農(nóng)戶分化對林地流出意愿與流出行為影響研究*
——以福建省為例

王團真，李潔，陳治淇，陳欽，潘輝

(1.福建農(nóng)林大學(xué)，a.經(jīng)濟學(xué)院，b.交通與土木工程學(xué)院，福州 350002；2.閩江學(xué)院 旅游系，福州350108)

農(nóng)戶分化對林地流出意愿與流出行為影響研究*
——以福建省為例

王團真1a，李潔1a，陳治淇1b，陳欽1a，潘輝2

(1.福建農(nóng)林大學(xué)，a.經(jīng)濟學(xué)院，b.交通與土木工程學(xué)院，福州 350002；2.閩江學(xué)院 旅游系，福州350108)

基于集體林權(quán)改革制度后福建省5地市496戶農(nóng)戶的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙變量Probit模型，分別建立農(nóng)戶林地流出意愿、林地流出行為模型，實證檢驗農(nóng)戶分化對林地流出意愿和林地流出行為的影響。通過農(nóng)戶職業(yè)分化和農(nóng)戶收入分化兩個維度對農(nóng)戶分化程度測量，研究表明：務(wù)農(nóng)兼業(yè)、非農(nóng)職業(yè)對農(nóng)戶林地流出意愿和流出行為有顯著的正向效應(yīng)，且農(nóng)戶分化程度對林地流出意愿的影響與對林地流出行為的影響存在差異；農(nóng)戶的林地流出意愿對實際的流出行為有較強的導(dǎo)向影響力；戶主個人特征、家庭特征、資源稟賦、林業(yè)經(jīng)營環(huán)境和地區(qū)差異對林地流出意愿和流出行為均有顯著影響。因此建議增加農(nóng)戶多元化創(chuàng)收渠道，推動農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移；建立有利于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的制度，改革現(xiàn)有戶籍管理體系；加強林業(yè)技能培訓(xùn)。

農(nóng)戶分化；林地流出；意愿；行為；雙變量Probit模型

2013年召開的第十八屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》明確提出：為了推動土地資源有效利用，賦予農(nóng)民對承包地擁有承包經(jīng)營權(quán)、承包經(jīng)營權(quán)入股、擔(dān)保權(quán)和抵押權(quán)。隨著集體林權(quán)改革的推進和城鎮(zhèn)化的發(fā)展，將會有更多的農(nóng)戶發(fā)生收入分化與職業(yè)分化，他們不再從事林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，將通過各種林地流轉(zhuǎn)方式流出林地。農(nóng)戶分化是中國城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中發(fā)生在農(nóng)村的一個突出現(xiàn)象。農(nóng)戶分化使農(nóng)戶在社會經(jīng)濟地位、收入上產(chǎn)生差異[1]，同時也改變了農(nóng)戶對林地的偏好程度、林地的價值認知和林地的依賴程度，部分分化后的農(nóng)戶將不再從事林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，他們有意愿放棄農(nóng)村的土地，身份從“農(nóng)民”蛻變?yōu)椤笆忻瘛薄Ｈ绻麤]有有效的林地流出機制，林地就處于無人管理的狀態(tài)。恰亞諾夫認為傳統(tǒng)農(nóng)村社會中，農(nóng)戶分化的原因在于人口因素，農(nóng)戶主要通過調(diào)節(jié)勞動力數(shù)量控制家庭勞動的經(jīng)濟活動，忽略了非市場調(diào)節(jié)、土地、價格因素等經(jīng)濟因素[2]。但隨著20世紀西方國家農(nóng)業(yè)改革的不斷推進，經(jīng)濟因素成為農(nóng)戶分化的一個重要原因。恰亞諾夫的傳統(tǒng)農(nóng)戶分化學(xué)說已經(jīng)難以適應(yīng)社會的新需求。中國城鎮(zhèn)化發(fā)展迅速，農(nóng)戶分化加劇，產(chǎn)生了明顯異質(zhì)性特征的農(nóng)戶[3]。有學(xué)者指出農(nóng)戶分化體現(xiàn)形式是農(nóng)戶職業(yè)分化、經(jīng)濟分化兩個基本向度[4]，認為農(nóng)戶對土地的依賴程度在土地退出過程中受到農(nóng)戶兼業(yè)、教育水平和社會經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，進而導(dǎo)致土地的流轉(zhuǎn)[5]，而站在每個農(nóng)戶是理性經(jīng)濟人假設(shè)的角度，認為農(nóng)戶流出土地是為了達到利益最大化的目標，農(nóng)戶流出土地又取決于資源稟賦[6]。當農(nóng)戶認為土地流出有利可圖時，農(nóng)戶才會愿意流出土地。還有學(xué)者認為申請采伐限額指標難易對林地資源配置有顯著影響[7]。同時，地區(qū)差異也是影響林地流傳的因素之一[8]。有些學(xué)者分析了農(nóng)戶分化程度對土地流轉(zhuǎn)行為的影響[9]，探討了農(nóng)戶分化對農(nóng)地承包權(quán)退出意愿的影響[10]。國內(nèi)對農(nóng)戶分化已有不少研究，大部分集中在社會學(xué)領(lǐng)域，主要考慮農(nóng)戶異質(zhì)性、偏好。農(nóng)經(jīng)領(lǐng)域的研究集中在土地規(guī)模、土地制度和土地流轉(zhuǎn)方面，大部分學(xué)者研究農(nóng)戶分化對土地流轉(zhuǎn)的影響，但是沒有考慮到流轉(zhuǎn)意愿和流轉(zhuǎn)行為間的關(guān)系以及農(nóng)戶分化對流轉(zhuǎn)意愿和行為的影響差異，可能因土地流轉(zhuǎn)意愿和行為的相關(guān)性造成模型效率損失?；诟＝ㄊ〉膶嵉卣{(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙變量Probit模型解決意愿和行為的相關(guān)性問題，分析農(nóng)戶分化對農(nóng)戶林地流出意愿和流出行為的影響，考察農(nóng)戶異質(zhì)性、偏好和意愿行為間的關(guān)系，以期為推進林地流轉(zhuǎn)，盤活林地資產(chǎn)，實現(xiàn)林地規(guī)模經(jīng)營，提高農(nóng)民收入提供參考。

