老龄化、要素配置与农户集体林种植决策

张自强，黄 敏

（贵州大学 经济学院，贵州 贵阳 550025）

一、引言与文献综述

农村人口老龄化是近年来我国农村土地种植结构变化的重要驱动因素。第七次全国人口普查数据显示，2020年我国乡村60岁以上人口占乡村总人口的比例高达23.8%。人口老龄化增强了农村土地种植的劳动力约束，诱使农户将劳动密集型作物改种为劳动节约型作物，引发种植结构调整。在林业部门，经济林属于劳动密集型林种。从连续八次森林资源清查数据来看，五类林种中经济林比例在第五次清查时期（1994—1998 年）达到13.2%后逐渐下降，森林资源结构不合理［1］。经济林可满足居民对品质化、营养化食物的需求，为国家粮油安全提供保障［2］。党的二十大报告明确“树立大食物观”思想，指出“构建多元化食物供给体系”。2023年9月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《深化集体林权制度改革方案》，要求优化林种树种结构。集体林与集体林区在林业产业发展中具有重要地位，随着全国宜林地面积持续减少与国有林区全面停止商业性采伐，优化集体林种植结构已成为巩固国家粮油安全和全面推进乡村振兴的重要途径。

学界深入讨论农地种植结构的变化及其影响，从产品市场容量［3］、农地流转市场发育［4］、土地经营规模［5］、劳动力老龄化［6］、作物特征［7］、要素替代与种植技术进步［8］等方面，基于作物比较收益视角剖析农业种植结构的演变规律。程钰等［9］基于农业种植结构调整的比较收益逻辑，解释林业种植结构“趋经济林化”现象。已有研究基于理性原则构建农户种植决策的逻辑框架，强化单项要素禀赋变化与种植结构调整的耦合关系，而弱化种植结构调整的前提是综合要素配置的结果。由此，有必要探究农户要素配置对土地种植结构的作用机理，尤其是审视农村人口老龄化背景下的农户要素配置行为。人口老龄化背景下务农劳动力短缺改变农户要素配置，对土地利用产生深远影响。农户通过调整土地利用决策以应对老龄化的冲击［10］。

现有研究将年龄不小于60 岁的农户认定为老年农户，认为老年农户会改变土地种植结构。一方面，老年农户会直接改变种植作物。随着农户老龄化加剧，老年农户出于对节约劳动力的需求，更倾向种植劳动节约型作物或新品种作物［11］。相比于经济作物，粮食作物的劳动强度较小，老年农户为节约劳动力而直接改变土地种植结构。另一方面，老年农户会间接改变种植作物。尤其是65岁以上的老年农户更倾向于转出土地，而不愿转入土地［12］。相比于年轻农户，老年农户转出土地的积极性更高，从而有利于促进土地规模化种植。在农村劳动力成本急剧上涨与农业社会化服务不断完善的背景下，粮食作物在规模化种植中的比较优势逐渐凸显出来，土地规模化促进种植结构“趋粮化”［13］。老年农户通过土地流转行为间接改变土地种植结构。即使老年农户因恋土情结而不愿意转出土地，继续持有土地的老年农户则会调整种植结构，改种劳动节约型作物以减少劳动投入［14］。也有研究认为，老年农户可以通过资本替代劳动力的方式以缓解劳动体能不足的约束，从而降低对土地种植结构的影响［6，8］。然而，土地种植的要素替代会受到要素相对价格、地形条件和产品市场容量等因素的影响，一般而言，相比于农地，林地种植的比较收益较低，农村人口老龄化背景下要素替代在林地种植中所面临的约束可能更强。林地种植的要素替代存在门限效应，当要素相对价格低于门限时会诱发林种结构调整［15］。其中，经济林种植的精细化程度较高，要素替代难度大。当务农劳动力短缺超过一定程度时，农户才会明显降低经济林种植规模［16］。随着农户年龄增长，劳动能力下降显著改变商品林种植结构［17］，但这种影响受到社会化服务的调节，在要素替代约束下林业社会化服务能够缓解农村人口老龄化背景下劳动力成本上涨对商品林种植结构的冲击［18］。

