家庭经营特征与生产要素投入对林地经营产出的影响研究——基于辽宁省4县200户农户调查

王　亚，柯水发，刘爱玉

（中国人民大学农业与农村发展学院，北京，100872）



家庭经营特征与生产要素投入对林地经营产出的影响研究——基于辽宁省4县200户农户调查

王亚，柯水发，刘爱玉

（中国人民大学农业与农村发展学院，北京，100872）

摘要：以辽宁省200个林农为样本，运用Tobit回归模型实证分析影响林地经营产出的关键性因素，结果表明户主担任村干部、家庭存款、林业收入占比、林地劳动力投入对经营产出具有正向影响，人均林地面积对经营产出具有负向影响，其他选取的解释变量对经营产出影响不显著。基于以上分析，提出相应的政策建议，如支持合作社等组织发展，加大对农户资金补贴，加快林权配套改革步伐，引导适度经营规模，定期进行林业技术服务和培训等。

关键词：林地经营产出；家庭经营特征；生产要素投入；Tobit回归模型；影响因素

农户经营的内涵是指在坚持土地等重要生产资料集体所有的前提下，在不确定的市场竞争中，谋求家庭效益最大化一系列活动的总称[1]。在林业中，林地经营是为了利益最大化而进行的多方面活动，其选择受制于自然、社会、技术等一系列客观条件约束，其经营过程都是由多种要素综合作用的结果[2]。林地既是森林资源的重要组成部分，又是林业经济活动得以进行的基本条件[3]，用于经营林业的土地，是林木存续的物质基础和载体，是不可缺少和不能再生的生产要素和经济资源[4]。

农户作为林业经营的重要微观主体，其林地经营产出，不仅是衡量集体林权制度改革成效的主要经济技术指标，而且对促进农户增收致富具有现实意义，因此引起学者关注。方鸿鉴于林业生产资源的有限性，认为必须依靠林业生产要素利用效率的提升，即全要素生产率的增长；曾云钦，张春霞，许佳贤以林农的经营形式为切入点，研究土地规模与生产效率之间关系，但刘凤芹的研究表明大规模土地经营与小规模家庭农户相比并没有显示出可察觉到的全要素节约优势和单位产量优势，曹慧，秦富研究则认为农地过于细碎及林业税费的增加会对农业生产的技术效率产生负面影响；刘璨，藏良震等，采用多年固定跟踪调查数据，利用投入产出等指标对林地经营效率进行测算，并对内外影响机理进行探讨，研究认为，从农户角度分析林业经营效率的变动情况以及影响其变动的具体因素，对加快林业发展具有指导作用。

新一轮集体林权改革后，尽管制度安排在一定程度上赋予了林农对于林业经营模式的选择权，极大地调动了农户林地经营的积极性。但林业生产规模变小、林地细碎化、林业生产要素呈分散态势，由此产生的农户林地经营效率问题已经引起各界的广泛关注[5]。经营效率即投入产出效率，基本意义是指从一个给定的投入量中获得最大的产出，即以最少的资源消耗取得同样多的效果，或以同样的资源消耗取得最大的效果。鉴于林地经营的双重性特征，农户林地经营投入生产要素繁多，产出多样无法衡量；经营周期内制度变动性较大，相关数据难以获得。因此，本文利用调查数据，从农户家庭经营特征和生产要素投入进行实证研究和定量分析，理清制约或提升因素，运用Tobit回归模型测算林改后的农户林地经营产出。

1　研究区域概况和数据来源

1.1研究区域林业概况

辽宁省位于中国东北地区的南部，是中国东北经济区和环渤海经济区的重要结合部。林地面积699.89万hm2，其中森林面积557.31万hm2，天然林面积210.13万hm2，人工林面积307.08万hm2，森林覆盖率38.24%。2013年，辽宁省生产总值28 626.6亿元，林业行业总产值833.92亿元，人均GDP达35 201元。

2005年3月，辽宁省拉开了集体林权改革的序幕，截至2008年底，主体改革完成率为98.66%，在抓好主体改革的同时，辽宁省积极开展了配套改革试点工作。2008年，辽宁省继续完善相关措施，配套改革取得重要进展。