1 材料與方法

1.1 調(diào)查方法

樣本數(shù)據(jù)來源于課題組2016年7月及8月對福建省代表閩西、閩北、閩東、閩南地區(qū)的南平市、三明市、寧德市和漳州市等5個市展開實地調(diào)查的數(shù)據(jù)。閩西、閩北地處八閩的西北方向，經(jīng)濟起步晚、發(fā)展相對緩慢；閩南、閩東地處沿海，經(jīng)濟發(fā)展有活力。課題組采取分層抽樣的方法，每個市抽取2個縣，每個縣市抽取5個行政村進行調(diào)研。這些地區(qū)的森林覆蓋率高、集體林權(quán)改革效果明顯，在福建省乃至全國都具有林改示范作用。課題組發(fā)放506份問卷，通過后期整理，剔除無效問卷10份，有效問卷496份，有效樣本量達到98%。

1.2 實證模型

農(nóng)戶林地流出意愿和林地流出行為是二元離散型變量，研究將其作為因變量，考慮林地流出的意愿最終是否會引導(dǎo)農(nóng)戶發(fā)生林地流出的行為。如果對這兩個被解釋變量分別進行Probit建模，則可能導(dǎo)致效率損失，因為農(nóng)戶的林地流出意愿和發(fā)生林地流出行為這兩個因變量通常是相關(guān)的，即兩個Probit方程的擾動項之間可能存在相關(guān)性。因此，假設(shè)2個方程擾動項不相關(guān)“H0∶ρ=0”。具體模型[11]如下：

⑴

⑵

農(nóng)戶林地流出的意愿和行為由以下方程決定[11]。當ρ=0時，則雙變量Probit模型等價于兩個單獨的Probit模型。當ρ≠0時，可得(y1，y2)的取值概率，然后進行最大似然估計[11]。

⑶

⑷

式中y1和y2分別表示是否意愿流出林地和是否發(fā)生林地流出行為；x1表示的y1自變量，x2表示y2的自變量，如果x1=x2(兩個方程的解釋變量完全相同)，則式⑴～⑷稱為“雙變量Probit”。

