王孔敬（1.湖北民族學院經(jīng)濟與管理學院，湖北　恩施　445000；2.西南政法大學經(jīng)濟學院，重慶　401120）

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集中連片特困民族地區(qū)農(nóng)戶林地轉出行為及影響因素研究
——以恩施州為例

王孔敬1，2
（1.湖北民族學院經(jīng)濟與管理學院，湖北恩施445000；2.西南政法大學經(jīng)濟學院，重慶401120）

農(nóng)戶林地轉出和轉入是兩種不同性質的流轉行為選擇，應分別對其研究。集中連片特困民地區(qū)由于各種因素制約和影響，農(nóng)戶林地流轉行為與東部發(fā)達地區(qū)相比較具有明顯的差異性，以恩施州為例，通過對相關樣本村的實地調研，運用統(tǒng)計分析和Logistic回歸方法分別對集中連片特困民族地區(qū)農(nóng)戶林地轉出行為特征及其影響因素進行分析，據(jù)此得出了相關研究結論。

農(nóng)戶；林地轉出；影響因素

林業(yè)是我國國民經(jīng)濟和生態(tài)環(huán)境建設中的重要產(chǎn)業(yè)，林權制度的變革“直接關系到林業(yè)資源的優(yōu)化配置、農(nóng)民增收、生態(tài)建設和現(xiàn)代林業(yè)發(fā)展”。［1］2003年開始的集體林權制度改革試點工作雖然實現(xiàn)了以農(nóng)戶為主體的明細產(chǎn)權制度安排，但確權到戶所帶來的林地細碎化問題“影響林業(yè)的規(guī)?；?、專業(yè)化和集約化經(jīng)營，削減了集體林權制度改革所帶來的正向激勵效果”［2］，為此，我國的林權制度應“通過培育林地市場、推進林地資源合理流轉”等措施推進林權流轉，［3］2008年頒布和實施的《關于全面推進集體林權制度改革的意見》正是在上述背景下中央政府推進林地流轉的指導性政策，全國掀起了以林地（權）流轉為核心的新一輪林權制度改革，由于農(nóng)戶是林地流轉的主體，學術界圍繞農(nóng)戶林地流轉的行為、意愿、影響因素及后續(xù)配套政策等方面開展了大量的研究。［4-10］

林地流轉從流轉的方向可分為林地流入和林地流出兩種類型，通過實踐調查來看，影響兩者的因素并不完全相同，相反，影響兩者因素差異較大，事實上，林地流入和林地流出是農(nóng)戶兩類完全不同性質的行為選擇，應分別對其劃分探究。但目前國內關于林地流轉的研究少有進行上述進一步劃分的專門研究，而是將其視作一個整體進行研究。［11］由此導致的結果是適用于林地轉入的因素在分析林地轉出時并不顯著或嚴重偏離社會實際，其研究結論是否具有普遍性或只適用個別案例尚無定論，［11］典型表現(xiàn)之一就是一些研究結論是相互矛盾的。

此外，目前關于林地流轉的研究主要集中在江西、浙江、福建、遼寧等先行試點省份和東部發(fā)達區(qū)域，對于中西部欠發(fā)達區(qū)域特別是集中連片特困民族地區(qū)研究非常少，而該類地區(qū)無論社會經(jīng)濟發(fā)展水平、自然環(huán)境、市場特征等方面都與東部地區(qū)有著明顯的差異，因此，有必要對該類區(qū)域林地流轉的狀況、影響因素等重要問題進行深入探究，基于上述分析緣由和背景，擬以集中連片特困民族地區(qū)的恩施州為例，從農(nóng)戶林地轉出視角分析其林地流轉行為及影響因素。