1.2数据来源和样本特征

1.2.1样本点农户分布

本文数据来源于国家社会科学基金面上项目《后林改时期农户林地经营决策机理及营林效率差异研究》的实地调研数据，该项目研究人员于2013 年8月在辽宁省的建昌县、开原县、北票县、铁岭县进行实地调研，本文所涉及的投入产出数据均为2012年当年数据。调查方式采用农户问卷调查，采取典型抽样与随机抽样调查相结合方法，样本涉及玲珑塔、药王庙等14个乡，共20个村。向农户发出调查问卷200份，收回200份，共计有效问卷200份，问卷回收率为100%。具体调研内容包括：①林改后集体林区农户林地资源状况和林地具体情况；②农户林地经营投入产出变化；③农户林地经营认知、意愿和行为调查见表1。

1.2.2样本农户林地资源状况

样本地农户林地面积户均值为2.589 hm2，其中最大林地面积户均值为1.84 hm2。从农户林地规模分布状况看，有32.5%的农户林地面积在0.667 hm2以下、19%的农户林地面积位于0.667 hm2～1.333 hm2之间、13.5%的农户林地面积位于1.333 hm2～2 hm2之间、12.5%的农户林地面积位于2 hm2～3.333 hm2之间、22%农户林地面积在3.333 hm2以上。其中有8户农户计4.817 hm2的林地纳入省市县级公益林，62户农户158.15 hm2纳入国家级公益林。

样本地位于辽东半岛丘陵区，以落叶、阔叶林为主，主要树种有松、柞、槐、杨、柳等，经济林木有榛子树、苹果树、枣树，林种类型占比分别为用材林42.5%、经济林31%、公益林20%、其他林6.5%。

1.2.3样本农户家庭基本情况

样本地农户以男性户主为主，有189户，占94.5%，女性户主的农户仅有11户，占5.5%。农户家庭劳动力规模1人、2人、3～5人、5人以上的户数分别为26户、93户、73户、2户，所占比例分别为13%、46.5%、36.5.5%和1%，说明样本地农户劳动力规模以2人和3～5人为主，有6户家庭没有劳动力。

被调查农户职业划分有3类，分别为农业生产（占比67%）、林业生产（占比11.5%）、非农林生产性（占比20.5%），还有部分不劳动退养等（占比1%）。以上可以看出，样本地农户除极少数老弱者外主要从事农业生产，专业从事林业生产比重不大，而非农林兼业型生产性（以打工为主、边打工边种地）比重正在逐步加大。样本地农户其他特征见表2。

样本地农户林地经营形式较为单一，单户经营占主导地位，其中有179户农户选择单户经营，有14户农户选择联合经营，有3户农户选择合作经济组织经营，有4户农户选择了流转和由村集体统一经营管护。

2　模型构建及研究假设

2.1模型构建

本文的被解释变量为林地经营产出，采用单位面积林地产出值作为模型数据，调查样本中因变量的数据不少为0值，符合受限因变量回归中的断尾回归形式，因此采用Tobit模型，其一般形式为：

Y表示林地经营产出，xi表示影响林地经营产出的可能因素，c表示常数项，ai表示解释变量的回归系数，u表示系统随机误差项。

由于原始变量具有不同的单位和量纲，在进行回归分析的时候会对结果的可靠性造成影响，所以为了消除量纲的影响，而且为了使因变量分布在某一个闭区间内，先对数据进行离散标准化（0- 1标准化），对原始数据进行线性变换，使结果落到【0,1】区间，转换函数如下：

其中max为样本数据的最大值，min为最小值。

2.2研究假设

根据以往的研究文献以及林地经营特点，由于影响林地经营产出的因素较多，本文结合辽宁省调研问卷，从家庭特征、生产要素投入两大方面对户主特征、家庭特征、经营特征、林地要素、劳动力投入、资本投入和政策要素提出如下假设：

