農戶林地轉出規(guī)模的門限效應*
——基于集體林權制度改革監(jiān)測數(shù)據(jù)的實證檢驗

張自強 李 怡 高 嵐

(1.貴州大學旅游與文化產業(yè)學院 貴陽 550025; 2. 華南農業(yè)大學經濟管理學院 廣州 510642)

早在1995年《林業(yè)經濟體制改革總體綱要》就指出，鼓勵農民在山地使用權有償流轉中優(yōu)化配置，發(fā)展規(guī)模經營； 尤其是新一輪集體林權制度改革以來，國家更是從明晰產權、搭建林權交易平臺、配套社會化服務等多方面力圖降低林地流轉的交易費用，以引導林地經營由分散、小規(guī)模格局轉向集中、大規(guī)模的現(xiàn)代化(柯水發(fā)等， 2012)。然而，據(jù)《2015年集體林權制度改革監(jiān)測報告》顯示， 2014年樣本縣累積流轉林地面積僅占林地總面積的9.4%，表示不想轉出林地的農戶比例從2010年的79.17%上升到2014年的82.14%，且參與流轉的農戶表示“后悔”的比例為25.68%。農戶林地轉出意愿減弱會固化“分山到戶”后家庭承包經營制度下的林地細碎化格局，進而使得灌溉、采伐、防火和防病蟲害等營林行為開展困難。當資源過度細分致使開發(fā)利用需要多數(shù)主體表決甚至一致同意才能實現(xiàn)時，就會造成因協(xié)商交易費用過高而導致資源開發(fā)不足甚至被閑置，即出現(xiàn)“反公地悲劇”(Heller， 2013)，資源被閑置與過度利用導致的“公地悲劇”在效率的結果上是相似的。據(jù)全國第八次森林資源清查結果顯示，用材林中可采面積僅占13%，可采蓄積僅占23%，現(xiàn)有質量好的宜林地只占10%，中國木材對外依存度接近50%。作為重要的木材供給主體，林地細碎化不僅嚴重威脅到國家木材安全，而且還會損害森林生態(tài)，引發(fā)生態(tài)風險(Schmidtetal.， 1999)。

相較于農地，林地承載的社會保障功能較弱，農戶以農為生而不以林為主，那么農戶林地轉出意愿為何較低且呈進一步下降的趨勢？以往研究側重于檢驗林地流轉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。問題是，如果作用是單向的，為何農村人地壓力不斷緩解卻未提高農戶轉出林地的積極性？ 如果作用是線性的，為何地區(qū)經濟水平與林地轉出規(guī)模不同步？實際上，追求利益最大化的農戶行為決策本身就隱含了觸發(fā)行為的臨界點，由此引發(fā)了本研究對農戶林地轉出規(guī)?？赡艽嬖陂T限效應的猜想。門限效應最早出現(xiàn)在通信領域，后來被引入到個體行為的經濟學分析中，研究發(fā)現(xiàn)個體行為決策依一定門限值而表現(xiàn)出明顯不同的結果(Granovetter， 1978)。由于農戶行為依賴一定門限水平，當影響因素如非農收入水平未達到門限值時，即使非農收入提高也仍不能激發(fā)農戶轉出林地，也就是說當林地流轉的影響因素分居門限值兩端時，會表現(xiàn)出明顯不同的影響。這就意味著，對處于不同門限區(qū)域內的農戶可考慮不同的激勵政策，一方面，以提高林地流轉政策效力，為深化集體林權制度改革提供決策參考； 另一方面，以提升林地經營規(guī)模，避免“反公地悲劇”，保障國家生態(tài)和木材安全。

運用門限回歸模型檢驗農戶林地轉出規(guī)?？赡艽嬖诘拈T限效應，本研究提供了新視角： 第一，檢驗門限個數(shù)和門限值，對比不同門限范疇下農戶林地轉出規(guī)模的差異表征，是對以往研究通過離散模型或線性回歸在該問題分析上的方法延伸；第二，分地塊構建農戶林地轉出規(guī)模影響因素的面板數(shù)據(jù)，以林地轉出規(guī)模為因變量檢驗影響因素可能存在的門限值，在以往研究只檢驗農戶土地流轉與否的門限效應上更進一步。

