林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響及作用機(jī)制

魏建，劉璨，張大紅

林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響及作用機(jī)制

魏建1，劉璨2*，張大紅1

（1.北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2.國家林業(yè)和草原局 發(fā)展研究中心，北京 100714）

基于全國9省18縣農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型實證分析林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向效應(yīng)，且通過穩(wěn)健性檢驗、平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗等方法證實，結(jié)果具有可靠性。從動態(tài)效應(yīng)來看，農(nóng)戶的行為決策與投入決策具有一致性和持續(xù)性。機(jī)制分析表明，林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)中具有中介效應(yīng)，從農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)類型來看，此中介效應(yīng)只顯著存在于農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)過程中，對農(nóng)戶非農(nóng)務(wù)工并不成立。此外，生計策略在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)過程中表現(xiàn)出正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

林權(quán)改革；非農(nóng)就業(yè)；林地轉(zhuǎn)出；信貸可得性；生計策略

一、問題的提出

作為農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革主要內(nèi)容之一的新一輪集體林權(quán)制度改革（下文簡稱“林權(quán)改革”），2003年在江西、福建、浙江和遼寧等省份率先試點推行，2008年在全國全面實施。與林業(yè)“三定”政策相比，林權(quán)改革具有如下特點：就政策內(nèi)容而言，林權(quán)改革要求解決林地四至不清、面積不準(zhǔn)、權(quán)屬主體缺位等歷史遺留問題；就政策目標(biāo)而言，林權(quán)改革試圖在政策層面上通過“明晰產(chǎn)權(quán)、放活經(jīng)營權(quán)、落實處置權(quán)、保障收益權(quán)”等措施強(qiáng)化對農(nóng)村林地承包經(jīng)營權(quán)的保護(hù)，最大限度消除林地被政府、機(jī)構(gòu)和他人所侵占的可能性，保證林地產(chǎn)權(quán)的安全和穩(wěn)定；就政策形式而言，林權(quán)改革要求在法律層面上通過“確權(quán)頒證”實現(xiàn)“分林到戶”。

隨著中國城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，大量農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)或非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生重大轉(zhuǎn)變?！巴评碚摗笔茄芯縿趧恿α鲃拥闹匾碚撝籟1]。在市場經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和人口要素在不同部門自由流動的環(huán)境下，農(nóng)村家庭為改善生活條件通常有計劃地進(jìn)行勞動力的短期或長期遷移，勞動力轉(zhuǎn)移是在流入地改善生活條件因素的“拉力”和流出地制約生活水平提升因素的“推力”二者共同驅(qū)動下完成的。據(jù)《2021年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，2021年中國農(nóng)民工規(guī)模已達(dá)2.9251億人，較上年增加2.4%，預(yù)計未來將有更多農(nóng)村勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。秦偉平和李豫新[2]認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移除了一般影響因素外，制度變遷會擴(kuò)大或者縮小“拉力”和“推力”的綜合作用效果，在勞動力轉(zhuǎn)移過程中起到重要作用。North[3]研究認(rèn)為有效的土地產(chǎn)權(quán)制度安排是提升勞動生產(chǎn)效率、推動農(nóng)村剩余勞動力充分轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵，也是促進(jìn)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的前提條件。林權(quán)改革是中國社會制度變遷的重要內(nèi)容，但遺憾的是，現(xiàn)階段尚缺有關(guān)林地產(chǎn)權(quán)制度安排與農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的實證研究。在現(xiàn)實中，長期以來農(nóng)村土地存在產(chǎn)權(quán)不清晰、不穩(wěn)定且缺乏有效保護(hù)等問題，為避免土地權(quán)利產(chǎn)生爭議，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶需要配置一定數(shù)量家庭勞動力從事土地生產(chǎn)，不僅導(dǎo)致勞動力和土地資源無法達(dá)到高效利用，而且限制了勞動力向非農(nóng)部門的充分轉(zhuǎn)移。那么，在持續(xù)非農(nóng)化背景下，林權(quán)改革是否改變了農(nóng)村家庭勞動力的利用模式，尤其是否激勵了農(nóng)村家庭勞動力向城鎮(zhèn)或非農(nóng)部門充分轉(zhuǎn)移呢？其影響效果如何？內(nèi)在作用機(jī)制又是什么？對這些問題的回答，一方面能夠為產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系提供中國經(jīng)驗，另一方面也能夠在鄉(xiāng)村振興背景下如何通過進(jìn)一步深化林權(quán)改革以提升農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平提供理論支撐和政策啟示。

