村域環境、家庭稟賦與農戶林業再投入意愿
——以全國集體林權改革試點福建省為例

于艷麗，李 樺，姚順波,黃 蕊

(西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100)

引 言

習近平總書記提出“綠水青山,就是金山銀山”。優化生態環境、促進經濟建設是林業擔負的雙重使命[1],加強森林保護、發展林業產業是全社會的普遍愿望[2]。2008年的《全面推進集體林權制度改革》是對2003年出臺的集體林權主體改革進一步的深化,此次改革旨在再次激發農戶經營林業的再投入行為[3-5]。在集體林產權穩定的前提下,村域是農村經濟發展的前沿,是農戶經營農業生產的主要場所,對農戶的林業再投入行為會產生重要影響。

村域環境主要包括村域資源環境、要素市場環境以及產品市場環境[6]。村域環境中的親緣關系和地緣關系組成的社會結構差序格局形成了不同的社會資本,這些社會資本又決定了農戶所要遵守的社會行為規范,進而對其決策行為產生影響[7],農戶從眾心理在當前村民參與村務時的表現十分明顯,甚至在涉及到自己切身利益時,村民也往往慣于順從別人的行為,特別是從村中有較高威望的人中尋找自己行為的依據[8],同時村域的相關社會屬性會影響其在交互情景中的行為選擇[9];村域林業資源稟賦同樣會影響到農戶經營林業的積極性[10];家庭稟賦是農戶的家庭成員及整個家庭所擁有的各種資源和能力[11]；家庭可變稟賦(如家庭社會資本)對農戶福利差異影響比較顯著,農戶社會資本差異產生不同的選擇行為,進而形成不同的福利差異[12],從而產生不同的林地再投入意愿;農戶經濟資本尤其是非農收入差異通過影響農戶林業再投入的機會成本,從而對農戶林地再投入的意愿行為產生顯著影響[13-15]。家庭不變稟賦(戶主特征、家庭林業資源稟賦)影響農戶的再投入行為經驗信念,進而對農戶再投入意愿產生顯著影響[16]。

2003年國家在福建省試點的集體林權制度改革推動了福建地區第一次大規模林農造林的熱潮,而2008年進行的全面深化集體林權制度改革旨在再次激發農戶林業再投入積極性,然而事與愿違,據統計,只有44%的農戶有林業再投入的意愿,近年來在集體林區卻呈現農戶林業經營積極性有所降低的現象,我們不禁要問該現象的深層次根源是什么?應當識別出影響農戶林業再投入意愿的主要因素。已有研究主要從林權改革和農戶家庭稟賦的非農收入兩方面探究農戶林業投入的影響因素,但對村域環境以及家庭稟賦其他主要因素沒有考慮,羊群效應表明農戶的經營決策行為受環境影響頗大。已有文獻多是采用一步傳統回歸方法,不能合理展示農戶再投入意愿及投入強度的連續過程。鑒于此,本文以福建省商品林種植農戶為研究對象,采用Heckman兩步法,以村域環境和家庭稟賦為核心變量,分析林農再投入意愿以及再投入資金強度的影響因素,試圖揭示農戶造林積極性降低的根源,以期為農戶林業投入行為理論有一定的補充完善,在實踐中可以為相關部門提供決策參考依據。

一、理論與模型構建

(一)理論分析

日本的經濟學家納卡吉馬認為農戶是一個農業生產者、勞動者和消費者的結合體,其遵循的行為準則是效用最大化[17]。根據效用模型,美國的貝克發展了農戶經濟理論,并由此構建效用函數[18]:

maxU=U(X1,X2,X3)

(1)

S.T.Q=Q(A,L,V)

(2)

T=X3+Tf

(3)

P2X2=P1(Q-X1)-W(L-Tf)-PvV

(4)

X1表示農戶自用農產品，X2表示市場購買產品,X3表示農戶非林業投入時間,A表示農戶林地面積,L表示農戶勞動時間,V表示農戶生產中可變要素投入,W為雇傭勞動力價格,Tf表示自家勞動投入時間,(2)式為生產約束條件,(3)式為時間約束條件,(4)式為資金收入約束條件。

