考慮空間溢出效應(yīng)的森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系EKC檢驗(yàn)*

侯孟陽 鄧元杰 姚順波 劉廣全

(1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 楊凌 712100； 2. 西北農(nóng)林科技大學(xué)資源經(jīng)濟(jì)與環(huán)境管理研究中心 楊凌 712100；3. 中國水利水電科學(xué)研究院 北京 100038)

森林作為陸地生態(tài)系統(tǒng)的主體和重要的自然資源，具有經(jīng)濟(jì)、生態(tài)和社會(huì)三大效益，是實(shí)現(xiàn)人類社會(huì)資源、經(jīng)濟(jì)、環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，森林在生態(tài)、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)效益方面的所有功能與價(jià)值總和即為森林質(zhì)量(Dudleyetal.， 2006)。當(dāng)前，我國人均森林面積僅為世界人均水平的1/4，人均森林蓄積只有世界人均水平的1/7，森林資源總量相對(duì)不足、質(zhì)量不高、分布不均的狀況未得到根本改變，森林經(jīng)營是林業(yè)發(fā)展的短板，林地生產(chǎn)力和產(chǎn)出效率低、效益不高的現(xiàn)象仍然突出(1)http:∥www.forestry.gov.cn/main/446/content-892764.html.。森林關(guān)系國家生態(tài)安全，要著力提升森林質(zhì)量，增強(qiáng)生態(tài)功能，國家“十三五”規(guī)劃也明確提出全面提升森林等自然生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定性和生態(tài)服務(wù)功能，并努力實(shí)現(xiàn)自然生態(tài)系統(tǒng)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的良性循環(huán)。在經(jīng)濟(jì)增長新常態(tài)背景下，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長是首要任務(wù)，因此有必要深刻了解森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間的變化關(guān)系，這有助于在保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的情況下提升森林質(zhì)量，并實(shí)現(xiàn)森林可持續(xù)經(jīng)營、森林生態(tài)保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長在合理區(qū)間內(nèi)均衡運(yùn)行的多贏目標(biāo)，對(duì)把握森林資源保護(hù)和經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)同與平衡具有重要理論和現(xiàn)實(shí)意義(許姝明等， 2010)。

趙惠勛等(2000)、石春娜等(2007)研究指出，提升森林質(zhì)量是解決我國林木資源供給不足、生態(tài)環(huán)境惡化的決定性因素，而建立完善的森林質(zhì)量評(píng)價(jià)體系是提升森林質(zhì)量和森林可持續(xù)經(jīng)營水平的關(guān)鍵； 徐拓遠(yuǎn)等(2017)基于新一輪集體林權(quán)改革背景評(píng)估森林火災(zāi)控制對(duì)森林質(zhì)量的作用效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)集體林權(quán)制度改革政策能夠顯著提升森林質(zhì)量，森林火災(zāi)發(fā)生次數(shù)降低有助于提升森林質(zhì)量； 李凌超等(2018)通過森林轉(zhuǎn)型理論探討勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)森林質(zhì)量的影響，指出內(nèi)陸到沿海地區(qū)的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可減輕森林資源集中地區(qū)對(duì)森林資源生計(jì)的消耗； 而其他森林質(zhì)量相關(guān)研究多關(guān)注自然因素的影響(Fosteretal.， 2003； Broweretal.， 2010； 安慧君等， 2018)。

森林質(zhì)量提升體現(xiàn)在森林生態(tài)環(huán)境和森林經(jīng)營經(jīng)濟(jì)效益改善上。當(dāng)前，關(guān)于環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究主要依據(jù)環(huán)境庫茲涅茲曲線(environmental Kuznets curve，EKC)假說，該假說認(rèn)為環(huán)境污染強(qiáng)度與經(jīng)濟(jì)增長間呈倒U 形非線性關(guān)系(Grossmanetal.， 1991)，即在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期階段，環(huán)境污染程度隨經(jīng)濟(jì)增長不斷加重，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長跨過某一臨界值時(shí)，環(huán)境污染程度將隨之下降。一般來說，經(jīng)濟(jì)增長是通過經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷、技術(shù)水平提升、環(huán)境政策制定、公眾環(huán)境需求等方面對(duì)生態(tài)環(huán)境變化產(chǎn)生影響的(李太平等， 2011)，具體到森林生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域，EKC假說同樣適用于森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間變化關(guān)系的研究。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展早期階段，經(jīng)濟(jì)增長會(huì)產(chǎn)生對(duì)林產(chǎn)品的巨大需求，調(diào)動(dòng)林農(nóng)和森工集團(tuán)從事林業(yè)生產(chǎn)的積極性，但伴隨著亂砍濫伐現(xiàn)象，會(huì)導(dǎo)致森林資源減少，森林質(zhì)量下降，而隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化演變、國民生態(tài)環(huán)保意識(shí)覺醒、技術(shù)進(jìn)步、森林資源保護(hù)性政策、林權(quán)制度改革等共同影響，會(huì)逐步減少對(duì)森林資源的開采利用，緩解森林資源的生態(tài)壓力，并不斷提升森林質(zhì)量。