综上，现有研究广泛讨论老年农户的土地种植结构调整行为及其机理，且先验地将农地种植与林地种植独立开来讨论，缩小农户行为决策的约束范畴。实际上，农户承包地既有农地也有林地，两种土地类型的种植结构变化可能存在关联，而现有研究未考虑综合土地利用情况下农户林地种植决策机理。由于农地种植收益相对高于林地，随着老年农户的体能持续下降，为满足农地种植的劳动投入需求，老年农户可能从林地种植中节约劳动投入，将劳动密集型的经济林改种为劳动节约型的用材林。由此，林种结构变化不仅与不同林种种植的比较收益有关，还与农地种植规模相关，即使经济林种植收益高于用材林，老年农户也可能通过调整林种结构节约劳动力，以维持农地种植。不考虑农地种植，单独分析老年农户林地种植决策可能会造成林种结构调整是由不同林种比较收益差异所致的“假象”。基于此，本文利用国家林业和草原局2016年集体林权制度改革监测数据，结合2019年与2021年课题组在贵州黔东南地区的农户问卷调查数据，梳理老年农户林地种植决策的行为逻辑，实证分析农户农地经营规模的调节效应与农户要素配置的中介效应，以期为保障国家粮油与木材安全、优化林种结构、提高土地利用效率提供决策参考。

二、理论分析与研究假说

《森林法》将森林按功能划分为五类林种，防护林和特种用途林用于社会公益，即为公益林；用材林、经济林和能源林用于商业目的，即为商品林。商品林以用材林与经济林为主，从种植技术来看，用材林种植环节相对简单且可分性强、劳动投入强度较小，属于劳动节约型林种；而经济林种植劳动投入强度较大、管护精细、不易机械化，属于劳动密集型林种。

当劳动体能下降到一定程度后，老年农户需要通过要素替代来维持土地种植。林地多属于坡地，尤其是南方集体林区的林地主要集中在山区，机械化种植难度较大，即使林地平坦，也难以通过要素替代来节约劳动力以维持林种结构。另外，由于老年农户在信息获取、知识技能、关系网络等方面处于弱势，机械对劳动力的替代效应趋近于零［19］。诚然，老年农户可采取种植服务外包，但这依赖于土地规模化，且还受地形约束。山区、丘陵、平原等不同地形与区位条件下的农户林地投入差异较大［20］。即便老年农户可选择雇工，由于农村劳动力短缺，雇工成本也可能超出老年农户的承受范围。由此，在老龄化冲击下当土地种植的要素替代与雇工的可行性较低时，老年农户则倾向于调整种植结构。在农村人口老龄化背景下，老年农户的土地种植规模越大，种植所面临的劳动投入约束就越大，则越需要从林地种植中节约劳动力，改变林种结构。基于此，提出如下研究假说：

H1：农户老龄化会降低集体林中经济林种植比例，其作用随着农户农地经营规模的增大而增强。

随着老年农户的体能持续下降，土地种植面临的劳动投入约束不断增大，则越需要从林地种植中节约更多劳动力，进而增强对林地种植结构的影响。农户老龄化引起的体能下降作用于土地种植结构的调整，被称为“体能效应”［21］，这会降低老年农户林地种植的劳动投入，促进林种结构调整。然而，老年农户由于非农就业机会少、种植经验丰富，相对有较多的时间和精力从事土地种植，相反还可能增加劳动投入，被称为“时间效应”［22］，这又有利于维持林地种植结构。老年农户将地势平坦的地块进行机械化作业，转而把节约的劳动力投入山坡地的经济作物种植中［6］。由此可见，农户老龄化对土地种植劳动投入的双重效应是相反的。由于老年农户身体素质较弱，劳动强度下降，即使劳动投入时间多，但对综合土地的利用产生负面影响［23］。农户老龄化的“体能效应”强于“时间效应”，老年农户则会通过降低林地种植劳动投入来调整集体林种植结构。基于此，提出如下研究假说：

