( 1. 中国林业科学研究院，北京 100091; 2. 天津商业大学 经济学院，天津 300134)

摘要: 本研究就集体林产权安排、林农增收之间关系问题进行了理论分析，提出了一系列研究假设。在此基础上，利用江西365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端的问卷调研数据，借助统计分析和结构方程模型的分析方法，对提出的理论假设进行了实证检验，研究结果表明: 林权承包到户对林农自愿经营有正向影响，林农自愿经营对收入增长也存在着正向影响，林权制度对林农收入增长有间接影响; 林农自愿经营在林权制度与林农收入增长中起着明显的中介效应; 政策的稳定性、林农的收入水平和受教育程度对林农经营意愿有着显着的正向驱动作用。因此，林权制度改革要保持政策的稳定性，针对不同收入水平和文化程度的林农，采取切实可行的措施增强他们的林业经营意愿，从而促进林农的收入增长，使林权制度改革在最大程度上推动林业经济的发展。关键词: 林权制度; 林农经营意愿; 林农收入增长; 结构方程模型

中图分类号:F326. 24            文献标识码: A              文章编号: 1005 － 9709 ( 2013) 02 － 097 － 07

Research onthe RelationshipBetween the Property Rights Arrangements of Collective Forest and the Increasing of Foresters'Income-Based on the Survey Data From Wuning County，Jiangxi Province ，China CHEN Xing-liang1，SHAO Yong-tong2

( 1. Chinese Academy of Forestry，Beijing 100091 China; 2. College of Economics，

Tianjin University of Commerce，Tianjin 300134 China)

Abstract:We make a theoretical analysis of the relationship between the property rights arrangements

of collective forest and the increasing of foresters'income and put forward a series of hypotheses． Then，wetake an empirical test of these theoretical hypothesis using the questionnairesurvey data from Wun-ingcounty，Jiangxi province，China and with the help of method of statisticalanalysis and structural

equation model. The results show that the forest property right belongs to a households has been a posi-

tiveeffect to foresters voluntary management，and foresters voluntary management also has been a posi-

tiveeffect to the increasing of foresters' income forest right system has an indirect impact on farmers＇in-

come growth; Foresters voluntary management plays a mediatingeffecton the forest right system and the farmers'income growth. Stability of forest policy，theincomelevel and education level of forester

management will have significant positive driving effect．Therefore，we should steady the policies of

the reform of forest right system and take practical measures to strengthen their forest management in- tention according to the different income level and cultural level of farmers，so as to increase the for-

esters’income and promote the development of forest industry economy to the maximum extent．Key words: forestright system; forester business intention;foresters'income growth;structural e-quation model

始于 2003 年的新一轮集体林权制度改革是涉及整个农村改革的重点工作，是解放和发展农村生产

力的重大举措［1］。此次林改的重点是明晰产权，强化林业生产经营者的主体地位，落实林地的承包权、

第 33 卷 第 2 期

2013 年 4 月出版林 业 经 济 问 题 Issues of Forestry Economics Vol. 33 No. 2 April 2013

* 收稿日期:2013 － 01 － 15 修回日期: 2013 － 04 － 06

基金项目:

中央级公益性科研院所基本科研业务费专项资金 ( CAFYBB2011006 － 04) ; 林业公益性行业科研专项经

费 ( 201004008)

作者简介:

陈幸良 ( 1964 － ) ，贵州黎平人，研究员，博士生导师，主要研究方向为林业经济与政策，森林资源与

环境管理，( 电话) 010 － 62889299，( E － mail) chen9299@ sohu. com。

DOI:10.16832/j.cnki.1005-9709.2013.02.001经营权、收益权、处置权。集体林权制度改革关注的对象是林农，如何激励林农经营林业，提高林农经营林业意愿，使他们在林业生产经营中愿意投入更多的工作时间、劳动力人数和资金，这不仅关系到此次林改的成效，也对我国集体林今后长期稳定的发展产生深远的影响。在已有的相关研究中，刘璨等分析了 1949 年以后我国集体林产权制度的多次变迁，指出集体林产权制度是发展林业和提高农民收入的前提，该制度安排需要相适应的制度环境，产权的明确与清晰是集体林业发展的前提和必要条件，而不是全部［2］。李娅等对江西省三个案例村 ( 永丰村、上芫村、龙归村) 集体林区林权制度改革的实施情况进行了研究，发现江西省集体林权制度改革符合林农意愿，取得了显着效果，主要体现为林户收入增加，林农经营意愿提高，干群关系得到明显改善［3］。张蕾、文彩云就集体林权制度改革对农户生计的影响做了分析，结果发现集体林权制度改革对农户生计有显着影响，农户是否了解林改政策和是否具有林权证是影响林改成效的重要因素，集体林权制度改革将对农户生计产生长远的影响［4］。现有的研究作了卓有成效的贡献，但在林权制度与林农经营意愿以及林农收入增长方面研究较少，尤其在林农经营意愿驱动因素方面的研究更少，关于林农经营意愿在林权制度和林农收入增长中的中介效应现有研究也没提及。那么，集体林权制度改革是否会提高林农的经营意愿，林农经营意愿的变化是否会促进林农收入的增长，林农经营意愿的提高受到哪些因素的约束，本研究选择江西省365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端进行了为期 2 年的调查，力求在理论和实践上对这些问题作出深入探讨。

1 调查区概况

江西365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端地处赣西北，是江西省的重点林业县。全县林地面积 24. 867 万 hm2，占土地总面积71% ，森林面积 18. 92 万 hm2，活立木总蓄积 773 万 m3，森林覆盖率 64. 1% 。全县人均耕地约 0. 047hm2，人均林地近 0. 667 hm2 之多。山林是武宁发展的主要资源和绿色希望，但长期以来，由于林业产权 不明晰，采伐管理不力，林区生活艰苦等原因，许多林农不得不外出谋生。2003 年，中共中央、国务院作出了 《关于加快林业发展的决定》，365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端作为江西省 7 个试点县之一，2004 年 9 月份在全国率先启动集体林权制度改革。改革的内容是明晰产权、减轻税费、放活经营和规范流转。截止 2012年，全县共发放林权证 5. 9 万本，涉及林地 24. 807 万 hm2，占林地总面积的 99. 6% ;分山到户率 95% ;分户登记率 90% 。确权后，全县国有林地 1. 513 万 hm2，占林地总面积的 6. 1% ;集体经营林地 1. 06 万hm2，占 4. 2% ; 农户自留山1. 127 万 hm2，占 4. 5% ; 责任山 19. 04 万 hm2，占 76. 5% ; 流转山场2. 067 万 hm2，占 8. 3% ; 纠纷山场 0. 093 万 hm2，占 0. 4% 。该县调整育林基金，取消各种收费项目。取消了县林业公司独家收购木竹垄断地位，林权所有者可自主销售木材，实行产销见面，价格随行就市; 林木采伐证由林木所有者直接申请。该县出台了 《森林资源流转办法》，下发了 《规范山林流转保护林农利益的通知》，明确流转山林政策性让利的 70% 以上要分配给林农。通过补充和完善山林流转合同，林农的知情权、受益权得到体现，化解大量山林合同纠纷，消除了不稳定因素。因此，365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端的集体林权制度从落实承包权入手，进行了全方位的改革，制度环境产生很大改变。研究林业产权制度安排变动对林农这个经营林业主体的影响，选择365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端作为案例研究，具有很强的代表性。

2 研究假设与理论模型

2. 1 产权安排与林农自愿经营林权制度不仅涉及到林地的所有权、使用权，也包含林木的所有权、处置权，以及林农对林木的收益权。林业产权安排，有多种形式，新一轮产权安排的主导方向是林地承包到户，核发林权证，对林农而言，林农自愿经营，是指林农从事林业经营的主观倾向性，如是否愿意在林业经营中投入更多的工作时间、劳动力人数和资金等。林农的经营意愿与林权制度有着密不可分的联系，通常，林业产权较为集中，即林地的所有权、使用权和林木的处置权等都集中到集体手中，林农参与林业经营的收益得不到保障，则林农会因缺乏生产98林业经济问题