最后，對原假設(shè)“H0∶ρ=0”進行沃爾德檢驗[11]。

式中φ(z1、z2，ρ)為標準化的二維正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，期望為0，方差為1；p11代表雙變量，即農(nóng)戶愿意流出林地，同時也發(fā)生林地流出行為；p(y1=1，y2=1)代表農(nóng)戶意愿流出并發(fā)生流出行為的概率；z1、z2分別代表積分上限。

1.3 變量選擇與賦值

研究的目的是考察農(nóng)戶分化對林地流出意愿和流出行為的影響，因此關(guān)鍵變量就從農(nóng)戶的職業(yè)分化和農(nóng)戶的收入分化兩個維度選取。農(nóng)戶分化包括以收入為主的垂直分化以及農(nóng)戶的職業(yè)分化[4]。將林地流出意愿和林地流出行為設(shè)為被解釋變量，農(nóng)戶愿意流出林地賦值為“1”，否則賦值為“0”；農(nóng)戶發(fā)生林地流出賦值為“1”，否則賦值為“0”。選取農(nóng)戶分化變量、農(nóng)戶戶主個體特征、家庭特征、資源稟賦、地區(qū)和林業(yè)經(jīng)營環(huán)境作為解釋變量。各變量中沒有收集到的變量的值設(shè)為空值。歸納借鑒國內(nèi)外土地流轉(zhuǎn)的研究成果[6-10，12]，并考慮到林業(yè)政策、林業(yè)生產(chǎn)周期和林業(yè)生產(chǎn)活動的特殊性，將可能影響農(nóng)戶林地流出意愿和流出行為的因素歸納成5類。

1.3.1 農(nóng)戶戶主的基本特征

林地戶主是家庭林業(yè)生產(chǎn)最為重要的決策者之一。戶主的個體特征包括性別、年齡和文化程度等，對林地流出意愿和林地流出行為具有一定的影響[12]。考慮到林業(yè)經(jīng)營周期長，導(dǎo)致投資回報周期長、投資風(fēng)險大，農(nóng)戶年齡越大，投資越趨于保守，風(fēng)險承受意愿小，同時受到勞動能力的束縛，更傾向保持原有的經(jīng)營規(guī)模。再者，年長者對于養(yǎng)育自己一輩子的林地帶有深厚的情懷，不愿意流出祖輩傳下的林地。教育程度越高的戶主，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)獲得更高收入的機會更多，越不會受傳統(tǒng)思想的束縛，越愿意流出林地。

1.3.2 家庭基本特征

家庭是林業(yè)生產(chǎn)最基本的組織之一。家庭特征包括勞動力數(shù)量、是否從事林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和家庭中有無村干部。一般來說，家庭成員從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力數(shù)量越多，能夠擁有更充足的生產(chǎn)力，越不可能將林地流出。家庭從事林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，家庭成員掌握林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗越豐富，越不愿意轉(zhuǎn)出林地，更難于發(fā)生林地轉(zhuǎn)出行為。家庭中是否有村干部對林地流出的影響表現(xiàn)為村干部掌握的信息更多，自家林地足夠小，流出獲得利益足夠大，流出林業(yè)的意愿相比普通農(nóng)戶大。

1.3.3 資源稟賦

農(nóng)戶林地流出意愿和流出行為的影響因素還包括農(nóng)戶的資源稟賦，即農(nóng)戶所擁有的林地資源和農(nóng)地資源，農(nóng)戶資源稟賦會對林地轉(zhuǎn)入行為和轉(zhuǎn)出行為存在影響[13-15]，因此選取耕地面積和林地塊數(shù)作為控制變量。農(nóng)戶擁有的耕地面積越大，所需要投入在上面的人力、物力和資金越多。將重心放在耕地經(jīng)營上的農(nóng)戶無暇顧及林地經(jīng)營，因此更愿意流出林地，易發(fā)生林地流轉(zhuǎn)。林地塊數(shù)越多，反映林地碎片化越嚴重，不利于規(guī)模經(jīng)營，降低了林地經(jīng)營效率，農(nóng)戶越愿意流出林地。

