集中连片特困民族地区农户林地转出行为及影响因素研究——以恩施州为例

王孔敬（1.湖北民族学院经济与管理学院，湖北　恩施　445000；2.西南政法大学经济学院，重庆　401120）



集中连片特困民族地区农户林地转出行为及影响因素研究
——以恩施州为例

王孔敬1，2
（1.湖北民族学院经济与管理学院，湖北恩施445000；2.西南政法大学经济学院，重庆401120）

农户林地转出和转入是两种不同性质的流转行为选择，应分别对其研究。集中连片特困民地区由于各种因素制约和影响，农户林地流转行为与东部发达地区相比较具有明显的差异性，以恩施州为例，通过对相关样本村的实地调研，运用统计分析和Logistic回归方法分别对集中连片特困民族地区农户林地转出行为特征及其影响因素进行分析，据此得出了相关研究结论。

农户；林地转出；影响因素

林业是我国国民经济和生态环境建设中的重要产业，林权制度的变革“直接关系到林业资源的优化配置、农民增收、生态建设和现代林业发展”。［1］2003年开始的集体林权制度改革试点工作虽然实现了以农户为主体的明细产权制度安排，但确权到户所带来的林地细碎化问题“影响林业的规模化、专业化和集约化经营，削减了集体林权制度改革所带来的正向激励效果”［2］，为此，我国的林权制度应“通过培育林地市场、推进林地资源合理流转”等措施推进林权流转，［3］2008年颁布和实施的《关于全面推进集体林权制度改革的意见》正是在上述背景下中央政府推进林地流转的指导性政策，全国掀起了以林地（权）流转为核心的新一轮林权制度改革，由于农户是林地流转的主体，学术界围绕农户林地流转的行为、意愿、影响因素及后续配套政策等方面开展了大量的研究。［4-10］

林地流转从流转的方向可分为林地流入和林地流出两种类型，通过实践调查来看，影响两者的因素并不完全相同，相反，影响两者因素差异较大，事实上，林地流入和林地流出是农户两类完全不同性质的行为选择，应分别对其划分探究。但目前国内关于林地流转的研究少有进行上述进一步划分的专门研究，而是将其视作一个整体进行研究。［11］由此导致的结果是适用于林地转入的因素在分析林地转出时并不显著或严重偏离社会实际，其研究结论是否具有普遍性或只适用个别案例尚无定论，［11］典型表现之一就是一些研究结论是相互矛盾的。

此外，目前关于林地流转的研究主要集中在江西、浙江、福建、辽宁等先行试点省份和东部发达区域，对于中西部欠发达区域特别是集中连片特困民族地区研究非常少，而该类地区无论社会经济发展水平、自然环境、市场特征等方面都与东部地区有着明显的差异，因此，有必要对该类区域林地流转的状况、影响因素等重要问题进行深入探究，基于上述分析缘由和背景，拟以集中连片特困民族地区的恩施州为例，从农户林地转出视角分析其林地流转行为及影响因素。

一、恩施州农户林权流转概况

恩施州是一个典型的集中连片特困民族山区。截止2014年年底，全州农村贫困人口91.3万人、729个国家级贫困村、91个贫困乡镇和8个国家级贫困县亟待脱贫，研究农户林地流转对于促进农村贫困人口脱贫有着重要意义。恩施州的林权制度改革始于2008年，与东部试点省份项相比较开展较晚。全州林地总面积为1649000hm2，森林覆盖率为67%，其中集体林地总面积1546000hm2，农民家庭经营山面积为1399000hm2，截止到2014年，全州林地确权面积累计达 1528000hm2，发证面积1526000hm2；2014年年末，全州林地流转面积累计达到34000hm2，流转出林地承包经营权的农户数为2.7915万户，林权流转宗数为72613宗。（见表1）

表1　2014年度恩施州林地流转期末累计数情况

从表1可以看出，2008年恩施州林地流转改革以来的近6年时间，农户林地流转规模偏小，林地流转面积为33973hm2，仅占发证面积2.2%；户均林地流出面积为1.2 hm2，林地流转宗数为72613宗，每宗林地平均流转面积仅为0.46 hm2左右，以上数据说明，恩施州林地流转政策效果不甚理想。此外，从实地调查来看，农户林地流出意愿强烈，林地流入需求较小，农户林地流转主要是林地的流出，农户流入林地非常少，这一点从恩施州的林地流转方式可以看出，在表1中的林地流转方式来看，转让是林地流转的主要方式（主要转让到相关的企业），占到全部流转面积的64%，出租（租赁）的方式较小，仅为全部流转面积的4.6%，8个县市中的巴东、咸丰、宣恩等县的林地流出方式非常单一，全部为转让方式。由此可见，恩施州在集体林地制度改革后林地闲置现象比较严重，农户林地流转方向主要是林地流出，流出规模较小，与林权改革政策预期效果差异较大。

