摘 要： 以福建省沙縣、順昌縣為例，采用林權(quán)改革后的2007～2009年面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用DEA-Mlamquist和Tobit兩階段分析法以及單因素方差分析檢驗(yàn)，測(cè)算了南方集體林區(qū)家庭林地經(jīng)營(yíng)效率，分析其影響因素。發(fā)現(xiàn)林權(quán)改革后家庭經(jīng)營(yíng)的林地規(guī)模與全要素生產(chǎn)率之間可能存在倒U型關(guān)系，而非簡(jiǎn)單正向或負(fù)向關(guān)系；林業(yè)投資、農(nóng)戶兼業(yè)程度、戶主年齡對(duì)生產(chǎn)效率影響顯著，其余變量不顯著；家庭林地經(jīng)營(yíng)規(guī)模偏小，流動(dòng)性不足；林地經(jīng)營(yíng)效率分化明顯等問(wèn)題。

關(guān)鍵詞：家庭林地；林權(quán)改革；林地規(guī)模；DEA-Mlamquist；Tobit模型

中圖分類號(hào)：F307.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1009-9107（2013）02-0064-06

2003年6月，《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于加快林業(yè)發(fā)展的決定》提出加快林業(yè)體制改革。集體林權(quán)制度改革是農(nóng)村經(jīng)營(yíng)體制的又一次大變革，農(nóng)村生產(chǎn)關(guān)系的又一次大調(diào)整，農(nóng)村社會(huì)生產(chǎn)力的又一次大解放[1]。而南方10省集體林區(qū)蘊(yùn)含著豐富的林業(yè)資源，相對(duì)于東北國(guó)有林區(qū)而言，具有鮮明的集體屬性特征，因此也是我國(guó)集體林權(quán)改革的主要地區(qū)。其中福建省于2003年就開(kāi)始探索改革，明晰林地使用權(quán)和林木所有權(quán)，放活經(jīng)營(yíng)權(quán)，落實(shí)處置權(quán)，保障收益權(quán)。到目前為止，全國(guó)范圍內(nèi)的集體林權(quán)改革已基本完成，雖然集體林權(quán)改革是一次林業(yè)產(chǎn)權(quán)制度上的改革，但又絕不能僅僅局限于產(chǎn)權(quán)改革，還需要一系列的配套措施來(lái)配合此次林權(quán)改革。后林權(quán)改革時(shí)代指的是林權(quán)改革完成以后，生產(chǎn)關(guān)系總體相對(duì)穩(wěn)定，但在具體經(jīng)營(yíng)層面又需要進(jìn)一步改革的這樣一段時(shí)期。同時(shí)南方集體林區(qū)林改后，大多數(shù)林地是以家庭為基本經(jīng)營(yíng)單位，因此深入研究林權(quán)改革后一系列的后續(xù)問(wèn)題特別是從農(nóng)戶家庭層面來(lái)研究林業(yè)生產(chǎn)效率問(wèn)題尤顯迫切。

值得注意的是，林權(quán)改革以后南方十省集體林區(qū)的農(nóng)戶在林業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中一般以兼業(yè)農(nóng)戶的身份出現(xiàn)。因?yàn)槊總€(gè)家庭所分的森林面積并不大，所以林業(yè)往往被視作為一種副業(yè)。同時(shí)，在改革過(guò)程中為兼顧公平，集體往往根據(jù)林分質(zhì)量的不同以及距離村莊的遠(yuǎn)近程度，將所屬集體林按地塊均等的分配給每個(gè)家庭，由此造成了各家各戶林地經(jīng)營(yíng)的碎片化、分散化，不利于集中規(guī)模經(jīng)營(yíng)。因此，有學(xué)者提出要引導(dǎo)農(nóng)村社區(qū)逐步達(dá)到林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的最小經(jīng)營(yíng)規(guī)模[2]。而目前從林權(quán)改革后農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)角度深入進(jìn)行的研究并不多。大多數(shù)研究只是單純用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法（DEA）[3]或隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA）[4]等進(jìn)行了簡(jiǎn)單的效率測(cè)度和解釋，也有研究只是對(duì)比了不同經(jīng)營(yíng)形式下經(jīng)營(yíng)規(guī)模效率[5]，卻并沒(méi)有回答農(nóng)戶林業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生差異的原因以及多大的土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模才是最有效率的。

