張自強(qiáng) 李 怡 高 嵐

(1.貴州大學(xué)旅游與文化產(chǎn)業(yè)學(xué)院 貴陽(yáng) 550025; 2. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 廣州 510642)

早在1995年《林業(yè)經(jīng)濟(jì)體制改革總體綱要》就指出，鼓勵(lì)農(nóng)民在山地使用權(quán)有償流轉(zhuǎn)中優(yōu)化配置，發(fā)展規(guī)模經(jīng)營(yíng)； 尤其是新一輪集體林權(quán)制度改革以來(lái)，國(guó)家更是從明晰產(chǎn)權(quán)、搭建林權(quán)交易平臺(tái)、配套社會(huì)化服務(wù)等多方面力圖降低林地流轉(zhuǎn)的交易費(fèi)用，以引導(dǎo)林地經(jīng)營(yíng)由分散、小規(guī)模格局轉(zhuǎn)向集中、大規(guī)模的現(xiàn)代化(柯水發(fā)等， 2012)。然而，據(jù)《2015年集體林權(quán)制度改革監(jiān)測(cè)報(bào)告》顯示， 2014年樣本縣累積流轉(zhuǎn)林地面積僅占林地總面積的9.4%，表示不想轉(zhuǎn)出林地的農(nóng)戶比例從2010年的79.17%上升到2014年的82.14%，且參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶表示“后悔”的比例為25.68%。農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出意愿減弱會(huì)固化“分山到戶”后家庭承包經(jīng)營(yíng)制度下的林地細(xì)碎化格局，進(jìn)而使得灌溉、采伐、防火和防病蟲害等營(yíng)林行為開展困難。當(dāng)資源過(guò)度細(xì)分致使開發(fā)利用需要多數(shù)主體表決甚至一致同意才能實(shí)現(xiàn)時(shí)，就會(huì)造成因協(xié)商交易費(fèi)用過(guò)高而導(dǎo)致資源開發(fā)不足甚至被閑置，即出現(xiàn)“反公地悲劇”(Heller， 2013)，資源被閑置與過(guò)度利用導(dǎo)致的“公地悲劇”在效率的結(jié)果上是相似的。據(jù)全國(guó)第八次森林資源清查結(jié)果顯示，用材林中可采面積僅占13%，可采蓄積僅占23%，現(xiàn)有質(zhì)量好的宜林地只占10%，中國(guó)木材對(duì)外依存度接近50%。作為重要的木材供給主體，林地細(xì)碎化不僅嚴(yán)重威脅到國(guó)家木材安全，而且還會(huì)損害森林生態(tài)，引發(fā)生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)(Schmidtetal.， 1999)。

相較于農(nóng)地，林地承載的社會(huì)保障功能較弱，農(nóng)戶以農(nóng)為生而不以林為主，那么農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出意愿為何較低且呈進(jìn)一步下降的趨勢(shì)？以往研究側(cè)重于檢驗(yàn)林地流轉(zhuǎn)的影響因素及其作用程度，分析多是基于單向或線性的邏輯。問(wèn)題是，如果作用是單向的，為何農(nóng)村人地壓力不斷緩解卻未提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的積極性？ 如果作用是線性的，為何地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平與林地轉(zhuǎn)出規(guī)模不同步？實(shí)際上，追求利益最大化的農(nóng)戶行為決策本身就隱含了觸發(fā)行為的臨界點(diǎn)，由此引發(fā)了本研究對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模可能存在門限效應(yīng)的猜想。門限效應(yīng)最早出現(xiàn)在通信領(lǐng)域，后來(lái)被引入到個(gè)體行為的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中，研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體行為決策依一定門限值而表現(xiàn)出明顯不同的結(jié)果(Granovetter， 1978)。由于農(nóng)戶行為依賴一定門限水平，當(dāng)影響因素如非農(nóng)收入水平未達(dá)到門限值時(shí)，即使非農(nóng)收入提高也仍不能激發(fā)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地，也就是說(shuō)當(dāng)林地流轉(zhuǎn)的影響因素分居門限值兩端時(shí)，會(huì)表現(xiàn)出明顯不同的影響。這就意味著，對(duì)處于不同門限區(qū)域內(nèi)的農(nóng)戶可考慮不同的激勵(lì)政策，一方面，以提高林地流轉(zhuǎn)政策效力，為深化集體林權(quán)制度改革提供決策參考； 另一方面，以提升林地經(jīng)營(yíng)規(guī)模，避免“反公地悲劇”，保障國(guó)家生態(tài)和木材安全。

運(yùn)用門限回歸模型檢驗(yàn)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模可能存在的門限效應(yīng)，本研究提供了新視角： 第一，檢驗(yàn)門限個(gè)數(shù)和門限值，對(duì)比不同門限范疇下農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模的差異表征，是對(duì)以往研究通過(guò)離散模型或線性回歸在該問(wèn)題分析上的方法延伸；第二，分地塊構(gòu)建農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模影響因素的面板數(shù)據(jù)，以林地轉(zhuǎn)出規(guī)模為因變量檢驗(yàn)影響因素可能存在的門限值，在以往研究只檢驗(yàn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)與否的門限效應(yīng)上更進(jìn)一步。

