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

    2016-09-26 08:46:24王孔敬湖北民族學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院湖北恩施445000西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院重慶401120
    關(guān)鍵詞:恩施州林權(quán)林地

    王孔敬(1.湖北民族學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北 恩施 445000;2.西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)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(zhuǎn)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(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北恩施445000;2.西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,重慶401120)

    農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入是兩種不同性質(zhì)的流轉(zhuǎn)行為選擇,應(yīng)分別對(duì)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(zhuǎn)行為與東部發(fā)達(dá)地區(qū)相比較具有明顯的差異性,以恩施州為例,通過對(duì)相關(guān)樣本村的實(shí)地調(diào)研,運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析和Logistic回歸方法分別對(duì)集中連片特困民族地區(qū)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為特征及其影響因素進(jìn)行分析,據(jù)此得出了相關(guān)研究結(jié)論。

    農(nóng)戶;林地轉(zhuǎn)出;影響因素

    林業(yè)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和生態(tài)環(huán)境建設(shè)中的重要產(chǎn)業(yè),林權(quán)制度的變革“直接關(guān)系到林業(yè)資源的優(yōu)化配置、農(nóng)民增收、生態(tài)建設(shè)和現(xiàn)代林業(yè)發(fā)展”。[1]2003年開始的集體林權(quán)制度改革試點(diǎn)工作雖然實(shí)現(xiàn)了以農(nóng)戶為主體的明細(xì)產(chǎn)權(quán)制度安排,但確權(quán)到戶所帶來的林地細(xì)碎化問題“影響林業(yè)的規(guī)?;?、專業(yè)化和集約化經(jīng)營(yíng),削減了集體林權(quán)制度改革所帶來的正向激勵(lì)效果”[2],為此,我國(guó)的林權(quán)制度應(yīng)“通過培育林地市場(chǎng)、推進(jìn)林地資源合理流轉(zhuǎn)”等措施推進(jìn)林權(quán)流轉(zhuǎn),[3]2008年頒布和實(shí)施的《關(guān)于全面推進(jìn)集體林權(quán)制度改革的意見》正是在上述背景下中央政府推進(jìn)林地流轉(zhuǎn)的指導(dǎo)性政策,全國(guó)掀起了以林地(權(quán))流轉(zhuǎn)為核心的新一輪林權(quán)制度改革,由于農(nóng)戶是林地流轉(zhuǎn)的主體,學(xué)術(shù)界圍繞農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)從流轉(zhuǎn)的方向可分為林地流入和林地流出兩種類型,通過實(shí)踐調(diào)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(shí)上,林地流入和林地流出是農(nóng)戶兩類完全不同性質(zhì)的行為選擇,應(yīng)分別對(duì)其劃分探究。但目前國(guó)內(nèi)關(guān)于林地流轉(zhuǎn)的研究少有進(jìn)行上述進(jìn)一步劃分的專門研究,而是將其視作一個(gè)整體進(jìn)行研究。[11]由此導(dǎo)致的結(jié)果是適用于林地轉(zhuǎn)入的因素在分析林地轉(zhuǎn)出時(shí)并不顯著或嚴(yán)重偏離社會(huì)實(shí)際,其研究結(jié)論是否具有普遍性或只適用個(gè)別案例尚無定論,[11]典型表現(xiàn)之一就是一些研究結(jié)論是相互矛盾的。

    此外,目前關(guān)于林地流轉(zhuǎn)的研究主要集中在江西、浙江、福建、遼寧等先行試點(diǎn)省份和東部發(fā)達(dá)區(qū)域,對(duì)于中西部欠發(fā)達(dá)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(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然環(huán)境、市場(chǎng)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(duì)該類區(qū)域林地流轉(zhuǎn)的狀況、影響因素等重要問題進(jìn)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(zhuǎn)出視角分析其林地流轉(zhuǎn)行為及影響因素。

    一、恩施州農(nóng)戶林權(quán)流轉(zhuǎn)概況

    恩施州是一個(gè)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(gè)國(guó)家級(jí)貧困村、91個(gè)貧困鄉(xiāng)鎮(zhèn)和8個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣亟待脫貧,研究農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村貧困人口脫貧有著重要意義。恩施州的林權(quán)制度改革始于2008年,與東部試點(diǎn)省份項(xiàng)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(yíng)山面積為1399000hm2,截止到2014年,全州林地確權(quán)面積累計(jì)達(dá) 1528000hm2,發(fā)證面積1526000hm2;2014年年末,全州林地流轉(zhuǎn)面積累計(jì)達(dá)到34000hm2,流轉(zhuǎn)出林地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的農(nóng)戶數(shù)為2.7915萬戶,林權(quán)流轉(zhuǎn)宗數(shù)為72613宗。(見表1)

