全 文 ：第 49 卷 第 6 期
2 0 1 3 年 6 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 49，No. 6
Jun．，2 0 1 3
doi:10．11707 / j．1001-7488．20130619
收稿日期: 2013 － 03 － 13; 修回日期: 2013 － 04 － 20。
基金项目: 国家自然科学基金项目(71003007) ; 中央高校基本科研业务费专项资金(TD2012 － 09)。
* 谢屹为通讯作者。
集体林权制度改革中的农户森林经营行为与影响因素*
———以福建省邵武市和尤溪县为例
王小军 谢 屹 王立群 温亚利
(北京林业大学经济管理学院 北京 100083)
摘 要: 森林经营问题在新一轮集体林权制度改革中得到重视。以福建省邵武市和尤溪县作为研究区域，通过
156 个农户样本数据，分析农户造林、砍杂、施肥和管护 4 方面的森林经营行为现状; 基于利润最大化理论，选择
Probit模型，分析家庭、林地、非林生产、林业生产、制度因素 5 方面 17 个变量对农户森林经营行为的影响。研究表
明: 农户造林、砍杂、施肥和管护 4 类森林经营活动的参与性分别为 64. 1%、36. 5%、33. 3%和 46. 2% ; 造林行为受
户主受教育水平、户主是否主要从事农林业超过 10 年、用材林比重、林改前是否进行过造林、家庭耕地面积、非农
收入占家庭总收入比重的影响显著; 砍杂行为受户主年龄、家庭劳动力数量、林地是否距家庭远、林改前是否进行
过造林、农户是否对经营制度改革满意的影响显著; 施肥行为受户主是否主要从事农林业超过 10 年、家庭劳动力
数量、林地是否距家庭远、非农收入占家庭收入比重、是否对税费制度改革满意、是否对经营制度改革满意的影响
显著; 管护行为受新一轮集体权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积比重、林地是否距家庭远、是否计划修建
林道的影响显著。为提高农户森林经营积极性，需要关注农户家庭、林地、非林生产和林业生产方面的特殊性，优
化有助于农户提高营林收益和降低营林成本的制度措施。
关键词: 农户; 森林经营; 影响因素; 集体林权制度改革; 福建
中图分类号: F307. 2 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2013)06 － 0135 － 08
Factors Affecting Farmers’Forest Management Behaviors in the Reform of
Collective Forest Property Right System:
Cases in Shaowu City and Youxi County of Fujian Province
Wang Xiaojun Xie Yi Wang Liqun Wen Yali
(College of Economics ＆ Management，Beijing Forestry University Beijing 100083)
Abstract: Forest management issues have received attention in the new round of the collective forest property right
system reform． This research was conducted in Shaowu city and Youxi county of Fujian province． Based on a questionnaire
from 156 farmers about their managing activities of plantation，weeding，fertilizing and protection，we analyzed impacts of
17 variables of 5 factors including family，forest land，non-forestry production，forestry production，and institution，on
farmers forest management behaviors by employing the Probit regression model and the profit-maximization theory． The
result showed that farmers participation rates of plantation，thinning，fertilizer，and protection were 64. 1%，36. 5%，
33. 3% and 46. 2%，respectively． The plantation behaviors were significantly affected by educational level，and whether
or not engaging in agriculture and forestry management over 10 years of head of the household，percentage of timber forests