將(3)式代入(4)式推導可得:

Y=X2+P1X1+WX3=WT+P1Q(A,L,V)-WL-PvV

(5)

構建拉格朗日極值函數:

maxL=U(X1,X2,X3)+λ[(WT+P1Q(A,L,V)-WL-PvV-(X2+P1X1+WX3)+μL(W,P1,A,V)

(6)

利用效用最大化的條件是一階導數可得:

Y=X2+P1X1+WX3=WT+P1Q(A,L,V)-WL-PvV

(7)

由以上推導可知,農戶的生產資料決策行為受生產產品的市場價格、其他產品的市場價格和工資價格等村域市場環境影響很大,農戶的收入Y不僅受各個產品價格的影響,還受林地面積等村域資源環境的影響。本文將村域市場環境和村域資源環境統稱為村域環境。村域市場環境指農戶經營林業所處于的村級層面生產資料市場環境及產品市場環境,主要選擇林地流轉價格、林業雇工價格、木材市場價格以及村里是否有木材收購商等變量。生產資料價格一般對農戶再投入行為有負向影響,而產品市場價格一般對農戶再投入行為有正向影響,村里有木材收購商也會激勵農戶的林業再投入行為。村域資源環境指農戶所處村級人力資本狀況、森林資源狀況以及自然條件狀況,本文主要選擇本村林地總面積、村到縣城的距離、木材加工廠的分布、村林業收入占總收入的比重以及本村是否有人在林業局工作等變量。本村林地總面積越大代表村域資源越豐富,農戶的林業再投入積極性越高;村到縣城的距離越遠,從事林業經營的機會成本越小,農戶的林業再投入積極性越高;木材加工廠的分布越集中,農戶的造林積極性就越高;村林業收入占比越高,越會激發農戶的再投入意愿;如果林業局有本村人工作,一般會調動林農參與林業再投入的積極性。

但是農戶是“有限理性經濟人”,其決策行為還會受個人對外界環境感知的影響,正如計劃行為理論所述:農戶的行為選擇受其意圖和知覺行為控制的影響,意圖又受行為態度、主觀規范和知覺行為控制三方面因素的影響[16],家庭稟賦是影響主觀規范和知覺行為控制的重要因素[19]。根據已有文獻,家庭稟賦對農戶擴大林業經營意愿有顯著影響[20],戶主在家庭經營中具有比較大的決策權,戶主特征對家庭經營行為選擇和經營水平等有重要作用[21],是決定農戶林業再投入意愿的主要影響因素。家庭社會資本能夠有效地減少農戶林業經營成本,也是影響農戶林業再投入意愿的重要因素。家庭林業資源稟賦是農戶林業經營的基礎,是農戶林業再投入行為的決定性因素。因此,本文選取戶主特征、家庭社會資本、家庭林業資源稟賦等作為家庭稟賦的代表變量。

(二)模型構建

農戶林業再投入意愿分為兩個階段:第一階段為農戶是否愿意再增加林地投入(在現有林地規模的基礎上,未來三年內是否愿意再增加林地投入來實現林地規模的擴大);第二階段是農戶愿意增加林地投入資金額度。只有當農戶愿意增加林業再投入時,才會觀測到愿意增加的額度,如果第一階段農戶不愿意增加林業再投入時,第二階段沒有觀測值,存在樣本缺失的問題,因此選擇建立Heckman兩階段模型來處理存在選擇偏誤的問題。為驗證理論分析中提出的假設,本文參考陳強的已有研究[22],將農戶林業再投入行為分為兩個階段:是否愿意增加林業投入(離散的二值選擇變量)和愿意增加的資金額度(連續變量)引入模型中進行分析,由此建立以下模型:

(8)

(9)

(10)

(8)式為選擇模型,(9)式為選擇方程,(10)式為結果方程。根據理論分析構建農戶決策行為函數:

Yi/Zi=f(M,R,X,σ)i=1,2,3

(11)