一、研究方法與模型

本研究將采取兩階段分析的方法：首先應(yīng)用DEA-Malmquist法計(jì)算出面板數(shù)據(jù)中樣本農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率變化（TFP）等效率指標(biāo)，然后再利用Tobit模型進(jìn)行影響因素分析。

（一）DEA-Malmquist效率分析法

目前常用的生產(chǎn)效率評(píng)價(jià)方法有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）以及隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA）等。DEA首先由Farrell在Debreu和Koopmans的相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上提出，后經(jīng)Rolf Fare，Charnes，Cooper等人的完善工作而推廣[6]。近年來(lái)采用DEA測(cè)量農(nóng)戶或農(nóng)戶生產(chǎn)效率的研究有許多，其中比較有代表性的有安徽金寨縣農(nóng)戶生產(chǎn)力與貧困關(guān)系[7]、中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率研究[8]、西部農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出效率研究[9]等。

Malmquist指數(shù)是一種有效測(cè)算全要素生產(chǎn)率（簡(jiǎn)稱TFP）非參數(shù)方法，適用于時(shí)間面板數(shù)據(jù)，其不需要相關(guān)的價(jià)格信息，可對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解，其構(gòu)造基礎(chǔ)是利用距離函數(shù)的比率來(lái)計(jì)算的，距離函數(shù)是技術(shù)效率的倒數(shù)。根據(jù)Fare等觀點(diǎn)，以s時(shí)刻和t時(shí)刻為技術(shù)參照的Malmquist指數(shù)定義為：

TFP=Ds0 （XtYt）Ds0 （XsYs）×Dt0 （XtYt）Dt0 （XsYs）12=

Dt0 （XtYt）Ds0 （XsYs）×Ds0 （XtYt）Dt0 （XtYt）×Ds0 （XtYt）Dt0 （XsYs）12=ech×tch

其中，ech表示（ts）時(shí)期內(nèi)的效率變化，tch表示（ts）時(shí)期內(nèi)的技術(shù)變化，同時(shí)ech又可拆分為純技術(shù)效率與規(guī)模效率，即：

綜合效率變化=純技術(shù)效率×規(guī)模效率[10]

SFA的優(yōu)點(diǎn)在于構(gòu)造了具體的生產(chǎn)函數(shù)，可精確的根據(jù)設(shè)定的具體生產(chǎn)函數(shù)來(lái)構(gòu)造前沿標(biāo)桿，因而可進(jìn)行更精確的效率比較；其局限在于需要設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，而設(shè)定不同的生產(chǎn)函數(shù)形式可能會(huì)得出不同的結(jié)論。DEA的優(yōu)點(diǎn)在于不需要事先明確地設(shè)定一個(gè)特定的具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，而是通過(guò)對(duì)技術(shù)的可能性邊界進(jìn)行非參數(shù)估計(jì)。由于利用線性規(guī)劃的運(yùn)算可以避免諸如聯(lián)立方程組偏差和方程設(shè)定誤差等計(jì)量問(wèn)題。鑒于以上原因，本文將采用DEA來(lái)對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)效率進(jìn)行比較。

因數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，故本文將采用DEA-Malmquist模型來(lái)進(jìn)行效率的測(cè)度。在該模型中，一般有投入導(dǎo)向和產(chǎn)出導(dǎo)向之分。投入導(dǎo)向是指在產(chǎn)出一定的前提下，比較實(shí)際投入與最佳投入之間的效率差異，而產(chǎn)出導(dǎo)向則是指在投入一定的前提下，比較實(shí)際產(chǎn)出與最佳產(chǎn)出之間的效率差異。本文采用產(chǎn)出導(dǎo)向來(lái)進(jìn)行效率測(cè)量。同時(shí)，在該模型中也存在規(guī)模報(bào)酬不變與規(guī)模報(bào)酬可變這兩種不同假設(shè)。在規(guī)模報(bào)酬不變時(shí)，產(chǎn)出導(dǎo)向和投入導(dǎo)向測(cè)量的結(jié)果是一致的，而在規(guī)模報(bào)酬可變的情形下，若該決策單元為樣本中最佳效率決策單元，即標(biāo)桿單元，那么產(chǎn)出導(dǎo)向和投入導(dǎo)向測(cè)量的結(jié)果仍然是一致的。若決策單元不是最佳標(biāo)桿決策單元，則對(duì)缺乏效率的決策單元而言，產(chǎn)出導(dǎo)向和投入導(dǎo)向測(cè)量的結(jié)果是有差異的。本文將采用規(guī)模報(bào)酬可變假設(shè)。