EKC假說提出后，國內(nèi)外眾多學(xué)者對(duì)EKC理論開展了廣泛研究，并通過模型來檢驗(yàn)EKC的存在，得出EKC主要有U形或倒U形(Galeottietal.， 2006； 林伯強(qiáng)等， 2009)、N形或倒N形(MartíNez-Zarzosoetal.， 2004； 余東華等， 2016)、線性(Richmondetal.， 2006； 鄭長德等， 2011)和不存在關(guān)系(Heetal.， 2010； 李衛(wèi)兵等， 2011)。具體到森林資源與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的檢驗(yàn)，經(jīng)歷了由采用截面數(shù)據(jù)(Allenetal.， 1985； Tole， 1998)到面板數(shù)據(jù)(Bhattaraietal.， 2004； Culas， 2007； 谷振賓， 2007)、由定性分析(鄭小賢， 2007)到定量研究(Wangetal.， 2007； 劉璨等， 2010)的發(fā)展過程，為森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究奠定了豐富的基礎(chǔ)； 但現(xiàn)有相關(guān)研究存在的一個(gè)共性問題是大多根據(jù)森林資源數(shù)量探討與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，而當(dāng)前我國森林資源數(shù)量增加、森林資源質(zhì)量不高是不爭的事實(shí)，森林質(zhì)量提升才是森林生態(tài)功能的基礎(chǔ)保障，現(xiàn)有研究仍缺乏關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長對(duì)森林質(zhì)量的影響。

綜合以上與森林質(zhì)量EKC檢驗(yàn)相關(guān)的文獻(xiàn)，現(xiàn)有研究基于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí)，不同地區(qū)往往隱含同質(zhì)性假設(shè)，否認(rèn)地區(qū)在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、資源稟賦、區(qū)位條件、基礎(chǔ)設(shè)施、政府制度等方面存在的差異(余東華等， 2016)，即不同地區(qū)森林質(zhì)量受經(jīng)濟(jì)增長影響的大小和方向是一致的，這一假設(shè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際增長中很難實(shí)現(xiàn)，因而有必要考慮地區(qū)間的異質(zhì)性； 另外，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)日趨深化和地區(qū)間開放程度擴(kuò)大，林業(yè)生產(chǎn)要素空間流動(dòng)性加劇，地區(qū)間森林經(jīng)營的空間聯(lián)系愈發(fā)緊密(吳玉鳴等， 2012)，因而也有必要在森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系檢驗(yàn)過程中考慮空間溢出效應(yīng)的影響。

鑒于上述問題，本研究借鑒EKC分析框架，建立森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的空間面板計(jì)量模型，基于2003—2016年省際面板數(shù)據(jù)對(duì)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，依據(jù)森林資源稟賦和區(qū)位條件差異進(jìn)一步檢驗(yàn)不同地區(qū)間森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，在異質(zhì)性條件下分析不同地區(qū)間的差異性或趨同性，并預(yù)測不同地區(qū)未來演變的時(shí)間路徑。

1 研究方法、變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 空間探索性數(shù)據(jù)分析(ESDA) 考慮空間溢出效應(yīng)的森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)首先需要對(duì)各地區(qū)間是否存在空間相關(guān)關(guān)系進(jìn)行探究，常采用空間探索性數(shù)據(jù)分析(exploratory spatial data analysis，ESDA)方法。ESDA是一系列空間數(shù)據(jù)分析方法與技術(shù)的集合，以空間關(guān)聯(lián)度為核心，通過對(duì)事物或現(xiàn)象空間分布格局的描述和可視化分析探索空間集聚與空間異常，采用全局空間自相關(guān)或局部空間自相關(guān)度量和檢驗(yàn)空間趨同性或異質(zhì)性(Dietzetal.， 1997； 馬曉熠等， 2010； 蒲英霞等， 2005)。全局空間自相關(guān)可反映研究區(qū)整體的某種屬性值是否存在空間關(guān)聯(lián)，衡量全局空間自相關(guān)的指標(biāo)和方法包括全局Moran’sI和局部Moran’sI等方法。本研究采用全局Moran’sI指數(shù)對(duì)森林質(zhì)量進(jìn)行全局自相關(guān)度量和檢驗(yàn)，計(jì)算公式為：

(1)

森林資源的空間流動(dòng)性較弱，本研究根據(jù)各省市的空間鄰接性構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，若空間相鄰，則wij=1； 否則，wij=0(由于海南省地理位置的特殊性，權(quán)重矩陣中設(shè)定海南省與廣東省相鄰)。

1.1.2 空間面板計(jì)量模型 借鑒EKC分析框架，建立森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的基礎(chǔ)模型，首先設(shè)為三次曲線形式，如果三次曲線形式不顯著，則剔除三次方項(xiàng)，再檢驗(yàn)二次曲線形式，如果二次曲線形式仍不顯著，則擬合為線性模型。在這種模型設(shè)定下，檢驗(yàn)結(jié)果不僅僅局限于U形或倒U形特征，也可能是N形或倒N形等特征。對(duì)所有變量作對(duì)數(shù)化處理消除其異方差性后的基礎(chǔ)模型設(shè)定為：

lnFQit=β0+β1lnpGDPit+β2(lnpGDPit)2+

β3(lnpGDPit)3+αZit+εit。

(2)

式中： FQ(forest quality)表征森林質(zhì)量； pGDP表征通過CPI平減的人均收入水平；Z為一系列影響森林質(zhì)量的控制變量；α、β為待估計(jì)系數(shù)；εit：i.i.d(0,σ2)為隨機(jī)干擾項(xiàng)；i為個(gè)體截面；t為時(shí)間。