1.3.4 林業(yè)經(jīng)營環(huán)境

林業(yè)經(jīng)營環(huán)境主要包括林業(yè)政策和林業(yè)金融兩方面。選取是否有林權(quán)抵押款、是否參與林業(yè)培訓(xùn)、是否參加森林保險、采伐指標有沒有困難和有沒有林業(yè)補貼作為變量。有林權(quán)抵押款的農(nóng)戶已將林權(quán)證抵押給銀行，即使有林地流出意愿，也無法流出林地。通過抵押林權(quán)證獲得資金支持，農(nóng)戶將林地流出的意愿也會降低。林業(yè)培訓(xùn)能夠提高林業(yè)生產(chǎn)技能，參與森林保險可以降低林業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，均有利于農(nóng)戶從林業(yè)經(jīng)營中獲得更好的收益。因此，參與林業(yè)培訓(xùn)和參加森林保險的農(nóng)戶更不愿意流出林地，實際發(fā)生林地流出的行為也更少。但農(nóng)戶受到采伐指標的限制，往往因為林木處分權(quán)無法行使而愿意將林地流轉(zhuǎn)出去。

1.3.5 地區(qū)差異與農(nóng)戶職業(yè)分化

另外，閩西、閩北、閩東和閩南因為地勢與經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，存在林地流出意愿和林地流出行為的差異。農(nóng)戶分化程度不同，應(yīng)該控制地區(qū)差異[13]。一般來說，沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的農(nóng)戶對林地依賴程度小，林地流轉(zhuǎn)意愿較高；山區(qū)經(jīng)濟發(fā)展緩慢的農(nóng)戶對林地依賴程度大，林地流轉(zhuǎn)意愿較低。由于農(nóng)戶職業(yè)分化、地區(qū)變量為無序多分類變量，因此在模型進行參數(shù)估計時應(yīng)將多分類變量轉(zhuǎn)化為啞變量，即轉(zhuǎn)化為職業(yè)務(wù)農(nóng)、務(wù)農(nóng)兼業(yè)、職業(yè)非農(nóng)、閩西、閩北、閩東、閩南再進行定義。啞變量的編碼方式采用指示對比法，并用其中一個水平作為參照水平。農(nóng)戶職業(yè)分化以職業(yè)務(wù)農(nóng)變量為參照，職業(yè)務(wù)農(nóng)指的是農(nóng)戶以務(wù)農(nóng)作為唯一經(jīng)濟收入來源；務(wù)農(nóng)兼業(yè)指的是農(nóng)戶除了務(wù)農(nóng)之余還在其他行業(yè)工作。農(nóng)戶收入分化中較低收入是以2014福建省低保戶家庭年人均收入水平作為參考進行設(shè)定的(家庭年人均收入設(shè)為<2 650元)，較高水平是以2014年福建省居民家庭人均收入水平作為參考進行設(shè)定的(家庭年人均收入設(shè)為≥2.4萬元)。地區(qū)分為閩南、閩北、閩東和閩西，以閩南為參照。

表 1 影響林地流出意愿和流出行為的相關(guān)變量解釋

綜上所述，影響林地的流出意愿和流出行為的相關(guān)變量的賦值與解釋如表1所示。采用STATA 10.0計量軟件進行橫截面雙變量Probit回歸，尋找影響林地流出意愿和林地流出行為的因素。建立3個回歸模型，重點研究農(nóng)戶分化對林地流出意愿和流出行為的影響。模型⑴考察農(nóng)戶收入分化對林地流出意愿和流出行為的影響，模型⑵考察農(nóng)戶職業(yè)分化對林地流出意愿和流出行為的影響，模型⑶綜合考慮農(nóng)戶職業(yè)分化與農(nóng)戶職業(yè)分化對林地流出意愿和流出行為的影響。