多數(shù)學(xué)者認(rèn)為安全且穩(wěn)定的土地產(chǎn)權(quán)能夠有效促進(jìn)農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移[4-7]，并且土地產(chǎn)權(quán)越穩(wěn)定，農(nóng)村勞動力的非農(nóng)遷移就越容易推進(jìn)[8]。相對應(yīng)地，以土地周期性調(diào)整為表征的土地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定，并且農(nóng)戶撂荒土地非農(nóng)就業(yè)的行為往往容易造成土地存在被征收的潛在風(fēng)險，此時，選擇兼業(yè)生產(chǎn)方式便成為他們的一般理性決策，如此便限制了農(nóng)村勞動力向非農(nóng)部門的充分轉(zhuǎn)移[9-12]，且這種現(xiàn)象在林地中尤為明顯[13]，由此必然使得農(nóng)戶無法在完全意義上離開農(nóng)村而前往城鎮(zhèn)定居[14]或者阻礙農(nóng)村勞動力的永久性轉(zhuǎn)移[15]。也有部分學(xué)者持相反的觀點，認(rèn)為現(xiàn)行的土地產(chǎn)權(quán)制度阻礙了農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，相反，土地調(diào)整引致的不穩(wěn)定土地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)配置具有促進(jìn)作用[16,17]；并且越頻繁的土地調(diào)整越有利于農(nóng)村勞動力的非農(nóng)配置[18]。究其原因，在生產(chǎn)要素能夠在城鄉(xiāng)間實現(xiàn)自由流動以及農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)部門比較收益存在明顯差異的背景下，不穩(wěn)定土地產(chǎn)權(quán)抑制了農(nóng)戶對土地的長期投資和生產(chǎn)效率的提升，進(jìn)而極大地激勵農(nóng)村勞動力向非農(nóng)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移[19,20]。此外，也有研究表明，土地產(chǎn)權(quán)制度改革對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響并不顯著[21,22]。針對中國集體林權(quán)制度改革，一些學(xué)者研究認(rèn)為強(qiáng)化林地產(chǎn)權(quán)安全性能夠降低農(nóng)戶失地風(fēng)險，減少看管、保護(hù)林地等非林業(yè)生產(chǎn)性投入，激勵農(nóng)戶更多地將勞動力配置到非農(nóng)部門[23,24]。同時，林權(quán)改革帶動了林業(yè)企業(yè)、森林旅游、森林康養(yǎng)等相關(guān)林業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加了當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)機(jī)會[25]，進(jìn)而為農(nóng)村剩余勞動力提供當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)途徑[26]。然而，也有部分研究發(fā)現(xiàn)，林權(quán)改革對農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動投入的促進(jìn)效果并不顯著，且缺乏可持續(xù)性[27]?？赡艿脑蛟谟谑苣挲g、健康狀況和非農(nóng)就業(yè)機(jī)會、技能不足等因素的約束，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性和持續(xù)性往往較差，從而造成林權(quán)改革非農(nóng)增收效果的持續(xù)性并不明顯[28]。

綜上，已有研究有助于深入理解林權(quán)改革與農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系，但仍有必要作進(jìn)一步的探討。首先，已有文獻(xiàn)對林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的研究觀點，大多采用估計直接影響的方法來估計間接影響[29,30]，鮮有研究在理論上清晰界定并在實證中檢驗分析林權(quán)改革的直接和間接影響，并且缺乏內(nèi)在影響機(jī)制的邏輯證明和實證檢驗。其次，已有研究測度林權(quán)改革的計量模型多存在偏誤[31]，并且土地產(chǎn)權(quán)安全和投入之間存在雙向因果關(guān)系，即內(nèi)生性問題[32,33]，但目前只有很少研究涉及此問題[34,35]，雖有研究以土地確權(quán)作為外生沖擊變量，利用2期農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)并且運用雙重差分模型來嘗試解決土地確權(quán)與農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的內(nèi)生性問題[36]，但短期農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)難以實施平行趨勢檢驗，使得模型估計結(jié)果的無偏性難以得到有效保證。最后，由于缺乏微觀農(nóng)戶層面的大樣本長期面板數(shù)據(jù)，已有研究多采用短期小樣本數(shù)據(jù)來評估林權(quán)改革政策的靜態(tài)效應(yīng)[27,29,30]，難以真實反映林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的動態(tài)效應(yīng)。與已有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：一是構(gòu)建林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的理論分析框架，不僅考慮到林權(quán)改革的直接激勵效應(yīng)，也考慮到林權(quán)改革后通過林地轉(zhuǎn)出、信貸可得性而對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生的間接影響。生計策略是農(nóng)戶基于資源稟賦和勞動力狀況的選擇，本文將其納入分析框架中，探討生計策略在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)過程中的作用。二是利用林權(quán)改革在各地區(qū)政策實施時間的差異，采用漸進(jìn)式雙重差分模型進(jìn)行政策分析，通過穩(wěn)健性檢驗、平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗等一系列方法來緩解模型中可能存在的內(nèi)生性問題，以此識別林權(quán)改革與農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的因果關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

為考察林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響，借鑒尹鴻飛等[37]的做法，在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)基礎(chǔ)上，構(gòu)建農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)：

假設(shè)市場處于完全競爭狀態(tài)，為了簡化分析，假設(shè)生產(chǎn)要素壽命為兩期，期末生產(chǎn)要素殘值為零，同時生產(chǎn)要素的投入決策在第一期期初已經(jīng)做出。如果兩期非農(nóng)就業(yè)生產(chǎn)函數(shù)不發(fā)生變化，則農(nóng)戶家庭選擇投入生產(chǎn)要素。因此，農(nóng)戶家庭的利潤最大化目標(biāo)函數(shù)為：

根據(jù)式（2）一階條件，資本和勞動力最優(yōu)投入比例為：

當(dāng)農(nóng)戶家庭沒有面臨預(yù)算約束時，最優(yōu)資本和勞動力需求為：

（一）林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的直接影響

假說1：林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)具有直接正向效應(yīng)。

（二）林權(quán)改革通過中介變量對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的間接影響

1．中介變量：林地轉(zhuǎn)出

假說2：林權(quán)改革通過促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地，進(jìn)而對其非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向效應(yīng)。