    表1 2014年度恩施州林地流轉(zhuǎn)期末累計(jì)數(shù)情況

    從表1可以看出,2008年恩施州林地流轉(zhuǎn)改革以來的近6年時(shí)間,農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)規(guī)模偏小,林地流轉(zhuǎn)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(zhuǎn)宗數(shù)為72613宗,每宗林地平均流轉(zhuǎn)面積僅為0.46 hm2左右,以上數(shù)據(jù)說明,恩施州林地流轉(zhuǎn)政策效果不甚理想。此外,從實(shí)地調(diào)查來看,農(nóng)戶林地流出意愿強(qiáng)烈,林地流入需求較小,農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)主要是林地的流出,農(nóng)戶流入林地非常少,這一點(diǎn)從恩施州的林地流轉(zhuǎn)方式可以看出,在表1中的林地流轉(zhuǎn)方式來看,轉(zhuǎn)讓是林地流轉(zhuǎn)的主要方式(主要轉(zhuǎn)讓到相關(guān)的企業(yè)),占到全部流轉(zhuǎn)面積的64%,出租(租賃)的方式較小,僅為全部流轉(zhuǎn)面積的4.6%,8個(gè)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(zhuǎn)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(yán)重,農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)方向主要是林地流出,流出規(guī)模較小,與林權(quán)改革政策預(yù)期效果差異較大。

    二、研究方法與數(shù)據(jù)

    基于本文的研究?jī)?nèi)容和主要研究目標(biāo),擬采用實(shí)地調(diào)查問卷獲取相關(guān)信息,運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析方法探究農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為,在此基礎(chǔ)上,運(yùn)用Logistic模型分析其主要影響因素,據(jù)此得出相關(guān)研究結(jié)論。

    (一)研究數(shù)據(jù)來源與處理

    1.樣本村選擇

    誠(chéng)如上文所述,恩施州8個(gè)縣市農(nóng)戶林地流出規(guī)模偏小,且以轉(zhuǎn)讓為主要流轉(zhuǎn)方式,基于此種特點(diǎn),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(zhuǎn)宗數(shù)較多的行政村,同時(shí)也要考慮樣本村在8個(gè)縣市中區(qū)域分布、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r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)洞澹蜄|縣的菜籽壩村、張家村,宣恩縣長(zhǎng)槽村、龍?zhí)逗哟?,咸豐縣的綿羊洞村、水杉?jí)未?,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(gè)村進(jìn)行農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出調(diào)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(diào)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(jì)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(gè)樣本村選擇15戶抽樣農(nóng)戶的標(biāo)準(zhǔn),在所選16個(gè)樣本村中共發(fā)放240份調(diào)查問卷,最終回收獲得有效問卷216份,調(diào)查問卷有效率為90%。

    3.調(diào)研數(shù)據(jù)處理

    農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為主要受到其內(nèi)部和外部環(huán)境兩個(gè)方面的因素影響,因此,針對(duì)農(nóng)戶的調(diào)研內(nèi)容主要圍繞這兩個(gè)方面進(jìn)行設(shè)計(jì),包括以下6個(gè)部分:第一部分主要是問卷對(duì)象社會(huì)人口學(xué)特征,主要包括年齡、受教育程度;第二部分為調(diào)研農(nóng)戶的家庭狀況特征內(nèi)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(duì)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(duì)林權(quán)流轉(zhuǎn)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(guān)流轉(zhuǎn)政策難易程度等因素;第六部分為外部市場(chǎng)環(huán)境特征,主要包括農(nóng)戶是否知道有林權(quán)交易平臺(tái)以及相關(guān)流轉(zhuǎn)信息等因素。上述農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)信息中,有效調(diào)研問卷數(shù)據(jù)運(yùn)用Excel進(jìn)行分類統(tǒng)計(jì)整理,對(duì)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的影響因素?cái)?shù)據(jù)部分運(yùn)用SPSS17.0中的Binary Logistic進(jìn)行Logistic回歸模型分析。

    (二)方法選取

    在本研究中,農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為只有“轉(zhuǎn)出”和“沒有轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)出與沒有轉(zhuǎn)出的概率比),經(jīng)過Logit變換后所構(gòu)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(zhuǎn)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(xiàng)。

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

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

    (三)變量選取

    基于實(shí)際調(diào)查和相關(guān)理論分析,本文的被解釋變量為農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為,解釋變量主要為農(nóng)戶社會(huì)人口特征、家庭特征、農(nóng)戶承包的林地資源稟賦及對(duì)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(chǎng)環(huán)境特征等影響農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的因素。具體變量選取以及定義如表2所示。