（二）Tobit模型

Tobit模型主要應(yīng)用于因變量受限制條件制約等情形下，因?yàn)槠渥钤缬芍?jīng)濟(jì)學(xué)家Tobin在研究耐用消費(fèi)品需求時(shí)提出，所以叫Tobit Model。該模型為截尾回歸模型，基于極大似然法估計(jì)，考察了模型作為一個(gè)整體的顯著性，克服了最小二乘法（OLS）可能帶來(lái)的有偏性和非一致性等缺點(diǎn)。在本文中，Tobit模型具體設(shè)置如下：

θ*i=α+βXi+μi

當(dāng)θ*i>0，θi=θ*i

當(dāng)θ*i <0，θi=0

其中i表示第i戶農(nóng)戶樣本；θ*i 為潛變量，θi表示前文DEAMalmquist法所計(jì)算出的農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率變化；α為截距項(xiàng)；β為參數(shù)向量；Xi表示自變量向量；μi隨個(gè)體變化而變化的隨機(jī)變量；且μiβ～N（0，σ2）[11]576581。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家林業(yè)局經(jīng)研中心關(guān)于林權(quán)改革的調(diào)研，選取福建省沙縣、順昌兩縣作為樣本縣，并按照經(jīng)濟(jì)條件好、中、差以及地理區(qū)位分別采取分層隨機(jī)抽樣的方法選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村以及村民。調(diào)研共涉及2縣6鄉(xiāng)18村，共計(jì)268戶村民，經(jīng)剔除數(shù)據(jù)缺失問(wèn)卷，獲得實(shí)際有效問(wèn)卷138份?？紤]到福建省于2004～2005年就基本完成了集體林權(quán)改革任務(wù)，為避免因林權(quán)改革后最初幾年農(nóng)戶調(diào)整林業(yè)生產(chǎn)可能造成生產(chǎn)效率劇烈波動(dòng)而帶來(lái)的干擾，本文只采用2007～2009年的面板數(shù)據(jù)。

（二）DEAMalmquist模型參數(shù)指標(biāo)的選擇

在模型參數(shù)指標(biāo)選擇上，我們決定選取林業(yè)產(chǎn)值為產(chǎn)出指標(biāo)，林業(yè)投資、林業(yè)勞動(dòng)投入、林地面積為投入指標(biāo)（input）。其中林業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)指標(biāo)分別由木材產(chǎn)出收益、竹材產(chǎn)出收益、竹筍產(chǎn)出收益、薪柴產(chǎn)出收益、非木質(zhì)林產(chǎn)品產(chǎn)出收益、經(jīng)濟(jì)林產(chǎn)品產(chǎn)出收益加總而得。林業(yè)投資分別由林業(yè)化肥投入、林業(yè)種苗投入、林業(yè)農(nóng)藥投入加總而得，林業(yè)勞動(dòng)投入以工日為計(jì)算單位。

尤其需要指出的是林業(yè)生產(chǎn)具有長(zhǎng)期性，導(dǎo)致林業(yè)生產(chǎn)的投入和產(chǎn)出并不是均攤在每個(gè)生產(chǎn)年度上的。為了確保分析的準(zhǔn)確性和可信度，本文根據(jù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和福建省林業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際以及當(dāng)?shù)刂癫暮湍静模ㄒ陨寄镜葹橹鳎┑钠骄a(chǎn)年限，對(duì)竹材和木材的收入以及投入進(jìn)行了均攤到每個(gè)生產(chǎn)年度的數(shù)據(jù)處理工作。

