產權管制、要素投入與林業(yè)經濟增長關系的實證分析

高 嵐，張自強

(華南農業(yè)大學 經濟管理學院，廣東 廣州 510642)

一、引言

林業(yè)發(fā)展對于經濟的可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境的保護與改善具有“四個重要地位”*2009年6月22日，溫家寶會見中央林業(yè)工作會議代表時強調，林業(yè)在貫徹可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略中具有重要地位，在生態(tài)建設中具有首要地位，在西部大開發(fā)中具有基礎地位，在應對氣候變化中具有特殊地位。。改革開放以來集體林權制度經過了數(shù)次變革，林業(yè)產權的管制得到了逐步放松。從80年代的“林業(yè)三定”*改革開放初期(1980—1983) 林業(yè)實行了“三定”(即穩(wěn)定山權和林權，劃定自留山，確定林業(yè)生產責任制)。到2008年的新一輪集體林權制度改革(以下簡稱集體林改或林改)，國家逐漸加大了對林業(yè)的關注與重視，我國的林業(yè)建設也取得了顯著成效*第七次全國森林資源清查(2004—2008年)顯示全國森林面積1.95億hm2，全國森林覆蓋率由18.21%提高到20.36%。活立木總蓄積凈增11.28億m3，森林蓄積凈增11.23億m3。林木蓄積年凈生長量5.72億m3；森林植被的總碳儲量78.11億t，年生態(tài)服務功能價值10.01萬億元。。盡管由于林業(yè)經營的外部性以及林業(yè)發(fā)展不僅要追求經濟效益同時還要實現(xiàn)生態(tài)效益和社會效益，國家對林業(yè)產權的部分內容有必要進行管制。但是為促進林業(yè)經濟進一步發(fā)展下，林業(yè)的產權管制仍然還有釋放的空間。裘菊等2007年通過對福建省的調研發(fā)現(xiàn)，2003年新一輪林改后，林區(qū)經營模式在結構上的變化，由此帶來的林業(yè)經濟發(fā)展的初始績效開始顯現(xiàn)[1]。集體林改賦予了農民更多的權利，在激發(fā)農民生產積極性的同時農民的經營收益權也得到了維護，農民的收入得到了顯著提高，森林資源和生態(tài)環(huán)境也得到了合理保護和有效改善[2-3]?？傮w上看，國內許多學者對新一輪的集體林改所產生的現(xiàn)實績效從實證描述或計量研究的角度進行了評價，肯定了林權改革的實際效果[4-5]。但是也有學者研究發(fā)現(xiàn)，集體林改的正面影響是有限的而且并不顯著。朱冬亮和肖佳通過對福建省集體林改的實地調查研究發(fā)現(xiàn)集體林權制度改革取得的經濟績效不能完全歸因于林改本身所形成的激勵機制[6]。劉璨也認為一項集體林產權制度的影響是長期的，集體林產權制度變遷與其績效之間存在滯后效應[7]。王文爛通過對福建省10縣(區(qū))2006年調查數(shù)據(jù)進行分析，結果并不支持集體林權制度改革將增加農民的林業(yè)收入進而增加農民收入這個命題[8]。從現(xiàn)有關于集體林改與績效關系的研究文獻來看，盡管對集體林改實際效果的評價會因為研究視角或地區(qū)差異而有所不同，但是普遍認為林權的明晰以及林權制度的完善能夠促進了林業(yè)發(fā)展，產生了良好績效[9-11]。林業(yè)產權的明晰和管制的放松以及林權產權制度的完善，一方面有利于維護農民的合法權益，提高農民生產經營的積極性促進林業(yè)發(fā)展；另一方面，賦予農民林權就意味著擴大了農民生產決策的空間和范圍，有利于經營模式與經營環(huán)境的匹配，提高產出和效益。

通過以上分析，可以發(fā)現(xiàn)以往研究有著一些共同之處和有待進一步深入研究的地方。首先，集體林改的績效會因為地區(qū)之間的差異而不同，以實地調查研究得出的績效評價難以代表整體，以致對林改績效的評價產生爭議。其次，現(xiàn)有文獻已研究得出集體林改對林業(yè)發(fā)展具有重要作用，但是卻少有文獻通過實證分析，來具體衡量林業(yè)制度改革對林業(yè)發(fā)展的實際貢獻。因此本文想通過對林業(yè)制度變遷的制度變量從產權管制放松的視角，運用主成分分析方法進行衡量，并借助擴展的科布道格拉斯生產函數(shù)，以廣東為個例分析林業(yè)制度改革對林業(yè)發(fā)展的實際影響及貢獻情況，同時也對以往研究該問題的部分不足之處進行補充。