Yi表示農戶愿意增加的林地資金額度,Zi表示農戶是否愿意增加林地投入,M表示村域市場環境變量,R表示村域資源環境變量,X表示農戶家庭稟賦特征,σ表示影響農戶決策行為的其他因素。

具體模型形式如下:

Yi/Zi=α0+αMM+αRR+βiXi+ε

(12)

α0為常數項,αM和αR分別表示村域市場環境與村域資源環境變量所對應的估計系數,ε為殘差項。

二、數據來源與變量描述性統計

(一)數據來源

本文使用的數據來源是2016年7-8月在福建省組織的實地調研,福建省是林權制度改革的示范省,是全國最早完成林權制度改革的省份,福建省的木材出材量、森林覆蓋率和森林蓄積量均排在全國前列,而南平市、三明市和龍巖市又是福建省森林資源比較豐富的地區,因此選取福建省南平市(順昌縣、建甌市)、三明市(沙縣、尤溪縣、永安市)、龍巖市(漳平市、永定縣)21個鄉鎮的400個農戶,樣本的空間地理分布情況如圖1所示,對農戶和村干部進行問卷訪談調查,獲得有效問卷316份。

圖1 樣本地理區域分布圖

(二)變量說明與描述性統計

圖2為不同時期林業投入農戶的再投入意愿比例,比例值為愿意再投入農戶數/總農戶數。

圖2 不同時期農戶再投入意愿比例趨勢圖

由圖2可知,不同時期有林業投入行為農戶的再投入意愿不同。首先,第一次有投入行為農戶的再投入意愿比例在2003之后有顯著提高,主要原因在于集體林權制度改革從2003年開始在福建省試點運行,分林到戶的舉措極大地提高了農戶的再投入意愿,林權改革取得了比較大的反響;第一次有投入行為農戶在2008年之后的再投入意愿比例稍微有所下降,主要原因在于分林到戶之后的小林農,在第一次造林完成后在一個林業周期內無更多的林地可用來造林,所以林業再投入的比例有所降低。其次,具有再投入行為農戶2008年之后的林業投入意愿持續上升,這主要是由于2008年中共中央國務院出臺的《關于全面推進集體林權制度改革的意見》,有關2008年全面深化林權制度改革的舉措再一次激發了林農林業再投入的積極性,另外,具有再投入行為農戶的資金資本和社會資本較為豐富,大多通過林地流轉的方式增加林地面積,進行林業再投入,由此農戶再投入意愿顯著上升。最后,有林業投入以及林業再投入行為的農戶再投入意愿比沒有林業投入農戶高,尤其是集體林權制度改革之后,有林業投入行為的農戶對林業經營的能力有所增強,隨著林業經營環境的進一步完善,農戶的林業再投入意愿有顯著提高。

本文選取村域環境和家庭稟賦作為解釋變量,農戶是否愿意增加林地資金投入和增加林地資金投入額度作為被解釋變量,對于社會關系,用LIKERT五分法表示,對7個指標進行因子分析,其KMO均值為0.8,根據各因子得分與其方差貢獻率,計算得到社會總因子變量得分。林地投入意愿以及投入規模會受地區因素影響,故以龍巖作為對照組,引入南平和三明地區虛擬變量(見表1)。

