集体林权制度改革绩效实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,制度改革论文,绩效论文,集体论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1 研究背景
2008年6月中共中央国务院正式发布《关于全面推进集体林权制度改革的意见》，明确提出集体林权制度改革的目标在于“进一步解放和发展林业生产力，发展现代林业，增加农民收入，建设生态文明”。集体林区林权制度改革至今，在较早开始改革的南方集体林区，“明晰产权”阶段工作已经基本完成，初步形成了一套以农户为主体产权明晰的林地产权制度体系。大量学者和专家就南方集体林权林权制度改革的初步成果进行了评价(徐晋涛等，2008；张蕾等，2008；张海鹏等，2009；孔凡斌，2008；裘菊等，2007)，这些评价大都选取农民收入增长为主要评价指标。虽然增加农民收入是我国林权制度改革的目标之一，但仅仅把农民收入增长作为判定林权制度改革绩效的评价是不全面，不客观的。
从国家推行林权制度改革的目标分析，通过林权制度改革提高社会从事林业生产积极性，发展林业生产力，实现林业可持续发展才是改革的终极目标。从产权经济学的角度分析，评价一个制度体系是否有效的标准在于评判这种制度约束下的经济实体生产行为是否得到激励。换而言之，评判新型林业产权制度优劣的标准应该是评价这种制度是否能激励林业经营者进行林业生产投入或扩大林业生产投入规模。
对比此次林权制度改革前后的南方集体林区林地产权制度体系发现，最大的区别在于在新的产权制度体系下农户被赋予了更完整的林地产权。但这种新的产权制度是否能够起到促进社会力量投入林业，起到解放和发展林业生产力的作用？本文将运用实地调研数据，分析产权完整程度对农户林业生产投入决策行为的影响，并以此为基础对林权制度改革初步绩效作出评价。
2 文献回顾
众多文献已经就土地产权会对农户投入行为产生影响(Alchian和Demesetz，1972；Feder和Feeny，1993；Besley，1995)进行了论证。Alchian和Demesetz(1972)提出土地产权可以被看作是一种对剩余价值的索取权，而对剩余价值的追求正是激励资源管理者努力监管的重要因素。当产权缺失时，这种激励的力度就大打折扣。这里提到的土地产权实际上是一组权力的组合，包括土地所有权、收益权、使用权、处置权，除此之外稳定性也是构成产权的很重要因素(Besley T，1995)。
虽然已有大量的研究尝试分析产权与土地投入之间的关系，但有很大一部分实际上都是在讨论某种产权经营模式对生产的影响，而不是具体的某项权力的拥有或失去，对生产投入会产生什么样的影响(例如Shaban，1987)。然而，产权经营模式实际上是一系列权力的组合，即便分析出不同产权经营模式会导致不同的生产投入，仍无法断定是由于产权经营模式中缺少哪种权力导致投入低下。因此，有必要具体分析每项权力对生产行为的影响而不能将一系列权力组合而成的产权经营模式作为研究对象。尽管Besley(1995)曾经尝试研究土地交易权对生产投入的影响，但遗憾的是他没有控制除了交易权外的其它权力因素。因此，Besley得出的“交易权”的系数实际上还是度量了一个包含6个权力因子在内的产权组合对生产的综合影响。
在对已有文献分析后发现，产权的稳定性(Jacoby，Li，and Rozelle，2002)、土地的抵押权(Feder and Feeny，1993)和交易权(Besley，1995)是影响农户农业生产投入的重要产权组成因子。虽然还有另外一些研究讨论了其它权力因素对投入行为的影响(Lin 1993)，但土地产权的稳定性、交易权和抵押权无疑是产权作用于生产投入的最主要因子。我国以“明晰产权、放活经营权”为主要内容的林权制度初级阶段的改革，恰好针对的是产权稳定性、交易权和抵押权。结合我国林权制度改革的特点以及前人的研究，本文将重点研究稳定性、交易权和抵押权三项产权因子对于农户林业生产投入的影响。
