林权结构对林业收入的影响分析

张杰

摘要：本文主要研究集体林权制度改革之后，产权结构变化对林业收入的影响。通过将林权分解为林地承包权、林地使用权和林地经营权，并分别以林地承包面积、林业投入和林木所有权作为代理变量，利用线性回归模型量化研究了各项权能对收入的影响，发现林业收入与林地使用权之间为正相关关系，与林木所有权之间为正相关关系，与林地承包权之间为负相关关系，并对研究结果进行解释。

关键词：林权;产权结构;林业收入

前言

从改革开放以来，我国建立了社会主义市场经济，并且提出建设社会主义新农村的任务，我国对于“三农”问题的关注从未冷却，特别是在提出2020年实现全面小康的目标下，对我国农村如何实现全面小康一直是热门话题。作为农民的一个重要组成部分——林农，也成为了社会关注的群体，如今距2008年十七大提出集体林权改革已逾十载，继家庭联产承包责任制改革之后的又一次“土地改革”究竟成果如何，是否已达到了林改的真正目的，所有人都极为关注，本文主要以云南省的调查数据为基础，试图衡量此次林改之后产权结构变化对林业收入的影响。

1 相关概念界定

产权，即财产权利的简称。产权的主要内容是对财产权利进行划分以保证资源的有效利用。对于产权的构成要素众多，但却包含一些最基本的因素，主要包括“三要素说”和“四要素说”。张五常认为私有产权是主要由三种权利组合而成的一种结构，包括私人使用权、收入享受权和自由转让权。黄少安认为构成产权权利的四要素是所有权、占有权、支配权和使用权。

国内在对于林权的概念方面并没有太多的区别。绝大多数学者包括政府政策性文件中都将林权的概念界定为森林、林木、林地的所有者和使用者对森林、林木、林地依法享有的占有、使用、收益或者处分的权利。

然而在对于林权结构的划分上，林琴琴（2013）认为林权可以分为森林、林地、林木所有权和使用权，林地承包经营权和林地使用权;而王小军（2013）认为相对于其他财产的权力，林业产权所属更为复杂，可以分成“四权”，即林地所有权、林地使用权、林木所有权和林木使用权。

2 产权结构影响农户收入的机理分析

林业产权结构对于农户收入的影响主要体现在产权结构是否完整、是否充分界定、是否得到有效的保护。不同于建立在以初始产权清晰界定为基本假设的科斯第一定理和科斯第二定理，科斯第三定理放宽了这一假定，认为初始产权的界定会对经济效率产生影响。科斯第三定理指出在交易成本大于零的情况下，初始产权的清晰界定能降低后续的交易成本，有助于提高经济效率，即产权的初始安排会对资源配置效率产生影响。

冀县卿（2010）在其论文中提到产权结构一般由使用权、交易权和收益权构成，产权是决定经济效率的重要因素，而产权结构受制于制度结构，制度的不完备往往导致产权残缺 。从产权完整性的角度分析，产权残缺是指在当事人产权权利束中缺乏某一项或某几项权利从产权完全性的角度分析，产权残缺是指当事人拥 有的产权权利没有得到充分的界定、实施和保护。产权在结构上表现得越完整、越完全，对当事人的激励和约束就越充分、制度绩效就会越高、产权残缺往往导致低效率。产权完整性、产权完全性即产权专用权对制度绩效的影响 ， 取决于制度的完备程度以及制度与制度环境条件的适应性。 故而我们可以认为完善的产权安排和有效的产权保护对激发农户行为具有正向的激励作用。

3 林权结构的量化

通过查阅并梳理现有文献，发现有文献多集中于对于集体林业改革带来的绩效。即跳过了集体林权制度改革对于產权结构的影响，直接选取影响因素，用以衡量影响因素对于改革后林业收入的变化。本文试图从林权结构划分的角度，并且通过对林权构成要素进行量化，以测定在现行制度下，不同林权构成部分对于林业收入的影响。

本文基于上诉的林权结构划分的基础上 ，根据《中共中央国务院关于全面推进集体林权制度改革的意见》，将林权划分为：林地所有权、林木所有权、林地承包权和林地使用权。其中，我国宪法规定，土地属于国家或者集体所有，即个人不能拥有土地的所有权，故而在此仅讨论林木所有权、林地承包权和林地使用权对于农户收入的影响分析。同时对三个因素选取量化指标，具体情况如表1：