2.中介變量：信貸可得性

假說3：林權(quán)改革通過提升農(nóng)戶信貸可得性，進(jìn)而對其非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向效應(yīng)。

（三）生計策略在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

生計策略直觀表征了農(nóng)戶對自身資源稟賦狀況的認(rèn)知和行為偏好。農(nóng)戶生計策略非農(nóng)化程度越高，其越有可能跳出林地，追求新的生產(chǎn)和生活方式以實現(xiàn)家庭利益訴求。而以林為業(yè)、以林為生的農(nóng)戶家庭，由于林業(yè)收入在林農(nóng)家庭收入中占據(jù)重要地位，林地對其具有重要的經(jīng)濟(jì)保障功能，林農(nóng)對從事存在較大風(fēng)險損失的非農(nóng)經(jīng)營活動的態(tài)度則更為謹(jǐn)慎。即使農(nóng)戶將小部分勞動力配置到非農(nóng)部門，也不會改變林業(yè)生產(chǎn)在其家庭勞動力中的比較優(yōu)勢地位。此時，強(qiáng)化林地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性對激勵農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的作用效果則相對有限。因此，農(nóng)戶生計策略非農(nóng)化程度越低，林地對其經(jīng)濟(jì)保障功能越強(qiáng)，林權(quán)改革對其非農(nóng)就業(yè)的正向效應(yīng)越弱。相對應(yīng)地，當(dāng)農(nóng)戶家庭在非農(nóng)部門的發(fā)展水平超過林業(yè)部門時，此時非農(nóng)收益遠(yuǎn)高于林業(yè)收益，這將促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動力加速向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。隨著農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)程度的不斷加深，非農(nóng)收入比例的相對提高會弱化林地的經(jīng)濟(jì)保障功能，進(jìn)而強(qiáng)化非農(nóng)就業(yè)在其家庭勞動力中的比較優(yōu)勢地位。此時，農(nóng)戶生計策略非農(nóng)化程度越高，林權(quán)改革對其非農(nóng)就業(yè)的激勵作用則會越強(qiáng)。因此，林權(quán)改革與農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的正反饋效應(yīng)隨著生計策略非農(nóng)化程度提高具有強(qiáng)化的傾向。

假說4：生計策略非農(nóng)化程度越高，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的正向效應(yīng)越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自國家林業(yè)和草原局發(fā)展研究中心“中國集體林權(quán)制度改革相關(guān)政策問題”研究團(tuán)隊2010—2018年的農(nóng)戶調(diào)查。為保證數(shù)據(jù)的代表性和可靠性，采用分層隨機(jī)抽樣方法。研究團(tuán)隊全面考慮地域分布特征、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、森林資源分布特征和林權(quán)改革情況等因素，選擇遼寧、河南、山東、四川、廣西、湖南、江西、浙江和福建等9省（區(qū)）18縣作為調(diào)查區(qū)域，每個縣隨機(jī)選擇3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇3個行政村，每個行政村隨機(jī)選擇15戶。2003年，《中共中央國務(wù)院關(guān)于加快林業(yè)發(fā)展的決定》發(fā)布，福建、浙江、江西、遼寧等省份率先開展林權(quán)改革試點工作。2007年，這些試點省份相繼宣布完成這一改革工作。因此，研究團(tuán)隊選擇2003年和2007年兩個年度來對比并剖析在新一輪集體林權(quán)制度改革實施前后農(nóng)戶家庭經(jīng)營行為的變化情況。2007年，《國家林業(yè)局關(guān)于進(jìn)一步加強(qiáng)和規(guī)范林權(quán)登記發(fā)證管理工作的通知》發(fā)布，指出林權(quán)登記發(fā)證工作，是推進(jìn)新一輪集體林權(quán)制度改革、解放和發(fā)展林業(yè)生產(chǎn)力的核心工作。在總結(jié)試點省份新一輪集體林權(quán)制度改革實踐經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，2008年，《中共中央國務(wù)院關(guān)于全面推進(jìn)集體林權(quán)制度改革的意見》出臺，集體林權(quán)制度改革在全國各地全面展開。2009年，除了廣西沒有開展新一輪集體林權(quán)制度改革工作外，河南、山東、湖南、廣西、四川等省份均相繼開展這一工作。經(jīng)過整理，得到1128戶共計12個年度（2003、2007—2017）的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)。本文利用農(nóng)村生產(chǎn)資料價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，把相關(guān)變量數(shù)據(jù)信息折算為1994年不變價。

（二）變量選擇

1．被解釋變量：農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)

以農(nóng)戶家庭從事非農(nóng)工作用工數(shù)作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的表征變量，進(jìn)一步地，按照非農(nóng)就業(yè)類型劃分為非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)兩個指標(biāo)，以此作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)類型的表征變量。在實證模型中，考慮到農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的數(shù)值過大會造成樣本方差偏大，為了緩解異常值的干擾，本文對其進(jìn)行取對數(shù)化處理。

2．核心解釋變量：林權(quán)改革

林權(quán)改革通過確權(quán)頒證實現(xiàn)“分林到戶”，以法律形式賦予農(nóng)戶權(quán)利。但是，林業(yè)“三定”后，一些地方?jīng)]有完全收回已經(jīng)分配給農(nóng)戶的林地，且對于已確權(quán)的林地還需換發(fā)新林權(quán)證，但一些地方仍然存在較多的林權(quán)糾紛，使得發(fā)放新林權(quán)證的工作存在一定障礙。因此，本文以農(nóng)戶是否領(lǐng)取林權(quán)證虛擬變量作為林權(quán)改革的表征變量，已經(jīng)獲得賦值為1，否則賦值為0。