3 数据描述
3.1 调查样本选取
本研究选取了南方集体林区中，第一批开展林权制度改革的福建省和江西省作为研究的对象。福建省选取10个县，江西省选取5个县作为调查样本县。每个样本县，选取3个乡，每个乡随机抽取2个村，每个村随机抽取10户农户。由此，形成了900户农户的调查规模。
3.2 林地资源及经营情况介绍
本次调查覆盖的900户农户，一共经营(或参与经营)林地2428块，林地总面积达2186.2
①，户均拥有林地面积0.9。这些地块中1158块是用材林，占调查林地总面积的52.74%：竹林和经济林的面积分别占42.67%和4.59%。从林种分布看，与福建、江西省全省集体林林种分布的情况大体相当②。
按林地经营模式分类，观测到的林地中，约有97%由农户家庭经营管理。其中，单户经营约占林地总面积的70%(表1)。应该说通过第一阶段的林权制度改革，在福建省、江西省大体上实现了“山有其主”的改革目标。
3.3 农户拥有产权情况介绍
(1)产权变量的生成。笔者在农户调查问卷中设计一系列的问题，分别考察了农户对所经营的每一块林地产权稳定性、交易权、抵押权的看法。本文中各项林地产权因子度量的数据均来自于对以下几个问题答案的整理。
问题一：您5年后是否会拥有这块地？
问题二：您是否能将林地转给本村的其他农民？
问题三：您是否能将林地转给外村的人？
问题四：您是否能将林权证抵押获取贷款？(针对调查当时已经获得林权证的农户)
问题五：您是否能将林木抵押获取贷款？(针对所有农户)
农户根据自己主观理解和判断给出“是”，“否”或者“不清楚”的答案。
第一个问题主要考察农户是否拥有稳定的林地经营权。数据处理时，把该题答案为“是”的地块视为拥有稳定经营权地块；其他答案视为没有稳定经营权。
第二、三个问题主要了解农户对林地交易权的看法。数据处理时，只要两个问题中有一个问题的答案为“是”，就认为农户拥有该地块的交易权。在本研究中没有以转让对象作为区分，因为只要农户拥有向某一类人群转让的权利，就可能存在林地交易的市场，交易权就有可能能够得到行使。
第四、五个问题考察的是农户对林地、林木抵押权的理解。与交易权的处理方式相同，只要两个问题有一个答案为“是”就认为农户拥有抵押权。
(2)产权拥有情况分析。被调研的农户大多数对于长期经营林地充满信心，但对是否拥有林地的交易权和抵押权还不是十分明确。具体而言，在调查所涉及的地块中，约有93%地块的经营权被认为是稳定的，被认为可交易、可抵押的地块比例分别是76%，52%(表2)。
对地块经营权稳定的信心很大程度上是来自于本次林权改革中各地所采取的与农户签订书面经营合同的做法。经营合同中明确规定了农户经营林地的期限，从10年到70年不等。
对于是否拥有林地的交易权、抵押权，在2428块林地中，1843块林地被认定为可以向他人转让，1255块地块上对应的林权证或林木被认为可以用于抵押。虽然认为拥有这两项权力的地块数远低于有稳定经营权的地块，但在林改的初级阶段这些数字却并不算低。这两个数字实际上远远高于笔者调查前的预期，这与福建、江西省大规模对林地可流转、可抵押的宣传与推广密不可分。
(3)产权经营模式与各项产权因子拥有情况分析。分析发现，地块经营模式与产权之间存在一定的关联。在对三项权力拥有情况调查数据整理后发现，比起其它经营模式，单户经营拥有的林地产权相对完整。具体而言，在单户经营模式下，农户认为拥有稳定经营权、交易权、抵押权地块的比例都高于其他三种经营模式(图1)。从这一结果可以初步推断，林地经营者越单一越有利于林地资源的盘活。根据产权越完整农户投入的积极性越高(姚洋，1995；Besley T，1995)的研究结论，可以推断单户经营地块的投入将高于其他经营模式。这一特点对于不易变现的用材林生产经营的影响应该更为明显。
