村域环境、家庭禀赋与农户林业再投入意愿——以全国集体林权改革试点福建省为例

于艳丽，李 桦，姚顺波,黄 蕊

(西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100)

引 言

习近平总书记提出“绿水青山,就是金山银山”。优化生态环境、促进经济建设是林业担负的双重使命[1],加强森林保护、发展林业产业是全社会的普遍愿望[2]。2008年的《全面推进集体林权制度改革》是对2003年出台的集体林权主体改革进一步的深化,此次改革旨在再次激发农户经营林业的再投入行为[3-5]。在集体林产权稳定的前提下,村域是农村经济发展的前沿,是农户经营农业生产的主要场所,对农户的林业再投入行为会产生重要影响。

村域环境主要包括村域资源环境、要素市场环境以及产品市场环境[6]。村域环境中的亲缘关系和地缘关系组成的社会结构差序格局形成了不同的社会资本,这些社会资本又决定了农户所要遵守的社会行为规范,进而对其决策行为产生影响[7],农户从众心理在当前村民参与村务时的表现十分明显,甚至在涉及到自己切身利益时,村民也往往惯于顺从别人的行为,特别是从村中有较高威望的人中寻找自己行为的依据[8],同时村域的相关社会属性会影响其在交互情景中的行为选择[9];村域林业资源禀赋同样会影响到农户经营林业的积极性[10];家庭禀赋是农户的家庭成员及整个家庭所拥有的各种资源和能力[11]；家庭可变禀赋(如家庭社会资本)对农户福利差异影响比较显著,农户社会资本差异产生不同的选择行为,进而形成不同的福利差异[12],从而产生不同的林地再投入意愿;农户经济资本尤其是非农收入差异通过影响农户林业再投入的机会成本,从而对农户林地再投入的意愿行为产生显著影响[13-15]。家庭不变禀赋(户主特征、家庭林业资源禀赋)影响农户的再投入行为经验信念,进而对农户再投入意愿产生显著影响[16]。

2003年国家在福建省试点的集体林权制度改革推动了福建地区第一次大规模林农造林的热潮,而2008年进行的全面深化集体林权制度改革旨在再次激发农户林业再投入积极性,然而事与愿违,据统计,只有44%的农户有林业再投入的意愿,近年来在集体林区却呈现农户林业经营积极性有所降低的现象,我们不禁要问该现象的深层次根源是什么?应当识别出影响农户林业再投入意愿的主要因素。已有研究主要从林权改革和农户家庭禀赋的非农收入两方面探究农户林业投入的影响因素,但对村域环境以及家庭禀赋其他主要因素没有考虑,羊群效应表明农户的经营决策行为受环境影响颇大。已有文献多是采用一步传统回归方法,不能合理展示农户再投入意愿及投入强度的连续过程。鉴于此,本文以福建省商品林种植农户为研究对象,采用Heckman两步法,以村域环境和家庭禀赋为核心变量,分析林农再投入意愿以及再投入资金强度的影响因素,试图揭示农户造林积极性降低的根源,以期为农户林业投入行为理论有一定的补充完善,在实践中可以为相关部门提供决策参考依据。

一、理论与模型构建

(一)理论分析

日本的经济学家纳卡吉马认为农户是一个农业生产者、劳动者和消费者的结合体,其遵循的行为准则是效用最大化[17]。根据效用模型,美国的贝克发展了农户经济理论,并由此构建效用函数[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表示农户自用农产品，X2表示市场购买产品,X3表示农户非林业投入时间,A表示农户林地面积,L表示农户劳动时间,V表示农户生产中可变要素投入,W为雇佣劳动力价格,Tf表示自家劳动投入时间,(2)式为生产约束条件,(3)式为时间约束条件,(4)式为资金收入约束条件。

将(3)式代入(4)式推导可得:

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

(5)

构建拉格朗日极值函数:

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

(6)

利用效用最大化的条件是一阶导数可得:

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

(7)

由以上推导可知,农户的生产资料决策行为受生产产品的市场价格、其他产品的市场价格和工资价格等村域市场环境影响很大,农户的收入Y不仅受各个产品价格的影响,还受林地面积等村域资源环境的影响。本文将村域市场环境和村域资源环境统称为村域环境。村域市场环境指农户经营林业所处于的村级层面生产资料市场环境及产品市场环境,主要选择林地流转价格、林业雇工价格、木材市场价格以及村里是否有木材收购商等变量。生产资料价格一般对农户再投入行为有负向影响,而产品市场价格一般对农户再投入行为有正向影响,村里有木材收购商也会激励农户的林业再投入行为。村域资源环境指农户所处村级人力资本状况、森林资源状况以及自然条件状况,本文主要选择本村林地总面积、村到县城的距离、木材加工厂的分布、村林业收入占总收入的比重以及本村是否有人在林业局工作等变量。本村林地总面积越大代表村域资源越丰富,农户的林业再投入积极性越高;村到县城的距离越远,从事林业经营的机会成本越小,农户的林业再投入积极性越高;木材加工厂的分布越集中,农户的造林积极性就越高;村林业收入占比越高,越会激发农户的再投入意愿;如果林业局有本村人工作,一般会调动林农参与林业再投入的积极性。