4 林权结构对农户收入的影响分析

4.1 变量的描述性分析

本文数据主要来源于国家林业局经济研究中心对于云南省集体林权制度改革跟踪监测项目。本文主要选取了景谷县、建水县、麻栗坡县、禄丰县、景洪县共5个县，每县50人，共250个样本。对选中的样本，又进一步筛选出劳动、资本投入均不为零、且进行过采伐申请的81个样本，作为本文的主要分析数据，目的在于检验具有最完整产权的样本，其产权结构与收入之间的关系。并且以spss18.0作为主要分析工具。

4.1.1 林地承包权

如上文所述，对于林地承包权选择林地承包面积作为产权量化指标，这里的承包面积是指林权证上确权的林地面积。通过对81份完整样本分析得如下结论：从分布情况来看，林地承包面积均值为43.213亩/户，然而从25.0的众数和31.9的中位数来看，户与户之间林地承包面积存在较大的差异，从极大值和极小值来看，两者之间相差更是超过100倍。经济学中有规模报酬一说。规模报酬指的是当我们改变生产规模时产量的变动方式，如果我们将所有生产要素投入以t倍增加，其产出也上升t倍，则我们有规模报酬不变的说法。如果产出上升比例超过t倍，可以称之为规模报酬递增。如果产出上升低于t倍，可以称之为规模报酬递减。在其他投入不变的基础上，从调查数据来看，存在较大差距的林地承包面积对于不同的承包人来说其规模报酬不同。对于拥有较大承包面积的农户而言，其生产积极性高于拥有较小承包面积的农户。

4.1.2林地使用权

对林地使用权的描述主要通过林地经营指标来衡量。特别是对于承包林地面积较大的农户来说，如何经营自己林地以获取更多收入是一个重要的问题，也是侧面反映林地使用情况最有效的衡量。

从下表可以看出，农户林业经营主要以劳动力投入为主，其均值为7796.30元/亩，远高于机械或者蓄力投入以及农药、化肥等投入，这与林业生产周期漫长有关，资本投入主要体现在苗木和园区建设上，一旦过了初始阶段，对于资本投入需求大大降低，转变为对于劳动投入的需求。从林业生产投入来看，农户平均每亩林地年投入711.99元，按工人100元/天的工资来看，相当于每年在每亩地上劳动7天左右。

4.1.3林木所有权

在我国，受森林限额采伐制度影响，木材并不能随意采伐，故而从农户角度出发，可以用申请采伐指标的难易程度来体现林木所有权是否有效。

在有效的81个样本中，有93.8%的人认为申请林木采伐指标不存在困难，仅有6.2%的人认为林木采伐指标申请存在困难。林木采伐权是农户林木所有权最重要的构成部分，也是林木所有权最直接的表现形式，即使我国实行配额采伐制度，但是对于农户的经营采伐行为并没有出现过多干扰，农户林木所有权得到了确实可靠的保护。

4.2 变量间因果关系检验

为了观察变量间因果关系，采用画散点图的方式观察样本分布状况，并对变量间相关系数进行计算。

经过计算可以得出，林业使用权和林业产出之间存在较为明显的正相关关系，可以选择拟合线性回归模型。林地承包权和林业产出之间存在一定的负相关关系，但是并没有林业生产投入与林地使用权的相关关系那么明显。

此外，经过计算可以得出，在0.05和0.01的显著性水平下，仅有林业产出与林业生产投入之间存在显著的相关关系，且相关系数仅为0.454，基于相关性检验，我们可以认为林业投入与林业产出之间存在相关关系，这与现有的经济学理论是相符合的，但是从仅为0.454的相关系数来看，两者之间的相关关系并没有想象的那么密切。

4.3 回归分析

4.3.1 方法

本文主要采用建立回归模型的方式研究產权结构的变动对于林农收入的影响。回归分析主要研究事物与事物之间的客观关系，它是一种建立在大量实验或者观察的基础上，通过数据的处理分析，利用计量方法描述客观事物之间的关系，其本质是一种统计手段。假设因变量y与自变量x1，x2，x3，…，xp之间存在相关关系，则建立模型