表1 變量說明及描述性統計

從表1可以看出：樣本農戶中愿意增加林地資金投入的比例為44%,其中愿意繼續增加資金投入的農戶中,增加資金額度的平均值為4萬元,這表明44%的農戶愿意進行林業再投入,且投資金額在4萬元左右。村域環境中,林地流轉價格平均值為41.52元/畝/年,這表明農戶林地流轉價格適中,會刺激林農的林業再投入意愿;木材市場價格平均值為1 000元/立方米,市場價格較低,未能激勵農戶的再造林意愿;73%的農戶所在村莊有木材收購商,這表明七成以上村里具備林產品收購市場條件;村級林業收入占總收入比重平均只有20%,這說明林業收入在當地占有較低的比例。家庭稟賦中,農戶的平均年齡是53歲,這表明從事林業經營的農戶年齡偏大;家庭總收入平均值為11萬元,24%農戶有外出務工經歷,40%農戶有經商經歷,這表明有一部分農戶已經從事非農行業,積累了一部分資金用來投資;只有25%農戶有林業從業經歷,47%農戶有村干部經歷,這表明有林業經歷的農戶只占一小部分,有干部從事經歷的農戶比例較大;社會關系網絡中農戶年送禮金額平均為1萬元,這表明送禮金額在農戶收入中占有較大的比例,是衡量農戶社會關系網絡的重要變量;只有58%的農戶手中有林權證,由于政策執行偏差,林權證上林地四至不清、面積模糊問題突顯,林權證的落實發放必然會導致更為嚴重的糾紛問題,因此還有超過40%的林權證未發放到農戶手中;流入林地面積占總林地面積比重平均為0.38,說明農戶經營的林地平均只有38%來源于流轉的林地。

三、數據估計結果與穩健性檢驗

本文運用Stata14.0軟件進行Heckman兩步法的模型估計,第一階段模型計算出逆米爾斯比率lambda的系數在10%的顯著性水平下顯著,說明農戶樣本存在選擇性偏誤,使用Heckman兩階段模型是合適的。

自變量為農戶所在的村域環境變量、家庭稟賦變量和地區虛擬變量,因變量分為兩步,分別是“農戶是否增加林地資金投入”“愿意增加資金額度”,本文選取村林業收入占比和本村林地面積為識別變量,用Logit模型進行穩健性分析,解釋變量和被解釋變量與選擇方程相同,若變量的顯著性不變則表示模型穩健,若顯著性發生變化則不穩健[23],最終估計結果見表2。

表2 Heckman兩步法模型估計結果

注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

由表2可知,村域環境變量可分解為村域市場環境變量和村域資源環境變量。Heckman兩步法分析結果如下：第一步，村域市場環境變量中,林地流轉價格、林業雇工價格、本村是否有收購商、木材市場價格對農戶是否愿意增加林地資金投入影響顯著。其中,林地流轉價格、林業雇工價格和木材市場價格對農戶是否擴大林地資金投入有負向顯著影響,林地要素價格的上升必然會導致造林成本增加,尤其是近年來雇工成本的快速上升會抑制農戶林業再投入的積極性;根據理論假定,木材市場價格會刺激農戶林業再投入積極性,但是實際上木材市場價格越高農戶林業再投入意愿越低,與理論假設相悖,主要原因是木材市場價格高的地區林業競爭激烈,林地投入要素價格相應抬升會顯著增加農戶的再投入成本,而面對林業生產周期長的現實情況,目前的木材市場價格并不能代表未來的木材市場價格,農戶對于未來的木材收益并不確定,因此相比于目前較高的造林成本而言農戶更不愿意進行林業再投入;本村有收購商對農戶擴大林地投入有正向顯著影響,即本村有收購商，會增加農戶對木材市場的信心，因而更愿意繼續擴大對林地的投入。村域資源環境變量中,本村林地面積對農戶林業再投入意愿具有正向顯著影響,這說明村域林業資源越豐富越會提高農戶增加林地再投入的積極性。第二步，村域市場環境因素中,本村有收購商對農戶愿意增加資金額度有顯著正向影響,這表明木材收購商的存在為農戶林業經營提供市場信息,從而增加農戶林業再投入的積極性;村域資源環境變量中,村到縣城的距離對農戶愿意增加資金額度具有顯著負向影響,這表明距離縣城越遠,信息越閉塞,收入也越少,所以對林業的投入越少。