二、研究方法与数据

基于本文的研究内容和主要研究目标，拟采用实地调查问卷获取相关信息，运用统计分析方法探究农户林地转出行为，在此基础上，运用Logistic模型分析其主要影响因素，据此得出相关研究结论。

（一）研究数据来源与处理

1.样本村选择

诚如上文所述，恩施州8个县市农户林地流出规模偏小，且以转让为主要流转方式，基于此种特点，在样本村的选择上主要采取典型抽样的方法，即主要选择农户林地流转宗数较多的行政村，同时也要考虑样本村在8个县市中区域分布、社会经济发展状况等因素，使得所选择的样本村具有较好的代表性和典型性。基于上述分析，选择恩施市的大山顶村、新田村，利川市的大包村、川洞村，建始县的田家坪村、龙潭村，巴东县的菜籽坝村、张家村，宣恩县长槽村、龙潭河村，咸丰县的绵羊洞村、水杉坝村，鹤峰县的元井村、东洲村，来凤县的岩蜂窝村、土家寨村等16个村进行农户林地转出调查。

2.样本农户选择

样本农户的选择采取典型抽样的调查方法，即在获得样本村农户的基本信息后，综合考虑抽样农户的家庭特征类型、经济收入状况、家庭住所区域、林地流出规模大小等方面的差异，在抽样农户的选择上尽量覆盖上述各种特征的农户，基于上述农户样本农户选择思路和方法，按照每个样本村选择15户抽样农户的标准，在所选16个样本村中共发放240份调查问卷，最终回收获得有效问卷216份，调查问卷有效率为90%。

3.调研数据处理

农户林地转出行为主要受到其内部和外部环境两个方面的因素影响，因此，针对农户的调研内容主要围绕这两个方面进行设计，包括以下6个部分：第一部分主要是问卷对象社会人口学特征，主要包括年龄、受教育程度；第二部分为调研农户的家庭状况特征内容，主要包括是否是贫困家庭、外出打工人数、家庭成员是否有村干部等因素；第三部分为农户承包的林地资源禀赋及对林地资源的依赖程度；第四部分为农户所处村落特征，主要包括是否有林业合作组织、村集体对林权流转的态度等因素；第五部分为外部制度特征，主要包括政府是否支持、相关流转政策难易程度等因素；第六部分为外部市场环境特征，主要包括农户是否知道有林权交易平台以及相关流转信息等因素。上述农户调研数据信息中，有效调研问卷数据运用Excel进行分类统计整理，对农户林地转出行为的影响因素数据部分运用SPSS17.0中的Binary Logistic进行Logistic回归模型分析。

（二）方法选取

在本研究中，农户林地转出行为只有“转出”和“没有转出”两种情况发生，作为模型因变量属于典型的二分类变量，传统的线性回归模型不适用于该类因变量［12］，故本文选择二元Logistic回归模型解释农户林地流出行为情况。

在因变量表示方面，采用“y=1”表示农户林地转出行为，其发生概率记为p；采用“y=0”表示农户林地没有发生转出行为，其发生概率则为1-p；那么，发生比为（即农户林地转出与没有转出的概率比），经过Logit变换后所构建的Logistic回归模型为：

式中xi为自变量，表示影响农户林地转出行为的影响因素，βi表示影响因素的回归系数，β0为常数项。

依据Logistic模型的相关理论和方法，以及上文对因变量设置规定，农户林地转出行为影响因素模型构建如下：

式中y为被解释变量，其中，农户有林地转出行为时取值1，农户没有发生林地转出行为时取值为0。

（三）变量选取

基于实际调查和相关理论分析，本文的被解释变量为农户林地转出行为，解释变量主要为农户社会人口特征、家庭特征、农户承包的林地资源禀赋及对林地资源的依赖程度、农户所处村落特征、外部制度特征、外部市场环境特征等影响农户林地转出行为的因素。具体变量选取以及定义如表2所示。

三、结果与分析

（一）调查对象及家庭基本特征

在对216份有效问卷农户调查的户主特征方面，主要选取了年龄和受教育程度2个选项（具体情况见表3）。其中，户主年龄方面，30岁以下12人，占总调研对象的5.6%；30～40岁的有60人，占总调研对象的27.8%；40～50岁的有56人，占总调研对象的25.9%；50～60岁的有36人，占总调研对象的16.7%；60岁以上的52人，占总调研对象的24%，说明调研对象的年龄主要分布在30～50岁之间的中年农户。在受教育程度方面：文盲为64人，占29.6%；小学学历的为52人，占24%；初中学历为60人，占27.8%；高中学历的为36人，占16.7%；大学学历的为4人，占1.9%，总体来看，调查对象的受教育程度普遍比较低，初中以下的占了80%左右。