二、制度度量的理論依據(jù)與模型設定

(一)制度與經濟增長

North&Thomas論證了一種有效地產權制度能夠縮小個人行為的私人利益與社會利益的差異，從而對經濟增長具有決定作用[12]。經濟增長的根本原因是制度的變遷，一種提供適當個人刺激的有效產權制度體系是促進經濟增長的決定性因素[13]。國內學者對于制度要素對經濟增長的貢獻開展了廣泛和系統(tǒng)的研究，認為制度變遷對于經濟增長具有顯著的積極作用而且至關重要。一個經濟體中的財產權利界定了個人與稀缺資源利用之間的關系，產權的分配通過可以預知的一般方式影響激勵機制和人們的行為[14]。國內許多學者就制度變遷對經濟增長的作用，運用不同的方法和在不同的領域展開了廣泛研究?？梢钥闯鰧τ谶@方面的研究已經較為深入和全面，而這樣的一種研究邏輯或分析方法同樣可以與林業(yè)的特征相結合，運用于分析林業(yè)經濟的增長，但是鮮有引入制度變量來分析林業(yè)產業(yè)的發(fā)展。盡管已有學者分析了資本、勞動、土地和技術等要素對林業(yè)經濟增長的影響[15-16]，但是沒有度量制度變量以及分析其對林業(yè)產出的貢獻大小。本文將以廣東省為例引入制度變量，分析制度變遷對林業(yè)發(fā)展的影響?？紤]到林權制度改革的過程也是國家不斷完善和賦予農民權利的過程，其制度變遷也就可以理解為國家對林業(yè)產權管制的放松[注]林業(yè)制度改革從農業(yè)高級合作社和人民公社下林地所有權，經營權都歸集體所有，逐漸過渡到80年代的“林業(yè)三定”和最近新一輪的集體林改下林地所有權歸集體所有，經營權歸家庭所有。而且這一改革過程中還包括有“四荒”拍賣與林業(yè)經營形式多樣化的放開，無不證明林業(yè)改革是逐步賦予農民林權的過程。李周認為林改踐行的是“還權”于民的理念(李周.改進集體林業(yè)政策加速集體林業(yè)發(fā)展.林業(yè)經濟,2006,6)。。

(二)實證分析的理論基礎與模型設定

1.研究邏輯簡述

一個產權的基本內容包括行動團體對資源的使用與轉讓權，以及收入的享有權[17]。菲呂博騰和配杰威齊指出產權制度是一系列用來確定每個人相對于稀缺資源使用時的地位的經濟和社會關系[18]。李周認為完整的林權包括林地和林木的所有權、經營權、處置權、收益權。林業(yè)產權管制下產權制度或產權結構未能與基本環(huán)境相適應，不利于林業(yè)的正常發(fā)展，過去的幾次林業(yè)改革也并不成功[19]。李晨婕和溫鐵軍研究得出80年代與90年代的林權改革，在外部宏觀條件不具備下，內部制度安排方面做出最大努力，也難以取得良好成效[20]。意味著制度安排與環(huán)境不相匹配或匹配度不高，難以提升經濟績效。Stigler指出，管制起源于利益集團通過尋租游說政府實施產業(yè)進出管制政策[21]。因此管制的結果是效率低下和非生產性活動增加[22]。但是，隨著林業(yè)制度的不斷改革，林業(yè)發(fā)展的外部條件得以改善，同時林業(yè)制度變遷的過程也是不斷賦予農民林權的過程。意味著這一過程擴大了農民的經營選擇權，從而進一步提高了制度安排與安排環(huán)境相匹配的可能性。森林資源的產權范圍以及促成該產權形成的基本條件(包括森林資源特征)共同決定著林業(yè)產出[23]。本文假設林業(yè)產權管制的放松下，形成新的產權結構擴大了農民生產決策的選擇空間，從而在現(xiàn)有外部宏觀條件下有利于提高林農的生產經營積極性，促進林業(yè)產出增長。羅必良提出了“管制—產權—績效”理論范式簡稱RPP模型(Regulation-Property Rights-Performance)[24]，與何一鳴、羅必良提出的產權管制結構—體制選擇行為—經濟制度績效，新SCP范式共同認為產權管制的放松有利于經濟增長。本文借助于這一研究邏輯，運用主成分分析方法度量林業(yè)產權管制放松的制度變量，以Jensen和Meckling提出生產函數(shù)的理論模型為基礎，分析該變量所引起的林業(yè)產權結構的變化對林業(yè)產出的實際影響。