1 農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為門限： 文獻(xiàn)梳理

1.1 農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為邏輯： 從期望效用理論到前景理論

農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)行為或意愿的微觀機(jī)制離不開期望效用理論。農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策通過(guò)調(diào)適自身家庭稟賦與土地功能之間的平衡關(guān)系，以追求利益最大化(蔡銀鶯等， 2016)。當(dāng)農(nóng)戶自身家庭稟賦不依賴于土地時(shí)，在一定租金誘導(dǎo)下農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)出土地；相反，當(dāng)土地的社保功能較強(qiáng)時(shí)，在相同租金誘導(dǎo)下農(nóng)戶卻不愿轉(zhuǎn)出土地。當(dāng)諸如保險(xiǎn)或信貸等其他風(fēng)險(xiǎn)分散機(jī)制不可行或成本較高時(shí)，農(nóng)戶將繼續(xù)持有土地以應(yīng)對(duì)未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)(Ilbery， 1984)。小農(nóng)為規(guī)避市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、保障生計(jì)安全，更傾向于保留土地而不轉(zhuǎn)出(Dijk， 2003)。所以，農(nóng)地流轉(zhuǎn)困難的根本就在于其提供了社會(huì)保障功能(樂(lè)章， 2010)。然而，不同于農(nóng)地，一般而言農(nóng)戶對(duì)林地的生存依賴相對(duì)較低，更可能表現(xiàn)出追求利益最大化的林地轉(zhuǎn)出行為動(dòng)機(jī)，這正是期望效用理論的內(nèi)核。呂杰等(2011)基于農(nóng)戶追求利益最大化構(gòu)建了總收益函數(shù)的博弈模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)獲得預(yù)期租金收益時(shí)農(nóng)戶會(huì)選擇轉(zhuǎn)出林地。實(shí)際上，林地流轉(zhuǎn)租金的不斷上漲仍未能明顯提升農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的積極性和意愿。那么，期望效用理論在解釋農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)行為上失效了嗎？進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這關(guān)鍵與新時(shí)期土地功能的演變相關(guān)，農(nóng)村土地承載的社保功能開始向財(cái)產(chǎn)性功能延伸，土地不僅提供生存保障，還是一項(xiàng)人格化的財(cái)產(chǎn)(羅必良， 2013)。土地財(cái)產(chǎn)性功能產(chǎn)生的稟賦效應(yīng)改變了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出行為意愿，這就將農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的行為邏輯由期望效用理論引向了Kahneman等(1979)提出的前景理論，簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)就是個(gè)體面對(duì)確定性收益時(shí)是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的，面臨確定性損失時(shí)又是風(fēng)險(xiǎn)偏好的。

根據(jù)期望效用理論，當(dāng)轉(zhuǎn)出林地的預(yù)期收益大于不轉(zhuǎn)出時(shí)，農(nóng)戶就會(huì)選擇轉(zhuǎn)出林地； 而前景理論認(rèn)為，即使轉(zhuǎn)出預(yù)期收益高于不轉(zhuǎn)出，但只要該預(yù)期收益未達(dá)到農(nóng)戶認(rèn)定的一定水平，即參照點(diǎn)，農(nóng)戶仍會(huì)選擇不轉(zhuǎn)出，即產(chǎn)生了稟賦效應(yīng)。林地作為農(nóng)戶人格化的財(cái)產(chǎn)，農(nóng)戶因轉(zhuǎn)出林地而感知“損失”的痛苦程度遠(yuǎn)大于獲取預(yù)期收益而感知“獲得”的幸福感。新一輪集體林權(quán)制度改革進(jìn)一步明確了農(nóng)戶對(duì)林地的“準(zhǔn)所有權(quán)”，從而強(qiáng)化了林地人格化特征。由此可看出，農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為無(wú)論是遵從期望效用理論還是前景理論，農(nóng)戶行為決策都不是簡(jiǎn)單單向或線性的，僅當(dāng)高于一定的預(yù)期收益或自身參照點(diǎn)時(shí)，農(nóng)戶才可能愿意轉(zhuǎn)出林地或改變林地流轉(zhuǎn)行為，即構(gòu)成了林地流轉(zhuǎn)的行為門限特征?？蓮默F(xiàn)有研究關(guān)于林地轉(zhuǎn)出影響因素的討論來(lái)觀察農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為存在的門限表征。

1.2 農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為影響因素的非線性作用

現(xiàn)有研究從多方面分析了農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出的影響因素，發(fā)現(xiàn)相同影響因素可能得出不同結(jié)論，爭(zhēng)論固然與研究對(duì)象選擇有關(guān)，也更可能是影響因素本身的作用就不是單向或線性的，已有研究實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的門限效應(yīng)，而對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的分析集中在挖掘影響因素及其作用方向與程度上，主要包括以下幾方面。

家庭特征方面主要關(guān)注非農(nóng)就業(yè)的影響。農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)增加降低農(nóng)村土地的人口壓力，能夠提高農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性(Deiningeretal.， 2005)。非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)增加促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)戶分化。非農(nóng)化程度相對(duì)較高的農(nóng)戶是林地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的主要供給者(徐秀英等， 2010)，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出具有顯著促進(jìn)作用(王成軍等， 2012)。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模沒(méi)有顯著影響(張寒等， 2018)。非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)或非農(nóng)收入水平提高未必能促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地，可能與非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定相關(guān)，即僅當(dāng)農(nóng)戶非農(nóng)收入達(dá)到一定的穩(wěn)定水平時(shí)，農(nóng)戶對(duì)林地的依賴解除，從而才可能轉(zhuǎn)出林地。非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定水平構(gòu)成了農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的門限。