Anselin(1988)認(rèn)為，任何地區(qū)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象都不是孤立的，與周邊地區(qū)存在一定聯(lián)系，且地理距離越近，地區(qū)間聯(lián)系越緊密，并根據(jù)該思想建立了空間滯后模型(spatial lag model，SLM)和空間誤差模型(spatial error model，SEM)2種空間自相關(guān)模型。LeSage等(2009)在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了同時(shí)包含因變量和解釋變量空間滯后項(xiàng)的空間杜賓模型(spatial Durbin model，SDM)?？臻g效應(yīng)加入回歸模型能夠更全面考慮面板數(shù)據(jù)的地區(qū)差異性和依賴性，參考EKC基礎(chǔ)模型，加入經(jīng)濟(jì)增長變量的二次項(xiàng)和三次項(xiàng)以檢驗(yàn)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間的非線性關(guān)系，具體模型如下。

1) 空間滯后模型(SLM)：

lnFQit=β0+ρWlnFQit+β1lnpGDPit+

β2(lnpGDPit)2+β3(lnpGDPit)3+αZit+εit；

(3)

2) 空間誤差模型(SEM)：

(4)

3) 空間杜賓模型(SDM)：

lnFQit=β0+ρWlnFQit+β1lnpGDPit+

β2(lnpGDPit)2+β3(lnpGDPit)3+

αZit+αWZit+εit。

(5)

SLM模型用于測度森林質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)是否由變量間的空間相關(guān)性引起，SEM模型用于測度森林質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)是否由空間誤差擾動(dòng)的相關(guān)性導(dǎo)致，SDM則同時(shí)考慮變量和誤差擾動(dòng)帶來的空間溢出效應(yīng)，其中：ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，測算鄰近地區(qū)對(duì)某地區(qū)森林質(zhì)量空間溢出的方向和程度；λ為空間誤差的相關(guān)系數(shù)；W為0-1鄰接空間權(quán)重矩陣；μit為白噪音干擾項(xiàng)。

1.2 變量選取

1.2.1 被解釋變量 森林是一個(gè)復(fù)雜的生態(tài)系統(tǒng)，森林質(zhì)量(FQ)能夠綜合反映林木自身生長變化有形和無形物質(zhì)的內(nèi)在本質(zhì)特性(石春娜等， 2007)。由于林木生長特性的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)難以獲取，而森林資源清查報(bào)告中通常將森林質(zhì)量界定為每公頃蓄積量，森林蓄積量為一定森林面積上全部樹木樹干蓄積的總材量，是一個(gè)國家或地區(qū)森林資源總規(guī)模和水平的基本指標(biāo)之一，能夠全面反映林地森林資源的豐富程度，故本研究采用單位面積森林蓄積量表征森林質(zhì)量。目前，我國已經(jīng)完成了9次森林資源清查，各省份森林蓄積量通過插值法得到連續(xù)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

1.2.2 關(guān)鍵解釋變量 經(jīng)濟(jì)增長(pGDP)，通過CPI平減到2003年不變價(jià)人均GDP表征地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平。

1.2.3 其他控制變量 本研究從社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素和自然因素2方面選取影響森林質(zhì)量的主要因素作為控制變量，包括： 1) 城鎮(zhèn)化水平(urbanization,URBAN)，采用常住人口城鎮(zhèn)化率表征，以反映城鎮(zhèn)擴(kuò)張對(duì)森林資源的影響，地區(qū)城鎮(zhèn)化擴(kuò)張一方面可能導(dǎo)致林地向建設(shè)用地轉(zhuǎn)化，另一方面也會(huì)產(chǎn)生對(duì)林產(chǎn)品的需求，預(yù)期估計(jì)系數(shù)為負(fù)； 2) 林業(yè)固定資產(chǎn)投資(fixed assets investment in forestry，F(xiàn)AIF)，營林和造林投資覆蓋生態(tài)建設(shè)與保護(hù)、林業(yè)支撐與保障、林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等領(lǐng)域(Viaetal.， 2016)，在森林資源變化中具有重要作用，預(yù)期估計(jì)系數(shù)為正； 3) 林木生產(chǎn)狀況，采用木材產(chǎn)量(timber yield，TY)表征人類活動(dòng)對(duì)林產(chǎn)品的需求，從而反映需求變化對(duì)森林質(zhì)量的影響，預(yù)期估計(jì)系數(shù)為負(fù)； 4) 林業(yè)系統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員(primary industry practitioners in forestry，PIPF)，林業(yè)生產(chǎn)過程離不開勞動(dòng)力參與，從而能夠反映林業(yè)勞動(dòng)力變化對(duì)森林質(zhì)量的影響，由于林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有從事林業(yè)生產(chǎn)的所有勞動(dòng)力數(shù)量，故采用林業(yè)系統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員間接代替林業(yè)勞動(dòng)力變化，預(yù)期估計(jì)系數(shù)為正； 5) 人口密度(population density，PD)，采用單位土地面積的常住人口數(shù)量表征，人口擴(kuò)張能夠通過對(duì)林產(chǎn)品需求的增長間接對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生影響，預(yù)期估計(jì)系數(shù)為負(fù)； 6) 自然因素，森林生長受氣候、立地條件影響，鑒于暫未獲取到土壤、地貌基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，故選取地區(qū)年均降水量(precipitation，PRE)和年均氣溫(temperature，TEM)2個(gè)指標(biāo)反映氣候條件對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生的影響(薛龍飛等， 2017)，預(yù)期估計(jì)系數(shù)均為正。