家庭稟賦可分解為戶主特征、家庭社會資本和林業資源稟賦。第一步，戶主特征變量中,年齡、干部經歷對農戶是否愿意再擴大林地資金投入具有負向顯著影響,這說明年齡越大和有干部經歷的農戶越不愿意擴大林業資金投入,原因在于林業生產周期長,年齡大的農戶更傾向于資本回收期較短的投資;有干部經歷的農戶從事林業再投入行為的機會成本會比較高,因此越是有干部經歷的農戶越不愿意加大林業再投入。家庭社會資本變量中,年送禮金額對農戶是否愿意再擴大林地資金投入具有正向顯著影響,即送禮金額越高的農戶越愿意加大對林地投入,主要原因是送禮金額越大的農戶越具有較豐富的社會網絡和風險偏好意識,因此對于林業再投入類型的風險投資積極性越高。第二步，戶主特征變量中,年齡、經商經歷、干部經歷對愿意增加的資金額度有顯著影響。其中,年齡、干部經歷對農戶愿意增加的資金額度具有顯著負向影響,這說明年齡越大和有干部經歷的農戶越會減少對林地投入的資金額度;經商經歷對再擴大的林地資金額度具有顯著正向影響,即越有經商經歷的農戶越有資金進行林業投入。家庭社會資本變量中,送禮金額對農戶愿意增加的資金額度具有顯著正向影響,這說明送禮金額越多的農戶越愿意增加對林業的投資額度。家庭林業資源稟賦中,是否有林權證和流入林地占比對農戶增加的林地投入額度具有正向顯著影響,有林權證的農戶會感知到現有林業政策的穩定性,因此也會加大對林地的資金投入,而且有林地流入的農戶會更愿意加大對林地資金的投入規模。

四、結論與啟示

(一)結論

本文利用福建省三明、南平、龍巖3個地區的農戶調查數據,運用Heckman兩步法實證分析了村域環境、家庭稟賦特征對農戶是否愿意增加資金以及愿意增加資金額度的影響效應。本研究得出以下結論:

1.村域市場環境變量中,林地流轉價格、林業雇工價格、木材市場價格、本村是否有收購商對農戶是否愿意增加林地資金的影響顯著,本村有收購商對農戶愿意增加資金額度也有顯著影響;其中木材市場價格呈負向顯著影響說明目前木材市場價格相比于較高的造林成本來說并沒有激勵作用。

2.村域資源環境變量中,本村林地面積對農戶愿意增加林業投入影響顯著,因此應該充分發揮村域森林資源豐富地區的稟賦優勢,積極鼓勵資源豐富地區農戶的林業再投入行為;村到縣城的距離對農戶愿意增加資金額度具有顯著影響,距離縣城遠近與農戶獲取林業信息具有直接影響,因此為農戶提供充分的木材市場信息對提高農戶再投入積極性具有重要意義。

3.在家庭稟賦變量中,年齡、干部經歷、年送禮金額對農戶是否愿意增加林地投入的影響顯著,其中年齡越大和有干部經歷的農戶越不愿意進行林地再投入;年齡、經商經歷、干部經歷、送禮金額、是否有林權證、流入林地占比對農戶增加林地投入額度有顯著影響;個人經歷是農戶知覺行為控制信息的重要來源,估計結果顯示經商經歷和干部經歷對農戶資金投入額度具有正向顯著影響,因此注重個人經歷研究對培育新型職業林農具有重要的作用。

(二)啟示

1.由于未來長周期林業收益的不確定性是決定農戶不愿意再投入的主要因素,因此政府應該為林農提供短周期的林產品服務(比如生態產品價值、林下經濟產品),長短結合的經營方式使林農造林每年有可預見收益;本村有木材收購商決定了農戶能獲取更多的木材市場信息,由此可見村域市場環境的建設與完善對激發農戶的林業再投入積極性進而推進林業生產健康發展具有重要的意義,政府應該輔助村委會加大村域社會化服務體系的建立,為林農發展林業提供更多的市場信息。

2.需要加強基層社區治理,為農戶提供充足的林產品市場信息,農戶從眾心理與隨大流在當前村民參與村務時的表現十分明顯,營造良好的村域環境能夠有效地激勵農戶的造林積極性,實現林業的良性循環發展。

3.政府應該完善林業產品體系,構建林業生態產品市場,將林業生產產生的正外部性價值轉化為農戶的林業短期收益,從而達到激勵農戶積極再投入林業的行為。

4.由于個人經歷影響顯著,通過農戶個人經歷的甄選,可以為新型林業經營主體帶頭人的選擇提供參考依據,進而對推動林區林業規?；洜I,實現生態環境可持續發展具有重要的意義。

參考文獻：

[1] 林紅，吳國春.綠色經濟背景下的民生林業發展對策研究[J].經濟縱橫,2015(9):79-82.