2.實證分析的模型設定

早在1979年Jensen和Meckling就論證說，生產函數(shù)依賴于產權結構就像它們依賴于技術進步那樣[25]。Jensen和Meckling提出的生產函數(shù)：

Q=FR(L,K,M,C:T)

(1)

其中，Q表示產出；T代表與生產有關的技術和知識狀況，F(xiàn)為所有生產函數(shù)的總稱，它能按照產權體制分割，F(xiàn)R是對應產權結構R的一個生產函數(shù)；R將定義為外部規(guī)則；C代表表述了組織形式選擇集(相對于新古典模型中的技術選擇集)的一個綜合標志。Jensen和Meckling改建的生產函數(shù)顯示：產權結構如何通過影響企業(yè)內部規(guī)則幅度的大小，來影響人們的行為和企業(yè)產出[26]。通過這一模型，產權管制對產出的影響路徑可以理解為，集體林改改變了制度環(huán)境和林業(yè)產權結構(R)，使得林業(yè)產權管制的放松改變了農戶對于經營模式(C)的選擇，進而對產出(Q)的作用。

本文在模型(1)的基礎之上對柯布—道格拉斯生產函數(shù)進行擴展分析產權管制放松對林業(yè)發(fā)展的影響。采用的生產函數(shù)是一個包括資本和勞動投入，技術和制度變量的柯布—道格拉斯函數(shù)?；痉匠倘缦拢?/p>

Y=AKaLbIcZd

(2)

其中Y代表產出；A代表技術進步、人力資本等其他未顯示的進入生產函數(shù)的增長因素，對此我們沿用索洛余值法來處理；K和L分別代表資本投入和勞動投入；I代表產權管制放松的制度變量(簡稱產權管制變量)，相當于C；Z代表新增造林面積相當于M；a,b,c,d為參數(shù),表示要素投入的產出彈性；μ為隨機擾動項。為估計方便對(2)式兩遍取對數(shù)得到表達式：

LnY=LnA+aLnK+bLnL+cLnI+dLnZ+μ

(3)

對變量K，L，I，Z進行相關性檢驗發(fā)現(xiàn)變量之間的多重共線性問題比較嚴重。為了避免該問題影響模型參數(shù)的穩(wěn)定性，我們采用產出和資本的密集形式(即y=Y/L，k=K/L)重構生產函數(shù)：

y=AkaIbZc

(4)

兩邊取對數(shù)從而得到表達式：

Lny=LnA+aLnk+bLnI+cLnZ+μ

(5)

三、產權管制變量的選取、測量與數(shù)據(jù)來源

(一)變量的選取與數(shù)據(jù)來源

1.變量的設定

本文借鑒羅必良設定產權管制放松指數(shù)的思路，再結合孔凡斌設計的中國林業(yè)市場化水平的評價指標[27]，以及廣東省林業(yè)發(fā)展的實際情況和數(shù)據(jù)收集的現(xiàn)實可能性[注]廣東省農村統(tǒng)計年鑒從1993年開始有記錄，由于年鑒本身統(tǒng)計數(shù)據(jù)的有限而且每一年統(tǒng)計的資料有所變動，其中與本文有關林業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)從1996年開始才具有連續(xù)性，所以本文收集的資料從1996年開始。，選取三個變量X1，X2，X3作為衡量林業(yè)產權管制放松的管制變量。變量X1：木材總采伐量中非國有和集體采伐量的比重；變量X2：林業(yè)系統(tǒng)職工人數(shù)中非國有和集體工業(yè)職工比重；變量X3：林業(yè)系統(tǒng)工業(yè)總產值中非國有和集體工業(yè)總產值的比重。廣東省的新一輪集體林改是從2008年開始展開，考慮到新改革對林業(yè)發(fā)展的影響和統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性，選取了來源于《廣東省農村統(tǒng)計年鑒》和《廣東統(tǒng)計年鑒》中1996—2007年間的相關數(shù)據(jù)。并且以1995年為不變價格,運用林業(yè)產值增長指數(shù)對廣東省林業(yè)產值Y進行處理，另外由于廣東省固定資產投資增長指數(shù)缺乏，利用全國的固定資產投資增長指數(shù)替代，并對投資K(K為林業(yè)資金投入)以1995年不變價格進行處理[注]對于林業(yè)產值以1995年的不變價進行處理是基于上一年=100的林業(yè)產值增長指數(shù)來測算的。而投資的處理因為沒有相對應的增長指數(shù)，我們以上一年=100的全國固定資產投資價格指數(shù)進行處理，然后將處理的投資數(shù)據(jù)與原有投資加權平均后得出現(xiàn)有投資數(shù)據(jù)。，具體情況見表1。