林地稟賦方面?zhèn)戎赜诩?xì)碎化。林地越分散、地塊面積越小，流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的信息成本、契約成本、履約監(jiān)督成本、違約追償成本等交易費(fèi)用就越高(陳念東等， 2012)。交易費(fèi)用是制約林地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵因素，不同交易屬性下的交易費(fèi)用不同，進(jìn)而決定了不同的林地流轉(zhuǎn)模式(張舟等， 2014)，地塊越分散，因流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的交易費(fèi)用就越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的意愿就越低。然而，也有研究認(rèn)為交易費(fèi)用并不是制約農(nóng)戶參與林地流轉(zhuǎn)的主要因素(謝煜等， 2016)。當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林能力能夠顧及分散的地塊時(shí)，即使林地細(xì)碎，農(nóng)戶仍可能不轉(zhuǎn)出林地，即僅當(dāng)林地細(xì)碎化超過(guò)一定水平時(shí)，如離家較遠(yuǎn)的地塊較多，農(nóng)戶無(wú)法顧及才有可能轉(zhuǎn)出，從而林地細(xì)碎化的程度就隱含著農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地行為的門限。

林地制度方面主要在確權(quán)。一般而言，在農(nóng)村勞動(dòng)力不斷轉(zhuǎn)移的背景下，林地確權(quán)提高了林地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，有利于保障農(nóng)戶權(quán)益，促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地。擁有林權(quán)證能顯著促進(jìn)農(nóng)戶參與林地流轉(zhuǎn)(王波等， 2017)，新一輪集體林地確權(quán)到戶政策使農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的概率增加了1.7%(朱文清等， 2018)。然而，林地確權(quán)又會(huì)因提高林地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度而強(qiáng)化林地的人格化特征，抑制農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出。有研究發(fā)現(xiàn)確權(quán)使土地轉(zhuǎn)出概率降低了7.3%，且戶均轉(zhuǎn)出面積減少0.044 hm2(黃佩紅等， 2018)。這表明林地確權(quán)政策的影響是雙向的，既因產(chǎn)權(quán)明晰而促進(jìn)林地轉(zhuǎn)出，又因林地人格化特征的強(qiáng)化而抑制林地轉(zhuǎn)出，即可能在某節(jié)點(diǎn)處相互抵消而達(dá)到平衡，這一節(jié)點(diǎn)構(gòu)成了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地行為的門限。

與林地流轉(zhuǎn)制度相配套的方面。林地流轉(zhuǎn)政策效力提升還依賴于配套措施的跟進(jìn)和完善，包括林業(yè)金融和采伐管制等。農(nóng)戶林地產(chǎn)權(quán)行為能力越強(qiáng)，其林地流轉(zhuǎn)的主動(dòng)性越高，有利于促進(jìn)有序合理的流轉(zhuǎn)(史若昀等， 2017)。然而，有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)采伐管制對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的影響不顯著(李博等， 2012)，是否參與森林保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出具有顯著負(fù)向影響，且林權(quán)抵押貸款的影響也不顯著(許凱等， 2015)。如同林地確權(quán)政策對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的影響一樣，配套政策也具有雙向影響，畢竟無(wú)論是林業(yè)金融政策還是采伐限額，都改變了農(nóng)戶林地產(chǎn)權(quán)行為能力，農(nóng)戶參與林地流轉(zhuǎn)積極性提高的同時(shí)也伴隨著林地人格化特征的強(qiáng)化而抑制轉(zhuǎn)出行為，這些因素的作用可能都不是單向的，更可能具有門限特征。

梳理以上研究可發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)行為的因素眾多，進(jìn)入效用函數(shù)的多變量可能引起行為影響效果的相互抵消，導(dǎo)致異質(zhì)性變量共同作用下對(duì)農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)行為呈現(xiàn)雙重影響。一方面，由于正向與反向影響的同時(shí)存在可能引致單一變量的作用存在極值點(diǎn)，極值點(diǎn)兩端的作用效果不同； 另一方面，意愿未必引致行為，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地意愿與契約行為不一致(高嵐等， 2018)，農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為決策存在參照依賴性，單一變量能否觸發(fā)參照點(diǎn)也會(huì)導(dǎo)致效果的差異。已有研究注意到了農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模影響因素的作用可能依一定門限值而呈現(xiàn)非線性。非農(nóng)收入所占比例每提高1%，農(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出部分林地的概率提高4.3%，而愿意轉(zhuǎn)出全部林地的概率提高16.34%(徐堇寒等， 2018)。在農(nóng)地流轉(zhuǎn)研究上則更進(jìn)一步，發(fā)現(xiàn)了門限值，當(dāng)收入在25 000元以下時(shí)家庭選擇保留土地，而在25 000元以上時(shí)家庭傾向于流轉(zhuǎn)土地(冷智花等， 2015)。更有研究實(shí)證直接檢驗(yàn)了農(nóng)地稟賦與農(nóng)地轉(zhuǎn)出與否的門限效應(yīng)(李琴等， 2015)。遺憾的是未關(guān)注對(duì)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的非線性影響，而且現(xiàn)有研究鮮有關(guān)注農(nóng)村林地流轉(zhuǎn)的非線性特征?；诖?，本研究利用2016年集體林權(quán)制度改革監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)和2017年廣東和貴州的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)門限回歸模型來(lái)檢驗(yàn)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)?？赡艽嬖诘拈T限效應(yīng)。

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定

采用Hansen(2000)提出的門限模型，考慮單一門限模型的設(shè)定，基本形式如下：

(1)

yi=μ+θ′xi(qi,γ)+ei。

(2)

式中：μ為常數(shù)項(xiàng)，θ′為影響系數(shù)。

(3)

式中：I(·)表示一個(gè)指示函數(shù)(indicator function)，即當(dāng)qi≤γ時(shí)，I(qi≤γ)=1，否則為0。給定門限值γ，通過(guò)最小二乘回歸(OLS)估計(jì)的θ′參數(shù)可以表示為：

(4)

式中：x*和y*分別為各自的組內(nèi)偏差，相應(yīng)的殘差平方和則為：

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

以上模型及其檢驗(yàn)只是存在單一門限，實(shí)證估計(jì)可能存在多重門限，可對(duì)式(1)進(jìn)行擴(kuò)展：

(10)

