宋孝航,李 強,李娜娜

(北京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,北京 100083)

1 引言

由于長期處于開發(fā)重于保護的發(fā)展模式,我國生態(tài)環(huán)境遭到嚴重破壞。國有林區(qū)作為生態(tài)改革的重點對象,陷入嚴重的資源危機和經(jīng)濟危困。資源危機體現(xiàn)在森林資源的迅速衰減，1975—1989年吉林省的林地面積從305.7萬hm2減少到286.2萬hm2[1,2]。全國森林資源清查結(jié)果顯示，1989—1993年僅東北林區(qū)成材林就減少了5.5億m2[3];2005年黑龍江牡丹江林區(qū)林管局下屬的10個林區(qū)局有4個無原始林可伐[4]。經(jīng)濟危困主要體現(xiàn)在林場運營資金不足、林企虧損嚴重和職工貧困。1989年黑龍江約79%的森工企業(yè)不同程度拖欠職工工資,波及職工43.5萬人[5];2005年東北林區(qū)在崗職工工資僅為全國城鎮(zhèn)在崗職工的35.02%[3]。為應(yīng)對危機,國有林區(qū)開展了系列改革,如森林資源管護承包責任制、國有林權(quán)制度改革,流轉(zhuǎn)試點、天然林保護工程及現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度等。2015年,我國發(fā)布的《國有林區(qū)改革指導(dǎo)意見》指出,要建立有利于保護和發(fā)展森林資源、有利于改善生態(tài)和民生、有利于增強林業(yè)發(fā)展活力的國有林區(qū)新體制。2015年4月起,東北、內(nèi)蒙古重點國有林區(qū)全面禁止天然林商業(yè)性采伐,這是世界上最大規(guī)模的伐木禁令計劃[6-8]。國有林區(qū)改革實施至今,基本轉(zhuǎn)變了國有林區(qū)長期重取輕予的局面,對重點國有林區(qū)給予資金支持,一定程度上緩解了林區(qū)積存的矛盾。

改革對國有林區(qū)而言，承受著嚴峻的勞動力配置壓力。首先,由于禁止天然林商業(yè)性采伐政策的推行,國有林區(qū)產(chǎn)業(yè)萎縮,林區(qū)人員大批下崗,且由于長期依賴林企,難以短期轉(zhuǎn)崗;其次,林區(qū)勞動力的綜合素質(zhì)較低、就業(yè)觀念存在誤區(qū),制約了勞動力的重新配置[9-11];第三,缺乏有效的勞動力市場競爭就業(yè)和社會保障機制[9-12]?！熬蜆I(yè)是最大的民生”,解決勞動力配置問題、實現(xiàn)國有林區(qū)勞動力的合理流動是國有林區(qū)改革重點工作,決定著國有林區(qū)的穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展,國家高度重視這些問題,出臺了一系列政策措施,國有林區(qū)也積極投身到改革實踐之中。2017年2月，《“十三五”促進就業(yè)規(guī)劃》提出將實施國有林場和國有林區(qū)的促進就業(yè)行動。這些改革能否促進勞動力資源的合理配置,對國有林區(qū)制定改革方案具有重要的現(xiàn)實意義。國外學者認為,沒有評估森林保護區(qū)建設(shè)對當?shù)貏趧恿Φ挠绊懯菄H保護政策議題的重要缺失[13-18],沒有此評估,探討生態(tài)可持續(xù)發(fā)展形同虛設(shè)。因此,我們希望全面了解現(xiàn)行的國有林區(qū)各項改革政策對林區(qū)的勞動力行為產(chǎn)生什么樣的影響,并以此為依據(jù),為未來處理好國有林區(qū)的民生問題(尤其是勞動力合理配置問題)建言獻策。