在调查农户的家庭特征方面，主要选取了“是否贫困家庭”、“外出打工人数”和“家庭成员是否有村干部”等3个选项。其中，“是否贫困家庭”选项方面，回答是贫困家庭的为152人，占70.4%，回答不是贫困家庭的为64人，占29.6%。“外出打工人数”选项方面，打工人数为0的为1人，占5.6%；打工人数为1人的56人，占25.9%；打工人数为2人的116人，占53.7%；打工人数为3人的32人，占14.8%。在“家庭成员是否有村干部”选项回答方面，回答“有”的为40人，占18.5%，回答“否”的为176人，占81.5%。以上数据表明，调研家庭绝大部分为贫困人口家庭，95%以上的家庭都有劳动力外出打工，这可能是打工收入比传统的农业生产能产生更大的收入效应所导致的农户行为选择结果。

表2　变量说明

（二）林地资源禀赋与所处村集体特征

从理论上讲，林地资源禀赋和所处村集体的特征会影响到农户的林地转出行为，对于前者而言，林地资源禀赋偏低会导致农户转出林地；同样，对于后者而言，如果村集体存在林业合作经济组织或企业，村集体也大力支持林地转出，农户则可能倾向于转出林地。从调查结果来看，认为林地细碎化程度高和对林地收入依赖程度低的农户分布为148人和144人，分别占到全部调研对象的68.5%和66.7%；对“村集体是否有林业合作社”和“是否受村集体对林地流转态度影响”等选项回答“是”的人数同为136人，占全部调查对象的63%，说明上述因素会影响到农户的林地转出行为。

（三）外部制度特征与市场特征

从理论和实践情况来看，外部制度和市场因素会影响到农户的林地转出行为，本文在外部制度特征方面选取了“采伐指标申请的难易度”和“林地流转手续的复杂度”2个选项，认为采伐指标申请“困难”和林地流转手续“困难”的人数为88和104，分别占总对象的40.7%和48.1%；市场特征方面选取了“农户是否知道林权交易平台”选项，结果回答“知道”的人数为144人，占总调查对象的66.7%。

（四）农户林地转出基本状况

通过对216份有效调查问卷的统计分析发现，农户发生林地转出行为的有56户，占总调研对象的25.9%，未发生林地转出行为的为160户，占总调研对象的74.1%（具体情况详见表3），说明在所选取的典型抽样村中，绝大部分农户都未发生林地转出行为，林地资源闲置现象突出；林地转出的方式以转让为主，转出对象主要为乡镇政府或村集体引进的林业企业，同时，也有一小部分林地转出是以出租的方式给林业合作社或林业企业；在调查对象中66.7%的农户回答对林地收入依赖程度低，94.4%的调查农户都有劳动力在外打工，打工收入和农地收入是其主要收入来源；95.6%的农户有林地转出意愿，但由于找不到转出渠道和相关信息而未转出。

表3　样本农户林地转出基本情况

（五）农户林地转出行为的影响因素

农户林地转出行为受到内部和外部环境两个方面的影响，运用Logistic回归得到农户林地转出行为决策模型，并对其进行了拟合度检验，具体结果见表4。从表4中可以看出，模型Sig为0.96，大于0.05，说明模型拟合较好。［13］，此外，从模型汇总表中可以看出：-2对数似然值为20.695，Nagelkerke R方为0.793，均说明模型拟合较好。

表4　Hosmer and Lemeshow检验表

恩施州农户林地转出行为影响因素的Logistic回归结果具体情况见表5。在显著性水平为5%的情况下，农户是否转出林地与“林地细碎化程度”、“村集体是否有林业合作社”、“林地流转手续的复杂度”等3个影响因子有显著性关系，而户主特征和家庭特征等方面的影响因子不显著。在3个显著性影响因子中，“林地细碎化程度”和“村集体是否有林业合作社”2个影响因子与农户林地转出行为呈正相关关系，说明林地细碎化程度越高，农户越愿意转出林地，村集体存在林业合作社，则农户越愿意转出林地，上述结果与实际情况也是比较吻合的，由于该区域的林地确权过程经历多次划分，农户承包的林地并不是连成一片的整体，林地的细碎化程度较高，导致农户的经营和管护成本较大，所以如果有林地转出渠道，农户愿意把林地流转出去；此外，恩施州是一个典型的集中连片特困民族地区，林地资源多分布于交通不便和信息不畅通的高海拔贫困区域，尽管农户有强烈的林地转出意愿，但很难找到转出的渠道和对象，因此，如果村集体存在林业合作组织或村集体能够联系相关林业企业，农户是愿意把林地流转出去，这从该区域林地转出的方式主要为转让或出租两种情况就说明了该方面的问题。此外，“林地流转手续的复杂度”影响因子与农户林地转出行为呈负相关关系，说明，林地流转手续越复杂，农户越不愿意转出林地，因此，如何从区域社会经济的实际情况出发，科学简化林地流转手续，不断提供更多相关信息给农户，是促进农户林地流转的一个重条件。