3．中介變量：林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性

林地轉(zhuǎn)出采用農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出林地作為表征變量；信貸可得性采用農(nóng)戶是否獲得金融機(jī)構(gòu)林權(quán)抵押貸款資金作為表征變量。

4．調(diào)節(jié)變量：生計策略

生計策略以反映農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營結(jié)構(gòu)的職業(yè)類型對其進(jìn)行測度，參照農(nóng)村固定觀察點對農(nóng)戶的劃分標(biāo)準(zhǔn)，按照非農(nóng)收入占農(nóng)戶家庭總收入比重的差異，將農(nóng)戶劃分為3種類型，即0≤純農(nóng)戶＜20%、20%≤兼業(yè)戶＜80%、80%≤非農(nóng)戶≤100%[38]，并作為有序虛擬變量分別賦值為1～3，賦值增大意味著生計策略非農(nóng)化程度加深。

5．控制變量

考慮其他可能影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的因素，本文將控制變量歸納為3個維度：其一，市場特征變量。涉及非農(nóng)勞動力價格和木材價格指標(biāo)。其二，農(nóng)戶特征變量。涉及戶主年齡、性別、受教育年限、健康狀況和戶主是否干部、家庭人口數(shù)、家庭勞動力數(shù)、林業(yè)收入占比和林業(yè)勞動力占比指標(biāo)。其三，資源特征變量。涉及林地面積指標(biāo)。需要指出的是，控制變量若為二分虛擬變量，則繼續(xù)采取0和1進(jìn)行賦值；否則，需要對實際數(shù)值采取對數(shù)化形式處理。本文實證模型所涉及主要變量的說明和描述性統(tǒng)計見表1。

（三）實證方法

1．雙重差分模型

考慮到林權(quán)改革政策具有試點先行、再全面推行的漸進(jìn)式特征，本文采用雙重差分模型識別林權(quán)改革與農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的因果關(guān)系，雙重差分模型基本思想在于構(gòu)建受政策影響農(nóng)戶（實驗組）和未受政策影響農(nóng)戶（控制組）兩個組別，通過比較實驗組和控制組在政策發(fā)生前后農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的相對差異來評估政策效應(yīng)，以期有效克服模型中可能存在的潛在內(nèi)生性問題，進(jìn)而準(zhǔn)確解釋政策實施效果。模型構(gòu)建如下：

表1　變量說明和描述性統(tǒng)計

2．中介效應(yīng)模型

本文主要參考溫忠麟等[39]的研究方法，通過檢驗林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性的中介效應(yīng)，可以解釋林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的作用機(jī)理，中介效應(yīng)模型構(gòu)建如下：

3．調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

為檢驗生計策略是否能夠作為調(diào)節(jié)變量改變林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響，本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上引入林權(quán)改革和生計策略的交叉項來識別生計策略在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)中的調(diào)節(jié)作用，調(diào)節(jié)效應(yīng)模型構(gòu)建如下：

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文采用逐步回歸方式對式（7）進(jìn)行回歸估計，即首先只對林權(quán)改革進(jìn)行回歸，然后加入市場特征、農(nóng)戶特征和資源特征，進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果的穩(wěn)健性。表2結(jié)果顯示：林權(quán)改革在1%統(tǒng)計水平上對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向效應(yīng)，與理論分析一致，假說1得到證實。從非農(nóng)就業(yè)類型來看，林權(quán)改革使得農(nóng)戶非農(nóng)務(wù)工的勞動力投入大約增加了8.4%，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的勞動力投入大約增加了9.09%。因此，林權(quán)改革通過明晰產(chǎn)權(quán)歸屬和承包關(guān)系，可以有效降低土地“粘性”對家庭勞動力的捆綁，進(jìn)而激勵農(nóng)戶積極參與非農(nóng)就業(yè)。

表2　林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%統(tǒng)計水平上顯著，下表同。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步強(qiáng)化模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗。一是以所在縣域林地確權(quán)比例替代農(nóng)戶層面的林權(quán)改革作為其表征變量，能夠在一定程度上避免林權(quán)改革試點時可能出現(xiàn)的自選擇傾向。表3結(jié)果顯示，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向效應(yīng)，且經(jīng)濟(jì)顯著性有所上升，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。二是較早作為試點實驗林權(quán)改革政策的省份相比于其他省份更具典型性，因此，在全樣本中剔除試點實施林權(quán)改革的遼寧、浙江、福建、江西四省后，林權(quán)改革估計系數(shù)依然在1%統(tǒng)計水平上對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向效應(yīng)。三是在林權(quán)改革推進(jìn)過程中，相關(guān)影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的政策同時交叉運行，可能導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在潛在偏誤。因此，在控制采伐限額管理制度、森林保險制度、林業(yè)補(bǔ)貼和參加林業(yè)專業(yè)合作組織政策干擾下，雖然經(jīng)濟(jì)顯著性有所下降，但林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的正向效應(yīng)仍然存在。