目前,國內(nèi)外關(guān)于生態(tài)保護區(qū)勞動力配置的影響因素研究主要從政策、機會成本、收入、勞動力特征、家庭特征等角度進行分析。國內(nèi)外從政策角度對生態(tài)保護區(qū)勞動力的影響進行了系列研究。有研究表明,美國的生態(tài)保護政府補償支付政策減少了家庭非農(nóng)就業(yè)的參與,替代效應(yīng)超過收入效應(yīng)[19,20]。通過DID模型發(fā)現(xiàn),我國眾多生態(tài)補償政策環(huán)境下的地區(qū)勞動力非農(nóng)就業(yè)趨勢普遍與美國相反,對勞動力向外轉(zhuǎn)移呈正向作用[21]。有專家認為,要從政府和當?shù)鼐用竦臋C會成本角度綜合考慮勞動力資源的合理配置問題[22],而Ferraro使用馬達加斯加東南部的面板數(shù)據(jù),估算了1991年建立拉努馬法納國家公園后居民承擔的機會成本,結(jié)果表明相對于該地區(qū)的家庭收入,保護的機會成本較大[1]。Kremen等使用簡單假設(shè)估計了馬達加斯加新指定保護區(qū)內(nèi)上述工業(yè)采伐和山坡農(nóng)業(yè)的機會成本[23];Mullan等認為,家庭勞動力轉(zhuǎn)移不僅要從機會成本的角度探究,還有非常重要的兩個因素——尋求非農(nóng)就業(yè)的潛在成本和非貨幣因素[6]。部分學者從收入角度進行了探究。例如，王慧認為市場手段對林業(yè)生產(chǎn)、森林資源管護承包、加工企業(yè)轉(zhuǎn)職、一次性安置對職工家庭人均收入和家庭收入不平等有顯著影響[2];王玉芳等認為,家庭資產(chǎn)指數(shù)、社區(qū)人均收入水平對家庭貧困脆弱性呈負向影響[24];Mullan等通過DID模型發(fā)現(xiàn)國有林區(qū)改革對木材采伐收入產(chǎn)生了負面影響，對林區(qū)家庭總收入產(chǎn)生了積極影響[6]。還有一些學者從勞動力特征、家庭特征等角度進行了探究?；赑ICO框架評價、層次分析(AHP)、單因素方差分析、Probit回歸模型等方法對保護區(qū)勞動力配置進行分析,認為勞動力自身的一些特征(如戶主年齡、受教育程度、家庭資產(chǎn)指數(shù)、耕地面積等)也影響勞動力配置方向[8,25,26]。但以上研究均沒有從國有林區(qū)改革過程中勞動力時間配置結(jié)構(gòu)角度進行相關(guān)分析。

2 數(shù)據(jù)來源和描述

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京林業(yè)大學經(jīng)濟管理學院對伊春林改試點地區(qū)的實地調(diào)研。調(diào)研采取問卷調(diào)查的方式,共調(diào)查了黑龍江省14個林場,均采取隨機抽樣。調(diào)查員到居民家進行“一對一”的問卷訪談,共有178戶居民接受問卷訪談。訪談問卷中詢問了樣本居民2008年和2013年兩年的個人和家庭基本情況、勞動力就業(yè)情況、林區(qū)特征、樣本家庭勞動力配置及收入情況,重點對樣本居民勞動時間配置進行調(diào)查。

2.2 家庭基本情況

從家庭基本情況來看,林區(qū)勞動力家庭負擔較重,受教育水平偏低。由于2008年與2013年的家庭基本情況變化較小,因此僅選取2013年的數(shù)據(jù)進行分析(表1)。

從個人特征來看,老齡化程度較低,林區(qū)受教育水平普遍偏低,14個林場黨員比例參差不齊。從家庭層面來看,2013年14個林場的平均撫養(yǎng)指數(shù)(人口負擔系數(shù))為30.4%,撫養(yǎng)系數(shù)是衡量人口結(jié)構(gòu)合理性的重要指標,2011年《中華人民共和國老年人權(quán)益保障法》實施情況的報告顯示,2010年全國平均撫養(yǎng)比為1∶5左右,可見林區(qū)勞動力家庭負擔沉重。

表1 2013年樣本家庭基本情況

注:①數(shù)據(jù)來源為調(diào)研數(shù)據(jù)整理。②撫養(yǎng)系數(shù)也稱人口負擔系數(shù),是指非勞動人口(16—65歲以上)所占勞動人口的比重,即一個地區(qū)平均一個勞動力將承擔非勞動人口的比例。撫養(yǎng)系數(shù)是衡量人口結(jié)構(gòu)是否合理的一個重要指標。

2.3 林區(qū)變化情況

從樣本林區(qū)變化情況來看,林地面積大幅下降,林改效果較明顯。林地方面,調(diào)查數(shù)據(jù)顯示(表2),2008—2013年擁有林地的家庭數(shù)量、林地地塊數(shù)量及林地面積大幅減少,平均家庭林地面積減少了147.6hm2,且林地均塊面積僅為原來的55.9%,而農(nóng)地變化極其微小。從流轉(zhuǎn)情況來看,2008年家庭林地流轉(zhuǎn)率為27.1%,流轉(zhuǎn)對象主要為本村居民和林業(yè)局收回,平均流轉(zhuǎn)期限為25.6年,流轉(zhuǎn)方式主要為轉(zhuǎn)讓和家庭管護承包;2013年50%的家庭流入了2006年后獲得的林地,平均流轉(zhuǎn)期限為30.8年,流轉(zhuǎn)對象和方式與2008年差異不大。從補貼情況來看,一方面2013年補貼比2008年補貼多;另一方面,無補貼的農(nóng)戶占比在70%以上,退耕還林補貼和糧食補貼同比下降,說明國有林區(qū)在補貼方面的效果是不容樂觀的。