表5　农户林地转出行为影响因素Logistic回归结果

四、研究结论

（一）农户林地转出行为

恩施州农户林地转出比例较小，在所调查区域仅为25.9%，林地资源闲置现象突出；林地转出方式主要为转让，其次为出租，转让或出租的对象主要为从事木材加工企业或当地的林业合作社，转出的渠道主要有当地乡镇政府或村集体进行联系和布置进行，转让的时间为30～70年；当地农户有强烈的林地转出意愿，但通常找不到转出的渠道和信息，在转出方式上，农户更喜欢出租方式，但由于当地林业经济合作组织发展不够，农户通常被迫服从当地政府安排，主要通过转让方式转给相关企业；当地农户对林地收入依赖程度低，家庭收入主要依靠外出打工收入和传统的农地收入，农户经营林地积极性不高，绝大多数农户没有流入林地的意愿和打算。

（二）农户林地转出行为的主要影响因素

恩施州农户林地转出行为的影响因素中，“林地细碎化程度”、“村集体是否有林业合作社”、“林地流转手续的复杂度”等3个影响因子与农户林地转出具有显著性关系。在显著性影响方向上，“林地细碎化程度”和“村集体是否有林业合作社”2个影响因子与农户林地转出行为呈正相关关系；“林地流转手续的复杂度”影响因子与农户林地转出行为呈负相关关系，而农户的社会人口特征和家庭特征等选项中的影响因子对农户的林地转出行为不具有显著性；这说明，影响农户林地转出行为的主要是林地资源禀赋、当地林业经济合作组织发展程度和林地流转政策程序设计等因素，为此，当地政府应进一步推进当地林业经济合作组织建设和不断完善相关政策设计，实现林地流转可持续发展。

［1］杜国明，江华.集体林权流转现状、问题及完善田［J］.中国林业经济，2011（2）：18-22.

［2］文彩云，张蕾.集体林权制度改革背景下的农户林地流转行为分［J］.林业经济，2008（11）：9-11.

［3］裘菊.林权改革对林地经营模式的影响分析——福建林权改革调查报告［J］.林业经济，2007（1）：23-27.

［4］徐秀英，石道金，杨松坤，李朝柱.农户林地流转行为及影响因素分析——基于浙江省临安、安吉的农户调查［J］.林业科学，2010（9）：149-157.

［5］康小兰，钟亮亮，等.林改政策对不同资源享赋林农林地流转影响与作用机理研究——以江西省例［J］.林业经济，2014（12）：32-36.

［6］吕杰，冉陆荣.林地流转中不同类型农户决策行为博弈分析［J］.中国土地科学，2011（4）：31-35.

［7］陈坷，周荣伟.集体林权制度改革后的农户林地流转意愿影响因素分析［J］.林业经济问题，2009（6）：494-498.

［8］冉陆荣，吕杰.集体林权制度改革背景下农户林地流转行为选择——以辽宁省 409户农户为例［J］.林业经济问题，2011 （2）：121-126.

［9］孔凡斌，廖文梅.基于收入结构差异化的农户林地流转行为分析——以江西省为例［J］.中国农村经济，2011（8）：89-96.

［10］李博，李桦.农户林地未流转行为影响因素分析［J］.林业经济问题，2012（4）：348-354.

［11］严峻，张敏新.农户林地转出行为——基于安徽休宁农户数据［J］.林业经济，2013（4）：32-37.

［12］陈胜可.SPSS统计分析从入门到精通［M］.北京：清华大学出版社，2010：253-254.

［13］邱浩政.量化研究与统计分析——SPSS数据分析范例解析［M］.重庆：重庆大学出版社，2013：251-252.

责任编辑：胡 晓

F063.6

A

1004-941（2016）04-0021-05

2016-06-12

国家民委科研项目“沟域经济视野下民族地区生态产业系统耦合模式研究——以武陵山片区为例”研究成果（项目编号：14HBZ010）。

王孔敬（1973-），男，重庆奉节人，博士后，副教授，硕士生导师，主要研究方向为民族经济、区域经济。