H2：农户老龄化通过减少集体林种植劳动投入，进而降低集体林中经济林种植比例。

老年农户可通过转出土地减少种植面积，以维持剩余土地的种植结构。相对于农地而言，林地和草地是土地流转的优先选择类型［24］。要素替代不足和社会化服务供给滞后的经营条件，会促使老年农户在提高土地利用效率与追求利润最大化的过程中转出林地。然而，由于林地流转期限较长，农户担心转出林地后难以收回而引发林权纠纷，林地可收回的安全性显著影响农户的林地转出意愿［25］。农户对林地产权安全感的认知显著影响其林地转入与转出的积极性，且老年农户的产权安全感较低［26］，当老年农户不愿转出林地或无法转出林地时，则会通过调整林种来节约劳动力。基于此，提出如下研究假说：

H3：农户老龄化会降低林地转出的积极性，进而降低集体林中经济林种植比例。

综上，农户老龄化对集体林种植决策的影响机制如图1所示。

图1 理论分析框架

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源

本文所用数据来源于国家林业和草原局2016 年“集体林权制度改革监测”项目，该项目调研地区包括福建、江西、云南、辽宁、陕西、湖南和甘肃等7 个省，按照分层抽样原则，共3 500 个样本农户。监测内容包括户主及其家庭基本信息、林业经营投入与产出情况、集体林权制度改革参与和评价情况、配套改革的政策需求情况等。剔除关键数据缺失的样本后，共有800 份。另外，延用该问卷，项目组分别于2019 年和2021 年在贵州黔东南锦屏县、天柱县、黎平县、从江县等4 个县，每个县随机选取5 个村共20 个村，累计发放问卷300 份问卷，回收261 份，剔除无效问卷后，最终获得有效问卷231 份。总样本量为1 031 份。

（二）变量选取

1.被解释变量 本文的被解释变量为经济林比例。农户集体林种植结构通过农户承包的集体林地面积中经济林种植面积所占比例来反映，简称经济林比例。不同于现有研究只关注商品林种植结构［9］，采用经济林面积占商品林面积比例来反映农户集体林种植结构，可能会高估经济林种植规模。

2.核心解释变量 本文的核心解释变量为农户老龄化。参考李谷成等［11］的做法，将年龄不小于60岁的农户设置为老年农户，其余的设置为非老年农户。类似地，为确保估计结果的稳健性，调整农户年龄划分界限，将务农年龄不小于65岁的农户设置为老年农户，其余的设置为非老年农户。

3.调节变量 将农户经营的农地面积作为农户老龄化对集体林种植结构调整的调节变量，为观察估计结果的稳健性，还将农户经营农地面积占土地总面积比例作为调节变量。

4.中介变量 由于林业生产周期长，林地种植的资本投入统计缺失严重，要素配置主要包括农户劳动力投入与林地流转两方面。其中，为避免农户劳动力投入的衡量有偏，综合考虑劳动力的数量与时间投入两方面，参考李庆等［6］的做法，将劳动力投入分为单位林地面积的林地劳动力投入（人/公顷）与劳动时间投入（日/公顷）。林地配置通过农户林地转出行为来反映，综合考虑农户林地转出的意愿与实际行为两方面。

