农户收入多样性及对林地流转意愿的影响——基于辽宁省清原县的实证

司亚伟，李旻，b

(沈阳农业大学 a.经济管理学院，b.农业资源与环境博士后流动站，沈阳 110161)



农户收入多样性及对林地流转意愿的影响
——基于辽宁省清原县的实证

司亚伟a，李旻a，b

(沈阳农业大学 a.经济管理学院，b.农业资源与环境博士后流动站，沈阳 110161)

采用随机抽样的方法，对抚顺市清原县219户进行调研，并构建农户林地流转的理论分析框架，从实证的角度考察农户收入多样性对林地流转意愿的影响。研究结果表明：⑴清原县农户林地流转意愿不强，各地区农户林地流转意愿存在差异；⑵不同流转意愿农户的收入多样性水平存在显著差异；⑶随着农户家庭收入多样性水平的提高，其流转林地意愿的概率将会变小，这种作用主要体现在转入意愿模型上。因此，建议完善农村基础设施、吸引青年回乡创业、严格控制采伐指标、鼓励林业的专业化生产、加大对林业政策的宣传力度。

农户；林地流转；收入多样性；Logit模型

随着中国开放程度的不断增强，农民收入增长结构发生了翻天覆地的变化，农民收入来源多样化的格局已基本形成[1]。在农户收入格局变化过程中，其对土地的价值认识和依赖程度必然会发生变化，土地流转是实现规模化经营、促进增收、统筹城乡的重要方式之一[2-4]。而对于林农来说，探究其收入多样性和林地流转意愿之间的关联对林业现代化的实现具有积极的促进作用。理论界对其研究也从未停止，而以往学者多着眼于收入多样与耕地流转的关联研究，如农地流转以后对农户收入的影响[3-5]，研究发现农户收入结构的变化是农地流转的主要动因[6-8]。纵观现有关于收入多样与农地流转的研究，在涉及林业领域的研究较少，因此从林农视角切入并考虑到农户收入来源多样化的趋势，利用调研的微观数据，从实证的角度考察农户收入多样性对林地流转意愿的影响，试图回答2个问题：农户收入多样性对林地流转有何影响？农户收入多样性对林地流转意愿的影响在转入和转出模型中是否有所不同？

1 材料与方法

1.1 理论分析框架及研究假设

1.1.1 理论分析框架

为了研究农户林地流转意愿的影响因素，依据学者对农户模型思想的阐述[9]及对比较利益理论的分析[10]，建立影响农户林地流转意愿的理论框架。林农对林地的依赖包括生存依赖和经济发展依赖。一般来讲，林农对林地的生存依赖越高，越不可能转出林地。但对于不同林农也可能存在转出偏好，也有可能是转入偏好，前者如年老家庭，因家庭劳动力不够，经营林地的积极性不高，转出林地的倾向更高；后者主要是有农业劳动力、非农就业差，更偏好转入土地，但此时可能受到资金成本的约束。此外，林地流转特别是农户间的流转，基本不会出现流转后林地承包经营权就永久丧失的问题。在经济发展依赖情景下，有可能需要转入林地来获得家庭收入，但也有可能因家庭经营结构转型，转出林地以获得更多的非农经营收入。

假设K表示农户的原有资本(人力资本、物质资本和社会资本)，物质资本K1(农户拥有的林地数量)作为农户的关键资本，在林地流转过程中发挥了关键作用。其中林地流转过程中需要支付一定的交易成本C，包括流转前的信息搜寻成本c1、流转中的价值评估定价并就林地的租金、期限进行谈判所付出的成本c2和流转后所付出的监督成本c3，即C=c1+c2+c3。

转入农户存在两种情况：投资失败和投资成功。其中两者各自发生的概率假定为为p和(1-p)，两者各自的产出水平为Y1和Y2；转入林地农户支付的租金为W1，单位租金收入为m，则农户不转入林地而租出林地可以获得的收益为mK1，若既不转入林地也不转出林地可以获得的收入为y，可以得出：农户在不转入林地的情况下获得的收入Y3=y+mK1(若不转出林地则mK1的取值为0，若农户荒废林地不进行经营，则y的取值为0)，设定Y1>Y3>Y2。当农户的收入多样性水平较高时，若农户转入林地，自己的劳动力花费在林地上的时间将会增多，则不能转移到其他产业，这样将损失一部分收入Y4(I)。Y4(I)是一个关于I的函数，I代表收入多样性指数。这样，可以得到农户转入林地的条件：

pY1+(1-p)Y2>y+mK1+C+W1+Y4(I)