1 農戶林地轉出行為門限： 文獻梳理

1.1 農戶林地轉出行為邏輯： 從期望效用理論到前景理論

農戶林地流轉行為或意愿的微觀機制離不開期望效用理論。農戶土地流轉決策通過調適自身家庭稟賦與土地功能之間的平衡關系，以追求利益最大化(蔡銀鶯等， 2016)。當農戶自身家庭稟賦不依賴于土地時，在一定租金誘導下農戶傾向于轉出土地；相反，當土地的社保功能較強時，在相同租金誘導下農戶卻不愿轉出土地。當諸如保險或信貸等其他風險分散機制不可行或成本較高時，農戶將繼續(xù)持有土地以應對未來風險(Ilbery， 1984)。小農為規(guī)避市場風險、保障生計安全，更傾向于保留土地而不轉出(Dijk， 2003)。所以，農地流轉困難的根本就在于其提供了社會保障功能(樂章， 2010)。然而，不同于農地，一般而言農戶對林地的生存依賴相對較低，更可能表現(xiàn)出追求利益最大化的林地轉出行為動機，這正是期望效用理論的內核。呂杰等(2011)基于農戶追求利益最大化構建了總收益函數(shù)的博弈模型，發(fā)現(xiàn)當獲得預期租金收益時農戶會選擇轉出林地。實際上，林地流轉租金的不斷上漲仍未能明顯提升農戶轉出林地的積極性和意愿。那么，期望效用理論在解釋農戶林地流轉行為上失效了嗎？進一步研究發(fā)現(xiàn)，這關鍵與新時期土地功能的演變相關，農村土地承載的社保功能開始向財產性功能延伸，土地不僅提供生存保障，還是一項人格化的財產(羅必良， 2013)。土地財產性功能產生的稟賦效應改變了農戶轉出行為意愿，這就將農戶土地流轉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，簡單來說就是個體面對確定性收益時是風險規(guī)避的，面臨確定性損失時又是風險偏好的。

根據(jù)期望效用理論，當轉出林地的預期收益大于不轉出時，農戶就會選擇轉出林地； 而前景理論認為，即使轉出預期收益高于不轉出，但只要該預期收益未達到農戶認定的一定水平，即參照點，農戶仍會選擇不轉出，即產生了稟賦效應。林地作為農戶人格化的財產，農戶因轉出林地而感知“損失”的痛苦程度遠大于獲取預期收益而感知“獲得”的幸福感。新一輪集體林權制度改革進一步明確了農戶對林地的“準所有權”，從而強化了林地人格化特征。由此可看出，農戶林地轉出行為無論是遵從期望效用理論還是前景理論，農戶行為決策都不是簡單單向或線性的，僅當高于一定的預期收益或自身參照點時，農戶才可能愿意轉出林地或改變林地流轉行為，即構成了林地流轉的行為門限特征?？蓮默F(xiàn)有研究關于林地轉出影響因素的討論來觀察農戶林地轉出行為存在的門限表征。

1.2 農戶林地轉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戶林地轉出的影響因素，發(fā)現(xiàn)相同影響因素可能得出不同結論，爭論固然與研究對象選擇有關，也更可能是影響因素本身的作用就不是單向或線性的，已有研究實證檢驗了農戶農地轉出行為的門限效應，而對農戶林地轉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注非農就業(yè)的影響。農戶非農就業(yè)機會增加降低農村土地的人口壓力，能夠提高農戶轉出土地的可能性(Deiningeretal.， 2005)。非農就業(yè)機會增加促進農村勞動力轉移和農戶分化。非農化程度相對較高的農戶是林地流轉市場的主要供給者(徐秀英等， 2010)，農村剩余勞動力轉移對農戶林地轉出具有顯著促進作用(王成軍等， 2012)。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)非農就業(yè)對農戶林地轉出規(guī)模沒有顯著影響(張寒等， 2018)。非農就業(yè)機會或非農收入水平提高未必能促進農戶轉出林地，可能與非農就業(yè)不穩(wěn)定相關，即僅當農戶非農收入達到一定的穩(wěn)定水平時，農戶對林地的依賴解除，從而才可能轉出林地。非農就業(yè)的穩(wěn)定水平構成了農戶林地轉出行為的門限。