但是农户是“有限理性经济人”,其决策行为还会受个人对外界环境感知的影响,正如计划行为理论所述:农户的行为选择受其意图和知觉行为控制的影响,意图又受行为态度、主观规范和知觉行为控制三方面因素的影响[16],家庭禀赋是影响主观规范和知觉行为控制的重要因素[19]。根据已有文献,家庭禀赋对农户扩大林业经营意愿有显著影响[20],户主在家庭经营中具有比较大的决策权,户主特征对家庭经营行为选择和经营水平等有重要作用[21],是决定农户林业再投入意愿的主要影响因素。家庭社会资本能够有效地减少农户林业经营成本,也是影响农户林业再投入意愿的重要因素。家庭林业资源禀赋是农户林业经营的基础,是农户林业再投入行为的决定性因素。因此,本文选取户主特征、家庭社会资本、家庭林业资源禀赋等作为家庭禀赋的代表变量。

(二)模型构建

农户林业再投入意愿分为两个阶段:第一阶段为农户是否愿意再增加林地投入(在现有林地规模的基础上,未来三年内是否愿意再增加林地投入来实现林地规模的扩大);第二阶段是农户愿意增加林地投入资金额度。只有当农户愿意增加林业再投入时,才会观测到愿意增加的额度,如果第一阶段农户不愿意增加林业再投入时,第二阶段没有观测值,存在样本缺失的问题,因此选择建立Heckman两阶段模型来处理存在选择偏误的问题。为验证理论分析中提出的假设,本文参考陈强的已有研究[22],将农户林业再投入行为分为两个阶段:是否愿意增加林业投入(离散的二值选择变量)和愿意增加的资金额度(连续变量)引入模型中进行分析,由此建立以下模型:

(8)

(9)

(10)

(8)式为选择模型,(9)式为选择方程,(10)式为结果方程。根据理论分析构建农户决策行为函数:

Yi/Zi=f(M,R,X,σ)i=1,2,3

(11)

Yi表示农户愿意增加的林地资金额度,Zi表示农户是否愿意增加林地投入,M表示村域市场环境变量,R表示村域资源环境变量,X表示农户家庭禀赋特征,σ表示影响农户决策行为的其他因素。

具体模型形式如下:

Yi/Zi=α0+αMM+αRR+βiXi+ε

(12)

α0为常数项,αM和αR分别表示村域市场环境与村域资源环境变量所对应的估计系数,ε为残差项。

二、数据来源与变量描述性统计

(一)数据来源

本文使用的数据来源是2016年7-8月在福建省组织的实地调研,福建省是林权制度改革的示范省,是全国最早完成林权制度改革的省份,福建省的木材出材量、森林覆盖率和森林蓄积量均排在全国前列,而南平市、三明市和龙岩市又是福建省森林资源比较丰富的地区,因此选取福建省南平市(顺昌县、建瓯市)、三明市(沙县、尤溪县、永安市)、龙岩市(漳平市、永定县)21个乡镇的400个农户,样本的空间地理分布情况如图1所示,对农户和村干部进行问卷访谈调查,获得有效问卷316份。

图1 样本地理区域分布图

(二)变量说明与描述性统计

图2为不同时期林业投入农户的再投入意愿比例,比例值为愿意再投入农户数/总农户数。

图2 不同时期农户再投入意愿比例趋势图

由图2可知,不同时期有林业投入行为农户的再投入意愿不同。首先,第一次有投入行为农户的再投入意愿比例在2003之后有显著提高,主要原因在于集体林权制度改革从2003年开始在福建省试点运行,分林到户的举措极大地提高了农户的再投入意愿,林权改革取得了比较大的反响;第一次有投入行为农户在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户之后的小林农,在第一次造林完成后在一个林业周期内无更多的林地可用来造林,所以林业再投入的比例有所降低。其次,具有再投入行为农户2008年之后的林业投入意愿持续上升,这主要是由于2008年中共中央国务院出台的《关于全面推进集体林权制度改革的意见》,有关2008年全面深化林权制度改革的举措再一次激发了林农林业再投入的积极性,另外,具有再投入行为农户的资金资本和社会资本较为丰富,大多通过林地流转的方式增加林地面积,进行林业再投入,由此农户再投入意愿显著上升。最后,有林业投入以及林业再投入行为的农户再投入意愿比没有林业投入农户高,尤其是集体林权制度改革之后,有林业投入行为的农户对林业经营的能力有所增强,随着林业经营环境的进一步完善,农户的林业再投入意愿有显著提高。

