新一輪集體林權改革背景下農戶造林投資行為分析

李 檬

(南京農業大學公共管理學院 江蘇 南京 210095)

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新一輪集體林權改革背景下農戶造林投資行為分析

李 檬

(南京農業大學公共管理學院 江蘇 南京 210095)

從2003年起的新一輪集體林權改革確定了以農戶為林業經營主體，以期激勵農戶對林業投入，促進農戶林業收入的增長。而造林決策是農戶林業經營的開始，對農戶的收入以及環境保護具有重要的意義。因此本文試圖考察集體林權改革后不同林地使用權類型，林地使用權穩定性以及農戶自身對林權穩定性的認識對農戶造林投資決策的影響。通過Double Hurdle模型估計結果表明，相比于承包山，農戶更愿意在自留山上進行造林；擁有產權證的農戶不沒有擁有產權證的農戶愿意投入的資金更多；自身認為林地產權越穩定的，越愿意進行造林，并投入更多的造林資金。

集體林權改革；產權；造林投入

一、引言

隨著農地產權制度改革的成功，我國政府已經很大程度上認識到產權體系構建的重要性。與農業不同的是，林業生產環節生產周期長，投資回報時間長，這也意味著更高的風險，因而穩定的產權對林業經營更為重要。盡管從2003年起新一輪集體林權改革明確的提出將林地所有權、使用權，林木所有權、使用權四權分離，2008年中央又出臺文件，強調對不同林地產權主體確權發證，但仍存在著林地產權不安全的問題，這嚴重阻礙了農戶對林業投資的積極性。林業經營環節多，無疑造林環節是農戶林業生產決策中最為關鍵的一環，它是農戶經營林業的開端，是投入資金最多的一個階段，因而有必要單獨考察產權改革對其的影響因素。

二、文獻綜述

權屬改革是新一輪集體林權改革的核心。近年來不少學者研究發現，農戶對森林經營的意愿受到產權的影響(Zhang，et al.2001)。蔣海，張道衛(2001)研究產權制度與農戶林業投資之間的關系，發現產權制度的不合理安排是導致林業投資不暢通的主要原因。徐晉濤(2008)等根據8個省調查數據發現，林改對造林行為有兩個方面的影響，一是林改后造林面積增加，二是林改后農戶對林業投資比重增加。廖祖君(2007)以四川寶興縣為案例，研究農戶造林投資意愿后得出結論，產權的穩定性對農戶是否造林投資，以及投資回報預期有重要影響。柏方敏(2004)通過調查得出影響農戶參與造林的決定性因素是經濟性因素，而外部干預，農戶的個人社會特征對農戶造林積極性也有顯著影響。茅于軾，唐杰(2002)探討了商品林的產權制度安排，認為通過保護農戶的森林產權可以吸引人們投資投入造林。王洪玉等(2009)采用Heckman模型回歸,得出農民更愿意在自留山上造林,林地使用權越穩定、分權越完整以及農戶接受的林業社會化服務開展,對農戶參與造林越有顯著的影響。

不難發現，前人已經對集體林權改革對農戶造林做了大量的研究，但該領域仍有值得我們進行深度挖掘的地方。文獻中探討權屬改革對農戶造林意愿較多，而決策行為較少，因此。本文將關注于農戶的造林決策行為，分析集體林權改革中權屬改革對其影響因素。

三、數據來源及模型構建

(一)數據來源

本次研究所使用的數據來自筆者于2015年2月份在浙江省麗水市松陽縣調查所得。本次調查研究抽取了浙江省松陽縣7個鄉鎮14個行政村，有效樣本包含了108個農戶的216塊林地，圍繞集體林權改革后造林行為這一主題開展了實地調查。為了防止產權的內生性問題，在實際調查中，利用王洪玉等(2009)等的研究方法，將林地使用權劃分為三種類型：自留山、承包山(包含兩種形式：責任山和所造誰有)和市場流轉所得，詢問每個農戶的兩個使用權形式不同的林地，如果沒有使用權形式不同的林地才選取使用權形式相同的林地。

(二)模型構建與估計方法

本文構建如下模型來分析林權改革對農戶決策行為的影響：

Y=f(產權政策，家庭特征，決策者個人特征)+隨機擾動項

其中Y=造林決策，包含了農戶是否進行造林以及每畝造林投入多少兩個方面。農戶決策是否進行造林和造林投入的多少是緊密結合的兩階段決策，因此選擇由Probit模型和截尾數據(Truncated)回歸組成的double hurdle模型。在估計的過程中，首先使用Probit模型檢驗影響農戶是否決定造林的因素，然后用截尾數據回歸方法估計農戶畝均投入造林資金的影響因素

(三)變量選擇及預期方向

農戶造林決策變量是被解釋變量，包括農戶決定是否造林，以及造林投入資金。農戶是否決定造林是指農戶在2003年以后是否有造林過程，造林投入資金是以每畝造林投入來衡量，包括造林過程中種苗投入、化肥農藥投入、雇工開支等。