林地稟賦方面?zhèn)戎赜诩毸榛Ａ值卦椒稚?、地塊面積越小，流轉產生的信息成本、契約成本、履約監(jiān)督成本、違約追償成本等交易費用就越高(陳念東等， 2012)。交易費用是制約林地流轉的關鍵因素，不同交易屬性下的交易費用不同，進而決定了不同的林地流轉模式(張舟等， 2014)，地塊越分散，因流轉產生的交易費用就越高，農戶轉出林地的意愿就越低。然而，也有研究認為交易費用并不是制約農戶參與林地流轉的主要因素(謝煜等， 2016)。當農戶營林能力能夠顧及分散的地塊時，即使林地細碎，農戶仍可能不轉出林地，即僅當林地細碎化超過一定水平時，如離家較遠的地塊較多，農戶無法顧及才有可能轉出，從而林地細碎化的程度就隱含著農戶轉出林地行為的門限。

林地制度方面主要在確權。一般而言，在農村勞動力不斷轉移的背景下，林地確權提高了林地產權穩(wěn)定性，有利于保障農戶權益，促進農戶轉出林地。擁有林權證能顯著促進農戶參與林地流轉(王波等， 2017)，新一輪集體林地確權到戶政策使農戶轉出林地的概率增加了1.7%(朱文清等， 2018)。然而，林地確權又會因提高林地產權強度而強化林地的人格化特征，抑制農戶林地轉出。有研究發(fā)現(xiàn)確權使土地轉出概率降低了7.3%，且戶均轉出面積減少0.044 hm2(黃佩紅等， 2018)。這表明林地確權政策的影響是雙向的，既因產權明晰而促進林地轉出，又因林地人格化特征的強化而抑制林地轉出，即可能在某節(jié)點處相互抵消而達到平衡，這一節(jié)點構成了農戶轉出林地行為的門限。

與林地流轉制度相配套的方面。林地流轉政策效力提升還依賴于配套措施的跟進和完善，包括林業(yè)金融和采伐管制等。農戶林地產權行為能力越強，其林地流轉的主動性越高，有利于促進有序合理的流轉(史若昀等， 2017)。然而，有實證研究發(fā)現(xiàn)采伐管制對農戶轉出林地的影響不顯著(李博等， 2012)，是否參與森林保險對農戶林地轉出具有顯著負向影響，且林權抵押貸款的影響也不顯著(許凱等， 2015)。如同林地確權政策對農戶轉出林地的影響一樣，配套政策也具有雙向影響，畢竟無論是林業(yè)金融政策還是采伐限額，都改變了農戶林地產權行為能力，農戶參與林地流轉積極性提高的同時也伴隨著林地人格化特征的強化而抑制轉出行為，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)，影響農戶林地流轉行為的因素眾多，進入效用函數(shù)的多變量可能引起行為影響效果的相互抵消，導致異質性變量共同作用下對農戶林地流轉行為呈現(xiàn)雙重影響。一方面，由于正向與反向影響的同時存在可能引致單一變量的作用存在極值點，極值點兩端的作用效果不同； 另一方面，意愿未必引致行為，農戶轉出林地意愿與契約行為不一致(高嵐等， 2018)，農戶林地轉出行為決策存在參照依賴性，單一變量能否觸發(fā)參照點也會導致效果的差異。已有研究注意到了農戶林地轉出規(guī)模影響因素的作用可能依一定門限值而呈現(xiàn)非線性。非農收入所占比例每提高1%，農戶愿意轉出部分林地的概率提高4.3%，而愿意轉出全部林地的概率提高16.34%(徐堇寒等， 2018)。在農地流轉研究上則更進一步，發(fā)現(xiàn)了門限值，當收入在25 000元以下時家庭選擇保留土地，而在25 000元以上時家庭傾向于流轉土地(冷智花等， 2015)。更有研究實證直接檢驗了農地稟賦與農地轉出與否的門限效應(李琴等， 2015)。遺憾的是未關注對土地流轉規(guī)模的非線性影響，而且現(xiàn)有研究鮮有關注農村林地流轉的非線性特征?；诖?，本研究利用2016年集體林權制度改革監(jiān)測數(shù)據(jù)和2017年廣東和貴州的農戶調查數(shù)據(jù)，通過門限回歸模型來檢驗農戶林地轉出規(guī)?？赡艽嬖诘拈T限效應。

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 模型設定

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

(1)

yi=μ+θ′xi(qi,γ)+ei。

(2)