图1 林地经营模式与产权拥有情况分析
4 产权影响林地生产投入的计量分析
4.1 林业生产投入的界定及其影响因素分析
4.1.1 林业生产投入的界定
本文将主要从劳动力投入强度、资金投入数额两方面度量林业生产投入规模。
以往的研究已经证明，在目前我国要素市场完善的情况下，当年投入不会受到产权因素的影响(姚洋，1998)。但在林业生产中由于农户投入的化肥、农药无法在当年获得回报，属于长期投入。因此，当年林地上的资金投入可以作为分析产权因素对林业投入影响的因变量。
4.1.2 林业生产投入影响因素分析
林业投入行为可以理解一个建立在自然条件、社会条件、制度条件以及农户家庭特征基础上的函数，是农户主体对社会经济信号的综合反应。影响农户投入行为的因素可能来自各个方面，要完全分析所有影响林业投入行为的因素不太实际。本研究主要是分析产权完整性对林业生产的影响。因此，除了本研究所关心的三大产权因子——稳定性、交易权、抵押权外，把其它影响农户林业投入行为的关键因素(例如，土地产权因素、资金使用成本、金融约束状况等)都作为控制变量放入模型。换而言之，是在控制其它条件的前提下，研究产权完整程度对于林业生产的影响。由此，可以将影响农户林业投入行为的因素分为两大组：产权因素及控制因素。
第一，产权因素。包括：产权稳定性、交易权、抵押权。
第二，控制因素。影响农户林业生产投入的控制因素可以分为三大类：
(1)林地基本特征。林地基本特征包含：林地面积，林地功能，树龄，坡度，是否能灌溉，离家的距离，离公路的距离。
(2)农户家庭基本特征。家庭基本特征包含：户主基本特征，非农就业比例，每1/15农地的投入。在一般家庭中，户主是主要决策者，而他/她的个人特征会直接影响决策结果。因此在模型中加入了户主基本特征变量，包含户主的年龄、受教育年限、是否是村干部。
(3)信贷约束。信贷约束包含：固定资产的价值、是否能够获取非正式借贷。
这里需要指出家庭特征变量及资金约束变量对地块投入的影响是在农户家庭层面上起作用的。也就是说，家庭因素的影响作用于该家庭所经营的所有地块，而非单独针对某一块地。
4.2 假说
在实证分析之前，根据实践经验和常理判断对各因素如何影响林业生产投入作出以下假说：
(1)稳定性增加有助于提高农户长期投入林业生产的积极性，但受制于资金和劳动力的约束，农户短期内的投入变化幅度不大。
(2)赋予农户林地的交易权、抵押权能够激发农户从事林业生产，并增加当期林地的投入。
(3)在家庭小规模林业生产模式下，林地面积越大，单位面积的投入成本越低。生产者对商品林的投入会高于公益林。农户更愿意选择在立地条件越好、投入回报率的地块上开展林业生产活动。例如，坡度低、能灌溉，离公路、离家较近的林地，都较有可能成为农户投入的对象。
(4)户主的年龄越大越不愿意从事回收期较长的林业生产活动；户主是村干部则能从一定程度上保证家庭林地的持续经营，并优先享受政策的优惠。因此户主是村干部的家庭会较为积极的从事林业生产活动。
农户家庭中非农就业比例一方面反映出家庭中劳动力的配置，另一方面也可以看作农户从事林业生产的机会成本。预期农户家庭内非农就业比例与林业生产投入呈反比。
农业作为林业的互替产业，在家庭条件固定的前提下，农业投入占用的资源越多，能够投入林业的资源就越少。因此，预期农业生产投入强度越大的家庭林业投入越少。