表2 樣本家庭林地、農(nóng)地基本狀況

注:數(shù)據(jù)來源為調(diào)研數(shù)據(jù)整理,表3、表4同。

2.4 勞動力時間配置情況

從勞動利用時間看,勞動力將大部分時間用于非農(nóng)工作,且有上漲趨勢，勞動力向非林方向流動趨勢明顯(表3)。被調(diào)查勞動力平均非農(nóng)就業(yè)天數(shù)遠遠高于農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù),且2013年比2008年平均非農(nóng)就業(yè)天數(shù)增加了4.63%,2013年比2008年平均農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù)減少了8.93%,說明勞動力有向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的趨勢。從涉林時間結(jié)構(gòu)看,涉林就業(yè)時間比重遠高于非涉林就業(yè)比重,在外打工時間中涉林打工時間也遠高于非涉林打工,但勞動力有從涉林方向向非涉林方向流動的趨勢。

表3 樣本家庭勞動力時間配置狀況

2.5 勞動力收入情況

從樣本家庭勞動力收入看,在外打工、自營收入增長速度最快,與勞動力時間配置情況相對應(yīng)。從勞動力日工資絕對值情況看,2008年經(jīng)營畜牧業(yè)的日均工資是最高的,而2013年自營的日均工資是最高的。從勞動力日工資的變動率看(圖1),變動率最高的是在外打工的日均工資,2013年與2008年相比上漲了72.2%,其次是自營,上漲了65.2%,而經(jīng)營畜牧業(yè)日工資率大幅下跌了76.0%。由于勞動力的逐利屬性和經(jīng)營農(nóng)業(yè)的季節(jié)周期性,勞動力會向獲益高、漲幅快、連續(xù)性好的外出打工和自營方向流動,這與以上的時間利用配置狀況相對應(yīng)。

注:①數(shù)據(jù)為調(diào)研整理數(shù)據(jù)。②只計算有數(shù)值(大于0)的打工、涉林打工或自營樣本的平均工作天數(shù)和平均年收入。③以2008年為基期,2009—2013年的CPI指數(shù)分別為-0.70%、3.30%、5.40%、2.60%、2.60%,名義價格為實際價格的1.138倍,故日工資的動態(tài)率=[(2013年平均日工資/1.138)-2008年平均日工資]/2008年平均日工資。

圖1樣本家庭勞動力日工資狀況

3 勞動力配置影響的計量經(jīng)濟分析

3.1 模型設(shè)定

目前關(guān)于項目影響評價主流方法有利用跨時獨立混合橫截面數(shù)據(jù)的倍差法和面板數(shù)據(jù)模型，它們的區(qū)別在于:前者要求數(shù)據(jù)來自對所研究總體不同時點的隨機抽樣,且假設(shè)隨機觀測點是獨立分布的;后者要求對觀測對象在不同時期跟蹤調(diào)查以收集跨時資料,但對觀測點的分布沒有嚴格的獨立分布要求。本文調(diào)查了林區(qū)樣本居民2008、2013年的基本情況,但多項國有林區(qū)改革政策的實施時間是分散的,且面板(個體)變量為521個,故選用短面板數(shù)據(jù)模型。由于樣本截面數(shù)大于時期數(shù),且rho值均較大,符合擾動項的方差主要來自個體效應(yīng)μi的變動,所以本文選擇個體效應(yīng)進行檢驗。對截距項α需要在混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型中檢驗后進行選擇,檢驗的過程為:依據(jù)豪斯曼檢驗結(jié)果選擇固定效應(yīng)模型還是個體隨機效應(yīng)模型,若檢驗結(jié)果支持固定效應(yīng)模型,則運用F檢驗在固定效應(yīng)模型和混合回歸模型之間進行選擇;若檢驗結(jié)果支持隨機效應(yīng)模型,則運用LM檢驗在隨機效應(yīng)模型和混合回歸模型之間進行選擇。