①户主特征：选取户主年龄、受教育程度、是否为村干部

研究表明：随着年龄的增大，积累的经验也越多，对经营管理技术创新、进步的吸纳能力和扩散能力越强，效率也就越高[6]。由于林地经营的特殊性，与农地经营相比，劳动力的投入不单一是体力、体能，而更多的是知识、经验、技能的集合。尽管样本地户主受教育程度差别不大，对林地经营产出并无绝对影响。但从趋势角度判断，受教育程度越高，接受使用新技术的能力也越强，经营效率也就越高。具体而言，户主受教育水平对新技术的采纳和风险防范都有正的效应[7]。在不存在交易的情况下，干部身份与个人能力高度相关，在乡村基层担任村干部或合作社负责人一般是组织或社会活动能力强的人才能当选[8]。就目前来看，中国农村的发展道路及由此形成的阶层结构和权力关系使精英竞争成为可能[9]。所以，户主年龄、受教育程度、是否为村干部与林地经营产出呈正相关关系。

②家庭特征：选取家庭外出打工人数、家庭存款、林业收入占比

非农就业机会的增加使家庭外出打工人数保持相对稳定的区间，样本地非农林生产人数达20.5%左右。劳动力的减少造成林地荒废，无疑对林地经营产出的起反向作用。由于资金是重要的生产要素，家庭存款的多寡决定着林地投入的多少。林农林地资金投入越多，从而产出就会增加，尤其是林业收入占比的增加不仅是利益驱动，可以诱发农户经营潜质，增强林地经营意愿，形成良性循环，进一步帮助农户提高其经营产出。

③经营特征：选取理想经营面积、是否愿意扩大经营规模、是否由户主一人进行林地经营决策、是否在经营中遇到问题、是否需要接受社会服务

粗放经营的理念是在技术水平较低的条件下，投入较少的生产资料和活劳动，进行粗耕粗作，广种薄收，主要靠扩大林地面积来增加林业总产值的经营方式[10]。因此，对于传统农户而言，理想经营面积就是愈多愈好。规模经营是指改变规模狭小的分散经营，根据生产发展的客观要求和社会、经济、技术、自然条件的可能，将林地生产要素适当集中使用，以获得更大经营效益的经营方式。即使农户理解扩大经营规模与林地经营产出呈正相关关系，但在实践中，传统农户小富即安的思想未必能够适应规模经营方式。在林权改革初期，由户主一人进行林地经营决策是普遍存在现象，但随着改革的逐步推进，土地流转、合作经营组织、规模经营迫使户主一人进行林地经营决策行为发生改变，家庭民主意识不断唤醒，家庭成员参与决策行为已成常态。在当今社会，林业产业化能促进生产要素的合理配置，有利于形成区域联合经济优势和良性经济结构，但同时也对传统农户形成冲击和影响。在市场经济环境下，小农弱势地位更加显现，尤其是林产品价格、销售问题难以突破，在样本地，劳动力季节性缺乏已成瓶颈。在社会化大生产环节中的农户，更需要接受社会服务，尤其是经营知识、生产技术服务。接受过社会服务、技术培训的林农，利用生产资料的能力就越强，生产出的产品就越多，产出自然会越高。

④林地要素：选取人均林地面积、家庭林地块数

林地面积是农户的基本生产资料，林地面积大小直接影响农户的生产积极性和经营方式[11]。即使是狭隘意识的判断，人均林地面积的增加可以直接提高林地经营效率。但林地块数越多，林地细碎化程度越高，林农投入林地经营的积极性越低，林农林地产出量也同时呈现比较明显的下降趋势[12]。

⑤劳动力投入：选取林地劳动力投入

显而易见，样本地农户自投工和雇工比例均呈双增长趋势，从林地经营各环节的劳动力投入情况来看，栽种环节劳动力投入的比重较大，而采伐的劳动力投入正在萎缩，说明农户采伐行为趋向理性，从经济角度判断，采伐已不是农户林地经营的主要来源见表3。

⑥资本投入：选取林地种苗费用、林地化肥农药费用

林地种苗费用的增加在林权改革以后发生巨大变化，说明农户不仅考虑当期林地效益，更着眼于远期投资和收益。林地化肥农药费用变量可以从两方面评估，一是化肥的使用可以增加林产品的产出水平，提高经营产出；另一方面，农药的使用是控制经营风险的表现形式，改变了原有林地粗放经营观念，提升了经营管理水平，资本投入对林地经营产出的作用正逐步显现。