to total forestland owned by family，whether or not the farmers conducted afforestation before the forest right reform，
cropland area owned by family，and percentage of off-farm income to total income of family． The thinning behaviors were
significantly affected by age of head of the household，number of family labor，whether or not the forest land was far away
from family house，whether or not the farmers conducted afforestation before this right reform，and whether the farmer was
satisfied to the management system reform． The fertilizer behaviors were significantly affected by whether head of the
household was engaged in agriculture and forestry over 10 years，number of family labor，whether the forest land was far
away from family house，percentage of off-farm income to total income of the family，whether the farmer was satisfied to the
taxation system reform，and whether satisfied to the management system． The protection behaviors were significantly
林 业 科 学 49 卷
affected by percentage of the newly obtained forest land from the new round of reform to total forest land owned by family，
whether the forest land was far away from family house，and whether planning to construct a forest road． In order to inspire
farmers forest management willingness， the characteristics of farmers family， forest land，non-forestry and forestry
production should be taken into account and then the institution measures should be improved to facilitate farmers gain
higher benefit and take lower cost．
Key words: farmer; forest management; influential factors; the reform of collective forest property right system; Fujian
Province
森林经营是我国集体林区农户的一项重要经济
活动，也是提高森林资源配置效率、提升森林资源质
量的重要途径。放活森林经营，激活森林经营意愿，
提高农户的森林经营收入，是自 2003 年开展以来的
新一轮集体林权制度改革中的重要内容 (张秀丽
等，2011)，关注农户森林经营行为具有显著的现实
意义。
在全球范围内，许多研究关注了森林权属制度
改革对农户森林经营行为的影响，具体包括改革对
森林经营效率、毁林事件、森林营造、林业投资、林地
分 配 等 方 面 的 影 响 ( Wallace et al．， 1986;
Mendelsohn， 1994; Deacon， 1994; Place et al．，
2000 )。 Mendelsohn ( 1994 )、Deacon ( 1994 ) 和
Laarman(1996)认为，如果土地产权安全性提高，那
么森林经营效率将必然提高。 Place 和 Otsuka
(1997) 提出，土地私有化将促进林业投资。林地和
林木产权安全的缺失将直接导致营造林投入得不到
保障，营林主将不具有投资意愿(Zhang et al．，1996;
Place et al．，2000; Owubah et al．，2001); 反之，如果
产权期限更长和产权内涵界定的更为清楚，将对造
林产生更为显著的激励作用 ( Zhang et al．，1996)。
产权期限的长短决定农户种植经营收获期更长的林
木还是收获期更短的农作物( Sellers，1988)。国外
的相关研究为开展森林经营行为研究提供了方法、
视角选择和内容设计等方面的有益借鉴。
随着我国集体林权制度改革的深入开展，在集
体林权制度改革对森林经营行为的影响方面进行了