第 33 卷的激励机制而无法提高其从事林业经营的积极性，甚至还会对未来期望收益缺乏信心。只有当林农的林业产权得到社会持续而稳定地保护时，他们才会在林业生产经营中从长计议，表现出积极有效的投资和

保护意愿。如果林业产权制度得不到有效落实或不能让林农获得收益，则林农对林业的投资和管护就失去了动力。据此，提出假设:H1 : 承包到户对促进林农自愿经营有正向影响。

2. 2 林农自愿经营与林农收入增长林农经营意愿主要表现为林农在工作时间、劳动力人数和资金等方面对林业经营投入的态度的变化，一般有 3 种情况: 即愿意增加投入、维持不变和愿意减少投入。林农林地经营投入的变化效果最终会通过林地和林木的经营状况反映出来，并通过林地和林木的经营状况的变化传导至林农收入的变化上。据此，提出假设:H2 : 林农自愿经营对林农收入增长有正向影响。

2. 3 林地承包到户与林农收入增长

一般来讲，林权制度改革，可以通过林农对林地和林木权属的确认而降低林业生产经营的交易成本，提高林农的林地经营意愿，增加林农收入。集体林权制度因其林地所有权和使用权以及其它的林木收益权属于公有性质，会影响林农在工作时间、劳动力人数和资金等资源的配置效率，从而影响林农收入的增长。而如果将一部分林权如林地的使用权，林木处置权让渡给林农，林农从最大化林业生产收益的角度会不断优化资源配置，以促进自身收入的增长。因此，从根本上说，林业产权制度的改变只是为林农收入的增长提供了制度条件，真正要产生实际的效果，还有赖于林农经营意愿的改变。据此，提出假设:H3 : 林权制度的变迁对林农收入具有正向影响。

2. 4 林农经营意愿的驱动因素

林农经营意愿具有较强的主观性，不会因为林权制度的改革而自发地或必然地发生改变，换言之，林农经营意愿的转变是有条件的，它要受到许多外生因素的影响和制约，这些因素概括起来主要有以下

3 个方面:

一是林业政策的稳定性。由于政策从制定、实施到产生效果需要经过很长一段时间，而在这个过程中，要受到许多不确定性因素的影响，因此，林农经营意愿的转变必然会受到林业政策稳定性的影响;二是林农收入水平。部分林农虽能意识到林权制度改革会给他们带来好的机遇，也想采取积极措施增加林业经营投入，但由于收入水平的制约，没有更多的资金用来投入到林业生产中，从而会降低林权制度改革的效果; 三是受林农自身文化程度的影响。在林权制度改革中，林农经营意愿的转变往往还要受其文化程度的影响，因为林农从事林业生产、经营离不开对必要的知识和技术的掌握。据此，提出假设:H4 :林业政策的稳定性对林农经营意愿的转变有显着的、正向驱动作用。H5 :林农收入水平对林农经营意愿的转变有显着的、正向驱动作用。H6 :林农受教育水平对林农经营意愿的转变有显着的、正向驱动作用。

2. 5 林农经营意愿的中介效应林农是林权制度改革的主体，也是基本的决策单位。林权制度改革涉及的主要内容，如林地的使用权和林木的处置权都必须与林农的经营意愿相结合才能起作用。因此，林农经营意愿的提高是林权制度改革的关键目标。当然，林权制度改革的最终目标是让林农收入得到快速增长。但这终极目标无法通过林权制度改革自行实现，必须借助林农经营意愿的改变得以完成，可以说，林农经营意愿是林权制度改革最终能够推动林农收入增长的最主要的因素，它其中起桥梁和纽带作用。据此，我们提出:H7 : 林农经营意愿在林权制度和林农收入增长之间起中介效应。基于以上的理论分析，对林权制度、林农经营意愿和林农收入增长三者之间的关系我们提出一个理论模型，如图 1 所示。该模型从林权制度改革出发，通过林农经营意愿将林权制度改革的作用传递到林农收入增长的目标上，分析驱动林农经营意愿转变的政策稳定性、林农收入水平和教育程度等外生变量对林农经营意愿的影响，并着重关注林农经营意愿在林权制度和林农收入增长中的中介效应。