一、恩施州農(nóng)戶林權流轉概況

恩施州是一個典型的集中連片特困民族山區(qū)。截止2014年年底，全州農(nóng)村貧困人口91.3萬人、729個國家級貧困村、91個貧困鄉(xiāng)鎮(zhèn)和8個國家級貧困縣亟待脫貧，研究農(nóng)戶林地流轉對于促進農(nóng)村貧困人口脫貧有著重要意義。恩施州的林權制度改革始于2008年，與東部試點省份項相比較開展較晚。全州林地總面積為1649000hm2，森林覆蓋率為67%，其中集體林地總面積1546000hm2，農(nóng)民家庭經(jīng)營山面積為1399000hm2，截止到2014年，全州林地確權面積累計達 1528000hm2，發(fā)證面積1526000hm2；2014年年末，全州林地流轉面積累計達到34000hm2，流轉出林地承包經(jīng)營權的農(nóng)戶數(shù)為2.7915萬戶，林權流轉宗數(shù)為72613宗。（見表1）

表1　2014年度恩施州林地流轉期末累計數(shù)情況

從表1可以看出，2008年恩施州林地流轉改革以來的近6年時間，農(nóng)戶林地流轉規(guī)模偏小，林地流轉面積為33973hm2，僅占發(fā)證面積2.2%；戶均林地流出面積為1.2 hm2，林地流轉宗數(shù)為72613宗，每宗林地平均流轉面積僅為0.46 hm2左右，以上數(shù)據(jù)說明，恩施州林地流轉政策效果不甚理想。此外，從實地調查來看，農(nóng)戶林地流出意愿強烈，林地流入需求較小，農(nóng)戶林地流轉主要是林地的流出，農(nóng)戶流入林地非常少，這一點從恩施州的林地流轉方式可以看出，在表1中的林地流轉方式來看，轉讓是林地流轉的主要方式（主要轉讓到相關的企業(yè)），占到全部流轉面積的64%，出租（租賃）的方式較小，僅為全部流轉面積的4.6%，8個縣市中的巴東、咸豐、宣恩等縣的林地流出方式非常單一，全部為轉讓方式。由此可見，恩施州在集體林地制度改革后林地閑置現(xiàn)象比較嚴重，農(nóng)戶林地流轉方向主要是林地流出，流出規(guī)模較小，與林權改革政策預期效果差異較大。

二、研究方法與數(shù)據(jù)

基于本文的研究內容和主要研究目標，擬采用實地調查問卷獲取相關信息，運用統(tǒng)計分析方法探究農(nóng)戶林地轉出行為，在此基礎上，運用Logistic模型分析其主要影響因素，據(jù)此得出相關研究結論。

（一）研究數(shù)據(jù)來源與處理

1.樣本村選擇

誠如上文所述，恩施州8個縣市農(nóng)戶林地流出規(guī)模偏小，且以轉讓為主要流轉方式，基于此種特點，在樣本村的選擇上主要采取典型抽樣的方法，即主要選擇農(nóng)戶林地流轉宗數(shù)較多的行政村，同時也要考慮樣本村在8個縣市中區(qū)域分布、社會經(jīng)濟發(fā)展狀況等因素，使得所選擇的樣本村具有較好的代表性和典型性。基于上述分析，選擇恩施市的大山頂村、新田村，利川市的大包村、川洞村，建始縣的田家坪村、龍?zhí)洞?，巴東縣的菜籽壩村、張家村，宣恩縣長槽村、龍?zhí)逗哟?，咸豐縣的綿羊洞村、水杉壩村，鶴峰縣的元井村、東洲村，來鳳縣的巖蜂窩村、土家寨村等16個村進行農(nóng)戶林地轉出調查。

2.樣本農(nóng)戶選擇

樣本農(nóng)戶的選擇采取典型抽樣的調查方法，即在獲得樣本村農(nóng)戶的基本信息后，綜合考慮抽樣農(nóng)戶的家庭特征類型、經(jīng)濟收入狀況、家庭住所區(qū)域、林地流出規(guī)模大小等方面的差異，在抽樣農(nóng)戶的選擇上盡量覆蓋上述各種特征的農(nóng)戶，基于上述農(nóng)戶樣本農(nóng)戶選擇思路和方法，按照每個樣本村選擇15戶抽樣農(nóng)戶的標準，在所選16個樣本村中共發(fā)放240份調查問卷，最終回收獲得有效問卷216份，調查問卷有效率為90%。