式中：μ為常數(shù)項，θ′為影響系數(shù)。

(3)

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

(4)

式中：x*和y*分別為各自的組內偏差，相應的殘差平方和則為：

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

以上模型及其檢驗只是存在單一門限，實證估計可能存在多重門限，可對式(1)進行擴展：

(10)

根據(jù)單一門限估計和檢驗得出的門限值γ1，再對第2門限值γ2進行搜索，搜索方法和第1門限值的搜索方法類似，為提高γ1的漸進有效性，可固定γ2后，再次對γ1進行搜索，假設檢驗的過程和單一門限值的情況類似。

根據(jù)上述過程，可設定單一門限模型：

(11)

式中：di為一組控制變量，βi為di的影響系數(shù)。通過檢驗不同門限變量的門限值來確定最終的估計模型，同時檢驗門限值的顯著性與真實性。

2.2 變量選取

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

2) 門限變量和解釋變量 地權均分忽視了農戶能力的差異，賦權與能力的不匹配就成為了尋求土地流轉的基本動機(羅必良， 2014)，在土地產權細分的改革背景下，農戶尋求能力與規(guī)模的匹配，就觸發(fā)了土地轉入或轉出行為，對此，選擇農戶林地經營面積作為門限變量，即營林規(guī)模。另外，林地承載的社會保障功能與財產性功能制約了農戶轉出林地的意愿。現(xiàn)有研究認為，可通過完善農村社會保障制度和鼓勵農村勞動力非農轉移，以降低農戶對林地的生活依賴并消除林地乃至土地對農戶的人格化屬性。前者由國家推動，可認為是外生的，后者主要從非農就業(yè)和非農收入來分析，家庭非農就業(yè)人數(shù)越多，務農勞動力數(shù)就越少，相互關聯(lián)，對此可選擇家庭務農勞動力規(guī)模作為解釋變量來反映。農戶林地依賴還需要考慮農戶所在村莊的經濟水平，畢竟依賴度是相對的，相同非農收入占比在不同村經濟狀況下表現(xiàn)出不同的依賴度。農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存在差異(普蓂喆等， 2016)。一般來說，一個村的社會經濟條件越好，該村農戶對林地的依賴性就越弱，村收入水平越高的地區(qū)，農戶轉出林地的可能性會越大(肖慧婷等， 2018)?；诖耍从侈r戶的林地依賴度需要考慮村級經濟條件，從而選擇農戶對家庭收入在村里水平的評價作為解釋變量來反映。交易費用無論對于林地轉出方還是轉入方而言，都是需要考慮的影響因素，而降低交易費用的措施很多，其中關鍵的一項在于穩(wěn)定土地產權。林地產權穩(wěn)定性關系林木采伐權、林木抵押權和林木收益權等多項權能利益(何文劍等， 2014)，林地產權穩(wěn)定一方面可以保障農戶的財產性收益，提高轉出意愿； 另一方面減少可能因林權糾紛而未來難以收回才不愿轉出林地的心理顧慮。對此，選擇農戶是否獲得林權證作為解釋變量來反映。

3)控制變量 一組控制變量包括戶主特征、林地稟賦和農戶行為特征。其中，戶主特征變量又包括受訪當時的戶主年齡與受教育程度。林地稟賦主要是指營林樹種差異，包括用材林、經濟林和竹林1)，以及是否遭受過森林災害。農戶行為特征變量包括林地是否流轉給本村人、是否申請林權抵押貸款、是否參與森林保險和對采伐管制滿意度。

相關變量的定義、賦值和描述性統(tǒng)計特征見表1。農戶營林規(guī)模為當前經營的林地面積，即包括轉入的林地但不包括已轉出的林地。調查發(fā)現(xiàn)農戶只要愿意轉出林地，轉出的規(guī)模通常較大，未流轉的大多是離家近、便于種植的，所以從統(tǒng)計結果看農戶營林地面積的均值小于轉出林地面積。另外，選擇營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出部分，而轉出林地面積為因變量，那二者之間是關聯(lián)的，可能會存在內生性問題而影響估計結果的有效性。

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

1)據(jù)第八次全國森林資源清查結果顯示，我國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。而且在建設生態(tài)文明背景下，地方政府強化了公益林建設，公益林比重進一步上升。