（三）Tobit模型參數(shù)指標(biāo)的選擇

以往已有研究采用Tobit模型，如毛竹經(jīng)營(yíng)規(guī)模效率的影響因素研究[12]3741等。在參考已有研究并結(jié)合林業(yè)生產(chǎn)實(shí)際的基礎(chǔ)上，本文將選取以下變量（1）戶主個(gè)人特征變量：戶主受教育年限、戶主年齡（年齡取平方可消除年齡呈倒U狀分布對(duì)分析結(jié)果的影響），戶主是否為干部、家庭勞動(dòng)力人數(shù)；（2）家庭資源稟賦變量：林地面積，農(nóng)戶林地空間區(qū)位集中程度（用地塊數(shù)量來(lái)衡量，但數(shù)據(jù)缺失）；（3）林業(yè)經(jīng)營(yíng)投入變量：林業(yè)投資（化肥、農(nóng)藥、優(yōu)良種苗的投入）；（4）家庭非林經(jīng)營(yíng)變量：農(nóng)戶兼業(yè)程度（林業(yè)收入占總收入的比例）。三、變量統(tǒng)計(jì)描述與生產(chǎn)效率的測(cè)度

（一）變量統(tǒng)計(jì)描述

1.戶均林業(yè)產(chǎn)值逐年增長(zhǎng)。從表1可看到林權(quán)改革后，戶均林業(yè)產(chǎn)值是逐年增長(zhǎng)的，平均年增長(zhǎng)率為19.29%，其中從2007年到2008年增長(zhǎng)率為36.25%，而2008年到2009年增長(zhǎng)率僅為2.32%，這可能是因?yàn)楦＝ㄓ?004、2005年間完成林改后，農(nóng)戶營(yíng)林積極性有所提高，加大了投入，進(jìn)行了相應(yīng)的生產(chǎn)調(diào)整，比如把先前的材用以及筍材兩用竹林調(diào)整為經(jīng)濟(jì)效益更高的筍用竹林，而筍用竹林第三、四年就可進(jìn)行生產(chǎn)性采摘，因此調(diào)整結(jié)構(gòu)后的筍用竹林從2008年開(kāi)始就有了較高的穩(wěn)定收益。

2. 戶均林業(yè)投資小幅增長(zhǎng)，勞動(dòng)投入有所增加。戶均林業(yè)投資僅小幅增長(zhǎng)年平均增長(zhǎng)率僅為7.58%。戶均勞動(dòng)投入在2008年有一定增長(zhǎng)，在2009年又有所回落，但仍高于2007年的46工日。

3. 戶均林地經(jīng)營(yíng)面積變動(dòng)不大。3年間家庭戶均林地面積變動(dòng)較小，標(biāo)準(zhǔn)差也基本沒(méi)有變動(dòng)。家庭經(jīng)營(yíng)規(guī)模最大和最小的農(nóng)戶面積仍舊是154畝和1.2畝，沒(méi)有變動(dòng)。這說(shuō)明當(dāng)?shù)亓值氐臓顩r并沒(méi)有如改革前預(yù)估的那樣通過(guò)一定程度的流轉(zhuǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)林地資源的有效配置。

（二）基于DEA-Malmquist方法的農(nóng)戶生產(chǎn)效率測(cè)度結(jié)果

本文運(yùn)用DEAP2.1軟件對(duì)138個(gè)樣本農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)的林地進(jìn)行了經(jīng)營(yíng)效率測(cè)度。

從表2可以看出絕大多數(shù)農(nóng)戶的效率變化、純技術(shù)效率、規(guī)模效率集中在0.8～1.2之間，而在技術(shù)變化 方面，多達(dá)127個(gè)農(nóng)戶（占92.03%）的效率值集中在1.0～1.2之間。進(jìn)一步計(jì)算發(fā)現(xiàn)，這127戶農(nóng)戶技術(shù)變化的均值僅為1.076，而全體農(nóng)戶技術(shù)變化的平均值也僅為1.082，這意味著技術(shù)進(jìn)步帶來(lái)的效率提升為8.2%。

從表3可以看出2007年相對(duì)于2009年除技術(shù)變化和規(guī)模效率有所下降外，其余幾個(gè)指標(biāo)都有了提升，特別是全要素生產(chǎn)率達(dá)到1.072，說(shuō)明2009年相對(duì)于2007年的生產(chǎn)力水平有所提高，增長(zhǎng)率達(dá)到7.2%。但是2008年至2009年全要素生產(chǎn)率特別是規(guī)模效率均有所下降，可能的原因是戶均林地面積縮小導(dǎo)致規(guī)模效率下降。