3.調研數(shù)據(jù)處理

農(nóng)戶林地轉出行為主要受到其內部和外部環(huán)境兩個方面的因素影響，因此，針對農(nóng)戶的調研內容主要圍繞這兩個方面進行設計，包括以下6個部分：第一部分主要是問卷對象社會人口學特征，主要包括年齡、受教育程度；第二部分為調研農(nóng)戶的家庭狀況特征內容，主要包括是否是貧困家庭、外出打工人數(shù)、家庭成員是否有村干部等因素；第三部分為農(nóng)戶承包的林地資源稟賦及對林地資源的依賴程度；第四部分為農(nóng)戶所處村落特征，主要包括是否有林業(yè)合作組織、村集體對林權流轉的態(tài)度等因素；第五部分為外部制度特征，主要包括政府是否支持、相關流轉政策難易程度等因素；第六部分為外部市場環(huán)境特征，主要包括農(nóng)戶是否知道有林權交易平臺以及相關流轉信息等因素。上述農(nóng)戶調研數(shù)據(jù)信息中，有效調研問卷數(shù)據(jù)運用Excel進行分類統(tǒng)計整理，對農(nóng)戶林地轉出行為的影響因素數(shù)據(jù)部分運用SPSS17.0中的Binary Logistic進行Logistic回歸模型分析。

（二）方法選取

在本研究中，農(nóng)戶林地轉出行為只有“轉出”和“沒有轉出”兩種情況發(fā)生，作為模型因變量屬于典型的二分類變量，傳統(tǒng)的線性回歸模型不適用于該類因變量［12］，故本文選擇二元Logistic回歸模型解釋農(nóng)戶林地流出行為情況。

在因變量表示方面，采用“y=1”表示農(nóng)戶林地轉出行為，其發(fā)生概率記為p；采用“y=0”表示農(nóng)戶林地沒有發(fā)生轉出行為，其發(fā)生概率則為1-p；那么，發(fā)生比為（即農(nóng)戶林地轉出與沒有轉出的概率比），經(jīng)過Logit變換后所構建的Logistic回歸模型為：

式中xi為自變量，表示影響農(nóng)戶林地轉出行為的影響因素，βi表示影響因素的回歸系數(shù)，β0為常數(shù)項。

依據(jù)Logistic模型的相關理論和方法，以及上文對因變量設置規(guī)定，農(nóng)戶林地轉出行為影響因素模型構建如下：

式中y為被解釋變量，其中，農(nóng)戶有林地轉出行為時取值1，農(nóng)戶沒有發(fā)生林地轉出行為時取值為0。

（三）變量選取

基于實際調查和相關理論分析，本文的被解釋變量為農(nóng)戶林地轉出行為，解釋變量主要為農(nóng)戶社會人口特征、家庭特征、農(nóng)戶承包的林地資源稟賦及對林地資源的依賴程度、農(nóng)戶所處村落特征、外部制度特征、外部市場環(huán)境特征等影響農(nóng)戶林地轉出行為的因素。具體變量選取以及定義如表2所示。

三、結果與分析

（一）調查對象及家庭基本特征

在對216份有效問卷農(nóng)戶調查的戶主特征方面，主要選取了年齡和受教育程度2個選項（具體情況見表3）。其中，戶主年齡方面，30歲以下12人，占總調研對象的5.6%；30～40歲的有60人，占總調研對象的27.8%；40～50歲的有56人，占總調研對象的25.9%；50～60歲的有36人，占總調研對象的16.7%；60歲以上的52人，占總調研對象的24%，說明調研對象的年齡主要分布在30～50歲之間的中年農(nóng)戶。在受教育程度方面：文盲為64人，占29.6%；小學學歷的為52人，占24%；初中學歷為60人，占27.8%；高中學歷的為36人，占16.7%；大學學歷的為4人，占1.9%，總體來看，調查對象的受教育程度普遍比較低，初中以下的占了80%左右。