各變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Variable description and descriptive statistics

1.3 數(shù)據(jù)來源

以我國大陸31個(gè)省(市、自治區(qū))為研究樣本，所涉及社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、歷年全國森林資源清查報(bào)告和國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)網(wǎng)站。為保證數(shù)據(jù)的一致性和可獲得性，時(shí)間跨度設(shè)置為2003—2016年。年鑒中未公布全口徑第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)據(jù)，本研究以林業(yè)系統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員替代。降水量和氣溫?cái)?shù)據(jù)來源于中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心(http:∥www.resdc.cn)，并通過ArcGIS進(jìn)行分區(qū)統(tǒng)計(jì)，其中2016年數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

2 實(shí)證研究與結(jié)果分析

2.1 空間關(guān)系檢驗(yàn)與擬合

為檢驗(yàn)不同地區(qū)間森林質(zhì)量是否存在空間相關(guān)關(guān)系，采用全局Moran’sI指數(shù)對(duì)其空間依賴性和關(guān)聯(lián)性進(jìn)行檢驗(yàn)。全局Moran’sI指數(shù)基于邊界相鄰原則將空間關(guān)系概念化，并作行標(biāo)準(zhǔn)化處理。表2結(jié)果顯示，研究期內(nèi)森林質(zhì)量的Moran’sI指數(shù)均顯著為正，整體上反映出森林質(zhì)量存在較顯著的正向全局空間相關(guān)性，可進(jìn)一步通過考慮空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

表2 森林質(zhì)量的全局Moran’s I 指數(shù)Tab.2 Global Moran’s I test of forest quality

實(shí)證檢驗(yàn)前將林區(qū)按地形地貌、資源稟賦等差異大致劃分為五大地區(qū)(劉璨等， 2010)： 1) 東北地區(qū)，內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江4省(區(qū))； 2) 華北地區(qū)，北京、天津、河北、山西、山東、河南6省(市)； 3) 西北地區(qū)，陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆5省(區(qū))； 4) 西南地區(qū)，西藏、貴州、四川、云南、重慶5省(區(qū)、市)； 5) 華南及東南地區(qū)，主要是南方集體林區(qū)分布地區(qū)，包括浙江、江蘇、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、上海11省(區(qū)、市)。通過森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)擬合的散點(diǎn)圖(圖1)簡單了解二者之間關(guān)系的走勢(shì)。從圖1中可以看出，森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的擬合曲線在全國及不同地區(qū)層面均存在差異，可見在全國層面檢驗(yàn)基礎(chǔ)上進(jìn)一步分地區(qū)進(jìn)行檢驗(yàn)是有必要的。

圖1 森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系Fig.1 Scatter chart of the relationship between lnFQ and lnpGDP

2.2 全國層面森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系

全局Moran’sI指數(shù)空間關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，森林質(zhì)量在地理空間分布上整體表現(xiàn)出溢出與依賴特性，普通面板模型有可能得到有偏的估計(jì)結(jié)果，難以反映實(shí)際的相互關(guān)系，有必要采用空間計(jì)量模型考察空間溢出視角下森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。表3所示為空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)的檢驗(yàn)結(jié)果，并依次加入人均GDP(pGDP)的二次項(xiàng)、三次項(xiàng)以檢驗(yàn)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系，以及二者之間是否滿足EKC，同時(shí)表3也給出了普通面板回歸模型結(jié)果，以便于對(duì)比分析。

對(duì)于空間面板計(jì)量模型的選擇，現(xiàn)有研究主要采用2種判斷方法： 一是根據(jù)Elhorst(2014)提出的拉格朗日乘子(LM)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行判斷； 二是根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)、擬合優(yōu)度(R2)、Sigma2統(tǒng)計(jì)量等檢驗(yàn)指標(biāo)進(jìn)行判斷(楊明海等， 2018)。相比而言，第2種方法更易操作，故本研究選擇其進(jìn)行判斷，具體為： 1) 根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，判定模型選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)； 2) 根據(jù)AIC選擇解釋力較高的模型，AIC越低，解釋力越高； 3) 根據(jù)lgL、R2和 Sigma2統(tǒng)計(jì)量判定模型的擬合優(yōu)度，lgL和R2統(tǒng)計(jì)值越高、Sigma2統(tǒng)計(jì)值越低，模型擬合程度越高。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，普通面板模型和空間計(jì)量模型均傾向采用固定效應(yīng)模型。在模型選擇過程中發(fā)現(xiàn)，空間杜賓模型(SDM)中pGDP線性、二次曲線、三次曲線形式的估計(jì)系數(shù)均不顯著，且空間滯后模型(SLM)的擬合程度更高，是解釋森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的合適模型。由于各模型在二次曲線形式時(shí)已經(jīng)顯著，故表3中未報(bào)告線性形式的估計(jì)結(jié)果。

表3 森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析結(jié)果①Tab.3 Econometric analysis of the relationship between forest quality and economic growth