5.控制变量 ①户主特征，选取户主受教育程度、是否纯务农等。经济林种植的技术门槛较高，农户人力资本水平显著影响经济林种植决策［27］。纯务农农户的劳动强度更大，老龄化冲击下更可能维持经济林种植。②家庭特征，选取家庭总人口中劳动力比例、家庭劳动力中外出务工比例、家庭收入状况等。农户家庭劳动力越多，老龄化对林地种植结构的冲击可能就越小。由于家庭劳动力外出务工会降低土地种植的劳动投入，从而会改变土地种植结构［4］，且非农收入缓解农户的流动性约束，投资能力增强，可能维持经济作物种植［5］。③林地特征，选取集体林地面积中公益林比例、林地块数、采伐指标申请情况、森林保险购买情况与退耕还林情况等。公益林建设与采伐限额制度制约林地种植收益，林地细碎化又加大种植成本，可能抑制经济林种植；而森林保险有利于降低经营风险，且退耕还林节约劳动力，促进农户维持或加大经济林种植［27］。集体林主要集中在南方地区，设置虚拟变量来控制。各变量的具体说明与描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计

（三）模型选择

由于被解释变量具有截尾特征，采用Tobit 模型检验农户老龄化对集体林种植结构的影响，构建模型如下：

式（1）中：Yi为i农户集体林中经济林比例；Agingi为农户老龄化；Xi为控制变量；εi为随机误差项；α、β、γ为待估参数。

为进一步检验农户老龄化对集体林种植结构影响中农地规模的调节效应，在式（1）中引入农地规模与农户老龄化的交互项：

式（2）中：Landi为农地规模，即i农户经营的农地面积；α0、β1、β2、β3、θ为待估参数，系数β3反映农地规模的调节效应。

为检验农户老龄化对农户集体林种植结构调整的影响机制，参考温忠麟等［28］的研究，构建中介效应检验模型如下：

式（3）中：Mi为中介变量；A、β、δ、φ、τ为待估参数。通过观察显著性来判断农户老龄化对集体林种植结构的影响路径中农户要素配置的中介效应。

四、结果与分析

（一）农户老龄化对集体林种植结构影响的估计结果

表2报告了式（1）的估计结果，为确保稳健性，一是考察农户老龄化对经济林种植规模的影响，二是报告OLS估计结果。模型（3）与模型（4）为Tobit估计模型，其他为OLS估计模型。在以经济林面积的对数与以经济林比例为被解释变量的估计结果中，农户老龄化的影响系数均显著为负，表明结果具有可信度，且农户老龄化不利于经济林种植规模扩大。如前文分析，老龄化不利于较难机械化作业的作物种植规模扩大，老年农户会将平坦地势的经济作物改种易机械化作业的粮食作物［6］。要素替代除了受地形影响外，还与作物种植特征相关。相比于水稻、小麦、玉米，大豆不易通过机械技术或生物技术以应对劳动力不足，进而影响种植结构调整［8］。由于林地大多属于山坡地，尤其在南方集体林区，不仅地形限制要素替代，而且相比于用材林，经济林种植不易分工的特征进一步制约要素替代。对于劳动密集型的苹果种植，机械化程度不高，劳动力老龄化会降低果农的生产效率［7］。因此，农户老龄化不利于经济林种植规模的扩大。

表2 农户老龄化对农户集体林种植结构的影响

此外，控制变量中纯务农户、家庭收入状况、公益林比例、林地块数、森林保险、退耕还林、样本地区等均显著影响经济林比例。其中，相比于兼业户，纯务农户因老龄化下降的体能对经济林种植的负向影响较小，更多时间投入的正向影响更大，综合来看会促进经济林种植规模扩大。家庭收入越高，农户经济林种植的投资能力越强，有利于维持或扩大经济林种植规模。农户林地面积中公益林比例越大，林地种植面临的生态管制越强，产权管制不利于经济林种植。林地细碎化程度越大，种植投劳就越多，农户也就越可能缩小经济林种植比例以节约劳动力。林地细碎化显著降低农户的林地种植投入［20］。购买森林保险的农户抵御风险的能力较强，有利于稳定收益而扩大经济林种植规模。参与退耕还林的农户倾向于扩大经济林种植规模。农户将山坡地退耕后节约劳动力，有利于扩大经济林种植规模［27］。在北方国有林区停止商业性采伐背景下，南方集体林区成为保障国家木材安全的重要基地，从而制约经济林比例的扩大。