⑦政策要素：选取经营期限、是否有林权证、是否加入联户承包、林改后经营水平是否提高

经营周期是指一次收获到另一次收获之间的间隔期，它在经营中起着重要作用，关系到生产计划、经营措施等一系列生产活动的安排[13]。林权证的获得反映出林业政策的普遍性，稳定山权林权，使经营行为更加持久。林权改革后，包括联户承包等各种林业经济组织形式不断涌现，这些经济组织可以解决分散经营与规模经营矛盾、增强市场核心竟争力、增加抵抗市场风险的能力。促进林农就业增收是实施集体林业产权制度改革的主要目标，经过实践检验，林改后各项强林惠林政策正在逐步落实，农户林业收入有所增加，农户经营水平不断提高。

根据上文提到的假说选择的解释变量如表4所示，并对预期影响方向进行了说明，“+”表示变量与林地经营产出呈现正相关关系，“-”表示变量与经营产出负相关。

运用stata12.0软件对被解释变量林地经营产出以及20个解释变量的调查数据进行了简单的描述性统计，结果见表5。

3　模型结果

基于Tobit模型理论，采用stata12.0软件对离差标准化后的数据进行Tobit回归分析，具体结果见表6。

该模型的伪R方为1.590 4（Pseudo R2= 1.590 4），卡方检验统计量为134.87（LR chi2(20) =134.87），对应的P值为0（Prob＞chi2 =0.000 0），对数似然估计值为25.033 918（Log likelihood = 25.033 918），模型整体上具有较好的拟合优度。变量X3（户主是否为村干部）X5（家庭存款）X6（林业收入占比）X14（林地劳动力投入）X19（是否加入联户承包）这五个变量在强行进入法回归中显著。

为了更加明确各个因素对林地经营产出的影响程度，并且防止过多不相关变量的加入使得相关系数受到影响，得到较准确具有说服力的回归结果，本文进一步采取逐步回归的方法对离差标准化后的数据进行Tobit回归分析，具体结果如表7所示。

该模型的伪R方为1.452 7（Pseudo R2 = 1.4527），卡方检验统计量为123.20（LR chi2(5) =123.20），对应的P值为0（Prob＞chi2=0.000 0），对数似然估计值为19.195 274（Log likelihood= 19.195274），模型整体上具有较好的拟合优度。变量X3（户主是否为村干部）X5（家庭存款）X6（林业收入占比）X12（人均林地面积）X14（林地劳动力投入）这五个变量在逐步回归中显著。

4　结果分析

通过显著性检验的解释变量构建出辽宁省农户林地经营产出的影响因素模型为：

户主担任村干部对林地经营产出影响显著，呈正向相关关系，回归系数为0.081 7，说明在保持其他条件不变的情况下，户主担任村干部的家庭其林地经营产出比不担任村干部的家庭要高。这个结论与前文的假设相符合，户主如果为村干部，因而其获取的政策信息和市场信息较一般村民更充分，更善于把握市场机遇和挑战，具有较好的适应和应变能力，易于接受先进的发展理念和思路，因而会对技术效率产生正的效应。

家庭存款对林地经营产出影响显著，呈正向相关关系，回归系数为0.166，说明在保持其他条件不变的情况下，家庭存款每增加1个单位，林地经营产出增加0.166个单位。这个结论与前文的假设相符合，家庭存款金额越大，表明其具备更好的资金投入能力，对经营产出有促进作用，而且在遭遇自然灾害等不利情况时，能够有足够的资金对经营方式进行调整不会受到太大影响。

林业收入占比对林地经营产出影响显著，呈正向相关关系，回归系数为0.412，说明在保持其他条件不变的情况下，林地收入占比每增加1个单位，林地经营产出增加0.412个单位。这个结论与前文的假设相符合，林业收入占家庭总收入的比重体现了家庭对林业的依赖程度。占比越大的家庭其对林业的依赖性越强，对林业生产的热情越高涨，投入的精力也越多，所以林地经营产出越高。

人均林地面积对林地经营产出影响显著，呈负向相关关系，回归系数为- 0.562，说明在保持其他条件不变的情况下，人均林地面积每增加1个单位，林地经营产出减少0.562个单位。这个结论与前文的假设相违背，可能的原因如下，经济学中的规模经营理论提到规模区间的效率分布呈现“倒U型”[14]，辽宁省样本农户的人均林地面积均值为13.434 57较大，样本农户人均林地面积大部分有可能已经超过了“倒U型”的极值处，随着人均林地面积的提高，其经营产出反而降低。