⑴

农户转出林地获得的收益为mK1，节省出来的劳动力可以从事其他产业获得的收入为y2，则转出林地的农户可以获得的收益Y5=mK1+y2-C；若农户不转出林地而自己经营获得的收入为y3，而当农户的收入多样性水平较高时，若农户林地不转出而选择自己经营，其放弃的机会成本可以作为Y4(I)，并且假设Y5>y3-Y4(I)。这样，可以得出农户转出农地的条件是：

mK1+y2>y3-Y4(I)+C

⑵

1.1.2 研究假说

从林农对林地的生存依赖和经济发展依赖角度出发，并依据以上的理论分析框架，提出2个假说：

H1：农户收入多样性对农户林地转出意愿具有促进作用。农户家庭收入多样性水平越高，农户对林地的生存依赖程度和经济发展依赖程度会降低，农户转出林地的意愿将会增强；反之，随着农户家庭收入多样性水平越的降低，农户转出林地的意愿可能减弱H2：农户收入多样性对农户林地转入意愿具有阻碍作用。农户家庭收入多样性水平越高，农户对林地的生存依赖程度和经济发展依赖程度会降低，农户若转入林地，其承担的机会成本可能会远远大于从事林业所带来的收益，这样导致农户转入林地的意愿会被削弱；反之其转入林地的意愿可能增强

1.2 识别研究设计

1.2.1 数量指标的选取

⑶

式中S为数量指标，S的取值范围为[1，n]；农户收入来源分为n类；a为二分变量，如果农户有某项收入的来源，则取1，否则取0。

1.2.2 6thGibbs-Poston指标

⑷

1.2.3 逆Herfindha指标

⑸

式中X农户家庭收入总和；H为产品集中指标；1-H为逆Herfindha指标，1-H的取值范围为(0，1]。

1.3 调查方法

以辽宁省抚顺市清原满族自治县为调研地，并依据抚顺市清原满族自治县各个镇(乡)的经济和社会发展状况，选取经济和社会发展靠前的南口前满族镇，以及经济和发展相对落后的北三家满族乡作为研究区域；再依据2个乡镇的村落数量及地区分布状况，选取南口前满族镇十八道岭村、王家堡村、暖泉子村和海阳村，北三家满族乡西大林村和李家堡村作为样本村，2015年运用随机抽样的方法调查农户240户。经过对问卷原始数据的处理，删除不符合条件的21户，有效问卷219户，有效率达到91.25%。调查对象为林农，问卷内容包括家庭基本状况(主要收集户主的基本信息)、家中外出务工人员状况、家庭收入构成与支出结构状况、林地经营及流转意愿状况和农户对林业政策的认知状况5个方面。

1.4 实证分析方法

首先采用数量指标(S)、6thGibbs-Poston指标(M6)、逆Herfindha指标(1-H)对农户收入多样性与林地流转意愿进行交叉分析；然后采用Logit模型考察农户林地流转意愿的影响因素，进行收入多样性与林地流转意愿的计量分析。借鉴关于林地流转影响因素的研究成果[12-14]，选取户主特征、家庭特征、家庭资本及收入状况、林地流转市场状况和区域变量等，再加上关键变量收入多样性指标共14个影响因素。结合调研数据的分布状况，采用Logit模型考察农户林地流转意愿的影响因素。基准模型形式为：

F(Y)=exp(Y)÷[1+exp(Y)]

Y=α+β1X+β2K+β3Z+β4D+β5index+ε

⑹

式中Y=1代表农户有林地流转意愿，Y=0代表没有林地流转的意愿；X为户主信息及家庭特征状况，其中户主特征包括户主年龄(X1)、户主受教育年限(X2)、是否为党员(X3，赋值1=是，0=否)、是否为村干部(X4，赋值1=是，0=否)，家庭特征包括家庭人口数(X5)和非农就业人口比例(X6)，其中X5分为≤2人(X50)、3人(X51)、4人(X52)和≥5人(X53)，X6分为0%～20%(X60)、20%～40%(X61)、40%～60%(X62)和≥60%(X63)；K代表农户家庭土地资源和收入状况，家庭土地资源有林地面积(K1)、林地块数(K2)和耕地面积(K3)，家庭人均收入(K4)为收入状况的代理变量；Z代表农户对相关政策的认知状况，主要有林地抵押贷款(Z1)和采伐指标(Z2)获得的容易程度两个变量；D为乡代码虚拟变量，D=1表示是南口前满族镇，D=0表示为北三家满族乡；关键解释变量index表示农户家庭的收入多样性水平，ε表示其他不可观测的变量。

进行三次回归，模型一中Y=1表示有林地流入或流出意愿，Y=0表示既无林地流入意愿也无林地流出意愿，模型二中Y=1表示有林地流入意愿，Y=0表示无林地流入意愿，模型三中Y=1表示有林地流出意愿，Y=0表示无林地流出意愿。