2.3 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2方面： 一是集體林權制度改革監(jiān)測。數(shù)據(jù)來自于國家林業(yè)局經濟發(fā)展研究中心2016年集體林權制度改革監(jiān)測項目，監(jiān)測地區(qū)包括福建、江西、云南、遼寧、陜西、湖南和甘肅，涉及70個樣本縣350個村共3 500個農戶。二是基于項目組的農戶調查。根據(jù)林改監(jiān)測問題中關于林地流轉部分擬定調查問卷，沿用了原有問卷的問題設置，保持數(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)開展農戶調查，樣本分別為200份和300份，有效樣本量分別為164份和258份。所有調查樣本中參與林地流轉的農戶一共為348戶，參與林地轉出和轉入的農戶量分別為230戶和118戶，既轉出又轉入的農戶很少，且無法歸類，本研究不包括這類樣本。調查樣本中，甘肅和陜西僅有林地轉出，福建、江西的林地轉入戶總量大于林地轉出戶總量，總體參與林地流轉農戶比例僅為8.7%。

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

表2 農戶林地轉出及營林規(guī)模情況Tab. 2 Forestland area transferred and managed by farmer households

3 實證結果與分析

3.1 門限效應檢驗

檢驗結果(表3、表4)表明，當以農戶家庭收入在村里水平為解釋變量時，農戶營林規(guī)模的雙重門限通過了1%顯著性檢驗，但三重門限未通過檢驗，即存在2個門限：γ1=18，其置信區(qū)間為[16, 20]；γ2=20，其置信區(qū)間為[18, 21]。當以家庭務農勞動力數(shù)為解釋變量時，農戶營林規(guī)模的雙重門限通過了5%顯著性檢驗，但三重門限仍未通過檢驗，即也存在2個門限：γ1=18，置信區(qū)間為[16, 20]；γ2=20，置信區(qū)間為[18, 21]。以是否具有林權證為解釋變量時，農戶營林規(guī)模的單一門限通過10%顯著性檢驗，但雙重門限未通過檢驗，即接受存在1個門限的假設：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，表明估計門限值與實際門限值比較符合。

表3 門限效應及門限個數(shù)檢驗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 門限值的估計結果及其置信區(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，運用Stata15.0進行門限回歸。估計結果整體顯著(表5)，統(tǒng)計量F的參數(shù)分布是非標準的卡方分布。當農戶營林規(guī)模越大時，農戶營林地塊也就越多，當營林規(guī)模達到一定程度，即地塊分散到一定程度時，農戶兼顧到所有林地地塊的能力明顯不足，這時在相同外部激勵下，不同門限區(qū)間內的農戶就表現(xiàn)出明顯不同的轉出林地積極性。18 hm2及其以上的門限值表明農戶轉出林地規(guī)模的參照點較高，也從側面反映了農戶何以轉出意愿較低，具體而言： 1) 從以農戶家庭收入在村里水平為解釋變量的估計結果看，當農戶營林規(guī)?！?8 hm2時，農戶對林地依賴度降低，轉出林地規(guī)模就越大，且影響顯著，但僅當農戶營林規(guī)?！?0 hm2時，農戶對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，務農勞動力數(shù)對轉出林地規(guī)模具有顯著負向影響，家庭務農勞動力越多，營林能力越強，轉出林地規(guī)模越小，甚至可能不轉出而傾向于轉入林地。農戶申請林權抵押貸款會顯著降低轉出林地規(guī)模，且作用系數(shù)很大，明顯高于其他變量對轉出林地規(guī)模的作用系數(shù)。

2) 從以家庭務農勞動力數(shù)為解釋變量的估計結果看，當農戶營林規(guī)模小于20 hm2時，農戶務農勞動力數(shù)對轉出林地規(guī)模具有顯著影響，其中，在[18, 20)區(qū)間時，具有顯著正向影響，且作用系數(shù)較大，當農戶營林規(guī)模小于18 hm2時，具有顯著負向影響，即務農勞動力對林地轉出的影響并不是單向的，而是雙向非線性的。控制變量中，戶主年齡對轉出林地規(guī)模具有顯著負向影響，即戶主年齡越大，轉出林地規(guī)模越小。農戶家庭收入在村里水平對林地轉出規(guī)模具有顯著正向影響，即農戶對林地依賴度越低，轉出林地規(guī)模越大。農戶申請林權抵押貸款仍會顯著降低轉出林地規(guī)模，且作用系數(shù)仍很大。