(5)在中国农村从亲戚、朋友、邻居那里借钱是一种非常重要的融资手段。因此，是否能够在短期内借到一定数额的钱，某种程度上成为是否能从事非常规生产的约束。而固定资产、房屋的价值作为衡量农户家庭经济实力的变量，则会影响可投入林业生产资金的数额，因此与林业投入之间可能存在一定正相关。但固定资产拥有量的多少又可以作为衡量农户从事其他生产活动强度的指标，与林业生产之间有一定的互斥性，因此，固定资产价值对林业生产活动影响的系数是两方面共同作用的结果。
4.3 计量估计方法
4.3.1 实证模型
基于前文的分析，将农户林业生产投入函数设定为由产权因素、林地经营模式、林地立地条件、家庭特征、信贷约束共同作用而形成的函数。
林业生产投入=F(产权因子向量、经营模式向量、林地立地条件向量、家庭资源和财富向量、信贷约束向量)+随机扰动项
由于无法肯定稳定权、转让权、抵押权这三项权利完全涵盖了产权经营模式中影响投入的所有产权因素，因此在模型中加入经营模式变量。当所提取的三项权力包含所有经营权模式中影响投入的因素时，经营权模式的系数将在统计上没有意义；反之，则代表研究遗漏的其他产权因子对农户林业生产投入决策行为产生影响。
表3给出了在模型中所包含的所有自变量的平均值。
4.3.2 模型选择
本文将利用Heckman备选择模型估计产权因素对生产投入的影响。选择该模型主要是出于以下两方面考虑。
第一，虽然在选取农户调查样本时候采取了随机抽样的方式，但分析发现样本中存在大量没有从事林业生产活动的农户。在无法断定是否存在样本选择偏误(selection-Bias)情况下，如果采用最小二乘法(OLS)可能导致系数估计有偏，而利用Heckman备选择模型则可以对样本进行纠偏。
第二，农户林业投入行为可以拆分为两个步骤：首先，农户决定是否进行林业生产投入；其次，愿意从事林业生产的农户进一步决定投入规模。如果仅仅对影响投入规模的因素进行分析，则只考虑了各项权力作用于愿意进行林业生产人群的影响；而影响农户决策是否参与林业生产的因素分析也是研究的重要内容。Heckman两阶段分析的方法恰好能满足分析的需求。
(1)Heckman备选择模型数学表达式
①基本模型
对(3)式中进行OLS估计。如果η显著，则说明样本存在选择偏误的问题，如果不显著，则(3)式估计应该与(1)式进行回归的结果一致。
(2)Heckman备选择模型运用。为了更好地分析各项产权因子对林业生产投入行为的影响，笔者将对理论模型作以下调整：
①为了避免共线性，Heckman第一阶段的方程中需要至少有一个异于第二阶段的变量。因此，在第一阶段模型中增加了经营模式变量，在第二阶段模型中增加单户经营0-1虚变量。
在第一阶段模型中增加经营模式变量主要是为了考察除了稳定性、交易权和抵押权外，是否还存在其他产权因子会影响农户是否进行林业投入决策。
在第二阶段模型中加入单户经营虚变量，则主要是验证单户经营能促进林业投入规模扩大的假说。
②在第一阶段模型中增加省份虚变量。主要是为了考察两省农户间是否存在生产投入行为上的差异。虽然江西和福建都属于南方集体林区重点省份，但通过调查发现两省农户对于林业生产活动的重视程度并不一致。因此，通过计量估计验证两省农户在林业投入决策上是否存在省份差异。
③计量分析中将仅对农户在用材林地生产投入决策行为进行分析，主要出于以下两方面的考虑：
第一，在福建、江西两省大部分的竹林和经济林在本次林改前就已经拥有较为完整的林地产权。本次林改对竹林、经济林林地主要进行确权发证的工作，农户拥有的各项权力在此次林改前后并没有大的变化和调整。
第二，长期以来，福建省和江西省的农户在实践中形成了较为成熟的竹林、经济林的生产经营模式，本次林改对这些生产模式冲击不大。对于新分到户的用材林，由于我国实行的采伐许可证制度的限制，用材林地并不可能在短期内转而种植其他林种。因此，分析哪些产权因素能够影响农户用材林投入决策行为，并赋予农户相应的权力才是更好、更快的提高林业生产力的关键所在。