空間滯后模型(SLM)中pGDP三次曲線、二次曲線形式的空間自相關(guān)系數(shù)ρ均顯著為正，表明相鄰地區(qū)間森林質(zhì)量存在顯著空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)森林質(zhì)量提升由于營林技術(shù)溢出、要素流動(dòng)等原因使得鄰近地區(qū)森林質(zhì)量得以提升，從而產(chǎn)生一定輻射帶動(dòng)作用。與普通面板回歸模型相比，各曲線形式的擬合優(yōu)度(R2)均具有一定程度提升，即考慮空間溢出效應(yīng)的回歸模型更加符合現(xiàn)實(shí)。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，不管是SLM還是普通面板回歸模型，三次曲線形式pGDP的各次方估計(jì)系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，即在樣本研究期內(nèi)，森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的N形或倒N形曲線不成立，故本研究主要分析森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間的二次曲線回歸結(jié)果。

觀察二次曲線(模型2)回歸結(jié)果，lnpGDP的二次項(xiàng)系數(shù)為正、一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且均通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)森林質(zhì)量提升具有顯著促進(jìn)作用，但在短期變化過程中，森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間呈U形曲線的非線性變化特征，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，森林質(zhì)量隨著人均GDP增長而下降，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長超過一定拐點(diǎn)后，森林質(zhì)量則隨著人均GDP增長而提升，即森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間滿足EKC的演變規(guī)律，該U形曲線存在一個(gè)拐點(diǎn)，使得經(jīng)濟(jì)增長對(duì)森林質(zhì)量的影響方向發(fā)生變化，曲線的最低點(diǎn)即為拐點(diǎn)。通過求解極值可得出拐點(diǎn)為10.106，相對(duì)應(yīng)的人均GDP為e10.106=24 489.51元，即當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP小于24 489.51元時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，而當(dāng)?shù)貐^(qū)人均GDP跨過24 489.51元時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長有助于提升森林質(zhì)量。若以每年各省份人均GDP均值計(jì)算，該拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份處于2009—2010年。截至2010年底，已有20個(gè)省(區(qū)、市)基本完成明晰產(chǎn)權(quán)、承包到戶，全國共承包到戶的集體林地占總面積的88.6%(2)http:∥www.forestry.gov.cn/main/446/content-892764.html.2011-04/21/content_1652554.htm.，可見集體林權(quán)改革有效解放和發(fā)展了林業(yè)生產(chǎn)力，一定程度上對(duì)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間關(guān)系的轉(zhuǎn)變發(fā)揮了正向輔助作用。而普通面板回歸模型計(jì)算的人均GDP拐點(diǎn)為e9.737=16 932.67元，相對(duì)應(yīng)的年份處于2005—2006年，較SLM更早到達(dá)拐點(diǎn)，表明考慮空間溢出效應(yīng)后，地區(qū)間要素的空間流動(dòng)延長了經(jīng)濟(jì)增長對(duì)森林質(zhì)量的負(fù)向影響。

從其他控制變量的估計(jì)系數(shù)來看，SLM與普通面板模型的影響方向一致，但影響程度存在差異。整體而言，考慮空間溢出效應(yīng)后，多數(shù)控制變量對(duì)森林質(zhì)量的負(fù)向影響較普通面板回歸有所減弱。具體來說： 1) 城鎮(zhèn)化率(URBAN)的估計(jì)系數(shù)為正，表明地區(qū)城鎮(zhèn)化水平提高對(duì)森林質(zhì)量提升產(chǎn)生顯著正向影響，與預(yù)期系數(shù)方向相反，可能原因在于城鎮(zhèn)化水平提高將帶來建成區(qū)面積擴(kuò)張，導(dǎo)致對(duì)其他土地類型的侵占，主要是耕地向建設(shè)用地轉(zhuǎn)化，且城鎮(zhèn)擴(kuò)張使得人類活動(dòng)產(chǎn)生集聚，一定程度上減少了對(duì)林地和草地的干預(yù)； 2) 林業(yè)固定資產(chǎn)投資(FAIF)的估計(jì)系數(shù)正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，與預(yù)期系數(shù)方向一致，即擴(kuò)大林業(yè)固定資產(chǎn)投資一定程度上可提升森林質(zhì)量，《中國林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，資金投入大多用于新建和擴(kuò)建基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)改造等方面，主要涉及林業(yè)支撐與保障、林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等領(lǐng)域，而森林質(zhì)量提升是一個(gè)長期積累的過程，應(yīng)調(diào)整固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，重視林業(yè)生態(tài)建設(shè)與保護(hù)，才可能使固定資產(chǎn)投資顯著促進(jìn)森林質(zhì)量提升； 3) 木材產(chǎn)量(TY)的估計(jì)系數(shù)為正，與預(yù)期系數(shù)方向相反，表明木材產(chǎn)量增加并未導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，可能原因是國家重視森林保護(hù)與培育，在采伐限額政策下，森林采伐量低于森林生長量，木材產(chǎn)量增加不僅沒有導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，而且由于大徑材主要依賴進(jìn)口，減輕了國內(nèi)大徑材生產(chǎn)壓力，偏向小徑材生產(chǎn)的木材產(chǎn)量增加反而可促進(jìn)劣質(zhì)林更新，提高森林質(zhì)量； 4) 林業(yè)系統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員(PIPF)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，與預(yù)期系數(shù)方向相反，表明林業(yè)第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力增加將對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，李凌超等(2018)也指出地區(qū)勞動(dòng)力遷出數(shù)量對(duì)森林質(zhì)量具有顯著正向影響，朱震鋒等(2017)發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力在林區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在投入冗余，側(cè)面反映出林業(yè)第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力應(yīng)維持在一定水平上才能對(duì)森林質(zhì)量提升產(chǎn)生促進(jìn)作用，但應(yīng)該處于何種水平值得探索； 5) 人口密度(PD)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，表明人口密度增加導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，與預(yù)期系數(shù)方向一致，人口擴(kuò)張與城鎮(zhèn)化水平提高類似，反映的是人口擴(kuò)張加大了林產(chǎn)品需求，加劇了對(duì)有限森林資源的索取，從而導(dǎo)致森林資源減少； 6) 氣溫(TEM)和降水(PRE)的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，且均未通過顯著性檢驗(yàn)，與預(yù)期系數(shù)方向相反，意味著氣溫和降水變化未對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，可能原因在于，一方面森林生長是一個(gè)長期過程，多種因素的綜合作用對(duì)森林生長產(chǎn)生影響，而氣溫和降水促進(jìn)森林生長具有累積效應(yīng)； 另一方面，各地區(qū)氣溫和降水波動(dòng)比較穩(wěn)定，當(dāng)?shù)厣稚L已經(jīng)適應(yīng)本地自然條件變化，氣溫和降水對(duì)森林質(zhì)量提升需要一定時(shí)間的累積。