根據(jù)單一門限估計(jì)和檢驗(yàn)得出的門限值γ1，再對(duì)第2門限值γ2進(jìn)行搜索，搜索方法和第1門限值的搜索方法類似，為提高γ1的漸進(jìn)有效性，可固定γ2后，再次對(duì)γ1進(jìn)行搜索，假設(shè)檢驗(yàn)的過(guò)程和單一門限值的情況類似。

根據(jù)上述過(guò)程，可設(shè)定單一門限模型：

(11)

式中：di為一組控制變量，βi為di的影響系數(shù)。通過(guò)檢驗(yàn)不同門限變量的門限值來(lái)確定最終的估計(jì)模型，同時(shí)檢驗(yàn)門限值的顯著性與真實(shí)性。

2.2 變量選取

1) 被解釋變量 以農(nóng)戶為個(gè)體，用i表示，i農(nóng)戶擁有的地塊為t，t=4，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)(1)從樣本數(shù)據(jù)看，轉(zhuǎn)出林地的農(nóng)戶中，轉(zhuǎn)出地塊僅1塊的農(nóng)戶比例為44.88%，轉(zhuǎn)出地塊有2塊的農(nóng)戶比例為34.81%，相對(duì)較為平衡，也就意味著，選取4塊作為農(nóng)戶流轉(zhuǎn)的林地塊數(shù)能夠涵蓋樣本農(nóng)戶的林地流轉(zhuǎn)信息，基于面板數(shù)據(jù)的門限回歸要求必須是平衡面板，所以對(duì)超過(guò)4塊流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶統(tǒng)一選擇問(wèn)卷調(diào)查排序的前4塊。。激活林地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的關(guān)鍵在于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地，本研究以農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模為被解釋變量，是指農(nóng)戶已轉(zhuǎn)出的林地面積，不包括轉(zhuǎn)出后又收回的情況。

2) 門限變量和解釋變量 地權(quán)均分忽視了農(nóng)戶能力的差異，賦權(quán)與能力的不匹配就成為了尋求土地流轉(zhuǎn)的基本動(dòng)機(jī)(羅必良， 2014)，在土地產(chǎn)權(quán)細(xì)分的改革背景下，農(nóng)戶尋求能力與規(guī)模的匹配，就觸發(fā)了土地轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出行為，對(duì)此，選擇農(nóng)戶林地經(jīng)營(yíng)面積作為門限變量，即營(yíng)林規(guī)模。另外，林地承載的社會(huì)保障功能與財(cái)產(chǎn)性功能制約了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的意愿?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，可通過(guò)完善農(nóng)村社會(huì)保障制度和鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，以降低農(nóng)戶對(duì)林地的生活依賴并消除林地乃至土地對(duì)農(nóng)戶的人格化屬性。前者由國(guó)家推動(dòng)，可認(rèn)為是外生的，后者主要從非農(nóng)就業(yè)和非農(nóng)收入來(lái)分析，家庭非農(nóng)就業(yè)人數(shù)越多，務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)就越少，相互關(guān)聯(lián)，對(duì)此可選擇家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力規(guī)模作為解釋變量來(lái)反映。農(nóng)戶林地依賴還需要考慮農(nóng)戶所在村莊的經(jīng)濟(jì)水平，畢竟依賴度是相對(duì)的，相同非農(nóng)收入占比在不同村經(jīng)濟(jì)狀況下表現(xiàn)出不同的依賴度。農(nóng)戶土地依賴在不同地區(qū)、村莊表現(xiàn)不同，東部、中部、西部地區(qū)的城郊型村莊與非城郊型村莊的土地依賴特點(diǎn)存在差異(普蓂喆等， 2016)。一般來(lái)說(shuō)，一個(gè)村的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件越好，該村農(nóng)戶對(duì)林地的依賴性就越弱，村收入水平越高的地區(qū)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的可能性會(huì)越大(肖慧婷等， 2018)?；诖?，反映農(nóng)戶的林地依賴度需要考慮村級(jí)經(jīng)濟(jì)條件，從而選擇農(nóng)戶對(duì)家庭收入在村里水平的評(píng)價(jià)作為解釋變量來(lái)反映。交易費(fèi)用無(wú)論對(duì)于林地轉(zhuǎn)出方還是轉(zhuǎn)入方而言，都是需要考慮的影響因素，而降低交易費(fèi)用的措施很多，其中關(guān)鍵的一項(xiàng)在于穩(wěn)定土地產(chǎn)權(quán)。林地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性關(guān)系林木采伐權(quán)、林木抵押權(quán)和林木收益權(quán)等多項(xiàng)權(quán)能利益(何文劍等， 2014)，林地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定一方面可以保障農(nóng)戶的財(cái)產(chǎn)性收益，提高轉(zhuǎn)出意愿； 另一方面減少可能因林權(quán)糾紛而未來(lái)難以收回才不愿轉(zhuǎn)出林地的心理顧慮。對(duì)此，選擇農(nóng)戶是否獲得林權(quán)證作為解釋變量來(lái)反映。

3)控制變量 一組控制變量包括戶主特征、林地稟賦和農(nóng)戶行為特征。其中，戶主特征變量又包括受訪當(dāng)時(shí)的戶主年齡與受教育程度。林地稟賦主要是指營(yíng)林樹種差異，包括用材林、經(jīng)濟(jì)林和竹林1)，以及是否遭受過(guò)森林災(zāi)害。農(nóng)戶行為特征變量包括林地是否流轉(zhuǎn)給本村人、是否申請(qǐng)林權(quán)抵押貸款、是否參與森林保險(xiǎn)和對(duì)采伐管制滿意度。