较多的研究。陈锡文(2006)提出，集体林权制度改
革具有显著成效，激发了农户参与森林经营的积极
性，促使家庭联产承包责任制从农业向林业进行了
有效拓展和延伸。改革的积极成效还体现在，区域
经济得以发展，森林资源得以增长，林业投资得以促
进，造林积极性得以激活 (张海鹏等，2009; 刘珉，
2011)。进一步的研究表明，改革中形成的新制度
安排，诸如限额采伐制度、资金的可获性、林业技术
和林地数量等，决定了农户的林业投资意愿 (张俊
清等，2008; 黄安胜等，2008)，也导致农户木材生
产活动更为活跃(鄢哲等，2008; 尹航等，2010; 张
英等，2012)。集体林权制度改革在促使林农增收
和改善生活水平方面发挥了重要作用 (张蕾等，
2008)，有助于改善林农福利(孔凡斌，2008)。现有
文献表明，在关于森林经营行为研究方面，对于造
林、采伐等特定环节的关注较多，但对于砍杂、施肥
等环节的研究较为缺乏。
基于上述理论研究成果，本研究在研究视角方
面予以了拓展，不仅包括多数学者关注的造林行为
( Zhang et al．，1996; 刘珉，2011)，还涵盖了砍杂、施
肥和管护等营林活动; 在研究方法上，基于实地调
研获取的一手数据，通过构建分析模式，开展了定量
分析。本研究有助于丰富农户微观主体层面的相关
研究，提供量化分析模型构建的学术借鉴，研究结果
可为深化集体林权制度改革提供科学决策依据。
1 分析模型构建
森林经营是一个复合概念，包括造林、抚育、管
护等多个环节。在造林环节，通常需要开展机械整
地、化学整地、炼山和施肥等基础性工作，然后进行
挖穴和种植。当造林完成后，进入抚育和管护等营
林环节，需要开展施肥、抚育伐、病虫害防治、间伐、
立木改进等工作。农户森林经营行为包括农户决定
是否开展森林经营活动，以及如何组合投入生产要
素。在发展中国家，分析农户森林经营行为应选择
利润最大化理论作为基础，即农户森林经营行为取
决于利润实现状况，具体包括收益与成本 2 个方面
(Zhang et al．，2007)。由此，影响收益和成本的因素
都将对农户森林经营行为产生影响。结合现有研究
成果，本研究重点探析农户家庭特征、林地条件、林
业生产特征、非林因素、政策变量 5 方面因素对森林
经营行为的影响(Mercer et al．，1998; Zhang et al．，
2001; Pattanayak et al．，2003)。为较为系统地展现
森林经营行为，本研究同时考察了造林、砍杂、施肥、
管护 4 种活动。由此形成的实证分析模型为:
Yi = fi(HD，FP，FM，NF，IA)， i = 1，2，3，4。
式中，作为被解释变量的 Y1 代表农户是否进行了造
631
第 6 期 王小军等: 集体林权制度改革中的农户森林经营行为与影响因素———以福建省邵武市和尤溪县为例
林，赋值 1 表示进行了造林，赋值 0 表示没有造林;
Y2 代表农户是否进行了砍杂，Y3 代表农户是否进行
了施肥，Y4 代表农户是否开展了防火、防虫、防盗等
管护工作，赋值 1 时均为肯定，赋值 0 则为否定。
模型中参与解释的因素含义和组成如下: 第
一，HD 代表农户家庭人口特征，包括户主年龄(在
模型中用 AGE 表示)、受教育水平(EDU)、是否主
要从事农林业(FARM)、是否从事农林业超过 10 年
(FARM10，即是否长期从事农林业)、家庭劳动力数
量(LABOR)5 个变量，其中“是否主要从事农林业
(FARM)”系由投工比重来测算，若投入农林业生产
工时占总工时的比重超过 50%，则被视为“主要从
事农林业”，即 FARM 赋值为 1; 第二，FP 代表林地
特征，包括用材林地占家庭林地总面积的比重(表
示为 TIMBER )、竹林占家庭林地总面积的比重
(BAMBOO)、新一轮集体林权制度改革中获得的林
地占家庭林地总面积的比重(RECREF)、林地离家
庭距离是否远(DIS)4 个变量; 第三，FM 代表家庭
林业生产特征，包括是否计划修建林道 (表示为
ROAD)、是否更愿意经营纯林(PURE)、是否在林改
前进行过造林(PLANT03)3 个变量; 第四，NF 代表
非林因素影响，其中用耕地面积(表示为 CROP)表
示农业生产情况及其重要性，用非农收入占家庭收
入比重(OFFINC)代表非农收入状况及其重要性;
第五，IA 代表集体林权制度改革构成的影响，通过
农户对改革中形成的新制度安排的主观评价予以表
现，包 括 权 属 制 度 改 革 构 成 的 影 响 ( 表 示 为
TENURE)、税费制度改革构成的影响(TAX)和经营
制度改革构成的影响(QUOTA)，其中权属制度改革
以林地使用权的分配和确权为主，税费制度改革以
降低育林基金等税费征收标准为主，经营制度改革
主要以减少现行的限额采伐制度约束为主。
由于被解释变量“农户是否参与森林经营”为
0、1 变量，可选择 Logit 模型和 Probit 模型估算参数。
鉴于 2 个模型回归结果无本质区别，本研究仅报告
Probit 模型的结果，其中边际影响因为篇幅原因不
做详细解释。模型参数估算过程采用了 Stata 13. 0
计量回归软件。
2 数据获取与描述统计分析
本研究使用的数据来自于 2011 年 3 月在福建
省邵武市加尚村、尚读村，尤溪县麻洋村、山连村开
展的实地调研，反映的是 2010 年当地农户家庭、经
济、资源、林业生产、制度认知等方面的情况。4 个
样本村森林资源丰富，森林经营程度活跃，林业专业