（二）农地规模对农户集体林种植结构调整的调节效应

表3 中模型（7）和模型（9）为Tobit 估计模型，在以农地面积和农地比例为调节变量估计结果中，农户老龄化分别与农地面积和农地比例的交互项系数均显著为负，表明农户经营的农地面积或土地面积中农地比例越大，土地种植的劳动力需求就越大，越可能通过降低经济林比例来节约劳动力。据此，H1得以验证。尽管老年农户可以通过要素替代来缓解农地规模较大情况下劳动力不足的约束，但正如前文所述，要素替代面临诸多约束，在南方地区尤其是地形约束，以机械替代劳动力的难度较大，从而促使老年农户改变林地种植结构。农地规模对经济作物的种植规模具有负向影响，农户无法顺利完成要素替代则会调整种植结构。

表3 农地规模约束的估计结果

为进一步观察农地规模对农户集体林种植结构影响的调节效应，将农地面积和农地比例进行50等分，在各等分点处求解农户老龄化对经济林比例的边际影响。从不同农地规模下农户老龄化对经济林比例的边际影响看（图2），农地规模等分点处的边际效应均显著为负，即农地面积或农地所占比例的提高均强化农户老龄化对经济林比例的负向激励，且前者的调节效应更大。

图2 农地规模的调节效应

（三）农户老龄化对农户集体林种植结构的影响机制

1.劳动力配置的中介效应 从农户林地种植劳动投入的中介效应检验结果来看（表4），分别将劳动力投入和劳动时间投入两个中介变量作为解释变量引入模型估计后，农户老龄化对经济林比例仍保持显著的负向影响，而中介变量对经济林比例均具有显著的正向影响。根据式（3）的检验步骤，由于β'、β″和b均显著，且β″×b的符号与β'''的相同，表明农户林地种植的劳动投入在农户老龄化对经济林比例的影响中具有部分中介作用，其中，劳动力投入的部分中介效应为0.59%，劳动时间投入的部分中介效应为6.36%。据此，H2得以验证。如前文所述，农户老龄化对土地种植的劳动投入具有双重效应，即正向的“时间效应”与负向的“体能效应”，两者相互关联，老年农户由于体能不足才会增加土地种植的劳动投入时间，但劳动强度下降，基于长期视角，农户老龄化会降低土地种植的劳动投入水平。王笳旭等［29］研究发现，农户老龄化会通过降低种植的劳动投入而不利于农业生产。

表4 劳动投入的中介效应检验结果

2.林地配置的中介效应 从农户林地转出意愿与行为的中介效应检验结果来看（表5），将农户林地转出意愿和行为两个中介变量作为解释变量引入模型估计后，农户老龄化对经济林比例仍保持显著的负向影响，而中介变量对经济林比例均具有显著的正向影响。根据式（3）的检验步骤，表明农户林地转出意愿与行为在农户老龄化对经济林比例的影响中具有部分中介作用，其中，农户林地转出意愿的部分中介效应为17.02%，农户林地转出行为的部分中介效应为71.06%。据此，H3得以验证。根据前文分析，农户对林地产权安全的感知会影响其转出意愿，加之老年农户的恋土情结重，土地禀赋效应强，林地转出意愿较弱。随着国家不断强化林业生态管制，社会投资林业的积极性下降，林地转入意愿不足也会进一步弱化农户林地转出意愿。由此，老年农户通过转出林地以节约劳动力的可能性较小，从而会降低经济林种植比例。