相關(guān)變量的定義、賦值和描述性統(tǒng)計(jì)特征見表1。農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模為當(dāng)前經(jīng)營(yíng)的林地面積，即包括轉(zhuǎn)入的林地但不包括已轉(zhuǎn)出的林地。調(diào)查發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶只要愿意轉(zhuǎn)出林地，轉(zhuǎn)出的規(guī)模通常較大，未流轉(zhuǎn)的大多是離家近、便于種植的，所以從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看農(nóng)戶營(yíng)林地面積的均值小于轉(zhuǎn)出林地面積。另外，選擇營(yíng)林地面積而不是總林地面積，主要考慮到總林地面積包括轉(zhuǎn)出部分，而轉(zhuǎn)出林地面積為因變量，那二者之間是關(guān)聯(lián)的，可能會(huì)存在內(nèi)生性問(wèn)題而影響估計(jì)結(jié)果的有效性。

表1 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)Tab. 1 Variable assignment and descriptive statistics

1)據(jù)第八次全國(guó)森林資源清查結(jié)果顯示，我國(guó)公益林面積占森林面積的56%，商品林占比呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)。而且在建設(shè)生態(tài)文明背景下，地方政府強(qiáng)化了公益林建設(shè)，公益林比重進(jìn)一步上升。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)源于2方面： 一是集體林權(quán)制度改革監(jiān)測(cè)。數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家林業(yè)局經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心2016年集體林權(quán)制度改革監(jiān)測(cè)項(xiàng)目，監(jiān)測(cè)地區(qū)包括福建、江西、云南、遼寧、陜西、湖南和甘肅，涉及70個(gè)樣本縣350個(gè)村共3 500個(gè)農(nóng)戶。二是基于項(xiàng)目組的農(nóng)戶調(diào)查。根據(jù)林改監(jiān)測(cè)問(wèn)題中關(guān)于林地流轉(zhuǎn)部分?jǐn)M定調(diào)查問(wèn)卷，沿用了原有問(wèn)卷的問(wèn)題設(shè)置，保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)一。于2017年7—9月，在廣東梅州和貴州黔東南地區(qū)開展農(nóng)戶調(diào)查，樣本分別為200份和300份，有效樣本量分別為164份和258份。所有調(diào)查樣本中參與林地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶一共為348戶，參與林地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶量分別為230戶和118戶，既轉(zhuǎn)出又轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶很少，且無(wú)法歸類，本研究不包括這類樣本。調(diào)查樣本中，甘肅和陜西僅有林地轉(zhuǎn)出，福建、江西的林地轉(zhuǎn)入戶總量大于林地轉(zhuǎn)出戶總量，總體參與林地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶比例僅為8.7%。

由表2可知，在參與林地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶中37.8%的農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模少于2 hm2，超過(guò)7 hm2的占29.2%，農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)?？傮w較小； 27.4%的農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地面積少于2 hm2，超過(guò)7 hm2的占36.5%，轉(zhuǎn)出林地規(guī)模較大。44.9%的農(nóng)戶僅轉(zhuǎn)出1塊林地，轉(zhuǎn)出林地在4塊及以內(nèi)的農(nóng)戶比例為94.6%。

表2 農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出及營(yíng)林規(guī)模情況Tab. 2 Forestland area transferred and managed by farmer households

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 門限效應(yīng)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果(表3、表4)表明，當(dāng)以農(nóng)戶家庭收入在村里水平為解釋變量時(shí)，農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模的雙重門限通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，但三重門限未通過(guò)檢驗(yàn)，即存在2個(gè)門限：γ1=18，其置信區(qū)間為[16, 20]；γ2=20，其置信區(qū)間為[18, 21]。當(dāng)以家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)為解釋變量時(shí)，農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模的雙重門限通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)，但三重門限仍未通過(guò)檢驗(yàn)，即也存在2個(gè)門限：γ1=18，置信區(qū)間為[16, 20]；γ2=20，置信區(qū)間為[18, 21]。以是否具有林權(quán)證為解釋變量時(shí)，農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模的單一門限通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，但雙重門限未通過(guò)檢驗(yàn)，即接受存在1個(gè)門限的假設(shè)：γ1=33.4，置信區(qū)間為[32, 37]。從以上門限值及其置信區(qū)間看，各門限變量高度集中在門限值附近，表明估計(jì)門限值與實(shí)際門限值比較符合。

表3 門限效應(yīng)及門限個(gè)數(shù)檢驗(yàn)①Tab. 3 Threshold effect and threshold number test

①P值與臨界值均采用“自抽樣發(fā)”(Bootstrap)獲得，Crit10、Crit5、Crit1分別表示在1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，***、**、*分別表示1%、5%、10%顯著水平。下同。BothPvalue and critical value were obtained by Bootstrap method. Crit10, Crit5 and Crit1 represent critical values at significant levels of 1%, 5% and 10%, respectively. ***,**,* respectively represent significant levels of 1%, 5% and 10%. The same below.