4.4 计量估计结果
计量估计遵循Heckman模型估计流程，分两个步骤完成：首先，将所有地块是否有林业生产投入的0-1虚变量作为第一阶段Probit估计的因变量，考察农户在决定是否在林地上投入时受哪些因素影响，尤其重点分析产权因子在决策过程中所起的作用；其次，分别以投入单位面积地块上的资金投入量、劳动力投入量为因变量，分析各产权因子及其他因素对于农户生产投入规模的影响。展示了计量分析的结果(表略)，下面将进行具体分析。
4.4.1 产权因素对用材林投入的影响
(1)农户更愿意经营拥有稳定产权的林地，但投入规模并不显著异于其他地块。表现为稳定性变量在是否从事林业生产的决策模型中，系数为正，并且显著；但在两个投入规模决定模型中系数不显著。这一结果与预期一致，相比较其他用材林，拥有稳定经营权的地块是农户投入的首选；但农户并不急于在这类林地上扩大短期投入的规模，而更愿意采取持续性经营的生产方式管理林地。
(2)单独剥离出的交易权对林业生产投入行为影响并不明显，表现为交易权系数在三个方程中都不显著，可以理解为农户目前并不认为林地交易权所能给自己带来收益保障性。尽管政府部门大力推动林地转让的行为能够在农民的意识层面上留下一定的印记，但不少农民依旧对能从林地经营权转让中获取投入回报表示怀疑。调研时，我国的林地转让市场尚未发展成熟，农户尚未看到身边农户从林地转让中获取收益的实例。因此喜欢从实践中积累经验的农户还不敢轻易将过多地资金投入林业生产中，导致交易权对于林业生产的正向促进作用还没有得到体现。
(3)抵押权对地块投入决策有显著的负效应，但对于愿意从事林业生产的农户而言则倾向于在拥有抵押权的地块上投入较多的生产资料。在计量回归结果中表现为，第一阶段的估计值为负，且显著；在第二阶段的估计中，投工模型估计系数不显著，投入模型系数显著为正。这主要是因为拥有抵押权林地获取资金的途径除了林业生产外，还有抵押贷款的选择。作为林业生产的替代选择，势必会对是否进行林业投入造成负面影响。加之农户对于抵押后权利的分配问题存有疑虑，认为抵押后就会失去所有经营权的农户是不会愿意在地块上进行任何投入的。而那些有兴趣进行林业生产的农户来说，提高当期的投入实际上是将来获取更高额度贷款的保证。因此，在其他条件相同的前提下，经营主体在拥有抵押权地块上的资金投入会高于没有抵押权的地块。
4.4.2 经营模式对用材林林业生产投入行为的影响
在是否决定投入的Probit回归模型中以集体经营为参照的经营模式变量系数显著为正。这说明相比较于集体经营的模式，农户更愿意在以单户经营、联户经营或小组经营的林地上进行林业生产投入。因此，可以推断将集体经营的林地分配出去确实会促进林业生产投入的积极性。但经营模式系数显著同时也说明了，这说明，在农户考虑是否在用材林地上进行投入时，文章所考察的三种产权因子并不能包含所有产权因素，其他产权因素共同作用于经营模式的变量，导致经营模式变量显著。而其他影响农户决策行为的产权因子，还有待进一步深入分析。
在投入规模决策模型中，农户在以单户经营形式管理的用材林地上的投入规模并没有显著异于以其他模式管理的林地。也就是说，在排除产权因素影响之后，产权经营模式本身不会影响生产投入规模。
4.4.3 其它因素对用材林投入的影响
根据模型估计的结果，农户在用材林地上的投入决策呈现出几个特点：
第一，农户更愿意经营面积较大的林地，投入规模却与面积呈显著反比。计量估计结果再一次显示了林业规模生产的特性在林地投入决策过程中所起的决定性作用。
第二，在其他条件相同的情况下，立地条件较好的林地是农户投入的首选，而较好的立地条件能够节约农户的投入成本。以灌溉条件为例，在第一阶段回归结果中，是否能灌溉的系数显著为正；而在第二阶段回归结果中，灌溉条件对于单位面积投工的影响则显著为负。这表明农户愿意经营能够灌溉的林地，但农户在能够灌溉的林地上所需投入的人工数会显著低于其他立地条件相同但不能灌溉的林地。