2 結(jié)果與分析

根據(jù)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行的變量描述性統(tǒng)計結(jié)果(表2)顯示，調(diào)研對象中人數(shù)最多是職業(yè)務(wù)農(nóng)人員，然后依次是務(wù)農(nóng)兼業(yè)、非農(nóng)職業(yè)，并且大部分是男性戶主，平均年齡52.71，教育背景為初中水平。從農(nóng)戶年收入來看，一方面，農(nóng)戶認為自己在村里的收入水平集中處在中等收入水平左右，說明樣本村農(nóng)戶對于收入水平的意識上相對一致；另一方面，村里樣本戶的經(jīng)濟發(fā)展水平有一致性，極有可能是親朋好友間相互帶動發(fā)展，存在互幫互助，促進整個村經(jīng)濟的發(fā)展。從林地塊數(shù)上看，樣本農(nóng)戶林地塊數(shù)最多的是15塊，最少的1塊，均值為4.45，說明林地碎片化程度高，不利于規(guī)模經(jīng)營，通過林地流出可以有效改善林地的狀況，降低生產(chǎn)經(jīng)營成本，提高林農(nóng)的經(jīng)濟產(chǎn)出。從林業(yè)經(jīng)營環(huán)境上看，林權(quán)抵押貸款、森林保險、林業(yè)補貼等一系列的林業(yè)金融正在有序地推廣，其中林業(yè)補貼的受益面最廣，其次是森林保險、林權(quán)抵押貸款，這些林業(yè)金融產(chǎn)品與林農(nóng)林業(yè)生產(chǎn)息息相關(guān)，也可能對林地流出的意愿和行為產(chǎn)生影響。采伐指標設(shè)立是國家有序調(diào)節(jié)林木砍伐的有效手段，農(nóng)戶只有取得指標后，才能進行林木砍伐獲得收益。模型回歸結(jié)果如表3所示，模型⑴、⑵、⑶的P值分別為0.000 10、0.000 20和0.000 15，3個模型都在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，因此認為農(nóng)戶林地流出意愿和流出行為存在相關(guān)，有必要使用雙變量Probit模型。

表 2 變量的統(tǒng)計描述

2.1 農(nóng)戶職業(yè)分化對林地流出意愿和流出行為的影響

從模型⑶的回歸結(jié)果可以看出，務(wù)農(nóng)兼業(yè)相對于職業(yè)務(wù)農(nóng)對農(nóng)戶林地流出意愿具有顯著的正效應(yīng)(系數(shù)在1%的水平上顯著)；務(wù)農(nóng)兼業(yè)對農(nóng)戶林地流出行為具有顯著的正效應(yīng)(系數(shù)在10%水平上顯著)，這一結(jié)果表明農(nóng)戶的兼業(yè)能夠促進林地的有效供給，推進林地流轉(zhuǎn)；非農(nóng)職業(yè)相對于職業(yè)務(wù)農(nóng)對農(nóng)戶林地流出意愿具有顯著的正效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，非農(nóng)職業(yè)相對于職業(yè)務(wù)農(nóng)對農(nóng)戶林地流出行為具有顯著的正效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，這一結(jié)果表明農(nóng)戶離農(nóng)率越大，其流出林地的意愿越強，并發(fā)生一致的行為。

2.2 農(nóng)戶收入分化對林地流出意愿和流出行的影響

從模型⑶的回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)戶年收入對林地流出意愿的影響不顯著，但系數(shù)為負，表明其在所在村的水平越高，越不愿意流出林地。這是由于持有相對高的收入的農(nóng)戶在意識上并不在乎出租和轉(zhuǎn)讓林地所帶來的占其他總收入微小的收益。但是，村里收入水平越高對林地流出行為具有顯著的正效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，與流出意愿并不一致。村里收入較高農(nóng)戶流出林地方式的以出租為主，出租的林地用途大部分是種植經(jīng)濟林和用于林下經(jīng)濟開發(fā)。村里高收入農(nóng)戶在農(nóng)村氣氛的帶動下和秉著資源合理利用發(fā)生林地流出行為這與現(xiàn)實相符。

2.3 戶主個體特征對林地流出意愿和流出行為的影響

從模型⑶的回歸結(jié)果可以看出，性別對農(nóng)戶林地流出意愿和流出行為的影響不顯著，系數(shù)為正，表明男性對林地流出意愿強烈，但是并沒有發(fā)生實際流出。年齡對林地流出意愿具有顯著的負效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，同時年齡對林地流出行為具有顯著的負效應(yīng)(系數(shù)在1%的水平上顯著)。教育水平對林地流出意愿和流出行為具有顯著正效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，說明文化程度越高越傾向林地流出，并且意愿和行為一致。