本研究因變量包括非農(nóng)就業(yè)天數(shù)、農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù)、非涉林就業(yè)天數(shù)、涉林就業(yè)天數(shù)、在外非涉林打工天數(shù)和在外涉林打工天數(shù)。一方面,這六個因變量均為一年內(nèi)相關(guān)就業(yè)形式的就業(yè)天數(shù),因為一年為固定天數(shù),且直接用天數(shù)更為直觀,故不再折合成比重進行計量分析。另一方面,本研究是探究國有林區(qū)勞動力配置,第一維度是勞動力對第一、二、三產(chǎn)業(yè)的選擇。勞動力選擇第二、三產(chǎn)業(yè)體現(xiàn)在非農(nóng)就業(yè)天數(shù)上,包括在外打工和自營;勞動力選擇第一產(chǎn)業(yè)體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù)上,其中包括經(jīng)營自家農(nóng)地、經(jīng)營自家林地和畜牧業(yè)。第二維度是勞動力對涉林與非涉林就業(yè)的選擇,涉林工作包括涉林打工與經(jīng)營自家林地,非涉林工作包括在外非涉林打工、自營、經(jīng)營自家農(nóng)業(yè)和經(jīng)營畜牧業(yè)。第三維度是將在外打工分為在外非涉林打工和在外涉林打工,從而探討轉(zhuǎn)移到外地的勞動力對工作內(nèi)容的選擇。

自變量分為政策變量、地塊特征和個人特征三大類。本模型研究的首要意義是分析出影響林區(qū)居民勞動力配置的具體因素。建立模型:

(1)

式中,yit(=1,2…6;t=2008,2013)表示6個方程的因變量;xit和zi為5個方程的20個自變量,其中前者為隨時間而變化的自變量,后者為不隨時間而改變的自變量,為了使zi在固定效應(yīng)模型中有效,故選擇與年份進行交互;αit為常數(shù)項;εit為誤差項。

3.2 變量選取

本研究將影響林區(qū)勞動力資源配置的因素分為政策變量、土地特征和個人特征三類。解釋變量的含義與描述性統(tǒng)計見表4。

表4 解釋變量的定義及其統(tǒng)計特征

第一類是政策變量:借鑒目前的研究成果[2,6],并參考2015年《國有林區(qū)改革指導(dǎo)意見》重點改革方向,本文選取林權(quán)證、是否有承包合同、森林管護承包責任制、“天保”工程參與、有無國有林區(qū)改革相關(guān)補貼來反應(yīng)國有林區(qū)重點改革措施:①確權(quán)政策。林權(quán)的確權(quán)是國有林區(qū)改革的重要措施,確權(quán)的重要手段是林權(quán)證的發(fā)放。2002年和2008年林權(quán)證先后作為法律名詞出現(xiàn)在《農(nóng)村土地承包法》和《物權(quán)法》中,同時林權(quán)證抵押貸款政策正在探索階段,林權(quán)證抵押貸款對破除林區(qū)勞動力資金瓶頸、引導(dǎo)勞動力的就業(yè)行為意義深遠。②森林承包管護責任制。森林資源管護承包責任制是國有林區(qū)的又一項重大改革,其目的是為了保護森林資源、增加職工的收入來源。承包的職工還可進行林副產(chǎn)品的經(jīng)營,故森林承包管護責任制是林區(qū)勞動力解決就業(yè)問題的重要途徑之一,本文選取是否參與森林管護承包和是否有承包合同作為政策變量。③“天保”工程。根據(jù)國家天然林保護工程實施方案,主要從宜林荒山荒地的造林綠化、逐步實現(xiàn)重點地區(qū)天然林商業(yè)性禁伐等方面展開,“天?！惫こ瘫Ｗo了森林資源、減少了水土流失,但同時林業(yè)企業(yè)產(chǎn)生了大量的富余人員,減少了家庭的工資性收入,且由于長期依賴林業(yè)企業(yè),一時間難以轉(zhuǎn)崗,除木材以外的其他林業(yè)經(jīng)營之路未成形,林業(yè)的經(jīng)營性收入難以保證,因此會對此類勞動力配置產(chǎn)生深遠影響。④國有林區(qū)重點改革補助。在國有林區(qū)改革對利益相關(guān)者給予經(jīng)濟補助是國家實施林業(yè)重點工程中的一項重要政策,國有林區(qū)改革過程中不斷擴大補助范圍,提高補助標準,改善職工生活水平。本文認為,取得林權(quán)證、承包管護森林資源的勞動力家庭可能會繼續(xù)參與林業(yè)內(nèi)部工作,而參與“天?！惫こ獭@得國有林區(qū)改革相關(guān)補助的勞動力家庭可能更愿意轉(zhuǎn)移就業(yè)以增加家庭收入。