3) 從以農戶是否擁有林權證為解釋變量的估計結果看，當農戶營林規(guī)模小于33.4 hm2時，農戶擁有林權證會降低轉出林地規(guī)模，但當農戶營林規(guī)?！?3.4 hm2時，擁有林權證的農戶又會增加轉出林地規(guī)模，即該變量對林地轉出規(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)計比較集中，超過90%的農戶表示擁有林權證，未體現(xiàn)差異性； 二是變量本身影響不顯著，林權證帶給不同農戶的安全感不同，當林權證不具備農戶認定的安全感時，該變量對農戶是否轉出林地的影響就不顯著(肖慧婷等， 2018)。

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

對比不同解釋變量的門限估計結果看，農戶對林地的依賴度確實顯著影響林地轉出規(guī)模，且存在非線性特征，對土地依賴度降低，農戶轉出林地規(guī)模未必能顯著提高，表明對土地保障功能的替代能促進農戶轉出林地，但對轉出規(guī)模的促進作用有限。務農勞動力總量對轉出林地行為存在雙向影響，當務農勞動力增加對改善要素匹配的作用甚微時，只有通過轉出林地來實現(xiàn)林地資源配置效率的提高，即呈現(xiàn)出估計結果中的正向相關性； 相反，當務農勞動力增加顯著促進了要素匹配時，農戶會降低林地轉出規(guī)模，從而表現(xiàn)出負向相關性。不同營林規(guī)模下，林地確權的影響也是雙向的，表明確權強化了林地人格化特征，也降低了林地流轉的交易費用，二者均衡依賴于一定的營林規(guī)模，但影響不顯著，意味著確權對林地轉出規(guī)模的影響不如預想的關鍵。另外，需要注意的是農村人口老齡化的影響。一般而言，戶主年齡越高，營林能力越弱，轉出林地面積應該越大，實際卻越少。可能的解釋： 一是當戶主年齡達到某一水平可能才會體現(xiàn)營林能力的顯著下降，從而轉出林地； 二是當農村社會保障體制仍不健全時，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 農戶轉出林地規(guī)模的門限效應估計結果①Tab. 5 Results of threshold effect estimation on the scale of forest land transferred out by farmers

①系數(shù)1、2、3是分別對應Income、Labor和Certificate的估計結果，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

從門限估計結果看，農戶對林地的依賴度、務農勞動力規(guī)模和地權穩(wěn)定性對林地轉出規(guī)模具有非線性影響，為檢驗估計結果的穩(wěn)健性，根據(jù)門限值將樣本農戶劃分為不同的樣本組進行重新估計。從統(tǒng)計情況看，營林規(guī)模≥18 hm2的有40戶，≥20 hm2的有29戶，≥33.4 hm2的有22戶。以農戶家庭收入在村里水平和家庭務農勞動力數(shù)為解釋變量的營林規(guī)模門限值相同，分別為18 hm2和20 hm2，從而將樣本農戶以門限值為節(jié)點，劃分成3組； 以農戶是否擁有林權證為解釋變量的營林規(guī)模門限值僅1個，為33.4 hm2，從而將樣本農戶劃分為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，如是否有林權抵押貸款，該項就均為0，估計中就自動剔除了這類變量。。從估計結果(表6)看，農戶家庭收入在村里水平和家庭務農勞動力數(shù)對林地轉出規(guī)模的影響方向與門限估計結果一致，其中，在小于18 hm2樣本估計結果中，務農勞動力的影響不顯著，在大于或等于20 hm2的樣本估計結果中，農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中均顯著，這可能與分組樣本量較少有關。另外，農戶是否擁有林權證對轉出林地規(guī)模的影響方向與門限估計結果一致，而且均不顯著。不同樣本組的估計結果中解釋變量的影響系數(shù)大小對比情況，與門限估計的結果相似?？傮w上，農戶林地轉出規(guī)模的門限估計結果比較穩(wěn)定。

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

①括號中數(shù)值為系數(shù)對應的標準誤。 The value in brackets is the standard error corresponding to the coefficient.