99第 2 期

陈幸良等: 集体林产权安排与林农增收关系研究———基于江西365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端的调查分析图 1

理论模型

Figure 1 Theoretical Model

3 研究设计与分析

3. 1 样本调查与数据收集

本研究在江西省365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端14 个乡镇 29 个村对林农采用随机抽样的方法发出问卷 248份，回收 227 份，根据回收样本的填写质量进行剔除，如数据缺失过多或同一问卷中回答明显自相矛盾，最终获得有效样本 213 份，样本有效率 94% 。调查问卷和问卷中量表的各项内容主要由林农户主填写。问卷中量表的设计参考了前人相关研究成果，并在其基础上加以改进和完善［5］，从非常赞成到非常不赞成，采用了 7 分的量表对每一个指标进行了测量。样本林农的基本情况如表 1 所示。

表 1 样本林农的基本情况

Table 1 Basic data of sample foresters

统计项目 样本数 百分比/%

年龄

30 ～ 40 岁

43

20

40 ～ 50 岁

134

63

50 ～ 60 岁

36

17

文化程度

小学及以下

75

35

初中

102

48

高中

29

14

大专及以上

7

3

每年林业劳动时间

1 ～ 3 个月

33

15

4 ～ 6 个月

82

38

7 ～ 9 个月

57

27

10 ～ 12 个月

41

19

3. 2 调查问卷分析

3. 2. 1 样本地区林改前后林业经营模式情况

 

样本地区林改前后林业经营模式的变化情况由表 2所示。从表 2 中可以发现，林权制度改革对不同林业经营模式所产生了效果有显着的差异。其中，对于自留山、承包租赁经营和生态公益林有正向作用，但在程度上是有差异的，其中，对承包租赁和生态公益林的增加较为显着，其变化率分别达到 241. 51% 和 45. 95% ，而对自留山的增加很有限，仅增加 0. 46% 。从表 2 中也可发现，林权制度改革对集体经营、国有经营、纠纷未确权和荒山有负向作用，即林权制度改革会减少他们的规模。尤其对于集体经营的林地影响非常显着，该变化比率高达 80. 04% 。

表 2 样本地区林改前后林业经营模式情况

Table 2

Forestry business mode before and after forest rights reform of sample region

自留山集体经营 国有经营 承包租赁 生态公益 纠纷未确权 荒山林改前

8. 266

0

14. 546 0

1. 826

5

4. 505 2

4. 704

5

1. 375

0

0. 776

9

林改后

8. 303

7

2. 903 6

1. 202

6

15. 385 8

6. 866

1

0. 772

2

0. 566

0

变化率

0. 46

80. 04

34. 16

241. 51

45. 95

43. 84

27. 15

变化方向 增加 减少 减少 增加 增加 减少 减少

注: 表中变化率的单位为% 。

3. 2. 2 样本地区林改前后林农投入情况 表 3 给出了样本地区林改前后林农在林业生产经营投入上的变化情况。本文中，主要通过林农劳动时间、劳动力人数和资金这三个变量来反映林农对林业生产投入的情况，而

表3样本地区林改前后林农投入情况

 

Table  3 Foresters'investment before and after forestrights reform of sample region

劳动时间 劳动力人数 资金林改前

97

2. 3

880

林改后

130

2. 8

1700

变化率

34. 02

21. 74

93. 18

变化方向 增加 增加 增加

 

林农对生产投入的变化又进一步反映了林农在林业生产经营中的意愿。林农生产经营意愿的增强最终会通过对林业生产经营的劳动时间、劳动力人数和资金投入的增加反映出来，相反，林农生产经营意愿的降低可通过对林业生产经营的劳动时间、劳动力人数和资金投入的减少反映出来。由表 3 可知，林权改革后林农在劳动时间、劳动力人数和资金的投入上都有所增加，特别是资金的投入变化率达到了 93. 18% ，从而表明林权改革进一步增强了林农的林业生产经营意愿。