第二類是地塊特征變量:本文選取家庭農(nóng)地面積、林地面積、經(jīng)營林地年限和林地轉(zhuǎn)出作為地塊特征變量。本文認為若家庭經(jīng)營農(nóng)地、林地面積較大且未轉(zhuǎn)出,則勞動力會更多地分配在經(jīng)營農(nóng)、林、畜牧業(yè)上,經(jīng)營林地的年限越長,勞動力越難以向外轉(zhuǎn)移尋求其他就業(yè)機會。

第三類是個人特征變量:本文選取受教育年限、是否為黨員、工齡、是否從事過林業(yè)工作、是否是林業(yè)部門管理人員、是否為正式職工(包括林業(yè)局內(nèi)所有單位的職工和離退休前為正式職工、離退休后拿正常工資的人員)、參加醫(yī)療保險情況反映個人特征。值得一提的是,由于黨員、林業(yè)部門、林業(yè)管理人員、正式職工和醫(yī)療保險變量是不隨時間變動的變量,如若直接加入固定效應(yīng)模型,會被剔除,故將這5組變量與年份進行交互,使其加入固定效應(yīng)模型有效,同時可探究這五個變量對勞動力資源配置的回報率。本文認為,受教育年限越長、經(jīng)驗越豐富的勞動力對生活水平的要求越高,向外轉(zhuǎn)移尋求更好的就業(yè)機會的意愿更強烈;黨員、林業(yè)部門管理人員的社會地位相對較高、社會關(guān)系也相對較廣,尋求更好的就業(yè)機會更多;林業(yè)部門管理人員因為多年接觸林業(yè)相關(guān)工作,轉(zhuǎn)崗也多是從事林業(yè)相關(guān)工作。這些變量都作為控制變量置入模型中。

3.3 實證結(jié)果分析

本研究共采用6個方程來全面分析國有林區(qū)改革對林區(qū)勞動力資源配置的影響(表5)。其中,方程(1)的因變量是非農(nóng)就業(yè)天數(shù),方程(2)的因變量是農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù),方程(3)的因變量是非涉林就業(yè)天數(shù),方程(4)的因變量是涉林就業(yè)天數(shù),方程(5)的因變量是在外非涉林打工天數(shù),方程(6)的因變量是在外涉林打工天數(shù)。利用統(tǒng)計軟件STATA13.0,首先對方程(1)進行檢驗,豪斯曼檢驗結(jié)果接受了原假設(shè),故在固定效用模型和隨機效應(yīng)模型中應(yīng)選擇隨機效用模型。LM檢驗結(jié)果顯示,在隨機效應(yīng)模型和混合回歸效用模型中應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型,同時方程(1)在最小二乘法方法下的標準差估計小于極大似然估計,故最終方程(1)選擇隨機效用FGLS模型。在相同的檢驗流程后,最終方程(2)選擇隨機效用MLE模型,方程(3)選擇隨機效用FGLS模型,方程(4)選擇隨機效用FGLS模型,方程(5)選擇隨機效用FGLS模型,方程(6)選擇固定效應(yīng)模型。通過6個方程可知,變量能分別解釋勞動力資源配置的41.63%、41.64%、41.48%、60.69%、32.20%和60.63%,且6個方程中所有變量在1%水平下均通過了顯著性檢驗,表明在樣本內(nèi),所選變量在解釋勞動力資源配置時是有效的。

表5 國有林區(qū)改革對林區(qū)勞動力資源配置的影響因素模型回歸結(jié)果

(續(xù)表1)

變量(1)非農(nóng)就業(yè)天數(shù)(2)農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù)(3)非涉林就業(yè)天數(shù)(4)涉林就業(yè)天數(shù)(5)在外非涉林打工天數(shù)(6)在外涉林打工天數(shù)觀測數(shù) 1042 1042 1042 1042 1042 1042R2 0．4163 0．4164 0．4148 0．6069 0．3220 0．6063HausmanTest 15．74 21．43 19．37 23．92 12．88 43．29???(P-value) (0．6108) (0．2013) (0．3691) (0．3129) (0．7988) (0．0007)LM/F檢驗 119．70??? 162．86??? 157．06??? 167．30??? 107．52??? 177．84???(P-value) (0．0000) (0．0000) (0．0000) (0．0000) (0．0000) (0．0000)

注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001;對應(yīng)值為系數(shù),括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