本文选取村域环境和家庭禀赋作为解释变量,农户是否愿意增加林地资金投入和增加林地资金投入额度作为被解释变量,对于社会关系,用LIKERT五分法表示,对7个指标进行因子分析,其KMO均值为0.8,根据各因子得分与其方差贡献率,计算得到社会总因子变量得分。林地投入意愿以及投入规模会受地区因素影响,故以龙岩作为对照组,引入南平和三明地区虚拟变量(见表1)。

表1 变量说明及描述性统计

从表1可以看出：样本农户中愿意增加林地资金投入的比例为44%,其中愿意继续增加资金投入的农户中,增加资金额度的平均值为4万元,这表明44%的农户愿意进行林业再投入,且投资金额在4万元左右。村域环境中,林地流转价格平均值为41.52元/亩/年,这表明农户林地流转价格适中,会刺激林农的林业再投入意愿;木材市场价格平均值为1 000元/立方米,市场价格较低,未能激励农户的再造林意愿;73%的农户所在村庄有木材收购商,这表明七成以上村里具备林产品收购市场条件;村级林业收入占总收入比重平均只有20%,这说明林业收入在当地占有较低的比例。家庭禀赋中,农户的平均年龄是53岁,这表明从事林业经营的农户年龄偏大;家庭总收入平均值为11万元,24%农户有外出务工经历,40%农户有经商经历,这表明有一部分农户已经从事非农行业,积累了一部分资金用来投资;只有25%农户有林业从业经历,47%农户有村干部经历,这表明有林业经历的农户只占一小部分,有干部从事经历的农户比例较大;社会关系网络中农户年送礼金额平均为1万元,这表明送礼金额在农户收入中占有较大的比例,是衡量农户社会关系网络的重要变量;只有58%的农户手中有林权证,由于政策执行偏差,林权证上林地四至不清、面积模糊问题突显,林权证的落实发放必然会导致更为严重的纠纷问题,因此还有超过40%的林权证未发放到农户手中;流入林地面积占总林地面积比重平均为0.38,说明农户经营的林地平均只有38%来源于流转的林地。

三、数据估计结果与稳健性检验

本文运用Stata14.0软件进行Heckman两步法的模型估计,第一阶段模型计算出逆米尔斯比率lambda的系数在10%的显著性水平下显著,说明农户样本存在选择性偏误,使用Heckman两阶段模型是合适的。

自变量为农户所在的村域环境变量、家庭禀赋变量和地区虚拟变量,因变量分为两步,分别是“农户是否增加林地资金投入”“愿意增加资金额度”,本文选取村林业收入占比和本村林地面积为识别变量,用Logit模型进行稳健性分析,解释变量和被解释变量与选择方程相同,若变量的显著性不变则表示模型稳健,若显著性发生变化则不稳健[23],最终估计结果见表2。

表2 Heckman两步法模型估计结果

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著

由表2可知,村域环境变量可分解为村域市场环境变量和村域资源环境变量。Heckman两步法分析结果如下：第一步，村域市场环境变量中,林地流转价格、林业雇工价格、本村是否有收购商、木材市场价格对农户是否愿意增加林地资金投入影响显著。其中,林地流转价格、林业雇工价格和木材市场价格对农户是否扩大林地资金投入有负向显著影响,林地要素价格的上升必然会导致造林成本增加,尤其是近年来雇工成本的快速上升会抑制农户林业再投入的积极性;根据理论假定,木材市场价格会刺激农户林业再投入积极性,但是实际上木材市场价格越高农户林业再投入意愿越低,与理论假设相悖,主要原因是木材市场价格高的地区林业竞争激烈,林地投入要素价格相应抬升会显著增加农户的再投入成本,而面对林业生产周期长的现实情况,目前的木材市场价格并不能代表未来的木材市场价格,农户对于未来的木材收益并不确定,因此相比于目前较高的造林成本而言农户更不愿意进行林业再投入;本村有收购商对农户扩大林地投入有正向显著影响,即本村有收购商，会增加农户对木材市场的信心，因而更愿意继续扩大对林地的投入。村域资源环境变量中,本村林地面积对农户林业再投入意愿具有正向显著影响,这说明村域林业资源越丰富越会提高农户增加林地再投入的积极性。第二步，村域市场环境因素中,本村有收购商对农户愿意增加资金额度有显著正向影响,这表明木材收购商的存在为农户林业经营提供市场信息,从而增加农户林业再投入的积极性;村域资源环境变量中,村到县城的距离对农户愿意增加资金额度具有显著负向影响,这表明距离县城越远,信息越闭塞,收入也越少,所以对林业的投入越少。