第三，林地拥有者家庭条件对林业生产活动决策关系紧密。
(1)在是否进行林业生产活动的决策模型中，所有的家庭特征变量都显著。其中，户主年龄、受教育年限、家庭非农就业比例、农业生产投入强度这四个变量的系数都显著为负；仅有户主是否是村干部的变量系数显著为正。计量结果与预期一致，那些户主年龄较大，通过其他途径获取收入可能性较高(表现为较高的家庭非农就业比例、户主受教育年限较长、较高的农业生产投入)的农户家庭，从事林业生产的积极性较低；户主担任村干部的家庭由于能够较为全面的理解、掌握林改动向，优先享受政策优惠而更加愿意从事林业生产。
(2)从影响林地投入规模的角度分析，农业投入强度和户主教育的年限则都在1%水平上显著为正。这说明现有农业生产中存在劳动力过剩的现象，获得林地经营权后农户可以将一部分农业生产中剩余的劳动力转移到林业上，在林地上投入更多的劳动力。户主受教育的年限则从一定程度上反映了从事林业生产活动的技术水平，受教育程度较高的户主往往拥有较高的林业经营管理技能或较强的学习能力，因此较有意愿扩大林业生产投入规模。
第四，在信贷约束变量中，固定资产变量在第一阶段模型回归中显著为负，这说明了固定资产数额所代表的其他生产活动的参与程度与林业生产之间确实存在一定的互替关系。固定资产的数额越高，从事林业生产的积极性越低。
是否能借到钱的变量，在两阶段回归结果中系数都不显著。这说明用材林经营收入对于两个省的农户来说都不是唯一或者支柱性的家庭经济来源。因此，外来资金投入的约束并不会影响用材林投入的决策。换而言之，即便在福建省或江西省用材林生产是在满足其他生产、生活的前提下所发生的行为。
第五，在其他各方面条件相同的前提下，江西省的农户从事林业生产活动的积极性低于福建省，表现为以福建省为参照的0-1省份虚变量在第一阶段回归中显著为负。这也从另一个方面解释了第一阶段林改后出现的福建省农户经营林地比例高于江西省的现象。
4.5 模型稳健性检验
4.5.1 产权变量选择合理性检验
关于土地产权对投入的定量研究中，产权稳定性变量的界定存在较大的争议。有把土地的经营期限作为稳定性的表征变量(Guo Li，2000)，也有把农户对未来土地调整的预期来代表土地的稳定性(姚洋，1996)。而本文中则直接以农户估计5年后是否能够继续经营该地块作为土地稳定性的变量，这种方式界定的土地稳定性变量是否合理？能否真实代表林地经营的稳定性？本节将对以上两个问题进行阐释和验证。
首先，个人的生产决策行为是建立在对过去经验积累和对未来政策环境、收益情况的预期上的。也就是说，不管现在的政策如何规定，农户自身的理解才是进行生产决策的决定因素。因此，从理论上说选择农户对未来林地经营权的预期作为林地经营权稳定性的代表应该是合理的。
其次，农户是依据以往的经验作出未来林地经营权归属的判断。而与林地产权稳定性最为相关的就是农地调整情况。故将农户家庭所经历的农地调整的次数放入回归中，使得林地产权稳定性的变量的系数只代表稳定性本身对生产投入的影响。如果在扩展后的回归模型中，产权稳定性变量的系数和原回归没有本质的区别，则说明变量的选择是合适的。扩展回归估计发现，估计结果与原估计结果非常一致。在第一阶段是否参与林业生产的估计中稳定性变量的系数由之前的0.393增加至0.402，显著水平也由5%上升为1%(表略)。这说明剥离出其他因素对投入行为的影响后，稳定性对林业投入的正向推动作用更为显著。因此，将农户对未来林地经营权的预期作为林地稳定性的判断从计量检验的结果看也是合理的。
由此，从理论和实证两个角度论证了文章中所构建的林地产权稳定性变量能够真实代表农户拥有林地经营权的稳定情况。