表3　穩(wěn)健性檢驗

（三）平行趨勢檢驗

由于開始試點實施林權(quán)改革的省、市、縣或村可能不是基于隨機(jī)性原則所確定，這將違背雙重差分模型的共同趨勢假設(shè)前提條件。因此，在使用雙重差分模型前，需要先對其平行趨勢假設(shè)進(jìn)行檢驗，以此確保實驗組與控制組在政策沖擊之前不具有系統(tǒng)性差異。一是本文借鑒Li等[40]的做法，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入村莊特征變量和時間變量的交互項，通過控制不同村莊特征的時間趨勢來排除由于村莊特征的時間趨勢變化而可能導(dǎo)致實驗組和控制組存在的非平行趨勢。表4結(jié)果顯示，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)依然具有顯著的正向效應(yīng)。二是本文借鑒Moser等[41]的做法，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入地區(qū)固定效應(yīng)和時間變量的交互項。結(jié)果顯示，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的顯著正向效應(yīng)依然穩(wěn)健，這便在一定程度上為林權(quán)改革選擇的外生性提供了有力支撐[42]。

表4　平行趨勢檢驗

（四）安慰劑檢驗

為進(jìn)一步驗證本文實證結(jié)果是否還受其他不可觀測因素的干擾，本文借鑒Cai等[43]的做法，對樣本農(nóng)戶隨機(jī)性地分配“虛擬”林權(quán)改革實施年份來進(jìn)行安慰劑檢驗。具體地，隨機(jī)抽取2003—2017年中的任意一年作為林權(quán)改革實施年份，在控制農(nóng)戶特征、市場特征、資源特征和年度固定效應(yīng)之后，進(jìn)行500次雙重差分估計。在此過程中，隨機(jī)生成的實驗組林權(quán)改革估計系數(shù)應(yīng)當(dāng)不顯著拒絕零，否則，說明基準(zhǔn)模型設(shè)置存在偏誤。圖1為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)安慰劑檢驗的系數(shù)分布。結(jié)果顯示，安慰劑檢驗下林權(quán)改革估計系數(shù)多集中分布在0點附近，說明隨機(jī)生成的“虛擬實驗組”沒有產(chǎn)生顯著的政策效果，并且林權(quán)改革估計系數(shù)所對應(yīng)值大多數(shù)都大于0.1，拒絕了安慰劑檢驗的估計結(jié)果和真實估計結(jié)果不存在差異的原假設(shè)，表明基準(zhǔn)模型估計結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

圖1　安慰劑檢驗

（五）中介效應(yīng)分析

為進(jìn)一步檢驗林權(quán)改革通過林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性而間接影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)。表5結(jié)果顯示，首先，林權(quán)改革對林地轉(zhuǎn)出在1%統(tǒng)計水平上具有顯著正向效應(yīng)（列Ⅰ），隨后將林地轉(zhuǎn)出作為控制變量納入基準(zhǔn)回歸模型中，林權(quán)改革和林地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)至少在5%統(tǒng)計水平上具有顯著正向效應(yīng)（列Ⅱ）。因此，在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的機(jī)制檢驗中，林地轉(zhuǎn)出具有中介作用，與理論預(yù)期一致，假說2得到證實。其次，林權(quán)改革對信貸可得性在1%統(tǒng)計水平上具有顯著正向效應(yīng)（列Ⅴ），隨后將信貸可得性作為控制變量納入基準(zhǔn)回歸模型中，林權(quán)改革和信貸可得性對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)均在10%統(tǒng)計水平上具有顯著正向效應(yīng)（列Ⅵ）。因此，在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的機(jī)制檢驗中，信貸可得性具有中介作用，與理論預(yù)期一致，假說3得到證實。最后，分非農(nóng)就業(yè)類型來看，林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)中具有中介作用（列Ⅳ和列Ⅷ），但對農(nóng)戶非農(nóng)務(wù)工的中介作用并不成立（列Ⅲ和列Ⅶ）。究其原因：一方面，相比于勞動力持續(xù)性需求更高、資金需求量更大的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，非農(nóng)務(wù)工具有更為明顯的短期性、階段性、靈活性、資金需求量更小的就業(yè)特點，往往容易造成非農(nóng)務(wù)工收入不穩(wěn)定，加上因產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整引致的非農(nóng)就業(yè)技能不足和個人年齡增長、健康狀況惡化所導(dǎo)致的較高非農(nóng)務(wù)工失業(yè)風(fēng)險，致使農(nóng)戶為規(guī)避無地可種的困境，需要保留一定的林地作為其失業(yè)后生存和生活的“最后保障”，因而從事非農(nóng)務(wù)工的農(nóng)戶表現(xiàn)出在“離農(nóng)”過程中并不傾向“離地”，雖然“進(jìn)城”，但并沒有“棄地”。此外，林業(yè)生產(chǎn)的靈活性和非農(nóng)務(wù)工的短期性特征使得農(nóng)戶往往能夠?qū)崿F(xiàn)林業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)務(wù)工的兼顧，造成林權(quán)改革后從事非農(nóng)務(wù)工農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地和以林地產(chǎn)權(quán)作為抵押品來申請信貸資金的意愿較低，這也就是林權(quán)改革在影響農(nóng)戶非農(nóng)務(wù)工過程中林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性不具有中介作用的原因所在；另一方面，相比于以勞動力需求為主導(dǎo)的非農(nóng)務(wù)工，非農(nóng)創(chuàng)業(yè)則對周轉(zhuǎn)資金需求更大，農(nóng)戶在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)過程中面臨更高的融資壓力，而林權(quán)改革通過賦予林地承包經(jīng)營權(quán)貸款融資功能以提升農(nóng)戶信貸可得性，不僅能夠有效緩解其在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)過程中受到的信貸約束，保障生產(chǎn)經(jīng)營活動的有序運轉(zhuǎn)，而且能夠激發(fā)新的投資需求，推動富有創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)熱情的農(nóng)戶開展多元化的創(chuàng)業(yè)活動。