家庭禀赋可分解为户主特征、家庭社会资本和林业资源禀赋。第一步，户主特征变量中,年龄、干部经历对农户是否愿意再扩大林地资金投入具有负向显著影响,这说明年龄越大和有干部经历的农户越不愿意扩大林业资金投入,原因在于林业生产周期长,年龄大的农户更倾向于资本回收期较短的投资;有干部经历的农户从事林业再投入行为的机会成本会比较高,因此越是有干部经历的农户越不愿意加大林业再投入。家庭社会资本变量中,年送礼金额对农户是否愿意再扩大林地资金投入具有正向显著影响,即送礼金额越高的农户越愿意加大对林地投入,主要原因是送礼金额越大的农户越具有较丰富的社会网络和风险偏好意识,因此对于林业再投入类型的风险投资积极性越高。第二步，户主特征变量中,年龄、经商经历、干部经历对愿意增加的资金额度有显著影响。其中,年龄、干部经历对农户愿意增加的资金额度具有显著负向影响,这说明年龄越大和有干部经历的农户越会减少对林地投入的资金额度;经商经历对再扩大的林地资金额度具有显著正向影响,即越有经商经历的农户越有资金进行林业投入。家庭社会资本变量中,送礼金额对农户愿意增加的资金额度具有显著正向影响,这说明送礼金额越多的农户越愿意增加对林业的投资额度。家庭林业资源禀赋中,是否有林权证和流入林地占比对农户增加的林地投入额度具有正向显著影响,有林权证的农户会感知到现有林业政策的稳定性,因此也会加大对林地的资金投入,而且有林地流入的农户会更愿意加大对林地资金的投入规模。

四、结论与启示

(一)结论

本文利用福建省三明、南平、龙岩3个地区的农户调查数据,运用Heckman两步法实证分析了村域环境、家庭禀赋特征对农户是否愿意增加资金以及愿意增加资金额度的影响效应。本研究得出以下结论:

1.村域市场环境变量中,林地流转价格、林业雇工价格、木材市场价格、本村是否有收购商对农户是否愿意增加林地资金的影响显著,本村有收购商对农户愿意增加资金额度也有显著影响;其中木材市场价格呈负向显著影响说明目前木材市场价格相比于较高的造林成本来说并没有激励作用。

2.村域资源环境变量中,本村林地面积对农户愿意增加林业投入影响显著,因此应该充分发挥村域森林资源丰富地区的禀赋优势,积极鼓励资源丰富地区农户的林业再投入行为;村到县城的距离对农户愿意增加资金额度具有显著影响,距离县城远近与农户获取林业信息具有直接影响,因此为农户提供充分的木材市场信息对提高农户再投入积极性具有重要意义。

3.在家庭禀赋变量中,年龄、干部经历、年送礼金额对农户是否愿意增加林地投入的影响显著,其中年龄越大和有干部经历的农户越不愿意进行林地再投入;年龄、经商经历、干部经历、送礼金额、是否有林权证、流入林地占比对农户增加林地投入额度有显著影响;个人经历是农户知觉行为控制信息的重要来源,估计结果显示经商经历和干部经历对农户资金投入额度具有正向显著影响,因此注重个人经历研究对培育新型职业林农具有重要的作用。

(二)启示

1.由于未来长周期林业收益的不确定性是决定农户不愿意再投入的主要因素,因此政府应该为林农提供短周期的林产品服务(比如生态产品价值、林下经济产品),长短结合的经营方式使林农造林每年有可预见收益;本村有木材收购商决定了农户能获取更多的木材市场信息,由此可见村域市场环境的建设与完善对激发农户的林业再投入积极性进而推进林业生产健康发展具有重要的意义,政府应该辅助村委会加大村域社会化服务体系的建立,为林农发展林业提供更多的市场信息。

2.需要加强基层社区治理,为农户提供充足的林产品市场信息,农户从众心理与随大流在当前村民参与村务时的表现十分明显,营造良好的村域环境能够有效地激励农户的造林积极性,实现林业的良性循环发展。

3.政府应该完善林业产品体系,构建林业生态产品市场,将林业生产产生的正外部性价值转化为农户的林业短期收益,从而达到激励农户积极再投入林业的行为。

4.由于个人经历影响显著,通过农户个人经历的甄选,可以为新型林业经营主体带头人的选择提供参考依据,进而对推动林区林业规模化经营,实现生态环境可持续发展具有重要的意义。

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