4.5.2 产权变量内生性检验
地权稳定性与土地投入相互影响的观点，最早是由Bruce(1988)提出的，在他的文章中给出了一些土地使用者为了长期拥有经营的土地而在地上种树，通过种植林木使得现有的产权更加稳定的案例。Atwood(1990)也回应了这个观点。也就是说土地产权稳定性与土地生产投入二者之间可能存在互为因果的关系：一方面，拥有稳定的经营权会促进经营主体在地块上的投入；而另一方面，在面对已经进行投入的地块经营权归属的判断上，经营主体更倾向于认为自己拥有稳定的土地经营权。下面将通过两阶段回归的办法对回归模型中是否存在之前提到的二者互为因果的内生性问题进行检验。
为了解决内生性的问题，需要找到一些与产权稳定性密切相关，但又不直接影响农户林业生产投入行为的工具变量，进行两阶段回归。在本研究中选择村党员比例、村民代表比例、2005年召开村民代表大会次数作为工具变量。首先，将工具变量与稳定性变量进行回归；然后将回归预测值替代原稳定性变量的数值代入原回归模型。展示了回归的结果(表略))，稳定性的系数依旧在5%的水平上显著，但系数由之前的0.393下降至0.201。这表明在之前的估计中，可能过高的估计了稳定性对投入行为的影响。正如，Besley(1995)的文章所提到的，产权变量在度量时可能存在一定的误差，因为这些变量不可能完全、真实地反应农户在投入决策中考虑的所有因素。
4.5.3 计量方法的检验
本文采取的是Heckman备选择估计模型，该模型最大的特点就是能够有效规避样本选择有偏导致的计量估计结果偏误。在第二阶段估计的结果中代表样本是否有偏的判断因子“逆米尔斯”系数均在10%的水平上显著，表明样本选择确实存在一定的偏误。因此，运用Heckman备选择估计模型是有意义的。
5 结论
实证分析结果表明，相较于村集体经营模式，家庭经营模式确实能够起到激励农户增加林地投入的作用。但推动社会投入林业生产的并非经营模式本身，而是各种经营模式中蕴含的各类产权因子，即产权的完整程度。分析表明，赋予农户稳定的产权能够提高农户投入林业生产的意愿，但碍于资金、经验、技术方面的欠缺农户并未开展大规模的林业生产活动。此外，由于我国目前林木林地流转、抵押市场尚不完善，林地交易权和抵押权对生产投入决策的正向促进作用还没有得到完全的释放。因此，建议林业管理部门切实加快林业要素市场的培育，推进不同地区、不同产业、不同群体间商品林产权的交易。鼓励农户将不经营的林地以租赁、合作等形式转让出去，实现资金、劳动力及林地资源的合理配比，提高林地的利用率。各地林业管理部门还应该积极构建林业资源产权流转中心，规范森林资源转让的操作流程，提高农户对山林投入回报的信心，推进林业经营向可持续方向转变。
此外，分析结果还表明林地经营者素质与林业投入的规模存在显著正相关。换而言之，加大对农户的林业生产技术培训将有助于提高农户从事林业生产的积极性。作为林业管理部门应该积极构建林业技术推广服务网络，兴办多种形式的科技咨询活动，把林业技术及时传授给广大的林业经营者。
简而言之，集体林权制度改革已经取得了初步成效，社会投入林业生产的积极性有所提高，但仍需大力推行各项配套改革措施。政府管理部门应及时为广大林业经营者提供政策扶持、科技服务、产品流通和投融资等社会服务，才能最大限度地发挥集体林权制度改革的整体效应。
注释：
①以下如无特殊说明，数据均来自福建省、江西省实地调研。
②福建省集体林中三种林种所占面积的比例分别为54.87%、11.83%和3.32%；江西省三种林种的比例分别为51.55%、8.85%和11.2%(注：不含防护林、特种用途林)。资料来源：根据第六次全国森林资源清查统计结果计算得出。
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