表5　中介效應(yīng)檢驗

（六）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

鑒于林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)具有顯著影響，有必要進(jìn)一步考察并準(zhǔn)確識別政策效應(yīng)發(fā)揮的邊界條件。對于選擇不同生計策略的農(nóng)戶，林權(quán)改革對其非農(nóng)就業(yè)的影響可能存在明顯差異，這里主要關(guān)注林權(quán)改革和生計策略交叉項的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，林權(quán)改革和生計策略交叉項估計系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)具有正向效應(yīng)（表6），分非農(nóng)就業(yè)類型來看，林權(quán)改革和生計策略交叉項估計系數(shù)均在5%統(tǒng)計水平上對農(nóng)戶參與非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向效應(yīng)（表7），說明生計策略在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)中具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，即生計策略非農(nóng)化程度越高，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的正向效應(yīng)越強(qiáng)。分組回歸結(jié)果顯示，林權(quán)改革至少在5%統(tǒng)計水平上對兼業(yè)戶和非農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向效應(yīng)，而對純農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)并無顯著影響（表6）。分非農(nóng)就業(yè)類型來看，林權(quán)改革至少在10%統(tǒng)計水平上對兼業(yè)戶和非農(nóng)戶的非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向效應(yīng)，而對純農(nóng)戶的非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)并無顯著影響（表7），且在生計策略非農(nóng)化程度較高的農(nóng)戶樣本中，例如非農(nóng)戶，林權(quán)改革對其非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的正向效應(yīng)更大，進(jìn)一步佐證了上述觀點。與理論預(yù)期一致，假說4得到證實。

表6　調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗（一）

表7　調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗（二）

（七）林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的動態(tài)影響

前文實證結(jié)果已經(jīng)證明，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向效應(yīng)，但是，這種效應(yīng)是否穩(wěn)定且長期，需要進(jìn)一步從長期視角識別林權(quán)改革的政策效應(yīng)。本文使用間接估計方法對此進(jìn)行論證。間接估計方法基本思路是：如果林權(quán)改革使得農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)連續(xù)兩年具有顯著正向效應(yīng)，那么政策的激勵效果就是肯定的；反之，如果只在政策當(dāng)年具有顯著正向效應(yīng)，而在次年的激勵效應(yīng)不顯著，則說明激勵效應(yīng)并不具有可持續(xù)性。表8結(jié)果顯示，林權(quán)改革對農(nóng)戶前6年非農(nóng)就業(yè)均具有顯著正向效應(yīng)，從第7年起正向效應(yīng)開始衰減；從非農(nóng)就業(yè)類型來看，林權(quán)改革對農(nóng)戶前5年非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)均具有顯著正向效應(yīng)，從第6年起正向效應(yīng)開始衰減。以上實證結(jié)果再次證實，農(nóng)戶面對林權(quán)改革的行為決策與投入決策具有一致性和持續(xù)性。

表8　林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的動態(tài)影響

五、結(jié)論與啟示

本文利用全國9?。▍^(qū)）18縣農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙重差分模型檢驗了林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，林權(quán)改革顯著激勵了農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，且通過平衡趨勢檢驗、安慰劑檢驗等一系列穩(wěn)健性檢驗證實，結(jié)果具有可靠性。第二，在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的過程中，農(nóng)戶的行為決策與投入決策具有一致性和持續(xù)性。第三，林地轉(zhuǎn)出和信貸可得性在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)過程中具有中介效應(yīng)，從非農(nóng)就業(yè)類型來看，此中介效應(yīng)只顯著存在于農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)過程中，對農(nóng)戶非農(nóng)務(wù)工并不成立。第四，生計策略在林權(quán)改革影響農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)過程中具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即生計策略非農(nóng)化程度越高，林權(quán)改革對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)務(wù)工和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的正向效應(yīng)越強(qiáng)。