表5 林地转出的中介效应检验结果

（四）稳健性检验与内生性分析

1.稳健性检验 一是替换核心解释变量。借鉴李庆等［6］的研究，将年龄不小于65 岁的农户设置为老年农户，其余为非老年农户，替换原解释变量再估计。二是替换被解释变量。根据前文分析，为应对劳动力不足，老年农户可能将经济林转种用材林，由此，采用农户集体林中用材林比例替换原被解释变量再估计。三是对样本进行缩尾处理。为消除极端值对基准回归结果的影响，对经济林比例的高低进行5%缩尾处理后再估计。从稳健性检验结果看（表6），替换解释变量和样本缩尾处理后，农户老龄化对经济林比例的影响仍显著为负；替换被解释变量后，农户老龄化对用材林比例的影响显著为正，表明基准回归结果稳健。四是倾向得分匹配（PSM）。老年农户进行林地种植结构调整可能存在自选择问题，样本非随机选择会导致估计结果偏差，对此采用倾向得分匹配法再估计。从PSM 的估计结果看（表7），分别采用最近邻匹配、核匹配和马氏匹配3种方法进行估计后，ATT 结果显示，老年农户的经济林比例显著低于非老年农户，进一步证实基准回归结果的稳健性。

表6 稳健性检验结果

表7 倾向得分匹配估计结果

2.内生性分析 被解释变量与解释变量之间可能存在反向因果关系，使得估计结果有偏。为此，采用IV-Tobit 模型进行再估计，借鉴王笳旭等［29］的做法，选择农户所在地区60 岁以上老年农户比例为工具变量。另外，选择调查当年农户所在省份65 岁及以上人口的比例为工具变量。从表8 估计结果看，在第一阶段估计结果中两个工具变量均与农户老龄化呈显著正向相关，表明工具变量选取满足相关性，且F检验值均显著大于10，表明不存在弱工具变量问题；在第二阶段估计中分别引入两个工具变量后，Wald 检验值均在1%的统计水平上显著，表明农户老龄化不满足外生性原假设，在处理内生性问题后，农户老龄化对经济林比例仍具有显著的负向影响，表明基准回归结果可靠。

表8 内生性检验

五、主要结论与政策建议

利用国家林业和草原局 “集体林权制度改革监测”数据与贵州省农户调查数据，实证分析农户老龄化对集体林种植决策的影响，且进一步探究其农地经营规模的调节效应与要素配置的中介效应，主要得到如下结论。第一，农户老龄化显著降低集体林中经济林比例，在替换变量、缩尾样本、采用PSM 进行再检验后，结果仍稳健。第二，农户老龄化对集体林中经济林比例的影响显著受农地规模的调节作用。老年农户经营的农地面积或农地面积占土地经营总面积的比例越大，越需要从林地种植中节约劳动力，从而强化经济林种植的负向激励。第三，老年农户分别通过减少林地种植的劳动投入和增强林地持有意愿，进而降低集体林中经济林比例。单位林地面积的劳动力投入与劳动时间投入两个中介变量分别解释农户老龄化对集体林中经济林比例的负向影响为0.59%和6.36%；林地转出意愿与林地转出行为两个中介变量分别解释农户老龄化对集体林中经济林比例的负向影响为17.02%和71.06%。农户老龄化主要通过抑制农户林地转出而降低经济林种植比例。

基于上述研究结论，提出如下政策建议。第一，普及农村土地种植的社会化服务。不断优化土地种植的社会化服务，从试点到推广，为老年农户创造示范效应，以此为基础，进一步搭建林业社会化服务平台，降低农户老龄化对林地利用的负面影响，综合提高农村土地利用效率。第二，加大农林业新型经营主体的培育力度。多渠道壮大农林业新型经营主体，整合老年农户的土地资源，优化农村土地资源配置，防止农地撂荒，以扩大特色经济林的种植规模，巩固国家粮油安全。第三，优化不同林种的功能分区。重点生态功能区以外的林地应适当放松林地经营管制，尤其放松森林采伐限额管制，鼓励通过社会投资来促进林地规模化经营，缓解老年农户要素投入不足的困境。