表1 1996—2007年各投入要素及選取變量的取值

資料來源：廣東農村統(tǒng)計年鑒(1996—2008年)及廣東統(tǒng)計年鑒2010。

2.變量指標的指數(shù)化方法

集體林權制度不斷改革的過程也是林業(yè)產業(yè)逐步市場化的過程，各指標的指數(shù)值表示的是林業(yè)市場化水平某一方面的相對位置，各指標的指數(shù)化計算參照樊綱、王小魯方法，進行測算[28]。具體步驟如下：

(1)設定指標得分區(qū)間。以1996年為基期年份，各指標得分的值最大為10，最小為0，并且0分為下線，10為上限。

(二)基于主成分分析的產權管制變量的測度

以主成分分析方法確定X1、X2和X3指標的權重。為避免主觀隨機因素的干擾，采用主成分

分析法確定各個指標的權重，其最大的特點和優(yōu)勢在于客觀性，即權重不是根據(jù)人的主觀判斷，而是由數(shù)據(jù)自身的特征所確定的。運用Eviews6.0 統(tǒng)計分析軟件對林業(yè)產權管制的制度變量進行主成分分析。

1.確定主成分個數(shù)(m)。文中主成分個數(shù)的提取原則為主成分對應的特征值大于1且主成分累計貢獻率達到或超過85%的前m個主成分。由表2、表3可以知道2個主成分累計方差接近于85%，且變量X2，X3分別在第一主成分和第二主成分上有較高載荷，說明第一主成分和第二主成分基本反映了它們的信息。

表2 主成分分析的特征值與方差解釋

表3 初始因子載荷與系數(shù)矩陣

2.確定主成分表達式(Yj)。用表2(初始因子載荷矩陣)中的數(shù)據(jù)除以主成分相對應的特征值開平方便得到主成分中每個指標所對應的向量系數(shù)fi(見表3)。根據(jù)各自對應的系數(shù)乘以原始數(shù)據(jù)(指標指數(shù))即可得到各個主成分的表達式，計算公式為:

3.確定權重和綜合分值計算模型。在計算主成分綜合分值時，先要確定各個指標的主成分綜合權重(Q總)，以該權重作為綜合分值計算模型中各個指標的系數(shù)。各單個指標的各主成分權重Qj則用主成分表達式Yj中每個指標所對應的系數(shù)乘以第j個主成分所對應的方差貢獻率，再除以所提取的各主成分的方差貢獻率之和，各單個指標主成分權重之和為主成分綜合權重Q總，其計算公式表達為：Q總= Q1+ Q2。計算結果如表4所示。

表4 各指標的主成分權重

注：Q’總是將Q總經過歸一化處理的數(shù)據(jù)，即讓X1，X2，X3的權重之和為1。

根據(jù)以上計算結果，可得到廣東省林業(yè)制度變遷過程中產權管制變量綜合分值的計算模型：

I=0.432X1+0.341X2+0.227X3

(6)

根據(jù)模型(6)可得到基于各變量的產權管制變量綜合分值I(如表5)。另外，1996年—2007年廣東省產權管制變量綜合分值的變動情況如圖1?？梢钥闯隽謽I(yè)產權管制從1996年—2007年間逐漸得到放松，但是速度較為緩慢，而且與林業(yè)產值(以1995年為不變價格)具有相似的變動趨勢。

圖1 林業(yè)產值與林業(yè)產權管制變量綜合分值的變動情況

年份X1X2X3I(綜合分值)年份X1X2X3I(綜合分值)19960.000.560.470.3020025.2510.005.656.9519970.763.710.841.7820032.978.884.705.3619982.585.380.423.0420045.390.003.213.0519996.685.590.404.8820056.960.621.283.5120009.308.440.006.8920069.730.678.006.2420016.848.492.156.33200710.000.4410.006.73