 

3. 2. 3 样本地区林改前后林农收入结构情况

100林业经济问题

第 33 卷表 4 给出了样本地区林改前后林农收入的变化情况。由表 4 可知，林权改革对样本地区林农收入产

生了明显的影响，并且都呈现出积极的影响，即林权制度改革既提高了林农的林业收入和农业中非林业收入，也提高了林农的非农收入，当然这一效果在林农的收入总额中也得到了明显的反映。同时，林权改革还对林农收入结构的变动产生了影响，具体表现为提高了林业收入和农业中非林业收入的比重，而在一定程度上降低了林农非农收入的比重，降低的幅度为 8. 77% 。

表 4 样本地区林改前后林农收入情况

Table 4Foresters'income before and after forest rights reform of sample region

总额

林业收入

金额 百分比

农业中非林业收入

金额 百分比

非农收入

金额 百分比

林改前

15491

1

761

11. 37

4

733

30. 55

8 997

58. 08

林改后

22 890

3

001

13. 11

7

760

33. 90

12 129

52. 99

变化率

47. 76

70. 41

15. 33

63. 96

10. 96

34. 81

8. 77

变化方向 增加 增加 提高 增加 提高 增加 降低

注: 表中变化率的单位为% 。

4 假设验证及结果分析

根据信度和效度的分析结果，本研究采用的各指标均具有较好的信度，并且模型设计具有较强的预测力和解释力。基于此，本研究借鉴贾薇等的分析思路，模型的拟合指标和各路径系数的估计值通过借助结构方程模型 LISREL 8. 7 并基于极大似然估计的方法计算得到，进而得到研究假设检验的潜变量之间的相互关系。在结构方程模型分析中，虽然的值较高，为 157. 36，自由度达到 127，但前人的相关研究表明，用的值来作为接受或拒绝模型的依据有时并不稳定，因为还要受到模型样本量的约束。而 Bagozzi ＆ Yi 提出，以卡方值和其自由度的比值来检验假设模型的适配度会更好，但其值不能超过 3. 0［6］。此外，由表 5 的检验结果可以看出，该结构方程的 3 个绝对拟合指数 RMSEA 、GFI 和 AGFI 均处于模型可被采用的水平，其值分别为:

0. 037、0. 94 和 0. 91，。结构方程的相对拟合指数 CFI 、NFI 和 NNFI 的值分别为 0. 98、0. 91 和 0. 95，

均明显高于其门槛值。因此，从研究结果可以判断，假设模型与模型数据拟合的程度可以接受。

表 5结构方程拟合优度检验结果

Table 5 Results of goodness of fit of Structural Equation Model

χ2

d. f

χ2 /d. f.

RMSEA

GFI

AGFI

CFI

NEI

NNFI

模型

157. 36

129

1. 22

0. 037

0. 94

0. 91

0. 98

0. 91

0. 95

参考标准 不显着

—

＜ 3. 0

＜ 0. 08

＞ 0. 90

＞ 0. 90

＞ 0. 90

＞ 0. 90

＞ 0. 90

本研究假设的验证

结果如表 6 和图 2 所示。由表 6 可知，林业产权制度对林农经营意愿的转变 具 有 较 大 的 影 响，标准化路径系数值高达 0. 86，且统计显着，结果支持了 “林业产权制度对林农经营意愿有直接的、正向影响”的研究假设，即 H1成立。检验结果同时表明，林农经营意愿的转变对林农收入增长有较为明表 6 对假设 H1 ～ H6 的检验结果