合作程度高，能较好地代表区域特征。农户样本
180 个，通过随机抽样获取; 剔除数据缺漏等样本，
进入 分 析 的 有 效 问 卷 为 156 份，问 卷 有 效 率
为 86. 67%。
在 4 项森林经营活动的参与方面，64. 1% 的农
户进行了造林，36. 5%的农户进行了砍杂，46. 2%的
农户进行了施肥，33. 3%的农户进行了防火、防虫、
防盗等森林管护活动，略少于进行了砍杂的农户
(表 1)。
在家庭特征类解释变量方面，户主的平均年龄
为 50. 1 岁，受教育水平主要集中在初中、高中，
68. 6%的户主主要从事农业生产劳动，60. 3% 的户
主表示从事农林业超过 10 年，户均劳动力数量在
2. 9 人; 在林地特征方面，用材林面积占家庭林地总
面积比重为 46. 1%，竹林面积平均占家庭林地总面
积比重为 1. 3%，新一轮集体林权制度改革中获得
的新增林地面积比重为 32. 6%，21. 1%的农户表示
林地与家庭距离远; 在林业生产特征方面，12. 8%
的农户计划修建林道，46. 2%的农户倾向于经营纯
林，只有 7%的农户在林改前进行过造林; 在非林因
素中，家庭平均耕地面积为 0. 4 hm2，非农收入比重
为 67. 5% ; 在制度变量方面，79. 5% 的农户对权属
制度改革满意，33. 3%的农户对税费制度改革满意，
41%的农户对经营制度改革满意。
3 结果与分析
3. 1 造林行为的影响因素
农户造林行为影响因素的 Probit 回归模型的对
数似然值( ln lik． )为 － 80. 32，表明所有解释变量对
被解释变量具有显著影响(P ＜ 0. 01)，模型的估计
准确率为 71. 79%。回归结果详见表 2。在家庭人
口特征变量中，户主受教育水平的影响为正 ( P ＜
0. 10)，表明户主受教育水平越高，越有可能进行造
林; 是否长期从事农林业对是否进行造林具有显著
的负影响(P ＜ 0. 10)，表明若长期从事农林业，反而
造林的可能性更低; 户主年龄、是否主要从事农林
业和家庭劳动力数量对造林行为没有显著影响。就
林地特征而言，用材林在家庭林地总面积的比重对
造林行为具有正的显著影响(P ＜ 0. 10)，表明用材
林地比重越大，农户造林可能性越高; 竹林占家庭
林地总面积、在新一轮集体林权制度中获得的林地
占家庭林地总面积的比重、林地与家庭距离远对造
林行为不具有显著影响。在林业生产特征类变量
中，是否在林改前进行过造林对造林行为具有显著
的负影响((P ＜ 0. 01)，表明林改前进行过造林，那
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林 业 科 学 49 卷
么当前则更不可能进行造林; 是否有林道修建计
划、是否更愿意经营纯林对当前的造林行为没有显
著影响。就非林因素而言，家庭耕地面积具有显著
的正影响(P ＜ 0. 05)，而非农收入占总收入比重具
有显著的负影响(P ＜ 0. 10)。此外，是否对权属制
度改革满意、是否对税费制度改革满意和是否对经
营制度改革满意 3 项制度变量对造林行为均不具有
显著影响。
表 1 农户森林经营行为及影响因素变量描述
Tab． 1 Descriptive analysis of forest management behavior and influential factors
变量
Variable
定义
Definition
均值
Mean
标准差
SD
最小值
Min．
最大值
Max．
被解释变量 Dependent variables
Y1 (PLANT) 0. 641 0. 481 0 1
Y2 (THIN) 0. 365 0. 483 0 1
Y3 (FERT) 0. 333 0. 473 0 1
Y4 (PROT) 0. 462 0. 500 0 1
解释变量 Independent variables
AGE 户主年龄 Age of head of household / a 50. 103 11. 543 26 80
EDU
户主受教育水平 (0 = 文盲，1 = 小学，2 = 初中，3 = 高中，4 = 大学及以上 )
Educational degree of head of household ( 0 = illiterate; 1 = primary school; 2 =
middle school; 4 = high school; 5 = university and above)
2. 654 0. 885 1 5
FARM 户主是否主要从事农林业
( 1 = 是，0 = 否 ) Whether head of household mainly
engaged in agriculture and forestry (1 = yes，0 = not)
0. 686 0. 466 0 1
FARM10 户主是否主要从事农林业超过
10 年(1 = 是，0 = 否)Whether head of household
engaged in agriculture and forestry longer than 10 years (1 = yes，0 = not)
0. 603 0. 491 0 1
LABOR 家庭劳动力数量(人)Amount of labor force owned by family ( persons) 2. 872 1. 211 0 6