    三、結(jié)果與分析

    (一)調(diào)查對(duì)象及家庭基本特征

    在對(duì)216份有效問卷農(nóng)戶調(diào)查的戶主特征方面,主要選取了年齡和受教育程度2個(gè)選項(xiàng)(具體情況見表3)。其中,戶主年齡方面,30歲以下12人,占總調(diào)研對(duì)象的5.6%;30~40歲的有60人,占總調(diào)研對(duì)象的27.8%;40~50歲的有56人,占總調(diào)研對(duì)象的25.9%;50~60歲的有36人,占總調(diào)研對(duì)象的16.7%;60歲以上的52人,占總調(diào)研對(duì)象的24%,說明調(diào)研對(duì)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(xué)學(xué)歷的為52人,占24%;初中學(xué)歷為60人,占27.8%;高中學(xué)歷的為36人,占16.7%;大學(xué)學(xué)歷的為4人,占1.9%,總體來看,調(diào)查對(duì)象的受教育程度普遍比較低,初中以下的占了80%左右。

    在調(diào)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(gè)選項(xiàng)。其中,“是否貧困家庭”選項(xiàng)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(xiàng)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(xiàng)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(diào)研家庭絕大部分為貧困人口家庭,95%以上的家庭都有勞動(dòng)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(yīng)所導(dǎo)致的農(nóng)戶行為選擇結(jié)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(huì)影響到農(nóng)戶的林地轉(zhuǎn)出行為,對(duì)于前者而言,林地資源稟賦偏低會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶轉(zhuǎn)出林地;同樣,對(duì)于后者而言,如果村集體存在林業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織或企業(yè),村集體也大力支持林地轉(zhuǎn)出,農(nóng)戶則可能傾向于轉(zhuǎn)出林地。從調(diào)查結(jié)果來看,認(rèn)為林地細(xì)碎化程度高和對(duì)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(diào)研對(duì)象的68.5%和66.7%;對(duì)“村集體是否有林業(yè)合作社”和“是否受村集體對(duì)林地流轉(zhuǎn)態(tài)度影響”等選項(xiàng)回答“是”的人數(shù)同為136人,占全部調(diào)查對(duì)象的63%,說明上述因素會(huì)影響到農(nóng)戶的林地轉(zhuǎn)出行為。

    (三)外部制度特征與市場(chǎng)特征

    從理論和實(shí)踐情況來看,外部制度和市場(chǎng)因素會(huì)影響到農(nóng)戶的林地轉(zhuǎn)出行為,本文在外部制度特征方面選取了“采伐指標(biāo)申請(qǐng)的難易度”和“林地流轉(zhuǎn)手續(xù)的復(fù)雜度”2個(gè)選項(xiàng),認(rèn)為采伐指標(biāo)申請(qǐng)“困難”和林地流轉(zhuǎn)手續(xù)“困難”的人數(shù)為88和104,分別占總對(duì)象的40.7%和48.1%;市場(chǎng)特征方面選取了“農(nóng)戶是否知道林權(quán)交易平臺(tái)”選項(xiàng),結(jié)果回答“知道”的人數(shù)為144人,占總調(diào)查對(duì)象的66.7%。

    (四)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出基本狀況

    通過對(duì)216份有效調(diào)查問卷的統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶發(fā)生林地轉(zhuǎn)出行為的有56戶,占總調(diào)研對(duì)象的25.9%,未發(fā)生林地轉(zhuǎn)出行為的為160戶,占總調(diào)研對(duì)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(zhuǎn)出行為,林地資源閑置現(xiàn)象突出;林地轉(zhuǎn)出的方式以轉(zhuǎn)讓為主,轉(zhuǎn)出對(duì)象主要為鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府或村集體引進(jìn)的林業(yè)企業(yè),同時(shí),也有一小部分林地轉(zhuǎn)出是以出租的方式給林業(yè)合作社或林業(yè)企業(yè);在調(diào)查對(duì)象中66.7%的農(nóng)戶回答對(duì)林地收入依賴程度低,94.4%的調(diào)查農(nóng)戶都有勞動(dòng)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(zhuǎn)出意愿,但由于找不到轉(zhuǎn)出渠道和相關(guān)信息而未轉(zhuǎn)出。

    表3 樣本農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出基本情況

    (五)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的影響因素

    農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為受到內(nèi)部和外部環(huán)境兩個(gè)方面的影響,運(yùn)用Logistic回歸得到農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為決策模型,并對(duì)其進(jìn)行了擬合度檢驗(yàn),具體結(jié)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(duì)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(yàn)表