結(jié)果表明:①國有林區(qū)林地確權(quán)政策促進勞動力流向第一產(chǎn)業(yè),且主要為涉林方面。結(jié)果顯示,有林權(quán)證對勞動力資源在農(nóng)業(yè)就業(yè)、涉林就業(yè)和在外涉林打工的選擇上有顯著正向影響。在其他條件不變的前提下,有林權(quán)證的勞動力參與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)天數(shù)增加了6.38天、參與涉林就業(yè)(包括涉林打工和經(jīng)營林地)天數(shù)增加了22.75天、在外涉林打工天數(shù)增加了20.05天。究其原因,林權(quán)證抵押貸款緩解林區(qū)家庭資金困難問題,且林權(quán)證使個人享有林地、林木經(jīng)營權(quán),這是有林權(quán)證的勞動力流向第一產(chǎn)業(yè),尤其是涉林方面的重要原因。②國有林區(qū)參與森林資源管護承包責任制、有承包合同的勞動力更傾向于繼續(xù)留在林業(yè)方向工作。結(jié)果顯示,參與森林資源管護承包責任制、有承包合同對勞動力資源在涉林方向就業(yè)的選擇上存在顯著正向影響。在其他條件不變的前提下,參與森林資源管護承包責任制的勞動力涉林就業(yè)天數(shù)多5.72天,而未參與的勞動力會減少1.40天;簽訂承包合同的勞動力每年在林業(yè)的就業(yè)天數(shù)多1.95天。森林資源管護承包責任制目標之一是有效分流了國有林區(qū)富余人員,減輕了再就業(yè)壓力。通過管護承包,拓展和轉(zhuǎn)變了林地的經(jīng)營主體、內(nèi)涵和機制,一方面林區(qū)勞動力獲得了林間林緣空地經(jīng)營私有經(jīng)濟和采收林副產(chǎn)品、山副產(chǎn)品取得利潤的權(quán)利,另一方面可獲得管護費用,這些促使參與森林資源管護承包的勞動力繼續(xù)從事林業(yè)工作。在實施森林資源管護承包責任制之后,沒有參與管護承包的勞動力若想采摘林副產(chǎn)品、山副產(chǎn)品等,必需向該片林地的責任人繳納一定的資源補償費用,這增加了未參與承包管護勞動力的成本,使這類勞動力分流至非林方向。③參與“天?！惫こ虝偈箘趧恿ν庖茝氖路橇止ぷ?。結(jié)果顯示,參與天保工程對勞動力資源在非農(nóng)就業(yè)、非涉林就業(yè)和在外非涉林打工的選擇上存在顯著負向影響。在其他條件不變的前提下,參加“天保”工程的勞動力非農(nóng)就業(yè)天數(shù)增加了12.79天、非涉林就業(yè)天數(shù)多14.03天、在外非涉林打工天數(shù)多26.19天。究其原因,“天保”工程造成了大量下崗富余人員,雖然有森林資源管護承包責任制、一次性安置下崗職工、補助等多項政策保障民生,但解決問題有限,促使這些勞動力傾向非國有林區(qū)轉(zhuǎn)移就業(yè),或向國有林區(qū)非林方向轉(zhuǎn)移就業(yè)。④有過國有林區(qū)改革相關(guān)補助的動力會減少勞動天數(shù),尤其是在外打工非涉林的天數(shù)。結(jié)果與預(yù)計有所不同：從符號看,有補助的勞動力會減少總體勞動的天數(shù);從系數(shù)看,減少在外非涉林打工的天數(shù)較多;從顯著性看,林區(qū)相關(guān)補助對非農(nóng)就業(yè)天數(shù)和在外非涉林打工天數(shù)有顯著影響,而對農(nóng)業(yè)就業(yè)天數(shù)、非涉林就業(yè)天數(shù)、在外涉林打工的影響不顯著。這可能是因為獲得相關(guān)補助的樣本中大部分來源于管護補助,而糧補、退耕還林補貼和撫育補貼等其他國有林區(qū)重點改革補貼覆蓋較少,且補貼會增加家庭收入而減少勞動力的工作積極性。⑤從地塊特征來看:一是家庭資源稟賦方面,家庭農(nóng)塊數(shù)越多、面積越大,勞動力越偏向于務(wù)農(nóng),家庭林塊數(shù)越多、面積越大,勞動力越偏向于從事林業(yè)相關(guān)工作。二是家庭林地類型方面,林地類型為天然林顯著負向影響從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的天數(shù),家庭類型為人工林的更傾向于從事林業(yè)工作,但這種影響不顯著。三是經(jīng)營期限方面,家庭林地的經(jīng)營期限越長,非農(nóng)就業(yè)的天數(shù)就越短。四是林地流轉(zhuǎn)方面,轉(zhuǎn)出林地使非農(nóng)就業(yè)天數(shù)顯著增加。⑥從個人特征來看:一是人力資本方面,勞動力教育水平越高,非農(nóng)就業(yè)傾向越強;工齡越長,外出涉林打工傾向越強,由此可看出勞動力對林業(yè)工作的粘性較強;黨員相對社會關(guān)系更廣、個人能力更強,更傾向于從事非農(nóng)工作。二是從職工身份看,林業(yè)部門工作、林業(yè)部門管理人員或為正式職工的勞動力更傾向于非農(nóng)就業(yè)。三是社會保障方面,參加醫(yī)療保險對勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)的影響為負,但對勞動力資源配置的影響均不顯著。