2 结果与分析

2.1 收入多样性与林地流转意愿的交叉分析

农户收入多样性与林地流转意愿的交叉分析结果(表1)显示，对于农户的收入多样性水平，有流转意愿的农户明显低于没有林地流转意愿的农户；有转出意愿的农户明显低于没有转出意愿的农户；而在转入意愿上，仅在虚拟收入多样性指标(1=收入多样，0=收入单一)上，有转入意愿的农户低于没有转入意愿的农户，在其他的衡量指标上，两者相差不大。

表 1 农户收入多样性与林地流转意愿交叉分析

Table 1 Analysis on the crossing of farmers’ income diversity and forest land transfer’ desire

农户类型S1-HM6收入多样性有流转意愿2.510.651.610.26无流转意愿2.610.681.690.42有转入意愿2.570.661.660.26无转入意愿2.570.661.660.39有转出意愿2.530.651.570.28无转出意愿2.580.701.670.38

2.2 收入多样性与林地流转意愿的计量分析

变量赋值与描述性统计结果如表2所示，Logit模型回归分析结果如表3所示。模型一，调整后的PseudoR2和LRchi2(18)值分别为0.219和63.440；模型二，调整后的PseudoR2和LRchi2(18)值分别为0.201和49.040；模型三，调整后的PseudoR2和LRchi2(18)值分别为0.305和59.740。3个模型的Prob>chi2值都为0.000，表明所建立的3个模型都具有显著性，并且具有良好的解释力。从变量的显著性结果来看，户主状况、农户家庭特征状况、农户家庭土地资源和收入状况、相关政策的认知状况、区域状况及收入多样性水平等变量对农户林地流转意愿都产生了不同程度的影响，具体体现在6个方面。

表 2 变量赋值与描述性统计

第一，对于重点关注的收入多样性变量来说，收入多样性负向影响着农户林地流转意愿。在流转模型上，收入多样性在5%显著水平上显著，显著为负，在转入模型上，收入多样性在10%显著水平上显著，显著为负，这与假设一致。随着农户家庭收入多样性水平的提高，农户对林地的生存依赖程度和经济发展依赖程度会降低，若农户转入林地进行林业生产，其放弃的机会成本将远大于其投资林地而取得的收益，再加上林业生产具有长期性，因此农户转入林地的概率将会变小；收入多样性水平较低农户对林地生存依赖程度和经济发展依赖程度较高，其转入林地的可能性将会增大。在转出模型上，收入多样性没有通过显著性水平检验，且影响为负，与假设不一致，这可能是由于调研样本存在一定偏差，在调查的219户农户中，仅有5户农户有林地转出的行为，且调研户主的平均年龄为51岁，年龄相对偏大，对于林地的转出相对敏感，其转出林地意愿相对较弱，因此收入多样性对林地转出意愿的影响，具体实证分析有待进一步检验。

第二，对于控制变量——户主状况而言，户主年龄对农户林地流转意愿具有负影响，即随着户主年龄的增加，农户转入林地和转出林地的概率都是在降低。而对于是否为党员这个变量上，在转入模型中，在10%显著性水平上显著，且显著为正，即作为党员的户主更加倾向于转入林地。

第三，对于控制变量——家庭特征状况而言，家庭人口数、非农就业与农户林地流转的意愿之间的关系不能确定。依据对农户家庭规模和非农就业比例的分组，作为虚拟变量引入模型，就家庭规模这个变量而言，相对于家庭人口数在2人及以下的家庭，仅家庭人口数为3人和4人两个组别的家庭林地流转的意愿增强，且通过了显著性检验；而对于非农就业，相对于外出就业比例在20%以下的家庭，仅外出就业比例在20%～40%这个组别通过了模型一和模型二的检验，而外出就业比例在60%以上这个组别仅通过了模型二的检验。

第四，对于控制变量——农户家庭土地资源和收入状况而言，林地块数在流转模型和转入模型中都通过了10%显著性水平上的检验，且显著为负；耕地面积在流转模型中通过了5%显著性水平上的检验，且显著为正；人均年收入在转入模型中通过了5%显著性水平上的检验，且显著为正。林地块数的增加，无形中增加了经营林地的成本，不利于林地的经营，对流转是一种阻碍作用，而细碎化在林业生产中普遍存在，这主要是由20世纪80年代林地划分政策(肥瘦搭配、远近搭配)引起的[15]；而耕地面积多的农户，其劳动力从事农业生产的人数会增加，从而在林业生产上投入将会减少，因此其转出林地的可能性将会增加；对于农户来说，他们非常看重家庭收入，受到资金的限制，农户转入林地进行生产经营的概率将会降低，而随着农户家庭收入的提高，林农转入林地的意愿也就会越强烈。