TIMBER 用材林占家庭林地总面积比重
Percentage of timber land to total forest land owned
by family (% )
0. 461 0. 471 0 1
BAMBOO 竹林占家庭林地总面积比重
Percentage of bamboo land to total forest land owned
by family (% )
0. 013 0. 095 0 1
RECREF
新一轮集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重 Percentage of
forest land achieved in this new round of reform to total forest land owned by
family (% )
0. 326 0. 412 0 1
DIS 林地是否距离家庭远
( 1 = 是，0 = 否 ) Whether forest land being far away from
family house (1 = yes，0 = not)
0. 212 0. 410 0 1
ROAD 是否计划修建林道
(1 =是，0 =否)Whether plan to construct forest road (1 = yes，
0 = not)
0. 128 0. 335 0 1
PURE 是否更愿意经营纯林
(1 = 是，0 = 否)Whether prefer to manage pure forest (1 =
yes，0 = not)
0. 462 0. 500 0 1
PLANT03 林改前是否进行过造林
(1 = 是，0 = 否)Whether afforest before this new round of
reform (1 = yes，0 = not)
0. 071 0. 257 0 1
CROP 家庭耕地面积 Cropland area owned by family / hm2 0. 409 0. 385 0 2. 767
OFFINC 非农收入占家庭总收入比重
Percentage of off-farm income to total income of family
(% )
0. 675 0. 383 0 1
TENURE 农户是否对权属制度改革满意
(1 = 是，0 = 否) Whether being satisfied to reform
of property right system(1 = yes，0 = not)
0. 795 0. 405 0 1
TAX 农户是否对税费制度改革满意
(1 =是，0 =否)Whether being satisfied to reform of
taxation system(1 = yes，0 = not)
0. 333 0. 473 0 1
QUOTA 农户是否对经营制度改革满意
( 1 = 是，0 = 否 ) Whether being satisfied to
management system(1 = yes，0 = not)
0. 410 0. 493 0 1
3. 2 砍杂行为的影响因素
农户砍杂行为影响因素的 Probit 回归模型的对
数似然值( ln lik． )为 － 60. 25，表明所有解释变量对
被解释变量具有显著影响(P ＜ 0. 01)，模型的估计准
确率为 82. 05%。回归结果详见表 3。在家庭人口特
征变量中，户主年龄的影响为负(P ＜ 0. 05)，表明户
主年龄越大，越不可能进行造林; 家庭劳动力数量的
影响为正(P ＜ 0. 10)，表明家庭劳动力数量越多，则
越可能进行砍杂; 户主受教育水平、是否主要从事农
林业和是否长期从事农林业对砍杂行为没有显著影
响。就林地特征而言，林地与家庭距离远对砍杂行为
具有正的显著影响(P ＜ 0. 01)，表明林地距离家庭越
远，农户砍杂行为越有可能; 用材林占家庭林地总面
积的比重、竹林占家庭林地总面积的比重、在新一轮
831
第 6 期 王小军等: 集体林权制度改革中的农户森林经营行为与影响因素———以福建省邵武市和尤溪县为例
集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积
的比重对砍杂行为不具有显著影响。在林业生产特
征类变量中，是否在林改前进行过造林对砍杂行为的
影响为正(P ＜ 0. 10)，表明林改前进行过造林，当前
则更可能进行砍杂; 是否有林道修建计划、是否更愿
意经营纯林对当前的砍杂行为没有显著影响。在非
林因素方面，家庭耕地面积和非农收入占总收入比重
均不具有显著影响。在 3 个制度变量中，是否对经营
制度改革满意对砍杂行为具有正的显著影响(P ＜
0. 05)，是否对权属制度改革满意、是否对税费制度改
革满意则不具有显著影响。
表 2 农户造林行为影响因素的 Probit 模型回归结果①
Tab． 2 Results of the Probit model on plantation
participation behavior
解释变量
Explanatory variables
系数
Coefficient
边际影响
Marginal effect
标准误
Std． error
家庭人口特征 Demographic characteristics
AGE 0. 014 0. 005 0. 013