Table 6 Results of H1 ～ H6 hypothesis

原假设

β

t

检验结论

H1林业产权制度对林农经营意愿有直接的、正向影响

0. 86＊＊＊

8. 05

支持

H2林农经营意愿对林农收入增长有直接的、正向影响

0. 73＊＊＊

5. 39

支持

H3林权制度对林农收入增长有直接的、正向影响

0. 04

0. 22

不支持

H4政策的稳定性对林农经营意愿有显着的、正向驱动作用 0. 66＊＊＊

4. 72

支持

H5收入水平对林农经营意愿有显着的、正向驱动作用

0. 41＊＊＊

3. 17

支持

H6文化程度对林农经营意愿有显着的、正向驱动作用

0. 21*

2. 03

支持

注: 为标准化路径系数; * P ＜ 0. 05 ，＊＊ P ＜ 0. 01 ，＊＊＊ P ＜

0. 001

显 的 影 响， 检 验 值 达 到0. 73，并统计显着，证实了“林农经营意愿对林农收入增长有直接的、正向影响”的研究假设，H2 得到支持。结果也揭示了林权制度与林农收入增长的关系，检验值为 0. 04，表明 两 者 成 正 相关关系，但统计不显着，因而 “林权制度对林农收入增长有直接的、正向影响”的假设没有得到支持，即 H3 不成立。表 6 还反映了林农经营意愿驱动因素对林农经营意愿的影响的检验结果。从表 6 可以看出，林农经营意愿的 3 个驱动因素，即政策的稳定性、收入水平和文化程度对林农经营意愿都具有显着的正向影响，标准化路径系数值分别为 0. 66、0. 41 和 0. 21，并且均统计显着，因而支持了 H4、H5 和 H6 的研究假设，表明政策的稳定性、收入水平和文化程度对林农经营意愿都具有显着的、正向驱动作用。

101

第 2 期

陈幸良等: 集体林产权安排与林农增收关系研究———基于江西365bet中文资讯网_365游戏中心正式版_365bet资讯端的调查分析图 2

模型假设检验结果

Figure 2

Result of hypothesis of models

注:

图中实线所示的路径为两者之间的影响作用显着，虚线为不显着; ( )

内数字为复平方相关系数; * P

＜ 0. 05 ，＊＊ P ＜ 0. 01 ，＊＊＊ P ＜ 0. 001

为进一步检验林农经营意愿在林权制度和林农收入增长之间的中介效应，即研究假 设 H7，本 研 究借鉴 Kelloway 所建议的中 介 变 量 测 量 方法［7］ 和 贾 薇、张 明立和 王 宝 的 研 究 思路［8］，进 行 SEM 分析。在图 2 中，已经对林农经营意愿在林权制度与林农收入增长的关系进行了初步的探讨，基于图 2 的讨论我们进一步构建另外 2 个比较模型。在此，着重要讨论林农经营意愿在林权制度与林农收入增长中的作用，为了分析的方便，略去了林农经营意愿驱动因素的变量。3 个模型如图 3所示。图 3a 表示林权制度的改革需要经过林农经营意愿的转变和实施才能对林农收入增长产生影响，这一关系称为完全中介效应模型，记为 M1 。图 3b 表示林权制度的改革既可以直接对林农收入增长产生影响，也能通过对林农经营意愿的影响再间接地对林农收入增长产生影响，即林农经营意愿在林权制度与林农收入增长中起到部分的中介效应，称为部分中介效应模型，记为 M2 。图 3c 表示林权制度改革不仅可以直接对林农经营意愿产生影响，而且也可以直接影响林农收入增长，但林农经营意愿的转变对林农收入增长不产生任何影响，即林农经营意愿在林权制度与林农收入增长中起不到中介效应，因而称为

图 3

检验林农经营意愿在林权制度和林农收入增长中的中介效应

Figure 3

Test of

the mediating effect on foresters business voluntary between the forest

right

system

and the farmers＇ income growth

无中介效应模型，记为 M3 。借鉴林文莺和侯杰泰［9］和贾薇、张明立和王宝［8］ 的做法，本研究通过对 M1 、M2 和 M3 3 个模型进行比较来确定最优模型的选取。比较的对象为 3 个模型的和值的差异，比较的依据是的显着性及模型简洁性。3 个模型的比较结果见表 7 所示。通过比较分析，我们发现模型 M1 和 M2 没有明显的差异，2 个模型卡方的差异为1. 38，小于 3. 84 的临界值，而模型M1 较 M2 较为简洁，因而表明 M1优于 M2; 由表 7 还可发现，模型M2和 M3存在着明显的差异，两个模型卡方的差异为 9. 45，大于 3. 84 的临界值，表明模型 M2 优于 M3 。从而我们可以得出结论，3 个模型中，M1 优于 M2 ，M2 优于 M3，说明林农经营意愿在林权制度与林农收入增长中起着完全的中介效应，即研究假设 H7 得以成立。