    恩施州農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為影響因素的Logistic回歸結(jié)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(zhuǎn)出林地與“林地細(xì)碎化程度”、“村集體是否有林業(yè)合作社”、“林地流轉(zhuǎn)手續(xù)的復(fù)雜度”等3個(gè)影響因子有顯著性關(guān)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(gè)顯著性影響因子中,“林地細(xì)碎化程度”和“村集體是否有林業(yè)合作社”2個(gè)影響因子與農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為呈正相關(guān)關(guān)系,說明林地細(xì)碎化程度越高,農(nóng)戶越愿意轉(zhuǎn)出林地,村集體存在林業(yè)合作社,則農(nóng)戶越愿意轉(zhuǎn)出林地,上述結(jié)果與實(shí)際情況也是比較吻合的,由于該區(qū)域的林地確權(quán)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(xì)碎化程度較高,導(dǎo)致農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)和管護(hù)成本較大,所以如果有林地轉(zhuǎn)出渠道,農(nóng)戶愿意把林地流轉(zhuǎn)出去;此外,恩施州是一個(gè)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(qiáng)烈的林地轉(zhuǎn)出意愿,但很難找到轉(zhuǎn)出的渠道和對(duì)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(guān)林業(yè)企業(yè),農(nóng)戶是愿意把林地流轉(zhuǎn)出去,這從該區(qū)域林地轉(zhuǎn)出的方式主要為轉(zhuǎn)讓或出租兩種情況就說明了該方面的問題。此外,“林地流轉(zhuǎn)手續(xù)的復(fù)雜度”影響因子與農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,說明,林地流轉(zhuǎn)手續(xù)越復(fù)雜,農(nóng)戶越不愿意轉(zhuǎn)出林地,因此,如何從區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況出發(fā),科學(xué)簡(jiǎn)化林地流轉(zhuǎn)手續(xù),不斷提供更多相關(guān)信息給農(nóng)戶,是促進(jìn)農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)的一個(gè)重條件。

    表5 農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為影響因素Logistic回歸結(jié)果

    四、研究結(jié)論

    (一)農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為

    恩施州農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出比例較小,在所調(diào)查區(qū)域僅為25.9%,林地資源閑置現(xiàn)象突出;林地轉(zhuǎn)出方式主要為轉(zhuǎn)讓,其次為出租,轉(zhuǎn)讓或出租的對(duì)象主要為從事木材加工企業(yè)或當(dāng)?shù)氐牧謽I(yè)合作社,轉(zhuǎn)出的渠道主要有當(dāng)?shù)剜l(xiāng)鎮(zhèn)政府或村集體進(jìn)行聯(lián)系和布置進(jìn)行,轉(zhuǎn)讓的時(shí)間為30~70年;當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶有強(qiáng)烈的林地轉(zhuǎn)出意愿,但通常找不到轉(zhuǎn)出的渠道和信息,在轉(zhuǎn)出方式上,農(nóng)戶更喜歡出租方式,但由于當(dāng)?shù)亓謽I(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織發(fā)展不夠,農(nóng)戶通常被迫服從當(dāng)?shù)卣才?,主要通過轉(zhuǎn)讓方式轉(zhuǎn)給相關(guān)企業(yè);當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶對(duì)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(yíng)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(zhuǎn)出行為的主要影響因素

    恩施州農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的影響因素中,“林地細(xì)碎化程度”、“村集體是否有林業(yè)合作社”、“林地流轉(zhuǎn)手續(xù)的復(fù)雜度”等3個(gè)影響因子與農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出具有顯著性關(guān)系。在顯著性影響方向上,“林地細(xì)碎化程度”和“村集體是否有林業(yè)合作社”2個(gè)影響因子與農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為呈正相關(guān)關(guān)系;“林地流轉(zhuǎn)手續(xù)的復(fù)雜度”影響因子與農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,而農(nóng)戶的社會(huì)人口特征和家庭特征等選項(xiàng)中的影響因子對(duì)農(nóng)戶的林地轉(zhuǎn)出行為不具有顯著性;這說明,影響農(nóng)戶林地轉(zhuǎn)出行為的主要是林地資源稟賦、當(dāng)?shù)亓謽I(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織發(fā)展程度和林地流轉(zhuǎn)政策程序設(shè)計(jì)等因素,為此,當(dāng)?shù)卣畱?yīng)進(jìn)一步推進(jìn)當(dāng)?shù)亓謽I(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織建設(shè)和不斷完善相關(guān)政策設(shè)計(jì),實(shí)現(xiàn)林地流轉(zhuǎn)可持續(xù)發(fā)展。

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    責(zé)任編輯:胡 曉

    F063.6

    A

    1004-941(2016)04-0021-05

    2016-06-12

    國(guó)家民委科研項(xiàng)目“溝域經(jīng)濟(jì)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(xiàng)目編號(hào):14HBZ010)。

    王孔敬(1973-),男,重慶奉節(jié)人,博士后,副教授,碩士生導(dǎo)師,主要研究方向?yàn)槊褡褰?jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

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