在調查農(nóng)戶的家庭特征方面，主要選取了“是否貧困家庭”、“外出打工人數(shù)”和“家庭成員是否有村干部”等3個選項。其中，“是否貧困家庭”選項方面，回答是貧困家庭的為152人，占70.4%，回答不是貧困家庭的為64人，占29.6%?！巴獬龃蚬と藬?shù)”選項方面，打工人數(shù)為0的為1人，占5.6%；打工人數(shù)為1人的56人，占25.9%；打工人數(shù)為2人的116人，占53.7%；打工人數(shù)為3人的32人，占14.8%。在“家庭成員是否有村干部”選項回答方面，回答“有”的為40人，占18.5%，回答“否”的為176人，占81.5%。以上數(shù)據(jù)表明，調研家庭絕大部分為貧困人口家庭，95%以上的家庭都有勞動力外出打工，這可能是打工收入比傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能產(chǎn)生更大的收入效應所導致的農(nóng)戶行為選擇結果。

表2　變量說明

（二）林地資源稟賦與所處村集體特征

從理論上講，林地資源稟賦和所處村集體的特征會影響到農(nóng)戶的林地轉出行為，對于前者而言，林地資源稟賦偏低會導致農(nóng)戶轉出林地；同樣，對于后者而言，如果村集體存在林業(yè)合作經(jīng)濟組織或企業(yè)，村集體也大力支持林地轉出，農(nóng)戶則可能傾向于轉出林地。從調查結果來看，認為林地細碎化程度高和對林地收入依賴程度低的農(nóng)戶分布為148人和144人，分別占到全部調研對象的68.5%和66.7%；對“村集體是否有林業(yè)合作社”和“是否受村集體對林地流轉態(tài)度影響”等選項回答“是”的人數(shù)同為136人，占全部調查對象的63%，說明上述因素會影響到農(nóng)戶的林地轉出行為。

（三）外部制度特征與市場特征

從理論和實踐情況來看，外部制度和市場因素會影響到農(nóng)戶的林地轉出行為，本文在外部制度特征方面選取了“采伐指標申請的難易度”和“林地流轉手續(xù)的復雜度”2個選項，認為采伐指標申請“困難”和林地流轉手續(xù)“困難”的人數(shù)為88和104，分別占總對象的40.7%和48.1%；市場特征方面選取了“農(nóng)戶是否知道林權交易平臺”選項，結果回答“知道”的人數(shù)為144人，占總調查對象的66.7%。

（四）農(nóng)戶林地轉出基本狀況

通過對216份有效調查問卷的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶發(fā)生林地轉出行為的有56戶，占總調研對象的25.9%，未發(fā)生林地轉出行為的為160戶，占總調研對象的74.1%（具體情況詳見表3），說明在所選取的典型抽樣村中，絕大部分農(nóng)戶都未發(fā)生林地轉出行為，林地資源閑置現(xiàn)象突出；林地轉出的方式以轉讓為主，轉出對象主要為鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府或村集體引進的林業(yè)企業(yè)，同時，也有一小部分林地轉出是以出租的方式給林業(yè)合作社或林業(yè)企業(yè)；在調查對象中66.7%的農(nóng)戶回答對林地收入依賴程度低，94.4%的調查農(nóng)戶都有勞動力在外打工，打工收入和農(nóng)地收入是其主要收入來源；95.6%的農(nóng)戶有林地轉出意愿，但由于找不到轉出渠道和相關信息而未轉出。

表3　樣本農(nóng)戶林地轉出基本情況

（五）農(nóng)戶林地轉出行為的影響因素

農(nóng)戶林地轉出行為受到內部和外部環(huán)境兩個方面的影響，運用Logistic回歸得到農(nóng)戶林地轉出行為決策模型，并對其進行了擬合度檢驗，具體結果見表4。從表4中可以看出，模型Sig為0.96，大于0.05，說明模型擬合較好。［13］，此外，從模型匯總表中可以看出：-2對數(shù)似然值為20.695，Nagelkerke R方為0.793，均說明模型擬合較好。