農戶林地使用權類型分為自留山，承包山，市場流轉所得林地，生成林地使用權類型虛擬變量，以承包山為對照組。農戶林地產權穩定變量通過政府是否向農戶該地塊發放林權證以及農戶自身對林權穩定性的感知兩個變量。農戶該地塊是否擁有產權證為虛擬變量，1為有，0為沒有。農戶自身對林權穩定性的感知用造林時農戶認為林地十年內仍歸自己所使用的可能性來衡量。農戶家庭特征變量包括林地面積、林地質量、農戶非農就業率、農戶林業管理參與率、以及農戶人均收入等來衡量。決策者個人特征變量包括決策者的年齡、教育水平兩個方面。具體定義見表1。

表1 變量定義及描述性統計

四、模型估計結果與討論

(一)集體林權制度改革對農戶決策是否進行造林的影響

表2第二列反映了集體林權制度改革對農戶決定造林的影響因素。首先，從林地使用權類型來看，與承包山相比，農戶在自留山上進行造林的可能性更大。這可能是由于自留山使用的期限長于承包山，所以農戶更愿意在自留山上進行造林活動。從林權穩定性角度來看，農戶自身對林地穩定性的感知卻在顯著性水平在1%的情況下正向顯著的，就是農戶自身認為林權越穩定，越可能進行造林。此外，林地質量越高，農戶越可能進行造林，家庭非農就業水平越高、戶主年齡越大，越不可能決定造林。

(二)集體林權制度改革對農戶畝均投入資金的影響

表2的第三列匯報了集體林權制度改革后對農戶畝均投入資金的影響因素。模型結果表明，擁有林權證的農戶，且自我感知對林地穩定性越高，畝均的造林資金投入越高。在顯著性水平為10%的情況下，擁有產權證對造林投入的多少是有正向促進作用，擁有林權證的農戶比沒有林權證的農戶，每畝投入的造林資金會多665.4元。這表明林權證的存在，客觀上存在的保障性功能，會促進農戶的林業投資。農戶自身對林地穩定性的認知也影響畝均造林投入，且1%的顯著性水平下正向顯著，即農戶認為十年內林地仍屬于自己的可能性增加1%，其投入的畝均造林資金會增加6.49元。

林地面積對造林投資呈負向顯著，這可能是由于其面積越大，農戶越可能收獲規模效益。農戶林業管理參與率越高，人均年收入越高，造林投入越大。從估計結果來看，決策者年齡對農戶的造林決策影響是十分重大的，年齡對畝均造林投入的影響在顯著性水平位5%的情況下是負向顯著，即年紀越大投資金額越低，這可能是由于決策者年紀越大，越趨向于保守。決策者的教育年限對造林的畝均投入也是負向顯著。存在的合理解釋是由于決策者接受的教育越多，其技能越高，可以選擇的投資范圍越廣，減少了對林地的投入；還有可能是因為決策者接受的教育越多越愿意科學的使用化肥、農藥，選擇種苗，因而在投入中減少了不合理的費用。

表2 影響農戶造林決策因素的估計結果

注：經過檢驗后發現數據存在異方差，所以括號內報告的數值為穩健標準誤；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

四、政策建議

縣級政府應當落實集體林權改革的各項措施。自2003年起新一輪集體林權改革的一個重要措施是對農戶現有林地進行確權發證，然而實際情況確實縣級林業部門的責任缺失，林地確權發證工作落實緩慢或者存在虛假確權的問題。這使得農戶的林地權益得不到保障，無法調動其造林的積極性，阻礙對林業的投資行為。所以，縣級政府林業部門應當積極認真嚴謹的落實集體林權改革的各項措施，切實保障農戶的合法權益。

同時，加大對農戶的政策宣傳。在實際調查過程中了解到發現農戶對新一輪集體林權改革的內容不了解，對自己村莊里是否發生過林地調整不清楚，對林權證的功能和作用認識的不到位，從而影響農戶自身對林地產權穩定性的感知，而這種感知對農戶的造林決策有著重要的影響。農戶與政府之間存在一種政策上的信息不對稱，所以縣級、鄉級政府以及村委會應當加強對農戶的政策普及，增強其對集體林權改革的認識，從而促使農戶能夠做出最優化的造林投資決策。

[1]柏方敏.農戶參與造林因素分析[D].中國農業大學碩士論文,2004.

[2]蔣海,張道衛.林業投資的激勵機制與產權制度安排[J].農業技術經濟,2001(1):8-14.

[3]廖祖君.林權私有化程度與經濟效率決定——基于四川寶興縣的案例分析[J].農業經濟問題,2007(7):38-42.

[4]茅于軾,唐杰.商品林業發展中的產權和稅費問題[J].管理世界,2002(7):75-89.

[5]徐晉濤,孫妍,姜雪梅,李劼.我國集體林區林權制度改革模式和績效分析[J].林業經濟,2008,09:27-38.

[6]王洪玉,翟印禮.產權制度變遷下農戶林業生產行為研究[J].農業經濟,2009(3):71-73.

[7]ZhangD.Sticks,Carrots,andReforestationInvestment.[J].LandEconomics,2001,77(3):443-456.