EDU 0. 281 * 0. 097 * 0. 165
FARM 0. 212 0. 074 0. 313
FARM10 － 0. 573 * － 0. 189 * 0. 327
LABOR － 0. 130 － 0. 045 0. 103
林地特征 Forest plot characteristics
TIMBER 0. 514 * 0. 176 * 0. 295
BAMBOO － 1. 293 － 0. 444 1. 788
RECREF － 0. 207 － 0. 071 0. 378
DIS － 0. 065 － 0. 023 0. 362
森林经营特征 Forest management characteristics
ROAD － 0. 238 － 0. 085 0. 442
PURE 0. 237 0. 081 0. 260
PLANT03 － 1. 497＊＊＊ － 0. 544＊＊＊ 0. 534
非林因素影响 Non-forestry factors
CROP 1. 598＊＊ 0. 549＊＊ 0. 669
OFFINC － 0. 611 * － 0. 210 * 0. 349
制度因素 Institutional factors
TENURE － 0. 460 － 0. 145 0. 311
TAX － 0. 037 － 0. 013 0. 282
QUOTA 0. 446 0. 149 0. 290
统计诊断 Statistical diagnosis
ln lik． － 80. 32＊＊＊
Chi-squared 43. 05
Pseudo R2 0. 211
Correct rate of prediction 71. 79%
N 156
①* ，P ＜ 0. 1; ＊＊，P ＜ 0. 05; ＊＊＊，P ＜ 0. 01． 下同。The
same below．
3. 3 施肥行为的影响因素
农户施肥行为影响因素的 Probit 回归模型的对
数似然值( ln lik． )为 － 80. 19，表明所有解释变量对
被解释变量具有显著影响(P ＜ 0. 01)，模型的估计
准确率为 75. 00%。回归结果详见表 4。在家庭人
口特征变量中，户主是否长期从事农林业的影响为
正(P ＜ 0. 05)，表明户主从事农林业时间越长，越可
能进行施肥; 家庭劳动力数量的影响为负 ( P ＜
0. 01)，表明家庭劳动力数量越多，则越不可能进行
施肥; 户主年龄、户主受教育水平、是否主要从事农
林业对施肥行为没有显著影响。就林地特征而言，
林地与家庭距离远对施肥行为具有正的显著影响
(P ＜ 0. 05)，表明林地距离家庭越远，农户施肥行为
可能性越高; 用材林占家庭林地总面积的比重、竹
林占家庭林地总面积的比重、在新一轮集体林权制
度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重对施
肥行为不具有显著影响。在林业生产特征类变量
中，是否有林道修建计划、是否更愿意经营纯林、是
否在林改前进行过造林 3 个指标对当前的施肥行为
均没有显著影响。在非林因素方面，家庭耕地面积
没有显著影响，但非农收入占总收入比重具有正的
显著影响(P ＜ 0. 10)。在制度变量中，是否对权属
制度改革满意对施肥行为没有显著影响，是否对税
费制度改革满意(P ＜ 0. 10)和是否对经营制度改革
满意(P ＜ 0. 05)2 个指标对施肥行为具有正的显著
影响。
表 3 农户砍杂行为的 Probit 模型回归结果
Tab． 3 Results of the Probit model on thinning behavior
解释变量
Explanatory variables
系数
Coefficient
边际影响
Marginal effect
标准误
Std． error
家庭人口特征 Demographic characteristics
AGE － 0. 035＊＊ － 0. 012 4＊＊ 0. 015 1
EDU － 0. 270 － 0. 096 2 0. 184
FARM － 0. 581 － 0. 214 0. 385
FARM10 0. 372 0. 130 0. 368
LABOR 0. 220 * 0. 078 5 * 0. 123
林地特征 Forest plot characteristics
TIMBER － 0. 499 － 0. 178 0. 336
BAMBOO － 1. 586 － 0. 566 1. 535
RECREF 0. 563 0. 201 0. 397
DIS 2. 641＊＊＊ 0. 795＊＊＊ 0. 479
森林经营特征 Forest management characteristics
ROAD － 0. 144 － 0. 049 9 0. 496
PURE － 0. 282 － 0. 099 9 0. 299
PLANT03 1. 041 * 0. 397 * 0. 592
非林因素 Non-forestry factors
CROP 0. 304 0. 108 0. 434
OFFINC － 0. 408 － 0. 145 0. 379
制度因素 Institutional factors
TENURE 0. 063 0. 022 0. 352
TAX － 0. 268 － 0. 093 0. 317
QUOTA 0. 714＊＊ 0. 257＊＊ 0. 336