表4　Hosmer and Lemeshow檢驗表

恩施州農(nóng)戶林地轉出行為影響因素的Logistic回歸結果具體情況見表5。在顯著性水平為5%的情況下，農(nóng)戶是否轉出林地與“林地細碎化程度”、“村集體是否有林業(yè)合作社”、“林地流轉手續(xù)的復雜度”等3個影響因子有顯著性關系，而戶主特征和家庭特征等方面的影響因子不顯著。在3個顯著性影響因子中，“林地細碎化程度”和“村集體是否有林業(yè)合作社”2個影響因子與農(nóng)戶林地轉出行為呈正相關關系，說明林地細碎化程度越高，農(nóng)戶越愿意轉出林地，村集體存在林業(yè)合作社，則農(nóng)戶越愿意轉出林地，上述結果與實際情況也是比較吻合的，由于該區(qū)域的林地確權過程經(jīng)歷多次劃分，農(nóng)戶承包的林地并不是連成一片的整體，林地的細碎化程度較高，導致農(nóng)戶的經(jīng)營和管護成本較大，所以如果有林地轉出渠道，農(nóng)戶愿意把林地流轉出去；此外，恩施州是一個典型的集中連片特困民族地區(qū)，林地資源多分布于交通不便和信息不暢通的高海拔貧困區(qū)域，盡管農(nóng)戶有強烈的林地轉出意愿，但很難找到轉出的渠道和對象，因此，如果村集體存在林業(yè)合作組織或村集體能夠聯(lián)系相關林業(yè)企業(yè)，農(nóng)戶是愿意把林地流轉出去，這從該區(qū)域林地轉出的方式主要為轉讓或出租兩種情況就說明了該方面的問題。此外，“林地流轉手續(xù)的復雜度”影響因子與農(nóng)戶林地轉出行為呈負相關關系，說明，林地流轉手續(xù)越復雜，農(nóng)戶越不愿意轉出林地，因此，如何從區(qū)域社會經(jīng)濟的實際情況出發(fā)，科學簡化林地流轉手續(xù)，不斷提供更多相關信息給農(nóng)戶，是促進農(nóng)戶林地流轉的一個重條件。

表5　農(nóng)戶林地轉出行為影響因素Logistic回歸結果

四、研究結論

（一）農(nóng)戶林地轉出行為

恩施州農(nóng)戶林地轉出比例較小，在所調查區(qū)域僅為25.9%，林地資源閑置現(xiàn)象突出；林地轉出方式主要為轉讓，其次為出租，轉讓或出租的對象主要為從事木材加工企業(yè)或當?shù)氐牧謽I(yè)合作社，轉出的渠道主要有當?shù)剜l(xiāng)鎮(zhèn)政府或村集體進行聯(lián)系和布置進行，轉讓的時間為30～70年；當?shù)剞r(nóng)戶有強烈的林地轉出意愿，但通常找不到轉出的渠道和信息，在轉出方式上，農(nóng)戶更喜歡出租方式，但由于當?shù)亓謽I(yè)經(jīng)濟合作組織發(fā)展不夠，農(nóng)戶通常被迫服從當?shù)卣才?，主要通過轉讓方式轉給相關企業(yè)；當?shù)剞r(nóng)戶對林地收入依賴程度低，家庭收入主要依靠外出打工收入和傳統(tǒng)的農(nóng)地收入，農(nóng)戶經(jīng)營林地積極性不高，絕大多數(shù)農(nóng)戶沒有流入林地的意愿和打算。