表4 門限值的估計(jì)結(jié)果及其置信區(qū)間Tab. 4 Threshold estimation results and confidence intervals

3.2 門限回歸

根據(jù)Wang(2015)提供的程序和命令，運(yùn)用Stata15.0進(jìn)行門限回歸。估計(jì)結(jié)果整體顯著(表5)，統(tǒng)計(jì)量F的參數(shù)分布是非標(biāo)準(zhǔn)的卡方分布。當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模越大時(shí)，農(nóng)戶營(yíng)林地塊也就越多，當(dāng)營(yíng)林規(guī)模達(dá)到一定程度，即地塊分散到一定程度時(shí)，農(nóng)戶兼顧到所有林地地塊的能力明顯不足，這時(shí)在相同外部激勵(lì)下，不同門限區(qū)間內(nèi)的農(nóng)戶就表現(xiàn)出明顯不同的轉(zhuǎn)出林地積極性。18 hm2及其以上的門限值表明農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的參照點(diǎn)較高，也從側(cè)面反映了農(nóng)戶何以轉(zhuǎn)出意愿較低，具體而言： 1) 從以農(nóng)戶家庭收入在村里水平為解釋變量的估計(jì)結(jié)果看，當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)?！?8 hm2時(shí)，農(nóng)戶對(duì)林地依賴度降低，轉(zhuǎn)出林地規(guī)模就越大，且影響顯著，但僅當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)?！?0 hm2時(shí)，農(nóng)戶對(duì)林地依賴度的作用系數(shù)明顯高于在其他門限區(qū)域的作用系數(shù)。另外，控制變量中，務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)對(duì)轉(zhuǎn)出林地規(guī)模具有顯著負(fù)向影響，家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力越多，營(yíng)林能力越強(qiáng)，轉(zhuǎn)出林地規(guī)模越小，甚至可能不轉(zhuǎn)出而傾向于轉(zhuǎn)入林地。農(nóng)戶申請(qǐng)林權(quán)抵押貸款會(huì)顯著降低轉(zhuǎn)出林地規(guī)模，且作用系數(shù)很大，明顯高于其他變量對(duì)轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的作用系數(shù)。

2) 從以家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)為解釋變量的估計(jì)結(jié)果看，當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模小于20 hm2時(shí)，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)對(duì)轉(zhuǎn)出林地規(guī)模具有顯著影響，其中，在[18, 20)區(qū)間時(shí)，具有顯著正向影響，且作用系數(shù)較大，當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模小于18 hm2時(shí)，具有顯著負(fù)向影響，即務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力對(duì)林地轉(zhuǎn)出的影響并不是單向的，而是雙向非線性的?？刂谱兞恐校瑧糁髂挲g對(duì)轉(zhuǎn)出林地規(guī)模具有顯著負(fù)向影響，即戶主年齡越大，轉(zhuǎn)出林地規(guī)模越小。農(nóng)戶家庭收入在村里水平對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模具有顯著正向影響，即農(nóng)戶對(duì)林地依賴度越低，轉(zhuǎn)出林地規(guī)模越大。農(nóng)戶申請(qǐng)林權(quán)抵押貸款仍會(huì)顯著降低轉(zhuǎn)出林地規(guī)模，且作用系數(shù)仍很大。

3) 從以農(nóng)戶是否擁有林權(quán)證為解釋變量的估計(jì)結(jié)果看，當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模小于33.4 hm2時(shí)，農(nóng)戶擁有林權(quán)證會(huì)降低轉(zhuǎn)出林地規(guī)模，但當(dāng)農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)?！?3.4 hm2時(shí)，擁有林權(quán)證的農(nóng)戶又會(huì)增加轉(zhuǎn)出林地規(guī)模，即該變量對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響也是雙向非線性的，但影響均不顯著。可能的原因： 一是樣本統(tǒng)計(jì)比較集中，超過(guò)90%的農(nóng)戶表示擁有林權(quán)證，未體現(xiàn)差異性； 二是變量本身影響不顯著，林權(quán)證帶給不同農(nóng)戶的安全感不同，當(dāng)林權(quán)證不具備農(nóng)戶認(rèn)定的安全感時(shí)，該變量對(duì)農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出林地的影響就不顯著(肖慧婷等， 2018)。

總體上，在控制變量中，戶主年齡和農(nóng)戶家庭收入在村里水平分別對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模具有顯著負(fù)向和正向影響。農(nóng)戶參與森林保險(xiǎn)會(huì)顯著增加轉(zhuǎn)出林地規(guī)模，且作用系數(shù)較大。但林種差異對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的影響不顯著。可能的解釋是，農(nóng)村土地?zé)o論是林地還是農(nóng)地，都承載著一定的生活保障功能，同時(shí)還因人格化而具有財(cái)產(chǎn)性功能，在農(nóng)村社會(huì)保障制度仍不健全的情況下，無(wú)論林地種植任何林種或樹種都不會(huì)顯著改變林地承載的特殊功能，也就不會(huì)影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地的規(guī)模。有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)的樹種無(wú)論是用材林、經(jīng)濟(jì)林還是竹林對(duì)農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出林地的影響都不顯著(肖慧婷等， 2018)。還有研究發(fā)現(xiàn)林地坡度與土壤質(zhì)量的交互作用(李彧揮等， 2012)、林地質(zhì)量(林麗梅等， 2016)、林地類型(王波等， 2017)均對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的影響不顯著。另外，農(nóng)戶是否遭遇森林災(zāi)害和是否有林權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的影響不顯著?？赡艿脑颍?一是樣本統(tǒng)計(jì)比較集中。超過(guò)90%的農(nóng)戶表示近3年沒(méi)有遭受森林災(zāi)害、沒(méi)有林權(quán)抵押貸款，變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果比較一致，樣本的離散程度較低。二是變量本身影響不顯著。對(duì)于林權(quán)抵押貸款而言，貸款周期、貸款程序和貸款利率在很大程度上影響了農(nóng)戶申請(qǐng)林權(quán)抵押貸款的積極性，更重要的是隨著城鎮(zhèn)化水平的逐漸提高與農(nóng)村勞動(dòng)力的不斷轉(zhuǎn)移，留守老人的營(yíng)林能力和意愿不高，申請(qǐng)林權(quán)抵押貸款的積極性也就不高，從而能否獲得林權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的影響也就不顯著。李彧揮等(2012)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，是否獲取林權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)戶是否愿意轉(zhuǎn)出林地的影響不顯著。另外，在政策性森林保險(xiǎn)廣泛覆蓋的背景下，農(nóng)戶營(yíng)林的抗風(fēng)險(xiǎn)能力增強(qiáng)，即使因森林災(zāi)害而造成木材損失，農(nóng)戶仍可獲得保險(xiǎn)理賠，保障財(cái)產(chǎn)收益，而不因遭遇森林災(zāi)害就轉(zhuǎn)出林地以獲取穩(wěn)定的租金收益，從而該變量對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的影響也就不顯著。