4 討論

由于多數(shù)樣本農戶營林規(guī)模低于門限值，即使緩解農戶的林地依賴或促進非農轉移，仍難有效激活林地流轉市場，對此，改善林地細碎化、走向規(guī)模經營可大致分3種情況來討論： 一是在農戶對林地依賴度很低的地區(qū)，林地流轉租金對家庭福利的邊際影響趨于零甚至為負，可考慮行政干預，在保障村民利益的基礎上，村集體按照流轉政策程序，組織流轉，由地方政府負擔交易費用，農戶分享流轉收益。行政資源由鼓勵農戶林地流轉向組織農戶林地流轉配置。二是在農戶對林地依賴度很高的地區(qū)，土地承載的福利功能較強，配套政策如林權抵押、森林保險強化了農戶的林地財產性權利，可考慮通過林地要素入股以分享增值收益的合作形式來實現(xiàn)林地整合，行政資源向林地經營合作方面傾斜。三是在農戶對林地依賴度一般的地區(qū)，土地承載了一定的價值功能，既可能通過提高農戶的非農收入或非農轉移程度，促進林地轉出，也可能根據(jù)地區(qū)林地資源稟賦，鼓勵農戶走向合作，但都需要一定示范來引導行政著力方向。而對于少數(shù)高于門限值的情況： 一是對轉出戶而言，進一步規(guī)范林地流轉程序和流轉合同，降低流轉過程的交易費用、減少林權糾紛，穩(wěn)固農戶林地轉出積極性。二是對轉入戶而言，鼓勵農戶走向家庭林場或聯(lián)戶經營，林業(yè)金融方面的配套政策服務有利于提高營林收益增量，穩(wěn)固林地轉入積極性。

需要強調的是，農戶林地流轉行為的門限效應假設或猜想最初源于調查實踐的感知，落實到實證檢驗上是一項全新嘗試的開始，受限于樣本數(shù)據(jù)，本研究未能構建多時期跟蹤監(jiān)測的面板數(shù)據(jù)，而且多地塊流轉的農戶較少，也僅構建了最大4個地塊的面板數(shù)據(jù)。另外，本研究未能進一步考察農戶轉出林地規(guī)模門限的精確性，更多是檢驗是否存在門限效應及其表征，門限效應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)地理條件差異、林種或樹種分區(qū)、地區(qū)經濟或生態(tài)功能分區(qū)等方面細分后再檢驗。同時，研究的政策寓意也存在自身局限，地方政府主導的林地流轉存在損害農戶自主交易權利和利益的風險，不可否認提高林地資源配置效率確實需要持續(xù)的努力，盡管如此，在檢驗農戶林地流轉決策行為的門限效應基礎上，政策寓意可作為一種嘗試，發(fā)現(xiàn)潛在的可能。

5 結論

基于國家林業(yè)局2016年集體林權制度改革監(jiān)測數(shù)據(jù)及2017年廣東和貴州的農戶調查數(shù)據(jù)，本研究運用Hansen(2000)提出的門限模型進行估計，從樣本農戶中篩選出參與林地轉出的農戶，按農戶擁有的地塊構建面板數(shù)據(jù)，進行門限效應檢驗。實證發(fā)現(xiàn)，農戶營林規(guī)模對林地轉出規(guī)模的影響依不同的解釋變量存在不同的門限水平，當以農戶家庭收入在村里水平和以家庭務農勞動力數(shù)為解釋變量時，均存在雙重門限，其值均分別為18 hm2和20 hm2，前者在3個門限區(qū)域內均表現(xiàn)為正向影響，后者在第2個門限區(qū)域內表現(xiàn)為正向影響，其他為負向影響。當以是否具有林權證為解釋變量時，僅有單一門限，其值為33.4 hm2，在2個門限區(qū)域內均表現(xiàn)為雙向影響?？煽闯觯r戶對林地依賴度降低，轉出林地規(guī)模未必能顯著提高，即對土地保障功能的替代僅在一定營林規(guī)模門限區(qū)域內能促進農戶轉出林地規(guī)模，也就意味著處于門限區(qū)域內的地區(qū)林地流轉率就相對較高。另外，林地確權的影響也是雙向的，表明確權強化了林地的人格化特征，也降低了林地流轉的交易費用，二者均衡依賴于一定的營林規(guī)模，但影響不顯著，意味著確權對林地流轉的影響可能不如預想的關鍵。