基于上述結(jié)論，本文得出如下啟示：第一，在深化林權(quán)改革工作中應(yīng)該嚴(yán)格控制林地再調(diào)整，解決集體林地林木權(quán)屬不清導(dǎo)致的林權(quán)糾紛、責(zé)權(quán)利不明導(dǎo)致的利益分配不合理等歷史遺留問題，建立糾偏機(jī)制，破除農(nóng)村勞動力自由流動的制度性障礙，引導(dǎo)資源稟賦較差的農(nóng)戶積極打破人地資源束縛，實現(xiàn)家庭非農(nóng)就業(yè)增收。第二，推進(jìn)和完善林地流轉(zhuǎn)交易的市場化和規(guī)范化，有效發(fā)揮林地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)勞動力和資產(chǎn)的內(nèi)生配置效應(yīng)，形成農(nóng)村林地、資本、勞動力等生產(chǎn)要素的有序流動和市場化的互動互聯(lián)，進(jìn)而為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)過程中各生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置提供有力支撐，在整體上實現(xiàn)提高林地利用效率和充分非農(nóng)就業(yè)的共贏。第三，建立和完善林權(quán)抵押貸款風(fēng)險補(bǔ)償機(jī)制以消除規(guī)模小且細(xì)碎化的林權(quán)抵押物處置困難的問題，進(jìn)而提高正規(guī)金融機(jī)構(gòu)信貸服務(wù)供給的積極性；應(yīng)依據(jù)農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)行為決策偏好、資金需求屬性，通過優(yōu)化林權(quán)抵押貸款制度或完善林權(quán)抵押交易市場以合理匹配農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)，例如，通過拓寬林權(quán)抵押貸款內(nèi)容以扶持非農(nóng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的發(fā)展和壯大，尤其是本地非農(nóng)企業(yè)，不僅能夠反哺非農(nóng)務(wù)工農(nóng)戶的就業(yè)需求，豐富其就業(yè)選擇，還能滿足非農(nóng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶對資本和勞動力的需求，從而實現(xiàn)非農(nóng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶和非農(nóng)務(wù)工農(nóng)戶的有機(jī)結(jié)合和利益共贏。第四，加強(qiáng)構(gòu)建林權(quán)流轉(zhuǎn)和林權(quán)抵押融資政策與非農(nóng)務(wù)工農(nóng)戶就業(yè)特征相匹配的協(xié)調(diào)機(jī)制，積極探索林地入股、林地信托、林地證券等新型林地流轉(zhuǎn)或林業(yè)金融形式，進(jìn)一步挖掘林地流轉(zhuǎn)和林業(yè)金融的市場活力。第五，針對性地支持和鼓勵具有林地資源稟賦優(yōu)勢或生產(chǎn)比較優(yōu)勢的農(nóng)戶探索發(fā)展當(dāng)?shù)貎?yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)，開展林業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，重視以農(nóng)為主農(nóng)戶生計策略的多元化引導(dǎo)，為其非農(nóng)就業(yè)提供必要的資金和政策支持。

[1] 李強(qiáng)．影響中國城鄉(xiāng)流動人口的推力與拉力因素分析[J]．中國社會科學(xué)，2003(1)：125-136，207．

[2] 秦偉平，李豫新．制度變遷影響下的勞動力轉(zhuǎn)移分析[J]．農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2007(1)：39-40．

[3] NORTH D C．Structure and Change in Economic History[M]．New York：Norton，1981．

[4] JANVRY A D，EMERICK K M，GONZALEZ N M，et al．Delinking land rights from land use：Certification and migration in Mexico[J]．American Economic Review，2015，105(10)：3125-3149．

[5] CHERNINA E，DOWER P C，MARKEVICH A．Property rights，land liquidity，and internal migration[J]．Journal of Development Economics，2014，110(9)：191-215．

[6] 許慶，劉進(jìn)，錢有飛．勞動力流動、農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2017(5)：4-16．

[7] 劉曉宇，張林秀．農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性與勞動力轉(zhuǎn)移關(guān)系分析[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008(2)：29-39．

[8] 李停．農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對勞動力遷移模式的影響機(jī)理及實證檢驗[J]．中國土地科學(xué)，2016，30(11)：13-21．

[9] GILES J T，MU R．Village political economy，land tenure insecurity，and the rural to urban migration decision：Evidence from China[J]．Social Science Electronic Publishing，2014，100(2)：1-57．

[10] RUPPELLE M，DENG Q H，LI S，et al．Land rights insecurity and temporary migration in rural China[R]. IZA discussion papers，2009．

[11] 張笑寒，黃賢金．論農(nóng)地制度創(chuàng)新與農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移[J]．中國人口·資源與環(huán)境，2003(5)：46-50．

[12] 楊金陽，周應(yīng)恒，黃昊舒．農(nóng)地產(chǎn)權(quán)、勞動力轉(zhuǎn)移和城鄉(xiāng)收入差距[J]．財貿(mào)研究，2016，27(6)：41-53．

[13] MULLAN K，GROSJEAN P，KONTOLEON A．Land tenure arrangements and rural–urban migration in China[J]．World Development，2011，39(1)，123-133．

[14] VALSECCHI M．Land property rights and international migration：Evidence from Mexico[J]．Journal of Development Economics，2014，110(9)：276-290．

[15] 陶然，徐志剛．城市化、農(nóng)地制度與遷移人口社會保障——一個轉(zhuǎn)軌中發(fā)展的大國視角與政策選擇[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2005(12)：45-56．

[16] 陳會廣，劉忠原．土地承包權(quán)益對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響——托達(dá)羅模型的修正與實證檢驗[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2013(11)：12-23．

[17] MA X L，HEERINK N，IERLAND E V，et al．Land tenure insecurity and rural-urban migration in rural China[J]．Papers in Regional Science，2016，95(2)：383-406．

[18] LI J，YAO Y．Egalitarian land distribution and labor migration in rural China[J]．Land Reform, Land Settlement and Cooperatives，2002(1)：80-91.