4 結(jié)論與建議

通過分析得出如下結(jié)論:①國有林區(qū)確權(quán)政策和森林資源管護承包責任制使林區(qū)勞動力傾向于留在第一產(chǎn)業(yè),尤其是涉林方向工作;②天然林保護工程會促使勞動力外移從事非林工作;③國有林區(qū)重點改革補助政策會削弱林區(qū)勞動力工作積極性,尤其是在外非涉林打工的積極性;④家庭地塊特征方面,家庭農(nóng)林地塊數(shù)、地塊面積、林地經(jīng)營期限、林地流轉(zhuǎn)對林區(qū)勞動力配置有顯著影響;⑤個人特征方面,受教育水平、黨員身份、工齡及在林業(yè)部門的身份特征對林區(qū)勞動力配置有顯著的影響,但醫(yī)療保險對林區(qū)勞動力配置沒有顯著影響。

基于以上結(jié)論,提出以下政策建議:①政府應(yīng)在全面禁伐的前提下逐步對國有林區(qū)簡政放權(quán)。國有林區(qū)要堅持生態(tài)環(huán)境保護優(yōu)先原則,保障林區(qū)勞動力民生,逐步將勞動力轉(zhuǎn)移至非林行業(yè)或外區(qū)域就業(yè),而目前國有林區(qū)改革顯著影響勞動力更愿意留在林業(yè)行業(yè)。未來國家應(yīng)逐步簡政放權(quán),森林資源管護人員飽和后,逐步推進市場化,引導(dǎo)林區(qū)勞動力向非農(nóng)非林行業(yè)轉(zhuǎn)移,減輕林區(qū)生態(tài)資源承載壓力,尤其是林業(yè)資源壓力。②林區(qū)直接補貼方式向保險間接補貼轉(zhuǎn)變。目前林業(yè)補貼主要集中在管護補貼、退耕還林補貼等,但扶貧攻堅效果并不顯著,要想真正引導(dǎo)林區(qū)勞動力轉(zhuǎn)移至非林部門再就業(yè),在保障林區(qū)民生前提下提高勞動力工作積極性,應(yīng)考慮轉(zhuǎn)變補貼政策思路,將直接補貼轉(zhuǎn)變?yōu)楸ｋU間接補貼。③建立林區(qū)就業(yè)信息化服務(wù)體系。轉(zhuǎn)變地區(qū)就業(yè)信息獲取渠道,用科技化方式驅(qū)動林區(qū)民生,堅持就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和積極就業(yè)政策,實現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分就業(yè),有針對性地解決就業(yè)問題。④注重對結(jié)構(gòu)性就業(yè)矛盾開展多渠道非林職業(yè)技能培訓,創(chuàng)建專家知識庫。我國提出,“要走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的健康發(fā)展道路,建設(shè)美麗中國?！狈e極引導(dǎo)林區(qū)勞動力轉(zhuǎn)變觀念,從林業(yè)依賴型就業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)槎鄻踊蜆I(yè)型,重視對林區(qū)勞動力的非林職業(yè)培訓,一方面促進林區(qū)勞動力增收,另一方面減少林業(yè)資源壓力,保護生態(tài)環(huán)境。

[1]Ferraro P J.The Local Costs of Establishing Protected Areas in Low-income Nations:Ranomafana National Park,Madagascar[J].Ecological Economics,2002,43(2-3)∶261-275.

[2]王慧.東北國有林區(qū)改革對職工經(jīng)濟福利變化的影響研究[D].北京：北京林業(yè)大學碩士學位論文,2015.

[3]劉麗萍,許俊杰,杜江東北林區(qū)“兩危"的現(xiàn)狀分析及對策選擇[J].學術(shù)交流,2008,(11)∶132-135.