（二）農(nóng)戶林地轉出行為的主要影響因素

恩施州農(nóng)戶林地轉出行為的影響因素中，“林地細碎化程度”、“村集體是否有林業(yè)合作社”、“林地流轉手續(xù)的復雜度”等3個影響因子與農(nóng)戶林地轉出具有顯著性關系。在顯著性影響方向上，“林地細碎化程度”和“村集體是否有林業(yè)合作社”2個影響因子與農(nóng)戶林地轉出行為呈正相關關系；“林地流轉手續(xù)的復雜度”影響因子與農(nóng)戶林地轉出行為呈負相關關系，而農(nóng)戶的社會人口特征和家庭特征等選項中的影響因子對農(nóng)戶的林地轉出行為不具有顯著性；這說明，影響農(nóng)戶林地轉出行為的主要是林地資源稟賦、當?shù)亓謽I(yè)經(jīng)濟合作組織發(fā)展程度和林地流轉政策程序設計等因素，為此，當?shù)卣畱M一步推進當?shù)亓謽I(yè)經(jīng)濟合作組織建設和不斷完善相關政策設計，實現(xiàn)林地流轉可持續(xù)發(fā)展。

［1］杜國明，江華.集體林權流轉現(xiàn)狀、問題及完善田［J］.中國林業(yè)經(jīng)濟，2011（2）：18-22.

［2］文彩云，張蕾.集體林權制度改革背景下的農(nóng)戶林地流轉行為分［J］.林業(yè)經(jīng)濟，2008（11）：9-11.

［3］裘菊.林權改革對林地經(jīng)營模式的影響分析——福建林權改革調查報告［J］.林業(yè)經(jīng)濟，2007（1）：23-27.

［4］徐秀英，石道金，楊松坤，李朝柱.農(nóng)戶林地流轉行為及影響因素分析——基于浙江省臨安、安吉的農(nóng)戶調查［J］.林業(yè)科學，2010（9）：149-157.

［5］康小蘭，鐘亮亮，等.林改政策對不同資源享賦林農(nóng)林地流轉影響與作用機理研究——以江西省例［J］.林業(yè)經(jīng)濟，2014（12）：32-36.

［6］呂杰，冉陸榮.林地流轉中不同類型農(nóng)戶決策行為博弈分析［J］.中國土地科學，2011（4）：31-35.

［7］陳坷，周榮偉.集體林權制度改革后的農(nóng)戶林地流轉意愿影響因素分析［J］.林業(yè)經(jīng)濟問題，2009（6）：494-498.

［8］冉陸榮，呂杰.集體林權制度改革背景下農(nóng)戶林地流轉行為選擇——以遼寧省 409戶農(nóng)戶為例［J］.林業(yè)經(jīng)濟問題，2011 （2）：121-126.

［9］孔凡斌，廖文梅.基于收入結構差異化的農(nóng)戶林地流轉行為分析——以江西省為例［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2011（8）：89-96.

［10］李博，李樺.農(nóng)戶林地未流轉行為影響因素分析［J］.林業(yè)經(jīng)濟問題，2012（4）：348-354.

［11］嚴峻，張敏新.農(nóng)戶林地轉出行為——基于安徽休寧農(nóng)戶數(shù)據(jù)［J］.林業(yè)經(jīng)濟，2013（4）：32-37.

［12］陳勝可.SPSS統(tǒng)計分析從入門到精通［M］.北京：清華大學出版社，2010：253-254.

［13］邱浩政.量化研究與統(tǒng)計分析——SPSS數(shù)據(jù)分析范例解析［M］.重慶：重慶大學出版社，2013：251-252.

責任編輯：胡 曉

F063.6

A

1004-941（2016）04-0021-05

2016-06-12

國家民委科研項目“溝域經(jīng)濟視野下民族地區(qū)生態(tài)產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)耦合模式研究——以武陵山片區(qū)為例”研究成果（項目編號：14HBZ010）。

王孔敬（1973-），男，重慶奉節(jié)人，博士后，副教授，碩士生導師，主要研究方向為民族經(jīng)濟、區(qū)域經(jīng)濟。