2.3 不同地區(qū)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的檢驗(yàn)

全國層面回歸反映的是自變量對(duì)因變量條件期望的均值影響，但對(duì)于森林質(zhì)量不同、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異的地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)森林質(zhì)量的影響是不同的，故有必要考慮地區(qū)間異質(zhì)性的存在。不同地區(qū)的檢驗(yàn)根據(jù)Hausman檢驗(yàn)判斷選擇采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，并通過前文判斷方法選擇合適的空間計(jì)量模型。表4所示為不同地區(qū)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計(jì)量結(jié)果。觀察后發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)各變量估計(jì)系數(shù)的顯著性水平和影響方向存在顯著差異，即考慮不同地區(qū)間的異質(zhì)性是合理的。

表4 不同地區(qū)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計(jì)量結(jié)果Tab.4 Quantitative results of the relationship between FQ and pGDP in different forest regions

東北地區(qū)pGDP的三次曲線、二次曲線形式均通過顯著性檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)的先后次序，可認(rèn)為森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系符合三次曲線形式變化特征，即經(jīng)歷了“下降→提升→下降”的變化過程，依據(jù)估計(jì)系數(shù)方向判斷，二者呈倒N形變化特征，通過求解一元函數(shù)極值，可得倒N形曲線2個(gè)拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的pGDP分別為P1=e9.426=12 406.80元、P2=e11.024=61 352.50元，觀察東北地區(qū)各年份pGDP均值變化，可以發(fā)現(xiàn)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系跨過拐點(diǎn)P1的時(shí)間在2003—2004年，仍需一定時(shí)間才能跨過拐點(diǎn)P2，也即當(dāng)前森林質(zhì)量雖然處于隨經(jīng)濟(jì)增長而提升的階段，但在未來某個(gè)時(shí)點(diǎn)將有可能再次出現(xiàn)隨經(jīng)濟(jì)增長而下降的過程。

華北地區(qū)pGDP的三次曲線形式通過顯著性檢驗(yàn)，依據(jù)估計(jì)系數(shù)方向判斷，曲線形狀為倒N形，即森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長呈倒N形變化走勢(shì)。該曲線存在2個(gè)拐點(diǎn)，通過求解一元三次函數(shù)極值，可得倒N形曲線2個(gè)拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的pGDP分別為P1=e9.375=11 787.97元、P2=e11.805=133 920.30元，即當(dāng)pGDP小于11 787.97元時(shí)，森林質(zhì)量處于隨經(jīng)濟(jì)增長而下降的過程，當(dāng)pGDP在11 787.97～133 920.30元之間時(shí)，森林質(zhì)量處于隨經(jīng)濟(jì)增長而增長的階段，當(dāng)pGDP大于133 920.3元時(shí)，森林質(zhì)量將再次出現(xiàn)隨經(jīng)濟(jì)增長而下降的過程。通過觀察華北地區(qū)各年份pGDP均值變化，可以發(fā)現(xiàn)樣本研究期內(nèi)已跨過第1個(gè)拐點(diǎn)，但還未跨過第2個(gè)拐點(diǎn)，也即當(dāng)前華北地區(qū)各省份森林質(zhì)量處于隨經(jīng)濟(jì)增長而提升的階段，與東北林區(qū)相似，在未來某個(gè)時(shí)點(diǎn)將會(huì)再次出現(xiàn)隨經(jīng)濟(jì)增長而下降的過程。

西北地區(qū)pGDP的三次曲線形式中三次項(xiàng)未通過顯著性檢驗(yàn)，二次曲線形式所有估計(jì)系數(shù)均通過1%顯著性檢驗(yàn)，依據(jù)估計(jì)系數(shù)方向判斷，曲線形狀為U形，即森林質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長經(jīng)歷先下降后上升的變化過程，通過求解一元二次函數(shù)極值，可得U形曲線拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的pGDP為e8.820=6 768.27，觀察西北地區(qū)各年份pGDP均值變化， 可以發(fā)現(xiàn)2003年西北各省份已跨過拐點(diǎn)，即當(dāng)前西北地區(qū)森林質(zhì)量處于隨經(jīng)濟(jì)增長而提升的階段。