（三）單因素方差分析

在參考前人研究的基礎(chǔ)上，為更穩(wěn)定的反應(yīng)農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率的分布特征，本文將對(duì)樣本農(nóng)戶按家庭林地經(jīng)營(yíng)規(guī)模進(jìn)行分組，每10畝區(qū)間為一組，樣本共劃為8組。其中60～70畝、71～80畝、81～90畝因區(qū)間內(nèi)樣本太少，因此將被作為整體劃為一組。經(jīng)計(jì)算檢驗(yàn)，樣本農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率近似服從正態(tài)分布，滿足單因素方差分析前提條件。利用SPSS18.0進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果見(jiàn)表 注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，下同 由表4可得，8組農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率的差異在0.05水平上顯著，意味著8組農(nóng)戶在林地經(jīng)營(yíng)效率上存在著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性差異。各組的林地面積均值也大致在各組中位數(shù)附近，表明分組具有代表性。同時(shí)全要素生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差也并不大，說(shuō)明各組內(nèi)部效率的波動(dòng)幅度總體不大。

同時(shí)，各組的全要素生產(chǎn)率是隨著規(guī)模的增加而呈先增加后遞減的形態(tài)。其中經(jīng)營(yíng)面積為51～60畝農(nóng)戶的效率均值最高達(dá)到1.635，表明其經(jīng)營(yíng)最有效率，其經(jīng)營(yíng)規(guī)模也是最適合的規(guī)模。由此可大致推斷樣本農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率與林地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的關(guān)系可能存在著倒U型曲線關(guān)系。這在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論上體現(xiàn)為經(jīng)營(yíng)者的規(guī)模報(bào)酬先呈遞增后呈遞減狀態(tài)。當(dāng)然經(jīng)營(yíng)面積為40畝的農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)效率相對(duì)較低，是個(gè)例外，這有待于今后的深入研究（見(jiàn)圖1）。

各組全要素生產(chǎn)率分布趨勢(shì)圖四、農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響因素

為探究影響家庭林地生產(chǎn)效率的影響因素，運(yùn)用views6.0進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表5。林地面積變量在0.01的水平上顯著，林業(yè)投資、農(nóng)戶兼業(yè)程度、戶主年齡3個(gè)變量在0.05的水平上顯著。其余諸如戶主受教育年限、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、戶主是否為干部、性別等變量的結(jié)果并不顯著。 林地面積變量顯著說(shuō)明林地規(guī)模對(duì)效率的影響很大，這與前文假設(shè)相符。農(nóng)戶兼業(yè)程度變量顯著，當(dāng)兼業(yè)程度較高時(shí)，農(nóng)戶對(duì)林業(yè)生產(chǎn)的重視程度相對(duì)就會(huì)更低一些，進(jìn)而影響生產(chǎn)效率的提高。戶主年齡一般可以反映家庭可以投入到林業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力的年齡，因此戶主年齡顯著也符合預(yù)期。林業(yè)投資變量顯著的原因在于農(nóng)戶生產(chǎn)時(shí)很多都使用化肥、農(nóng)藥，因此林業(yè)投資所代表的化肥、農(nóng)藥、種苗投入能在效率上明顯拉開(kāi)農(nóng)戶之間的差距。

戶主受教育年限變量不顯著可能是因?yàn)槟戏郊w林區(qū)的生產(chǎn)特別是竹材和竹筍的生產(chǎn)中除了農(nóng)藥、化肥、種苗的使用尚有技術(shù)含量，其余更多的是靠經(jīng)驗(yàn)生產(chǎn)而不是科技知識(shí)。而家庭勞動(dòng)力人數(shù)變量不顯著可能是因?yàn)檫@里統(tǒng)計(jì)的是家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總勞動(dòng)力，而不是家庭林業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力，因此不少勞動(dòng)力僅投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中而沒(méi)投入到林業(yè)生產(chǎn)中。至于戶主性別變量不顯著，可能因?yàn)闃颖局兄挥袃晌慌詰糁髑叶际羌彝ノ┮粍趧?dòng)力，對(duì)比數(shù)量太少。而戶主是否為干部這個(gè)變量不顯著可能是因?yàn)楝F(xiàn)在市場(chǎng)資訊發(fā)達(dá)以及村集體經(jīng)濟(jì)的弱化，導(dǎo)致基層干部的身份對(duì)林業(yè)生產(chǎn)的影響作用已在相當(dāng)程度上弱化了。