[2] 張道衛.為什么中國的許多林地不長樹?[J].管理世界，2001(3):141-146.

[3] 吉登艷，馬賢磊，石曉平.林地產權對農戶林地投資行為的影響研究:基于產權完整性與安全性——以江西省遂川縣與豐城市為例[J].農業經濟問題, 2015(3)：54.

[4] 劉珉.集體林權制度改革:農戶種植意愿研究——基于ElinorOstrom的IAD延伸模型[J].管理世界, 2011(5):93-98.

[5] 孔祥智.《集體林產權制度改革績效分析——對福建省的實證研究》書評[J].農業技術經濟，2008(5):110-111.

[6] 萬群,王成,杜相佐. 基于土地規模經營條件評價的村域生產空間格局厘定——以重慶市合川區大柱村為例[J].資源科學,2016,38(3):387-394.

[7] 費孝通.鄉土中國[M].上海：三聯書店, 1985：36-48.

[8] 賀雪峰,徐揚.村級治理:要解決的問題和可借用的資源[J].中國農村觀察,1999(3):56-61.

[9] Ostrom E. Do Institutions for Collective Action Evolve?[J].Journal of Bioeconomics,2014,16(1):3-30.

[10] Chapman S,Sullivan C,Palm C,et al.Monitoring and Evaluation to Support Adaptive Co-management: Lessons Learned From the Millennium Villages Project[J].Journal of Environmental Management,2016,183:142-151.

[11] 孔祥智,方松海,龐曉鵬,等.西部地區家庭稟賦對農業技術采納的影響分析[J].經濟研究, 2004(12):85-95.

[12] Skoufias E, Olivieri S.Sources of Spatial Welfare Disparities in Indonesia: Household Endowments or Returns?[J].Journal of Asian Economics,2013,29:62-79.

[13] Thacher T,Lee D R,Schelhas J W.Farmer Participation in Reforestation Incentive Programs in Costa Rica[J].Agroforestry Systems, 1996,35(3):269-289.

[14] Holden S,Xu J,Jiang X.Collective Versus Individual Property: Tenure Security and Forest Tenure Reforms in China[J].General Information,2011，4(11)：1-27.

[15] Xie Y,Gong P,Han X,et al. The Effect of Collective Forestland Tenure Reform in China: Does Land Parcelization Reduce Forest Management Intensity?[J].Journal of Forest Economics, 2014,20(2):126-140.

[16] Icek AJzen.The Theory of Planned Behavior[J].Research in Nursing & Health,1991,14(2):137-144.

[17] Chihiro Nakajima. Subjective Equilibrium Theory of the Farm Household[M].Amsterdam：Elsevier, 1986:11-30.

[18] Becker G.The Theory of Allocation of Time[J].The Economic Journal.1965，75:493-517.

[19] 陳新建,楊重玉.家庭稟賦、風險偏好與農戶新技術投入行為——基于廣東水果種植農戶的調查實證[J].科技管理研究,2015(17):131-135.

[20] 袁榕，姚順波，劉璨.林改后林農擴大林業經營規模意愿影響因素實證分析——以南方集體林權區為例[J].山東農業大學學報(自然科學版),2012(1)：148-154.

[21] 翁貞林,高雪萍,檀竹平.家庭稟賦、區域環境與糧農兼業化——基于9省份1 647個糧食種植戶的問卷調研[J].農業技術經濟,2017(2):61-71.

[22] 陳強.高級計量經濟學及Stata應用[M].北京：高等教育出版社，2010:235-238.

[23] 陳清華,董曉林,朱敏杰.村級互助資金扶貧效果分析——基于寧夏地區的調查數據[J].農業技術經濟,2017(2):51-60.