统计诊断 Statistical diagnosis
ln lik． － 60. 25＊＊＊
Chi-squared 84. 31
Pseudo R2 0. 412
Correct rate of prediction 82. 05%
N 156
931
林 业 科 学 49 卷
表 4 农户施肥行为的 Probit 模型回归结果
Tab． 4 Results of the Probit model on fertilizer
input behavior
解释变量
Explanatory variables
系数
Coefficient
边际影响
Marginal effect
标准误
Std． error
家庭人口特征 Demographic characteristics
AGE － 0. 014 － 0. 006 0. 012
EDU 0. 143 0. 057 0. 162
FARM － 0. 144 － 0. 057 0. 323
FARM10 0. 691＊＊ 0. 265＊＊ 0. 314
LABOR － 0. 320＊＊＊ － 0. 127＊＊＊ 0. 108
林地特征 Forest plot characteristics
TIMBER 0. 268 0. 106 0. 290
BAMBOO 0. 454 0. 180 1. 475
RECREF 0. 116 0. 046 0. 351
DIS 0. 810＊＊ 0. 313＊＊ 0. 342
森林经营特征 Forest management characteristics
ROAD 0. 235 0. 094 0. 429
PURE 0. 072 0. 029 0. 258
PLANT03 0. 394 0. 156 0. 541
非林因素 Non-forestry factors
CROP 0. 248 0. 098 0. 384
OFFINC 0. 674 * 0. 267 * 0. 348
制度因素 Institutional factors
TENURE 0. 211 0. 083 0. 307
TAX 0. 475 * 0. 188 * 0. 268
QUOTA 0. 723＊＊ 0. 282＊＊＊ 0. 286
统计诊断 Statistical diagnosis
ln lik． － 80. 19＊＊＊
Chi-squared 54. 96
Pseudo R2 0. 255
Correct rate of prediction 75. 00%
N 156
3. 4 管护行为的影响因素
农户管护行为影响因素的 Probit 回归模型的对
数似然值( ln lik． )为 － 75. 53，表明所有解释变量对
被解释变量具有显著影响(P ＜ 0. 01)，模型的估计
准确率为 79. 47%。回归结果详见表 5。在家庭人
口特征变量中，户主年龄、户主受教育水平、是否主
要从事农林业、是否长期从事农林业和家庭劳动力
数量 5 项指标对防火、防虫、防盗等管护行为均没有
显著影响。就林地特征而言，在新一轮集体林权制
度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重对管
护行为具有正的影响(P ＜ 0. 01)，表明若在此次林
改中得到的林地数量占家庭林地总量的比重越大，
那么农户开展管护工作的可能性越高; 林地是否距
离家庭远对管护行为具有正的显著影响 ( P ＜
0. 05)，表明林地距离家庭越远，农户参与管护的可
能性越高; 用材林占家庭林地总面积的比重、竹林
占家庭林地总面积的比重对管护行为不具有显著影
响。在林业生产特征类变量中，是否有林道修建计
划对管护行为具有显著影响(P ＜ 0. 05)，是否更愿
意经营纯林、是否在林改前进行过造林 2 个指标对
当前的管护行为均没有显著影响。在非林因素方
面，家庭耕地面积和非农收入占总收入比重均没有
显著影响。在制度变量中，是否对权属制度改革满
意、是否对税费制度改革满意和是否对经营制度改
革满意 3 个指标对管护行为也没有显著影响。
表 5 农户管护行为的 Probit 模型回归结果
Tab． 5 Results of the Probit model on forest
protection behavior
解释变量
Explanatory variables
系数
Coefficient
边际影响
Marginal effect
标准误
Std． error
家庭人口特征 Demographic characteristics
AGE － 0. 005 － 0. 002 0. 013
EDU － 0. 016 － 0. 006 0. 162
FARM － 0. 129 － 0. 046 0. 325
FARM10 － 0. 049 5 － 0. 017 0. 321
LABOR － 0. 029 － 0. 010 0. 106
林地特征 Forest plot characteristics
TIMBER － 0. 220 － 0. 077 0. 306
BAMBOO 0. 432 0. 151 1. 484
RECREF 1. 010＊＊＊ 0. 353＊＊＊ 0. 366
DIS 0. 968＊＊＊ 0. 362＊＊＊ 0. 332
森林经营特征 Forest management characteristics
ROAD 0. 946＊＊ 0. 359＊＊ 0. 411