林地劳动力投入对林地经营产出影响显著，呈正向相关关系，回归系数为0.142，说明在保持其他条件不变的情况下，林地劳动力投入每增加1个单位，林地经营产出增加0.142个单位。这个结论与前文的假设相符合，根据投入产出理论，人力投入是重要的投入要素，自投工和雇佣工投入的劳动时间越多，说明对林业生产越重视，相应的投入产出比例也会越高。

5　对策建议

5.1支持合作社等经济组织的建设，拓展农户经营能力发展空间

担任村干部的户主家庭林地经营产出较高，表明家庭特征对林地经营产出影响的重要性，但并没有单纯强调人的主观能动性。由于农户个体禀赋的不一致性，资源与能力基本由后天养成，村干部职位的稀缺性使许多农户难以获得，发展合作社等经济组织，行使一人一票的经营权利，营造农户参与管理的机会和平台，同时，最大限度发挥村干部等能人带头作用，实现村民共同致富。

5.2加大对农户林业补贴力度，增加农户财产性收入渠道

结果表明家庭资金存量越多林地经营产出越高，但目前农户转移性收入比例远高于财产性收入，如果政府一方面对农户进行林业方面的补贴，增加收入途径，另一方面促进林业资源变为资产、资本和资金，扩大财产性收入渠道，可以进一步提高农户进行林业生产的积极性，并且使得农民有更多的资金可以投入到林业生产中。

5.3加快林权配套改革步伐，提高农户林业经营收入

结果表明林业收入占比越高的家庭林地经营产出越高，说明对林业的依赖性较强，政府应该为林农搭建融资平台，建立林产品流通渠道，使得以林业生产为主要收入来源的家庭能够有更便利的经营条件，获得更大的利益。

5.4引导适度规模经营，稳妥推进林地流转

结果表明人均林地面积越大的家庭经营产出越高，分析林地经营产出可能与经营规模存在“倒U型”关系，政府应该对农户的林地经营进行指导，采用流转、租赁、转包等形式，整合或者分散经营面积，尽量使各家农户都能达到或者接近适度经营规模。

5.5定期进行林业技术服务和培训，逐步提升农户经营水平

当前，农村劳动力普遍短缺，简单依赖增加劳动力数量提高经营产出恐难以为继，所以提升农户经营水平迫在眉睫。要通过技术指导和培训，传授给林农在抚育、管护、施肥、采伐等各个环节的先进技术和科学知识，培养懂技术会经营的新型农民。同时，进一步畅通农民工回乡创业渠道，改善农民工回乡创业环境，引导、鼓励更多的外出农民工回乡创业，发展林业经济。

参考文献：

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［责任编辑：郑德胜］

The Impact of Family Business Features and Input of Production Factors on Woodland Operational Output——Based on the Investigation of200 Households in 4 Counties in Liaoning Province

WANGYa, KE Shui- fa, LIUAi- yu
(School of Agricultural Economics and Rural Development of Renmin University of China, Beijing 100872, China)

Abstract:The article takes as samples 200 forest farmers in Liaoning province. Tobit regression model is used to empirically analyze the key factors which affects woodland operational output. The result shows that the householder as village cadre, family savings, forestry income ratio and woodland labor input have a positive impact on the operational output, while the forest area per capita has a negative impact on the operational output. And other selected explanatory variables have no significant influence. Based on the above analysis, the corresponding suggestions can be put forward as follows: the government should support the development of cooperative organizations and increase financial subsidies to farmers. The forest supporting reform needs to be implemented. The moderate scale operation should be guided to achieve sale operational efficiency. And the regular forestrytechnical service and trainingis necessary.

Key words:woodland operational output; family business features; input of production factors; Tobit regression model; influence factor

通讯作者：柯水发（1977-），男，福建安溪人，副教授，博士，博士研究生导师，研究方向：林业经济与政策。

作者简介：第一王亚（1993-），女，河南信阳人，硕士研究生。

基金项目：国家社会科学基金面上项目（13BJY060）

收稿日期：2015- 12- 28

DOI：10.13691/j. cnki. cn23- 1539/f. 2016.01.001

中图分类号：F326.12

文献标识码：A

文章编号：1673- 5919（2016）01- 0001- 07