[19] MA X L，HEERINK N，IERLAND E V，et al．Land tenure security and land investments in Northwest China[J]. China Agricultural Economic Review，2013(5)：281-307．

[20] 仇童偉，羅必良．農(nóng)地調(diào)整會抑制農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移嗎?[J]．中國農(nóng)村觀察，2017(4)：57-71．

[21] FENG S，HEERINK N．Are farm households' land renting and migration decisions inter-related in rural China?[J]．NJAS-Wageningen Journal of Life Sciences，2008，55(4)：345-362．

[22] BRAUW A D，MUELLER V．Do limitations in land rights transferability influence mobility rates in Ethiopia?[J]. Essp Working Papers，2012，21(4)：548-579．

[23] YIN R S，YAO S B，HUO X X．China' s forest tenure reform and institutional change in the new century：What has been implemented and what remains to be pursued?[J]．Land Use Policy，2013，30(1)：825-833．

[24] 王庶，岳希明．退耕還林、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民增收——基于21省面板數(shù)據(jù)的雙重差分分析[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2017，52(4)：106-119．

[25] XU J，HYDE W F．China’s second round of forest reforms：Observations for China and implications globally[J]. Forest Policy and Economics，2019，98：19-23．

[26] 孔凡斌，杜麗．新時期集體林權(quán)制度改革政策進(jìn)程與綜合績效評價——基于福建、江西、浙江和遼寧四省的改革實踐[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009(6)：96-105．

[27] 劉小強(qiáng)，徐晉濤，王立群．集體林權(quán)制度改革對農(nóng)戶收入影響的實證分析[J]．北京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2011，10(2)：69-75．

[28] 許慶，陸鈺鳳．非農(nóng)就業(yè)、土地的社會保障功能與農(nóng)地流轉(zhuǎn)[J]．中國人口科學(xué)，2018(5)：30-41，126-127．

[29] 蔣宏飛．集體林權(quán)改革制度下農(nóng)戶勞動力分配情況分析——基于遼寧省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J]．林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2012，32(1)：1-7，13．

[30] 張蕾，文彩云．集體林權(quán)制度改革對農(nóng)戶生計的影響——基于江西、福建、遼寧和云南4省的實證研究[J]．林業(yè)科學(xué)，2008(7)：73-78．

[31] 何文劍，王于洋，江民星．集體林產(chǎn)權(quán)改革與森林資源變化研究綜述[J]．資源科學(xué)，2019，41(11)：2083-2093．

[32] PLACE F，OTSUKA K．Land tenure systems and their impacts on agricultural investments and productivity in Uganda[J]．Journal of Development Studies，2002，38(6)：105-128．

[33] ROBINSON E J Z．Reassessing the interaction between investment and tenure uncertainty[J]．Environment and Development Economics，2005，10(2)：143-157．

[34] BESLEY T．Property rights and investment incentives：Theory and evidence from Ghana[J]．Journal of Political Economics，1995，103(5)：903-937．

[35] BRASSELLE A S，GASPART F，PLATTEAU J P．Land tenure security and investment incentives：Puzzling evidence from Burkina Faso[J]．Journal of Development Economics，2002，67(2)：373-418．

[36] 李江一．農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)民非農(nóng)業(yè)勞動參與的影響[J]．經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2020(1)：113-126．

[37] 尹鴻飛，張兵，郝云平．信貸約束與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)績效：影響效應(yīng)及損失估算[J]．華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2021(6)：76-89．

[38] 王麗雙，王春平，武桂梅，等．農(nóng)戶分化對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響研究——基于鐵嶺農(nóng)村的實證調(diào)查[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014(9)：76-78．

[39] 溫忠麟，張雷，侯杰泰，等．中介效應(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用[J]．心理學(xué)報，2004(5)：614-620．

[40] LI P，LU Y，WANG J．Does flattening government improve economic performance? Evidence from China[J]．Journal of Development Economics，2016，123：18-37．

[41] MOSER P，VOENA A．Compulsory licensing：Evidence from the trading with the enemy act[J]．The American Economic Review，2012，102(1)：396-427．

[42] 周黎安，陳燁．中國農(nóng)村稅費改革的政策效果：基于雙重差分模型的估計[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2005(8)：44-53．

[43] CAI X Q，YI L，WU M Q，et al．Does environmental regulation drive away inbound foreign direct investment? Evidence from a quasi-natural experiment in China[J]. Journal of Development Economics，2016，123：73-85．

The impact and mechanism of the reform of collective forestland tenure on rural households’ off-farm employment

WEI Jian1, LIU Can2*, ZHANG Dahong1

(1. College of Economics and Management, Beijing Forestry University, Beijing 100083, China; 2. China National Forestry and Grassland Development Research Center, Beijing 100714, China)

Based on the survey data of 18 counties in 9 provinces, the impact and the mechanism of the reform of collective forestland tenure on rural households’ off-farm employment have been analyzed empirically by adopting difference in difference model. The study found that the reform of collective forestland tenure has a significant positive effect on rural households’ off-farm employment, off-farm work and off-farm entrepreneurship, and the reliability of the empirical results have been verified through robustness test, parallel trend test and placebo test. The analysis of its mechanism shows that forest land transfer and credit availability have a mediating effect on the impact of the forest rights reform on rural households’ off-farm employment. From the perspective of the types of off-farm employment, the mediating effect is only significant in the process of off-farm entrepreneurship, but not in the off-farm work. Besides, livelihood strategy shows positive moderating effects on the impact of the forest rights reform on the process of rural households’ off-farm employment, off-farm work and off-farm entrepreneurship.

the reform of collective forestland tenure; off-farm employment; forestland outflow; credit availability; livelihood strategy

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.05.004

F326.2

A

1009–2013(2022)05–0029–12

2022－09－02

國家自然科學(xué)基金面上項目（71873043；71673066）

魏建（1993—），男，福建平潭人，博士研究生，主要從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策方面的研究。*為通信作者。

責(zé)任編輯：李東輝