5 结论及政策建议

102林业经济问题

第 33 卷表 7 林农经营意愿在林权制度和林农收入增长中的中介效应对比结果

Table 7

Comparative results of the mediating effect on foresters business voluntary between the forest rightsystem and the farmers＇ income growth

模型

χ

2

d

．

f

．

R

M

S

E

A

G

F

I

A

G

F

I

C

F

I

N

F

I

N

N

F

I

完全中介效应模型

(

M1

)

15

9

. 74

1

3

1

0

. 0

3

6

0

.

9

5

0

. 9

1

0

.

9

9

0

.

9

1

0

. 9

6

部分中介效应模型 (

M2

)

158. 36

129

0. 037

0. 94

0. 91

0. 98

0. 91

0. 95

无中介效应模型 ( M3 )

148. 91

124

0. 031

0. 92

0. 90

0. 97

0. 90

0. 93

Vχ2

M1

－

M2

1. 38 ＜ 3. 84( 0. 05，

1)

M2

－

M3

9. 45 ＞ 3. 84( 0. 05，

1)

结论:

M1

＞

M2

＞

M3

本研究在借鉴前人的相关研究成果的基础上，得出了如下一些有益的研究结论: 林权制度改革对林农经营意愿有直接的、正向影响，这表明我国的集体林权制度改革过程中，给予林农适当的林地使用权和林木处置权会提高林农林地生产和经营的积极性，从而进一步增加林农的收入和改善林农生计。研究显示林农经营意愿对林农收入增长有直接的、正向影响，这表明林农经营意愿的增强，会进一步通过增加林业生产投资、扩大林业生产规模、增加林业生产的劳动时间和劳动力的投入，从而进一步提高林农的收入增长。对林农经营意愿驱动因素的 3 个方面，即政策的稳定性、收入水平和文化程度的分析显示，政策的稳定性、收入水平和文化程度三者都对林农经营意愿转变有着显着的、正向驱动作用，表明对林农经营意愿的激发，不仅要从林权制度上考虑，还要充分考虑到林农经营林地和林木的政策的稳定性、林农自身的收入水平和文化程度对林农经营意愿的影响，如果没有稳定的、可持续的政策支持，林农没有一定的收入水平和文化知识，林权制度改革的效果很难在林农经营意愿上得到体现。

研究结果显示林权制度改革对林农收入增长没有产生直接影响，即研究假设 H3 没有得到支持，而林农经营意愿却在林业制度与林农收入增长中具有明显的中介效应，即研究假设 H7 得到了支持，这表明林农经营意愿在林权制度和林农收入增长中起着不可或缺的中介作用。林权制度改革的所有利好政策措施如果不被林农所接受，不能使林农经营意愿得到增强，对林农收入的增长将很难起到实质性的作用。林农经营意愿是林权制度改革与林农收入增长关系中的桥梁和纽带，只有林农意识到林权制度改革对他们是有利的，能够切实为他们带来一定的效益，他们才会将林权制度改革的政策措施通过林业生产经营意愿的改变最终达到推动林农收入增长的目的。以上研究结论表明，林权制度改革只能通过林农经营意愿的转变来促进林农收入的增长，因此本文认为，实施集体林权制度改革，仅仅将林业的相关产权赋予林农还不够，它不能直接对林农收入增长产生影响。必须进一步强化集体林权改革的配套措施，着实提高林农从事林业生产经营的积极性，以增强

林农的林业经营意愿为宗旨，采取切实措施鼓励林农进行林业生产投资; 此外，由于政策的稳定性、林农收入水平和文化程度对林农经营意愿具有显着的正向驱动作用，因此，在林权制度改革政策上要保持政策的稳定性和可持续性，增强林农对集体林权改革政策的信心。

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