策的认知程度不高(参见表2),要进一步完善对农户生产行为有显著影响的政策,以更好的发挥政策效应。另外，林权抵押贷款政策和政策性森林保险等改革配套政策对农户林业生产行为引导作用暂时还不明显。从理论分析以及制度设计目的来看这部分的配套政策对降低农户经营风险、提高林业收入等方面具有重要的现实意义,应该尽快找到这部分政策对农户林业生产行为影响不显著的关键原因,并进行调整,达到激励和引导农户林业生产行为的目的。

(1)关于认知不足。首先找出政策认知不足的原因是在于外出打工等距离因素，还是宣传不到位等方式因素，可通过创新宣传方式，不仅依靠公告栏公示，且通过建立微信群等向理解能力较强的外出打工者宣传政策，使其了解政策并辐射家人，以及可召集在村农户开会做接地气的宣讲当场答疑解惑，使政策入万家。

(2)关于政策完善。补贴方面，农户对补贴的标准和范围存在合理的更高的期望，因此需要适当提高林业补贴，扩大补贴范围，使造林补贴、抚育补贴、管护补贴向普惠性迈进；合作社有利于提高农户生产率，因此应注重培育新型经营主体，从资金和技术方面扶持林业合作组织的发展；提高采伐限额政策满意度，可通过农户收入多元化方式，如发展林下经济等方式增加农户收入，使得农户真正认可理性采伐；农户对林权抵押贷款存在需求，但未转化为行为，资金对小农户的约束更强，小农户的贷款不确定也更强，需要政府、金融机构、农户3方的合力降低坏账风险；政策性保险有利于分散农户经营林业的风险，对商品林的保险需完善险种，以保障经营商品林农户林业收入。