PURE 0. 377 0. 132 0. 266
PLANT03 0. 013 0. 004 0. 472
非林因素 Non-forestry factors
CROP 0. 517 0. 181 0. 403
OFFINC － 0. 078 － 0. 027 0. 354
制度因素 Institutional factors
TENURE 0. 044 5 0. 015 0. 320
TAX 0. 108 0. 038 0. 282
QUOTA － 0. 151 － 0. 052 0. 286
统计诊断 Statistical diagnosis
ln lik． － 75. 53＊＊＊
Chi-squared 47. 53
Pseudo R2 0. 239
Correct rate of prediction 79. 47%
N 156
4 讨论与建议
4. 1 讨论
数据描述统计结果表明，农户在造林、砍杂、施
肥和管护 4 种营林活动中的参与性存在差异。计量
分析结果则表明，造林、砍杂、施肥和管护 4 种不同
营林活动的影响因素也存在差异。若仅从造林环节
来分析新一轮集体林权制度改革后的森林经营活动
存在局限，难以全面体现森林经营现状，以及制度改
革对农户森林经营行为的影响。
家庭特征类变量回归参数表明，参与森林经营
的户主及其家庭仍存在一定的异质性。若户主年龄
越大越不愿意参与砍杂活动，原因可能是砍杂劳动
041
第 6 期 王小军等: 集体林权制度改革中的农户森林经营行为与影响因素———以福建省邵武市和尤溪县为例
强度较大。受教育水平越高越可能进行造林，表明
该群体对造林的认同度更高; 但受教育水平对河南
省农户造林行为的影响却不显著(刘珉，2011)，体
现了区域农户个体特征对行为的影响差异。长期从
事农林业可能不参与造林，原因可能在于不需要进
行造林，因此导致更可能进行施肥。家庭劳动力越
多，越可能进行砍杂，但越不可能参与施肥，体现了
2 种活动对劳动力需求的差异。户主是否主要从事
农林业对于 4 种营林活动都不具有显著影响，原因
在于此方面户主的差异性小。
林地特征变量回归参数表明，农户森林经营行
为因林地的差异存在不同。若农户家庭用材林地比
重大，则造林参与程度高，符合用材林的生产和更新
规律。从新一轮集体林权制度改革中获得的林地比
重越大，管护行为越积极，原因可能是新获得的森林
资源质量高。若林地距家庭远，那么更有可能进行
砍杂、施肥和管护活动，原因可能是距离家庭远的森
林相对更需要进行抚育。竹林比重对于 4 种森林经
营活动没有影响，原因可能是农户拥有的竹林比重
普遍过小。
森林经营特征类变量回归参数表明，农户修建
林道意愿越强，越可能参与管护，原因可能是需要管
护的林道条件不佳。若在林改前进行过造林，那么
在 2010 年更不可能进行造林，但是更有可能进行砍
杂，基本符合营林生产活动规律。是否愿意经营纯
林对于森林经营活动没有影响，但愿意从事纯林经
营的农户比重接近 50%，原因可能在于农户层面的
纯林和混交林经营行为不存在本质差异。
非林因素变量回归参数表明，农户农地面积越
大，越可能从事造林活动，原因可能是农业生产经营
活动与林业生产经营活动在空间上具有一致性，且
具有种植活动的共性。然而，农户非农收入比重越
大，那么从事造林和施肥的可能性都更低，原因可能
在于森林经营对于农户缺乏重要性。
制度变量回归参数表明，农户对限额采伐制度
改革若更为满意，则更可能进行砍伐和施肥，原因可
能在于此项制度直接关系到农户的收益实现情况，
进而影响农户决策营林成本; 类此，若农户对税费
制度改革满意，也更愿意进行施肥; 对于权属制度
改革是否满意对于 4 项营林活动均不具有影响，原
因可能在于农户对于权属制度改革普遍具有较高的
满意程度。
4. 2 政策建议
随着集体林权制度改革的深入，我国多数地区
都完成了权属制度改革，正在深化经营制度改革，通
过组建、发展合作组织，推动林权抵押贷款、政策性
森林保险，为加强森林经营、提高林业收益创造有利
的制度和市场环境。在深化集体林权制度改革的过
程中，应对农户家庭人口特征、林地特征、森林经营
行为、经济状况给予充分关注，以推动相关制度的进
一步优化。第一，针对户主特征和家庭劳动力数量
的影响，一方面应推动联合经营和规模经营，促进集
体林区营林生产主体形式创新，提高劳动力配置效
率; 另一方面应注重培育和发展营林业劳动力市
场，促使社会剩余劳动力有组织地进入林业生产领
域，从而避免因劳动力短缺以及森林经营成本的快
速上升，以保证森林经营收益得以充分实现。第二，
针对林地特征的影响，可为用材林比重大和林地与
家庭距离远的特定群体提供相应的技术、资金等扶
持，以更好地激活森林经营意愿和降低森林经营成
本。第三，针对现有的森林经营特征，尤其是过去造
林行为的影响，应继续推动农户参与造林活动，为其
他营林活动的开展奠定基础。第四，由于非农收入
对森林经营行为具有影响，应关注非农收入比重较
高农户的森林资源经营管理问题，避免此部分森林
资源因没有得到充分的经营而出现低效配置。第
五，针对税费制度和限额制度具有的积极影响，应进
一步推动这些有利于森林经营成本下降和收益增长
的制度的优化。
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(责任编辑 徐 红)
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