[4]李士梅.“兩危”與對策：東北老工業(yè)基地國有林區(qū)經(jīng)濟的振興[C].國有經(jīng)濟論壇“海峽兩岸企業(yè)改革與重組”學術(shù)研討會,2005.

[5]張道衛(wèi).對東北國有林區(qū)森林資源產(chǎn)權(quán)及其改革的調(diào)查與思考(續(xù))[J].林業(yè)經(jīng)濟,2006,(5)∶13-19.

[6]Mullan K,Kontoleon A,Swanson T M,etal.Evaluation of the Impact of the Natural Forest Protection Program on Rural Household Livelihoods[J].Environmental Management,2010,45(3)∶513.

[7]馬良江.國有林場全面停止商業(yè)性采伐后面臨的主要問題和解決思路[J].綠色財會,2016,(7)∶31-35.

[8]朱洪革,胡士磊.全面“停伐”政策對重點國有林區(qū)職工家庭生計類型分化的影響研究[J].林業(yè)經(jīng)濟,2016,(4)∶8-12.

[9]郭慧敏，劉寶劍,王賽.我國國有林區(qū)富余勞動力轉(zhuǎn)移的制約因素[J].張家口農(nóng)專學報,2006,20(1)∶27.

[10]王玉芳,康宇.國有林區(qū)社會勞動力重新配置的途徑[J].林業(yè)科技,2005,30(2)∶56-58.

[11]王剛,陳建成.東北、內(nèi)蒙古重點國有林區(qū)勞動力轉(zhuǎn)移途徑分析[J].林業(yè)經(jīng)濟問題,2009,29(2)∶149-152.

[12]王剛, 陳建成. 基于人口承載力的國有林區(qū)可持續(xù)發(fā)展研究[J].中國林業(yè)經(jīng)濟,2010(2)∶6-9.

[13]Garratt K.The Relationship Between Adjacent Lands and Protected Areas：Issues of Concern for the Protected Area Manager[J].1984.

[14]Dixon J A, Sherman P B.Economics of Protected Areas：A New Look at Benefits and Costs[J].Journal of Rural Studies,1991,7(4)∶474-474.

[15]Geisler C C.Rethinking SIA：Why Exante Research Isn′t Enough[J].Society & Natural Resources,1993,6(4)∶327-338.

[16]Thiele R,Wiebelt M.National and International Policies for Tropical Rain Forest Conservation—A Quantitative Analysis for Cameroon[J].Environmental and Resource Economics,1993,3(6)∶501-531.

[17]Ghimire K B.Parks and People：Livelihood Issues in National Parks Management in Thailand and Madagascar[J].Development and Change,1994,25(1)∶195-229.

[18]He J,Sikor T.Notions of Justice in Payments for Ecosystem Services：Insights from China′s Sloping Land Conversion Program in Yunnan Province[J].Land Use Policy,2015,43(1)∶207-216.

[19]Elosta H S,Bernat G A,Ahearn M C.Regional Differences in the Contribution of Off-farm Work to Income Inequality[J].Agricultural & Resource Economics Review,1995,24(1)∶8-18.

[20]Mishra A K,Goodwin B K.Farm Income Variability and the Supply of Off-farm Labor[J].American Journal of Agricultural Economics,1998,79(1)∶880-887.

[21]Uchida E,Rozelle S,Xu J.AJAE Appendix：Conservation Payments,Liquidity Constraints and Off-farm Labor：Impact of the Grain for Green Program on Rural Households in China[J].American Journal of Agricultural Economics,2009,91(1)∶70-86.

[22]Innes R,Polasky S,Tschirhart J.Takings,Compensation and Endangered Species Protection on Private Lands[J].Journal of Economic Perspectives,1998,12(12)∶35-52.

[23]Kremen C,Niles J O,Dalton M G,etal.Economic Incentives for Rain Forest Conservation Across Scales[J].Science,2000,288(5472)∶1828-32.

[24]王玉芳,李朝霞.黑龍江省國有林區(qū)職工家庭貧困脆弱性的影響因素分析[J].林業(yè)經(jīng)濟問題,2014,34(1)∶1-7.

[25]Rodríguez L G,Hogarth N,Zhou W,etal.Socioeconomic and Environmental Effects of China′s Conversion of Cropland to Forest Program after 15 Years：A Systematic Review Protocol[J].Environmental Evidence,2015,4(1)∶6.

[26]Adams C,Rodrigues S T,Calmon M,etal.Impacts of Large-scale Forest Restoration on Socioeconomic Status and Local Livelihoods：What We Know and Do Not Know[J].Biotropica,2016,48(6)∶731-744.