五、結(jié)論及建議

（一）家庭經(jīng)營(yíng)的林地規(guī)模與全要素生產(chǎn)率之間可能存在倒U型關(guān)系，而非簡(jiǎn)單正向或負(fù)向關(guān)系

本文發(fā)現(xiàn)林權(quán)改革后農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模在51～60畝的范圍內(nèi)是最有效率，全要素生產(chǎn)率達(dá)到了1.635。各組的全要素生產(chǎn)率均值大致是隨著家庭林地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的增加而呈先增加后遞減的形態(tài)。這符合經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典理論——經(jīng)營(yíng)者的規(guī)模報(bào)酬一般先遞增后遞減。因此本文實(shí)證表明了家庭經(jīng)營(yíng)的林地規(guī)模與全要素生產(chǎn)率可能存在倒U型曲線關(guān)系，而并非簡(jiǎn)單正向或負(fù)向關(guān)系。這與普通農(nóng)地的經(jīng)營(yíng)規(guī)模和全要素生產(chǎn)率之間存在的正U型關(guān)系有著顯著區(qū)別。當(dāng)然這僅是本研究的實(shí)證結(jié)果，還需今后進(jìn)一步的深入研究來(lái)論證。

（二）林業(yè)投資、農(nóng)戶兼業(yè)程度、戶主年齡對(duì)效率影響顯著，其余變量不顯著

一方面，實(shí)證結(jié)果表明林業(yè)投資、農(nóng)戶兼業(yè)程度、戶主年齡三個(gè)變量對(duì)效率的影響在0.05的水平上顯著，林地面積變量對(duì)效率的影響在0.01的水平上顯著。特別是兼業(yè)程度對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響很顯著。另一方面，本文也發(fā)現(xiàn)戶主受教育年限、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、戶主是否為干部、戶主性別等變量對(duì)效率的影響卻并不顯著。因此對(duì)于兼業(yè)程度高且效率相對(duì)低的農(nóng)戶，政府應(yīng)鼓勵(lì)其對(duì)林地進(jìn)行流轉(zhuǎn)，以使林地被效率較高的農(nóng)戶所經(jīng)營(yíng)。同時(shí)也應(yīng)加大力度，對(duì)林業(yè)投資行為予以鼓勵(lì)，比如創(chuàng)新融資機(jī)制為林權(quán)抵押貸款提供便利。

（三）家庭林地經(jīng)營(yíng)規(guī)模偏小，流動(dòng)性不足

林權(quán)改革后，25畝左右的戶均經(jīng)營(yíng)面積遠(yuǎn)低于最有效率的經(jīng)營(yíng)規(guī)模區(qū)間，因此當(dāng)?shù)丶彝チ值亟?jīng)營(yíng)規(guī)模偏小。同時(shí)農(nóng)戶平均林地面積在三年間變動(dòng)較小，標(biāo)準(zhǔn)差也基本沒(méi)有變動(dòng)。經(jīng)營(yíng)規(guī)模最大和最小的農(nóng)戶面積仍舊是154畝和1.2畝，沒(méi)有變動(dòng)。這說(shuō)明當(dāng)?shù)亓值氐臓顩r并沒(méi)有如之前預(yù)估的那樣通過(guò)一定程度的流轉(zhuǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)林地資源的有效配置。因此政府也應(yīng)做好相應(yīng)服務(wù)工作，降低林地流轉(zhuǎn)的交易成本，為林地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造更好的交易條件。

（四）林地經(jīng)營(yíng)效率分化明顯

研究還發(fā)現(xiàn)經(jīng)營(yíng)效率最高的農(nóng)戶和最低的農(nóng)戶之間的全要素生產(chǎn)率差距懸殊，較高者的全要素生產(chǎn)率達(dá)到1.8以上，而較低者在0.4以下。因此為提高低效農(nóng)戶的全要素生產(chǎn)率，政府可增加對(duì)基層農(nóng)戶的科技支持力度，比如舉辦送科技下鄉(xiāng)活動(dòng)，舉辦適合當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的實(shí)用技術(shù)性培訓(xùn)等活動(dòng)。

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