西南地區(qū)pGDP的三次曲線、二次曲線形式均未顯著性檢驗(yàn)，只有線性形式通過5%顯著性檢驗(yàn)，也就是說，西南地區(qū)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系滿足線性變化走勢(shì)，不存在發(fā)生轉(zhuǎn)變的拐點(diǎn)，其估計(jì)系數(shù)為負(fù)，表明西南地區(qū)森林質(zhì)量隨經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出下降態(tài)勢(shì)。

華南及東南地區(qū)pGDP的三次曲線、二次曲線和線性形式(表4未報(bào)告線性結(jié)果)均未通過顯著性檢驗(yàn)，該地區(qū)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間的EKC關(guān)系并不成立，意味著經(jīng)濟(jì)增長未對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生影響。分析其原因可能是南方集體林區(qū)長期以短周期人工林經(jīng)營為主，導(dǎo)致以單位蓄積量表示的森林質(zhì)量處于比較穩(wěn)定的狀態(tài)，林權(quán)制度改革更是促進(jìn)林農(nóng)不以破壞森林資源為代價(jià)獲取經(jīng)濟(jì)收益，有效鞏固了南方集體林區(qū)的生態(tài)保護(hù)。

從控制變量的影響來看，不同地區(qū)間存在明顯差異。城鎮(zhèn)化率(URBAN)只有東北和西北地區(qū)通過顯著性檢驗(yàn)，東北地區(qū)城鎮(zhèn)化擴(kuò)張對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，西北地區(qū)城鎮(zhèn)化擴(kuò)張導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，其他地區(qū)雖然未通過顯著性檢驗(yàn)，但也在一定程度上反映了城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)森林質(zhì)量的影響； 林業(yè)固定資產(chǎn)投資(FAIF)在五大地區(qū)中均未通過顯著性檢驗(yàn)，估計(jì)系數(shù)為正，表明資本投入一定程度上對(duì)森林質(zhì)量提升具有正向作用，但固定資產(chǎn)投資發(fā)揮應(yīng)有的作用需要經(jīng)歷一定時(shí)期的積累過程； 木材產(chǎn)量(TY)在東北、華北和西南地區(qū)通過顯著性檢驗(yàn)，東北和華北地區(qū)的木材生產(chǎn)對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生正向作用，而西南地區(qū)的木材生產(chǎn)則導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，東北地區(qū)森林資源豐富，同時(shí)也是我國林木和林副產(chǎn)品的重要生產(chǎn)基地，“天然林保護(hù)工程”有效阻止了森林質(zhì)量下降，華北地區(qū)相較于其他地區(qū)木材產(chǎn)量較少，以速生人工林為主，并注重森林資源保護(hù)和可持續(xù)，其他地區(qū)的估計(jì)系數(shù)有正有負(fù)，但均未通過顯著性檢驗(yàn)； 林業(yè)系統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員(PIPF)除西北地區(qū)未通過顯著性檢驗(yàn)外，其他地區(qū)均通過顯著性檢驗(yàn)，且估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，可見林業(yè)第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力增加將導(dǎo)致森林質(zhì)量下降，與全國樣本的檢驗(yàn)結(jié)果一致； 人口密度(PD)除西北和西南林區(qū)未通過顯著性檢驗(yàn)外，其他林區(qū)均通過顯著性檢驗(yàn)，且估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，總體來看，人口密度對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，與全樣本回歸結(jié)果一致； 降水(PRE)和氣溫(TEM)在不同地區(qū)的估計(jì)系數(shù)有正有負(fù)，但均未通過顯著性檢驗(yàn)，若不考慮顯著性，降水在西北、華南和東南地區(qū)對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，在其他地區(qū)對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，而氣溫的影響在不同地區(qū)有正有負(fù)。

2.4 森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的時(shí)間路徑分析

不同地區(qū)森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的EKC曲線演變特征具有差異性，東北和華北地區(qū)呈倒N形變化、西北地區(qū)呈U形變化、西南地區(qū)呈負(fù)向線性變化，而華南及東南地區(qū)不存在EKC關(guān)系。對(duì)于曲線拐點(diǎn)，東北和華北地區(qū)森林質(zhì)量還未跨過第2個(gè)拐點(diǎn)，西北地區(qū)森林質(zhì)量已跨過拐點(diǎn)處于隨經(jīng)濟(jì)增長而提升的階段，西南、華南和東南地區(qū)則不存在拐點(diǎn)，因而只需對(duì)東北和華北地區(qū)森林質(zhì)量何時(shí)跨過拐點(diǎn)而處于隨經(jīng)濟(jì)增長而下降的階段進(jìn)行推斷。依據(jù)趨勢(shì)外推法，以樣本研究期pGDP的年均增長率預(yù)測還未跨過第2個(gè)拐點(diǎn)的省份跨過拐點(diǎn)所需要的時(shí)間，以了解這些省份森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的時(shí)間變化路徑。從表5中可以發(fā)現(xiàn)，各省份跨過拐點(diǎn)的時(shí)間存在明顯差異，多數(shù)省(市)在5年內(nèi)跨過第2個(gè)拐點(diǎn)，所需時(shí)間最長的是除北京、天津外的華北地區(qū)各省份，河北和山西所需時(shí)間最長(至少10年)，可見在不遠(yuǎn)的未來，如果這些省份的森林經(jīng)營繼續(xù)按照已有模式和路徑發(fā)展，森林質(zhì)量將會(huì)再次出現(xiàn)隨經(jīng)濟(jì)增長而下降的過程，導(dǎo)致現(xiàn)階段的林業(yè)發(fā)展不具可持續(xù)性，當(dāng)然這種狀況對(duì)于其他省(市)的林區(qū)也是值得警惕的。