資料來源：廣東農村統(tǒng)計年鑒(1996—2008年)以及模型(6)計算得出。

四、產權管制放松對林業(yè)發(fā)展作用的實證分析

(一)模型回歸過程

1.變量的單位根檢驗?？疾炷Ｐ?5)中包含Lny，Lnk，LnI，LnZ，這些變量的平穩(wěn)性，以避免偽回歸問題。對每個變量進行單位根檢驗。進過測量發(fā)現(xiàn)以上變量在經過一次差分后平穩(wěn)(如表6)，表明各變量之間可能存在協(xié)整關系。對模型(5)做一階差分ls估計，結果表明短期內產權管制變量對林業(yè)發(fā)展的影響不顯著。

表6 變量的一次差分單位根檢驗

注：零假設是變量存在單位根即非平穩(wěn)，檢驗的統(tǒng)計值小于臨界值則拒絕零假設，說明變量序列是平穩(wěn)的。*表示10%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，***表示1%水平上顯著。

2.考察產權管制變量對林業(yè)發(fā)展長期影響及協(xié)整檢驗。對模型(5)進行估計，其估計結果如表7， 模型的估計結果可以看出，各指標都顯著而且模型整體上擬合得比較好。從生產函數(shù)來看，可以認為產出與技術、投資和勞動投入存在長期均衡關系，另外，從制度經濟學的理論來看，制度對經濟增長同樣有著均衡關系：某一變量在某時期受到干擾后偏離長期均衡點，會存在一種均衡機制在下一期使其調整回到均衡狀態(tài)。為驗證這一點，我們對模型(5)的估計所生成的殘差序列進行協(xié)整檢驗。檢驗結果如表8，可以得出，檢驗結果在1%的顯著水平下顯著，即殘差序列是平穩(wěn)的I(0)序列，存在協(xié)整關系，說明產權管制變量與林業(yè)產值存在長期均衡關系。

表7 模式(5)估計結果

表8 殘差序列的穩(wěn)定性檢驗

注：零假設是變量存在單位根即非平穩(wěn)，檢驗的統(tǒng)計值小于臨界值則拒絕零假設，說明變量序列是平穩(wěn)的。

(二)要素貢獻率的測算

根據(jù)回歸結果，可以計算出物質資本、林業(yè)產權管制、造林面積和技術進步在1996—2007年間對林業(yè)產值的貢獻大小(表9)。

從表9可以看出，1996—2007年間的廣東林業(yè)產值年均增長超過9%。其中這一產出中有39.5%來源于資本投入，有11.92%來源于新增造林面積的投入，林業(yè)產權管制變量和技術進步的貢獻分別為18.27%和30.31%。在這些要素的貢獻中產權管制放松的影響較為顯著，且這一要素的產出彈性為0.0829。可以看出林業(yè)產權管制的放松所引起林業(yè)產權結構的變化對于林業(yè)產值增長的貢獻程度和重要性。各種投入要素對林業(yè)產值貢獻大小我們可以試圖從Jensen和Meckling提出的生產函數(shù)入手來理解，這也是本研究的重要理論基礎。

表9 投入要素對林業(yè)產值增長的貢獻

注：各變量的年均增長是指這些變量的年增長率的平均值，并剔除各變量中某一年份變動幅度較大的異常值后，計算得出。

首先，技術與林業(yè)產權制度的關系。Jensen和Meckling強調產出依賴于技術如同依賴于產權結構，也就意味著產權結構對于產出的影響程度并不一定低于技術對產出的作用。但是他們并沒有評論誰的作用更大。而對于技術與制度的關系爭論由來已久。戴維斯和諾斯認為制度與技術都是對資源以某種方式進行組合，所以解釋技術變遷的理論同樣可用于解釋制度安排的變遷[29]。諾斯和托馬斯進一步強調制度變遷優(yōu)先于技術變遷的觀點。總的來說技術與制度存在相互影響的關系，無論是技術還是制度都必須與其安排的對象相匹配才能達到技術開發(fā)和制度設計的初衷，但是問題就在于他們的匹配不是孤立的，而是存在相互作用和影響關系。沒有農村土地制度(包括林地制度)的不斷完善，適用于規(guī)模化經營的農業(yè)和林業(yè)技術設施就難以提高產出。誠然，生物技術的進步同樣能夠提高產出，但是由于生物技術的外部性，以家庭為單位的經營模式下我們難以想象農戶會考慮開發(fā)生物技術，然而這一情況卻能在大規(guī)模的農場經營中成為可能。從這一視角可以得出，由于林業(yè)產權管制的適當放松，將有利于林業(yè)生產技術的進步及應用，從而提高產出。意味著技術進步對林業(yè)產出的貢獻中也同時體現(xiàn)了林業(yè)產權管制放松的作用。