2.4 家庭特征對林地流出意愿和流出行為的影響

從模型⑶的回歸結(jié)果可以看出，勞動力數(shù)量對林地流出意愿的的影響并不顯著(系數(shù)為負)，但對林地流出行為具有顯著的負效應(yīng)(系數(shù)通過了1%的顯著水平)，這表明勞動力數(shù)量越多，農(nóng)戶越不愿意流出林地，越不可能發(fā)生流出林地這種行為。家庭是否從事林業(yè)經(jīng)營對林地流轉(zhuǎn)意愿具有顯著負效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，但對林地流出行為的影響不顯著(系數(shù)為負)，這表明家庭從事林業(yè)經(jīng)營，就越不愿意流出林地，越不會發(fā)生林地流出行為。家庭中是否有村干部對于林地流出意愿具有顯著的正效應(yīng)，但對實際發(fā)生林地流出行為的影響不顯著(系數(shù)為正)，這是因為村干部掌握林地流轉(zhuǎn)的信息更多，自家林地足夠小，流出獲得利益足夠大，更愿意參與林地流出。耕地面積對林地流出意愿具有顯著正效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，但對林地流出行為的影響不顯著，這表明耕地面積越大，農(nóng)戶越愿意流出林地。林地塊數(shù)對農(nóng)戶林地流出意愿在1%水平上正向顯著，但對林地流出行為的影響并不顯著，說明耕地面積越大，農(nóng)戶越不愿意流出林地。

2.5 林業(yè)經(jīng)營環(huán)境對林地流出意愿和流出行為的影響

從模型⑶的回歸結(jié)果可以看出，是否有林權(quán)抵押貸款對林地流出意愿不顯著(系數(shù)為負)，但對林地流轉(zhuǎn)行為顯著負效應(yīng)(系數(shù)在1%水平上顯著)，這說明農(nóng)戶有林權(quán)抵押貸款更不愿意流出林地，更不會發(fā)生林地流出行為。林業(yè)培訓(xùn)對林地流出意愿和流出行為都有顯著的負效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，即有林業(yè)培訓(xùn)農(nóng)戶更不愿意流出林地，實際中也更不會發(fā)生林地流出行為。是否參加森林保險對農(nóng)戶林地流出意愿和行為都不顯著，系數(shù)都為負，說明參加森林保險使得農(nóng)戶更不愿意流出林地，也減少林地流出行為的發(fā)生。采伐指標有沒有困難對林地流出意愿有顯著正效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，但對林地流出行為的影響不顯著(系數(shù)為正)，說明采伐指標越困難，農(nóng)戶越愿意流出林地，也越不會發(fā)生林地流出行為。有沒有林業(yè)補貼對林地流出意愿和林地流出行為都在1%的水平上顯著，這表明有林業(yè)補貼，林農(nóng)更不愿意流出林地，也更不會發(fā)生林地流出行為。

表 3 雙變量Probit模型回歸結(jié)果

說明：、、分別表示變量在1%、5%、10%的水平上顯著；農(nóng)戶職業(yè)分化以職業(yè)務(wù)農(nóng)變量為參照；地區(qū)以閩南虛擬變量為參照。

2.6 地區(qū)差異對林地流出意愿和流出行為的影響

從模型⑶的回歸結(jié)果可以看出，相比閩南地區(qū)，閩西地區(qū)對林地流出意愿具有顯著負效應(yīng)(系數(shù)在5%的水平上顯著)，但對林地流出行為不顯著，系數(shù)為負，說明經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，農(nóng)戶依賴林地，更不愿意流出林地，也更不會發(fā)生林地流出行為。閩北地區(qū)對林地流出意愿的影響不顯著，系數(shù)為負，但對林地流出行為有顯著負效應(yīng)(在1%的水平上顯著)，說明閩北地區(qū)農(nóng)戶更不會發(fā)生林地流出行為。閩東地區(qū)對林地流出意愿不顯著，系數(shù)為負，但對林地流出行為有顯著負效應(yīng)(系數(shù)在1%的水平上顯著)，說明閩東地區(qū)農(nóng)戶更不會發(fā)生林地流出行為。