3 結(jié)論與討論

1) 在全國層面回歸下，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)森林質(zhì)量提升的促進(jìn)作用是一個(gè)長期動(dòng)態(tài)演變過程，而在短期發(fā)展過程中，森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長間呈U形的非線性特征，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，森林質(zhì)量隨著人均收入水平增長而下降，EKC假說得到驗(yàn)證。當(dāng)人均收入跨過24 489.51元的拐點(diǎn)時(shí)，森林質(zhì)量則隨著人均收入增長而提升，該拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的年份處于2009—2010年。此外，城鎮(zhèn)化水平提高、木材產(chǎn)量增加對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，而林業(yè)系統(tǒng)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向作用。

表5 不同地區(qū)跨過拐點(diǎn)的時(shí)間路徑預(yù)測①Tab.5 Time-paths prediction of crossing inflection points in different regions

2) 不同地區(qū)間森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長非線性關(guān)系的變化特征及拐點(diǎn)存在顯著差異，東北和華北地區(qū)呈倒N形變化，西北地區(qū)呈U形變化，西南地區(qū)呈負(fù)向線性變化，而華南及東南地區(qū)不存在EKC關(guān)系。東北和華北地區(qū)的多數(shù)省份在5年內(nèi)跨過第2個(gè)拐點(diǎn)，個(gè)別省份則需要10年左右跨過拐點(diǎn)，這些省份的森林經(jīng)營應(yīng)改變已有模式，破除路徑依賴，盡早跨過下一個(gè)拐點(diǎn)，以維持林業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性。

3) 不同地區(qū)控制變量的估計(jì)系數(shù)同樣存在明顯差異，城鎮(zhèn)化水平在東北和西北地區(qū)對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響； 林業(yè)固定資產(chǎn)投資在五大地區(qū)中均未對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生顯著正向影響； 木材產(chǎn)量在東北、華北和西南地區(qū)對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響； 林業(yè)勞動(dòng)力除西北地區(qū)外，其他地區(qū)均導(dǎo)致森林質(zhì)量下降； 人口密度除西北和西南地區(qū)外均對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響； 而降水和氣溫在不同地區(qū)均未對(duì)森林質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。

上述研究結(jié)論的政策啟示在于，當(dāng)前全國整體范圍內(nèi)森林質(zhì)量已跨過拐點(diǎn)處于隨經(jīng)濟(jì)增長而提升的階段，但在不同地區(qū)森林質(zhì)量變化存在顯著差異，考慮不同地區(qū)異質(zhì)性條件進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)軌蛱峁└卟町惢慕忉?。技術(shù)溢出、要素流動(dòng)等方面的空間溢出效應(yīng)，使得不同地區(qū)鄰近省市應(yīng)建立完備的森林經(jīng)營與保護(hù)合作機(jī)制、林業(yè)產(chǎn)業(yè)保障與要素流動(dòng)機(jī)制，加強(qiáng)地區(qū)間營林和造林的合作與交流，并結(jié)合自身稟賦條件，尋求森林質(zhì)量提升、生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)發(fā)展的均衡點(diǎn)?，F(xiàn)階段不同省市森林質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的變化特征處于不同階段，但均應(yīng)在追求經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)，因地制宜地合理控制城鎮(zhèn)化擴(kuò)張速度、繼續(xù)優(yōu)化林業(yè)資金投入結(jié)構(gòu)、增強(qiáng)人工林建設(shè)及林產(chǎn)品進(jìn)口力度、完善勞動(dòng)力政策及調(diào)控勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)等，尤其對(duì)于森林質(zhì)量處于隨經(jīng)濟(jì)增長而降低的地區(qū)，應(yīng)該改善并優(yōu)化當(dāng)前森林經(jīng)營與林業(yè)發(fā)展的固有模式和路徑。東北地區(qū)是我國重要的森林資源寶庫，應(yīng)充分發(fā)揮天然林資源的生態(tài)效益，以科學(xué)發(fā)展觀落實(shí)林業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，健全適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)和可持續(xù)發(fā)展的森林資源經(jīng)營管護(hù)體系，建立多層次天然林生態(tài)效益補(bǔ)償機(jī)制等； 華北地區(qū)森林資源相對(duì)較不豐富，應(yīng)注重加強(qiáng)生態(tài)建設(shè)與林業(yè)生產(chǎn)相協(xié)調(diào)，從造林營林逐漸向維持生態(tài)-經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)轉(zhuǎn)型，尤其京津冀地區(qū)要抓住京津冀協(xié)調(diào)發(fā)展、雄安新區(qū)建設(shè)的機(jī)遇，嚴(yán)守生態(tài)保護(hù)紅線，創(chuàng)新林業(yè)模式、管理體制和政策機(jī)制； 西南地區(qū)是我國主要林區(qū)之一，其林業(yè)具有顯著的生態(tài)功能和經(jīng)濟(jì)效益，但生態(tài)環(huán)境比較脆弱，應(yīng)注重林業(yè)發(fā)展中的生態(tài)環(huán)境建設(shè)，調(diào)整現(xiàn)有固化的林業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)，可以將發(fā)展生態(tài)旅游作為一項(xiàng)調(diào)節(jié)功能來平衡森林資源與經(jīng)濟(jì)增長。