對(duì)比不同解釋變量的門限估計(jì)結(jié)果看，農(nóng)戶對(duì)林地的依賴度確實(shí)顯著影響林地轉(zhuǎn)出規(guī)模，且存在非線性特征，對(duì)土地依賴度降低，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模未必能顯著提高，表明對(duì)土地保障功能的替代能促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地，但對(duì)轉(zhuǎn)出規(guī)模的促進(jìn)作用有限。務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力總量對(duì)轉(zhuǎn)出林地行為存在雙向影響，當(dāng)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力增加對(duì)改善要素匹配的作用甚微時(shí)，只有通過(guò)轉(zhuǎn)出林地來(lái)實(shí)現(xiàn)林地資源配置效率的提高，即呈現(xiàn)出估計(jì)結(jié)果中的正向相關(guān)性； 相反，當(dāng)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力增加顯著促進(jìn)了要素匹配時(shí)，農(nóng)戶會(huì)降低林地轉(zhuǎn)出規(guī)模，從而表現(xiàn)出負(fù)向相關(guān)性。不同營(yíng)林規(guī)模下，林地確權(quán)的影響也是雙向的，表明確權(quán)強(qiáng)化了林地人格化特征，也降低了林地流轉(zhuǎn)的交易費(fèi)用，二者均衡依賴于一定的營(yíng)林規(guī)模，但影響不顯著，意味著確權(quán)對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響不如預(yù)想的關(guān)鍵。另外，需要注意的是農(nóng)村人口老齡化的影響。一般而言，戶主年齡越高，營(yíng)林能力越弱，轉(zhuǎn)出林地面積應(yīng)該越大，實(shí)際卻越少?？赡艿慕忉專?一是當(dāng)戶主年齡達(dá)到某一水平可能才會(huì)體現(xiàn)營(yíng)林能力的顯著下降，從而轉(zhuǎn)出林地； 二是當(dāng)農(nóng)村社會(huì)保障體制仍不健全時(shí)，由于林地承載著社保功能，戶主年齡越大，越可能繼續(xù)持有林地。

表5 農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的門限效應(yīng)估計(jì)結(jié)果①Tab. 5 Results of threshold effect estimation on the scale of forest land transferred out by farmers

①系數(shù)1、2、3是分別對(duì)應(yīng)Income、Labor和Certificate的估計(jì)結(jié)果，可參見Wang(2015)的研究。Coefficients 1, 2 and 3 are estimated results corresponding to income, labor and certificate respectively. Please refer to Wang (2015) for detail.

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從門限估計(jì)結(jié)果看，農(nóng)戶對(duì)林地的依賴度、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力規(guī)模和地權(quán)穩(wěn)定性對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模具有非線性影響，為檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，根據(jù)門限值將樣本農(nóng)戶劃分為不同的樣本組進(jìn)行重新估計(jì)。從統(tǒng)計(jì)情況看，營(yíng)林規(guī)?！?8 hm2的有40戶，≥20 hm2的有29戶，≥33.4 hm2的有22戶。以農(nóng)戶家庭收入在村里水平和家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)為解釋變量的營(yíng)林規(guī)模門限值相同，分別為18 hm2和20 hm2，從而將樣本農(nóng)戶以門限值為節(jié)點(diǎn)，劃分成3組； 以農(nóng)戶是否擁有林權(quán)證為解釋變量的營(yíng)林規(guī)模門限值僅1個(gè)，為33.4 hm2，從而將樣本農(nóng)戶劃分為2組(2)1)以門限值劃分樣本后，在控制變量賦值為0或1的變量中有的變量全部為1或全部為0，如是否有林權(quán)抵押貸款，該項(xiàng)就均為0，估計(jì)中就自動(dòng)剔除了這類變量。。從估計(jì)結(jié)果(表6)看，農(nóng)戶家庭收入在村里水平和家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響方向與門限估計(jì)結(jié)果一致，其中，在小于18 hm2樣本估計(jì)結(jié)果中，務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力的影響不顯著，在大于或等于20 hm2的樣本估計(jì)結(jié)果中，農(nóng)戶家庭收入在村里水平的影響不顯著，而這二者在門限估計(jì)中均顯著，這可能與分組樣本量較少有關(guān)。另外，農(nóng)戶是否擁有林權(quán)證對(duì)轉(zhuǎn)出林地規(guī)模的影響方向與門限估計(jì)結(jié)果一致，而且均不顯著。不同樣本組的估計(jì)結(jié)果中解釋變量的影響系數(shù)大小對(duì)比情況，與門限估計(jì)的結(jié)果相似?？傮w上，農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出規(guī)模的門限估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)定。

表6 門限效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)①Tab. 6 Robustness test of threshold effect

①括號(hào)中數(shù)值為系數(shù)對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤。 The value in brackets is the standard error corresponding to the coefficient.