3 結(jié)論建議與討論

3.1 結(jié)論

農(nóng)戶職業(yè)分化程度對林地流出意愿和流出行為具有重要的影響，務(wù)農(nóng)兼業(yè)、非農(nóng)職業(yè)對農(nóng)戶林地流出意愿和林地流出行為具有顯著的正向影響；農(nóng)戶收入分化程度對林地流出意愿的影響與對林地流出行為的影響存在差異，農(nóng)戶收入分化程度對林地流出行為具有顯著的正效應(yīng)，但對林地流出意愿的影響并不顯著，即農(nóng)戶收入分化程度越大，農(nóng)戶的林地流出意愿和行為并不一致，存在著差異。農(nóng)戶的林地流出意愿對實際的流出行為有導(dǎo)向影響力，農(nóng)戶林地流出意愿越強，流出行為越容易發(fā)生，其中有林地流出意愿的農(nóng)戶有64.2%參與林地流出。戶主個人特征、家庭特征中、資源稟賦、林業(yè)經(jīng)營環(huán)境以及地區(qū)差異對農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出都有一定的影響。

3.2 政策建議

第一，增加農(nóng)戶多元化創(chuàng)收渠道，推動農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，促進林地流轉(zhuǎn)。從調(diào)研結(jié)果可以看出，無論是林地轉(zhuǎn)入或林地轉(zhuǎn)出，都和農(nóng)戶是否兼業(yè)息息相關(guān)，通過拓寬農(nóng)戶增收渠道，有利于解決當前農(nóng)村面貌，也會吸引外出打工者回鄉(xiāng)發(fā)展林業(yè)，同時有利于林地規(guī)模較小的農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地，流向適合規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶，使得林地流轉(zhuǎn)市場供給雙方平衡發(fā)展，林地資源達到最優(yōu)配置。

第二，建立有利于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的制度，改革現(xiàn)有戶籍管理體系。林地流轉(zhuǎn)的基礎(chǔ)是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，當非農(nóng)就業(yè)能夠獲得穩(wěn)定的收益并且能夠超過林業(yè)所能提供的收益，農(nóng)戶才會將賴以生存的林地流轉(zhuǎn)出去。城鄉(xiāng)二元戶籍制度下的社會保障制度不利于農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，二元的就業(yè)制度使得農(nóng)民工喪失諸多福利。因此，要促進林地流轉(zhuǎn)，合理配置林業(yè)資源和勞動力資源，突破口是改革戶籍制度，消除農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的障礙。

第三，加強林業(yè)技能培訓(xùn)。因為教育水平和文化水平的限制，導(dǎo)致農(nóng)戶獲取林業(yè)培訓(xùn)技術(shù)的渠道及其有限。加強林業(yè)技能的培訓(xùn)是提高農(nóng)戶素質(zhì)極為有效的方式，受過林業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入林地行為概率增加。再者，農(nóng)村信息獲取源在于街坊鄰居的口口相傳，一旦有農(nóng)戶學(xué)會林業(yè)技能，會使這項技能在全村推廣。因此，政府要加強林業(yè)培訓(xùn)，定期開展和組織林業(yè)科學(xué)研究人員下鄉(xiāng)推廣技術(shù)。

3.3 討論

基于福建省5個地市樣本農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙變量Probit模型，實證檢驗農(nóng)戶分化程度對林地流出意愿和流出行為的影響以及農(nóng)戶林地流出意愿與行為間的影響。但是，僅僅從微觀角度分析農(nóng)戶分化對林地流出意愿和行為的情況，單純研究林地供給市場，尚未研究林地需求市場，接下來將進一步研究林地需求供給的平衡點。

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10.16832/j.cnki.1005-9709.2017.02.006

2016-11-07 基金項目：福建農(nóng)林大學(xué)博士后基金(132300081)

王團真(1990-)，男，福建泉州人，碩士生，從事農(nóng)林經(jīng)濟管理方面的研究，(電話)18065167485，(E-mail)860583005@qq.com。

陳欽(1968-)，男，福建永泰人，教授，博士生導(dǎo)師，博士后，從事林業(yè)經(jīng)濟管理方面的研究，(電話)18606933813，(E-mail)chenqin3568@sina.com。

F326.20

A

1005-9709(2017)02-0028-07