表 3 回归结果

说明：、和分别代表1%、5%和10%显著性水平；以X50、X60为参照组。

第五，对于控制变量——农户对相关政策的认知状况而言，林权抵押贷款的获得在流转模型和转出模型中都通过了1%显著性水平上的检验，且显著为负；采伐指标的获得在流转模型中通过了10%显著性水平上的检验，且显著为正。调研农户对林权抵押贷款和采伐指标获得的认知状况作为林地流转市场状况及政策因素的替代变量，研究发现对于林地抵押贷款的难易程度，越难获得林权抵押贷款，农户流转林地的意愿也就越不强烈，在调研地，农户年龄偏大且对林业政策了解甚少，对于一些新型林业产品，比如林权抵押贷款(主要为促进林农的生产投资)，但有些农户并没有听说过，这些林业产品还没有被广泛运用到农户中去。对于采伐指标的获得，农户普遍表示尽管是自家林地，农户却很难取得采伐指标。采伐指标正向影响着林地流转的意愿，由于采伐指标难以获得，农户转出林地的概率将会增加，因此这一政策的实施，将会扩大林地市场的供给。

第六，对于控制变量——区域特征而言，区域变量在模型一和模型三中，在1%显著性水平上显著为负，即相对于南口前满族镇，北三家满族乡农户流转林地的意愿相对较低，转出林地的意愿相对较低。而在转入意愿模型当中，区域变量的影响为正，但没有通过显著性水平检验。这说明，对于不同的区域农户流转林地的意愿是存在差异的，在制定政策时应有所区别，因地制宜。

3 结论与建议

3.1 结论

通过对农户收入多样性水平与其林地流转意愿进行交叉分析及计量分析的结果表明：第一，在农户收入多样性与林地流转意愿的交叉分析中，对于农户的收入多样性水平，有流转意愿和转出意愿的农户明显低于没有林地流转意愿的农户；而在转入意愿上，仅在所选取的虚拟收入多样性指标上，有转入意愿的农户低于没有转入意愿的农户，在其他的衡量指标上，两者相差不大。第二，在农户收入多样性与林地流转意愿的计量分析中，户主年龄、林地块数、抵押贷款获得的难易程度负向影响着农户林地流转的意愿；户主是否为党员、耕地面积、采伐指标的获得正向影响着农户的林地流转意愿；对于重点关注的收入多样性变量，其负向影响着农户林地流转意愿，这一影响主要体现在转入模型上。

3.2 建议

要实现林地流转，实现林地的适度规模经济，须做到以下4个方面。

第一，完善农村基础设施，吸引青年回乡创业。由于老龄化不利于林地流转的发生，随着年龄的增长，农户流转林地的意愿是在下降的。因此，面对农村老龄化严重的这一现象，要完善农村基础设施，鼓励年轻人回乡，为他们提供更好、更广阔的平台。

第二，严格控制采伐指标并在分配上有所偏重。基于保护环境的角度，要杜绝采伐，而基于林业的发展，要优化林业结构，合理分配林业采伐指标。采伐指标获取的难易程度在一定程度上对林地流转意愿产生一定影响，因此对于采伐指标的获得要在严格控制的基础上，合理分配采伐指标，并偏向于新型经营主体，鼓励其进行林业生产。

第三，林业生产要趋于专业化。多样化的收入结构不利于农户林地的流转，且主要是不利于转入林地的发生。鼓励林农进行专业化的生产，并不断培训新型经营主体(林业合作社、家庭农场等)，扩大林业生产的产业链，是林业生产靠得住、能发展、能持续的关键。

第四，加大对林业政策的宣传力度。调查结果显示，还有相当一部分农户对林权抵押贷款、林地流转程序以及如何获取采伐指标等问题上存在误区，对林业政策认知较少，一些好的林业产品(林权抵押贷款)很难应用到现实中去，因此应加大对林业政策宣传力度。

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10.16832/j.cnki.1005-9709.2017.03.003

2016-12-27

国家自然科学基金资助项目(71373163)、辽宁省高等学校优秀人才支持计划项目(WR2015010)、中国博士后科学基金特别资助项目(2015T80271)

司亚伟(1991-)，男，河南新乡人，硕士生，从事农林经济管理方面的研究，(电话)18842456411，(E-mail)352417483@qq.com。

李旻(1972-)，女，吉林四平人，副教授，硕士生导师，博士，从事农村发展方面的研究，(电话)13624055527，(E-mail)929407135@qq.com。

F326.23

A

1005-9709(2017)03-0017-06