4 討論

由于多數(shù)樣本農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模低于門限值，即使緩解農(nóng)戶的林地依賴或促進(jìn)非農(nóng)轉(zhuǎn)移，仍難有效激活林地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，對(duì)此，改善林地細(xì)碎化、走向規(guī)模經(jīng)營(yíng)可大致分3種情況來(lái)討論： 一是在農(nóng)戶對(duì)林地依賴度很低的地區(qū)，林地流轉(zhuǎn)租金對(duì)家庭福利的邊際影響趨于零甚至為負(fù)，可考慮行政干預(yù)，在保障村民利益的基礎(chǔ)上，村集體按照流轉(zhuǎn)政策程序，組織流轉(zhuǎn)，由地方政府負(fù)擔(dān)交易費(fèi)用，農(nóng)戶分享流轉(zhuǎn)收益。行政資源由鼓勵(lì)農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)向組織農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)配置。二是在農(nóng)戶對(duì)林地依賴度很高的地區(qū)，土地承載的福利功能較強(qiáng)，配套政策如林權(quán)抵押、森林保險(xiǎn)強(qiáng)化了農(nóng)戶的林地財(cái)產(chǎn)性權(quán)利，可考慮通過(guò)林地要素入股以分享增值收益的合作形式來(lái)實(shí)現(xiàn)林地整合，行政資源向林地經(jīng)營(yíng)合作方面傾斜。三是在農(nóng)戶對(duì)林地依賴度一般的地區(qū)，土地承載了一定的價(jià)值功能，既可能通過(guò)提高農(nóng)戶的非農(nóng)收入或非農(nóng)轉(zhuǎn)移程度，促進(jìn)林地轉(zhuǎn)出，也可能根據(jù)地區(qū)林地資源稟賦，鼓勵(lì)農(nóng)戶走向合作，但都需要一定示范來(lái)引導(dǎo)行政著力方向。而對(duì)于少數(shù)高于門限值的情況： 一是對(duì)轉(zhuǎn)出戶而言，進(jìn)一步規(guī)范林地流轉(zhuǎn)程序和流轉(zhuǎn)合同，降低流轉(zhuǎn)過(guò)程的交易費(fèi)用、減少林權(quán)糾紛，穩(wěn)固農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出積極性。二是對(duì)轉(zhuǎn)入戶而言，鼓勵(lì)農(nóng)戶走向家庭林場(chǎng)或聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，林業(yè)金融方面的配套政策服務(wù)有利于提高營(yíng)林收益增量，穩(wěn)固林地轉(zhuǎn)入積極性。

需要強(qiáng)調(diào)的是，農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)行為的門限效應(yīng)假設(shè)或猜想最初源于調(diào)查實(shí)踐的感知，落實(shí)到實(shí)證檢驗(yàn)上是一項(xiàng)全新嘗試的開始，受限于樣本數(shù)據(jù)，本研究未能構(gòu)建多時(shí)期跟蹤監(jiān)測(cè)的面板數(shù)據(jù)，而且多地塊流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶較少，也僅構(gòu)建了最大4個(gè)地塊的面板數(shù)據(jù)。另外，本研究未能進(jìn)一步考察農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模門限的精確性，更多是檢驗(yàn)是否存在門限效應(yīng)及其表征，門限效應(yīng)本身還具有情境依賴性，不同條件下的門限值不同，更深入的研究還需要根據(jù)地理?xiàng)l件差異、林種或樹種分區(qū)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)或生態(tài)功能分區(qū)等方面細(xì)分后再檢驗(yàn)。同時(shí)，研究的政策寓意也存在自身局限，地方政府主導(dǎo)的林地流轉(zhuǎn)存在損害農(nóng)戶自主交易權(quán)利和利益的風(fēng)險(xiǎn)，不可否認(rèn)提高林地資源配置效率確實(shí)需要持續(xù)的努力，盡管如此，在檢驗(yàn)農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)決策行為的門限效應(yīng)基礎(chǔ)上，政策寓意可作為一種嘗試，發(fā)現(xiàn)潛在的可能。

5 結(jié)論

基于國(guó)家林業(yè)局2016年集體林權(quán)制度改革監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)及2017年廣東和貴州的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究運(yùn)用Hansen(2000)提出的門限模型進(jìn)行估計(jì)，從樣本農(nóng)戶中篩選出參與林地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶，按農(nóng)戶擁有的地塊構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶營(yíng)林規(guī)模對(duì)林地轉(zhuǎn)出規(guī)模的影響依不同的解釋變量存在不同的門限水平，當(dāng)以農(nóng)戶家庭收入在村里水平和以家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)為解釋變量時(shí)，均存在雙重門限，其值均分別為18 hm2和20 hm2，前者在3個(gè)門限區(qū)域內(nèi)均表現(xiàn)為正向影響，后者在第2個(gè)門限區(qū)域內(nèi)表現(xiàn)為正向影響，其他為負(fù)向影響。當(dāng)以是否具有林權(quán)證為解釋變量時(shí)，僅有單一門限，其值為33.4 hm2，在2個(gè)門限區(qū)域內(nèi)均表現(xiàn)為雙向影響。可看出，農(nóng)戶對(duì)林地依賴度降低，轉(zhuǎn)出林地規(guī)模未必能顯著提高，即對(duì)土地保障功能的替代僅在一定營(yíng)林規(guī)模門限區(qū)域內(nèi)能促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地規(guī)模，也就意味著處于門限區(qū)域內(nèi)的地區(qū)林地流轉(zhuǎn)率就相對(duì)較高。另外，林地確權(quán)的影響也是雙向的，表明確權(quán)強(qiáng)化了林地的人格化特征，也降低了林地流轉(zhuǎn)的交易費(fèi)用，二者均衡依賴于一定的營(yíng)林規(guī)模，但影響不顯著，意味著確權(quán)對(duì)林地流轉(zhuǎn)的影響可能不如預(yù)想的關(guān)鍵。