其次，投資與林業(yè)產權管制放松的內在聯(lián)系。一方面，林業(yè)的投入產出比較低，同時在林業(yè)產權不完善下難以對收入形成良好預期，林業(yè)發(fā)展難以吸引社會投資。從1996—2007年林業(yè)建設資金的來源情況看，非國有資金的比例在逐步下降[注]林業(yè)建設資金中非國有資金占總建設資金的比例，1996年為56.28%，2007年為14.86%(廣東農村統(tǒng)計年鑒(1997—2008年)整理得出)。。另一方面，資金要素本身的稀缺。特別是建國后的幾十年，受外部宏觀經濟的制約，國家將有限的資金用于發(fā)展以重工業(yè)為主導的產業(yè)部署，而且農業(yè)和林業(yè)對于經濟發(fā)展的“四大貢獻”中就包含有資金貢獻[注]1978年以來工農產品價格剪刀差局部擴大，從1953年到1985年工農業(yè)比值剪刀差總共7000多億(嚴瑞珍等.中國工農業(yè)產品價格剪刀差)?！八拇筘暙I”包括要素貢獻，產品貢獻，外匯貢獻和市場貢獻(蔡昉.窮人經濟學)。，國家不僅沒有多余的資金投入林業(yè)反而要依賴林業(yè)發(fā)展來獲取資金要素。近年來，隨著經濟的發(fā)展盡管資金要素變得逐漸充足和林業(yè)發(fā)展外部環(huán)境的改善，投資要素對林業(yè)產出的貢獻和作用將進一步增大。

最后，林業(yè)產權管制對造林的影響。除了國家和集體造林外，還有私人造林(包括農戶造林)。私人造林的積極性與產權制度的安排有直接聯(lián)系，合理的產權安排有利于提高農民的造林積極性，從而增加林業(yè)產出。但是這一要素對產出的貢獻較小。一方面，由于林業(yè)產權管制的軟約束，農民的造林積極性不高，新增林地對產出的貢獻也就低。另一方面，能夠增加林地面積除了受到固定國土面積的硬約束外，還受到城市化快速推進下的現(xiàn)實約束。所以新增造林面積對于林業(yè)產出的貢獻是有限的，而且會逐步降低。

五、結論與啟示

本文基于Jensen和Meckling的理論模型，運用廣東省的數(shù)據(jù)，在產權管制放松所引起的產權安排變動的層面上，分析了1996年—2007年間林業(yè)產權管制變量對于林業(yè)產出的貢獻大小，并且認為產權管制放松是廣東林業(yè)經濟增長的重要動力。由于林業(yè)產業(yè)發(fā)展的自身特性，盡管林業(yè)產權管制的放松對于林業(yè)產出的貢獻有限，但是目前林業(yè)產權管制仍然有進一步放松的空間，因此仍需進一步推進集體林權制度改革，不斷完善林業(yè)產權制度。

另外，值得進一步強調的是：第一，投資、造林面積和產權管制變量對林業(yè)產出的影響不是孤立的而是一個整體，各要素之間又相互聯(lián)系和影響，不能簡單地剔除某個要素而孤立地看待各要素對產出的影響。第二，制度安排的有效性與合理性要求制度與安排對象具有較高的匹配度，才有利于降低林地租金的耗散，提高產出。我國林業(yè)改革在80年代所遭受的挫折，其中一個重要的原因是由于在農地家庭承包制實施示范效果下，林業(yè)制度安排的被動跟進，制度的安排忽視了林業(yè)經營不同于農業(yè)生產的差異性，使得林業(yè)制度改革未能與實際的客觀條件相適應，從而造成損失。因此，林業(yè)制度的改革應當考慮到各地區(qū)的森林資源特征與農戶經營行為的差異。第三，在不斷變動的宏觀經濟條件下，制度安排的對象也在不斷地變化，而且制度變遷的原動力跟要素的變動有關。制度安排與對象的匹配是一個動態(tài)的過程，也表現(xiàn)在追求外部利益的制度變遷過程。從80年代的“林業(yè)三定”到最近新一輪的集體林改，林業(yè)的發(fā)展經過了多次改革，林業(yè)的發(fā)展逐步加快。可以理解為，每一次改革都是對實際制度與對象的關系進行調整，除了為適應林業(yè)經濟發(fā)展的需要，同時也是為適應農民和農村生產生活的需要?？傮w上看都是為了實現(xiàn)制度安排與對象的相適應，而這樣的適應是一個不斷變化和完善的過程。

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