通过对散点图的观察，结合相关系数表，在本文中，主要采用拟合线性回归模型，对自变量进行参数估计以测定自变量对因变量的影响大小与方向。其模型形式为：

如表6 所示，为了方便进行分析，在本文中分别以Y，FIN，AFW，AOF代表林业收入、林地使用权、林木所有权和林地承包权。由于林木所有权为定性变量，决定将林木所有权作为虚拟变量引入模型，即 ，具体的模型形式为：

同时运用被众多学者共同认可的最小二乘法（OLS）对模型参数进行估计以得到对应的回归模型，最后对估计的回归模型进行多项检验以保证模型效果。

4.2.2 过程

运用统计软件软件Eviews6.0进行模型的系数估计，最终可以得出：

参数估计结果为：

从经济意义上来说，林业生产投入每增加1元/亩，林业产出增加0.35元/亩;承包面积每增加1亩，林业产出降低2.08元/亩;如果木材采伐指标申请存在困难则每亩收入下降605.99元，如果木材采伐指标申请不存在困难则每亩收入上升605.99元。从经济意义可以看出，林地承包面积与林业收入成反比，与预期存在差异，同时不困难的木材采伐指标申请确实对林业收入的增加起到作用。

从模型整体而言，F统计量为6.965354，P值为0.000330，通过显著性水平为5%的检验，接受原假设，回归方程整体显著。

从参数估计值的显著性来看，仅有自变量FIN通过显著性水平为5%的的t检验，其他变量的系数均未通过t检验。

从模型的拟合效果来看，R2仅为0.213451，即该模型仅能解释约21.35%的数据，这个方面来看，模型未考虑到其他影响林业收入的重要因素，从而导致拟合效果较差。

通过查阅D.W.检验表，当k=3，n=81，在显著性水平为5%下，查得DU=1.72。与D.W.统计量进行比较，有DU<2.144109<4-DU，接受原假设，残差序列不相关。

5 结束语

通过以上的描述分析与实证结果，我们可以得出如下的结论：

首先，从相关关系系数和参数估计的结果来看，林业收入与林地使用权之间为正相关关系，与林地承包面积成反比，与林木所有权成反比。从经济学角度而言，投入与产出之间成正相关关系，这与我们是结论相同，即以林业投入为代表的林地使用权确实对林业收入产生正向的影响，林地使用权越大，林林收入越高;同时林木所有权的保护也对提高林业收入具有同样正向的影响，采伐销售是从林业资产转换为林业收入的最后一步，能够容易的申请到木材采伐指标对于林业收入具有直接而正向的影响，故而林木所有权得到有效保护时确实能够增加林业收入;然而林地承包权与林业收入成反比，这与通常的研究惯例不符。可能的原因在于：在承包权扩大的同时，因为农户拥有的劳动资本的很少，并未能有效转换为林业生产的促进要素，反而在资源一定的情况下，因为林地承包面积的增加，降低了单位投入，因而光具有承包权并不能激发林业生产积极性

其次，代理变量设置的合理性需要优化，尽管模型解释了21.35%的数据，但仍需在后续的研究中不断完善代理变量的选择，提高模型解释力;同时，结合现有数据和实践经验来看，出现此类情况可能是因为林业生产与其他生产的区别。在大多数生产活动中，投入能够很快的转化为产出，通常这个时间不会太长，并且生产者乐于缩短资本周转的周期以达到利润更大的目的，但是林业生产与此不同，除了一些特殊经济林以外，大多数用材林生长周期漫长，少部分林种成长周期长达10年以上，其中以银杏树最为出名，银杏树又名“公孙树”，有“公种而孙得食”的说法，足以见林木生长周期漫长，这导致了林业投入并不能很快的转化成林业产出，仅以单期数据来研究产权结构对收入的影响，结论的代表性可能不够需要在后续研究中在更长的时间跨度内以更为合理的变量设置来开展研究。最后，由于此次调查的对象为各县林农，考虑到云南省经济发展情况，大部分林农不可能依靠生长周期漫长的林地为生，林地存在的意义并没有想象中那么大，故而在林地经营行为上，林农的积极性有待提高。

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