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农户林地承包权退出意愿及影响因素分析—基于南方四省400个农户调查数据

文字:[大][中][小] 手机页面二维码 2022-05-24 10:34:12    

摘  要:依据“理性 - 经济人”假设理论,基于南方 4 省集体林区的农户调查数据,采用计量模型从农户家庭特征、林地资源禀赋、林地确权情况、预期风险与认知水平五个关联层面对农户林地承包权退出的影响因素进行统计分析。研究表明:户主性别、受教育程度、家庭主要收入来源、家庭林地规模、林地细碎化程度、是否存在林地产权纠纷等对农户林地承包权退出意愿具有显著正向影响;农户家庭劳动力数量、林地种类、林地自然条件、是否存在生计风险、家庭林业收入以及林地重要性感知程度等对农户林地承包权退出意愿具有显著反向影响。故此,为促进农户林地承包权依法自愿有偿退出,一要实行差异化的区域林地退出政策,二要大力培育农村新型产业,三要强化林区基础设施建设,四要建立健全农村社会保障机制。通过以上措施有效作用于农户林地退出意愿的行为影响因素,推动农户林地承包权退出依法有序地推进。

关键词:经济人理论;集体林地承包权;林地承包权退出;影响因素;Logistic 模型

中图分类号:F326.24                         文献标志码:A                           文章编号:1673-9272(2022)02-0088-07

当前家庭承包经营已成为我国集体林区主要的经营形式 [1]。但改革后林地细碎化与农户经营能力差异化导致土地利用率下降 [2],在一定程度上束缚了林业生产力发展。为推动林业规模化、标准化、现代化发展,要探索合理方式,逐步建立农户林地承包权退出机制。2016 年 11 月国务院办公厅《关于完善集体林权制度的意见》明确提出,有序开展进城落户农民集体林地承包权依法自愿有偿退出试点。

目前,关于农村土地承包权退出的研究颇丰, 主要集中在概念界定 [3-5]、退出原则 [6-10]、影响因素 [11-13]、退出机制构建 [14-16]、补偿机制研究 [9-10] 等方面。但研究农户林地承包权退出的文献尚少。陈井林等 [17] 采用二元 Logistic 模型和Tobit 模型从就业、经济、养老三个层面分析保障依赖对农户林地承包权退出意愿的影响;此外,陈井林 [18] 运用中介效应模型实证分析了农户分化与养老保障依赖对农户林地承包权退出意愿的影响及影响程度。

为推动农户林地承包权退出研究,本研究基于课题组 2019 年在江西、云南、湖南、福建四省取得的农户调查数据,依据经济人假设理论, 构建 Logistic 模型对农户林地承包权退出意愿及关键影响因素进行统计分析并在此基础上提出相应的对策措施。

一、农户林地承包权退出行为意愿的理论分析与推断

农户林地承包权退出,往往是根据其家庭经济行为效用最大化来进行理性考量的家庭行为[8]。基于“理性 - 经济人假设理论”,农户退出林地承包权的目的是家庭经营收益最大化与风险最小化。对于理性农户而言,在作出林地承包权退出决策时,他们会进行成本、收益及风险评估,只有当风险在可承受范围内且退出林地承包权后所获得的家庭经营总收益明显大于退出成本时,农户才会放弃土地承包权 [19]。因此,在分析农户林地承包权退出行为时,必须把农户林地退出收益与风险的关联因素诸如农户家庭特征、林地资源禀赋、林地产权特征、预期风险及农户认知水平等进行综合分析。这些因素的具体影响可依据经济学、社会学原理推断如下:

(一)农户家庭特征因素

首先是户主性别。户主是农户家庭决策的关键主体。从思维方式来看,男女性思维存在一定的差异,男性思考问题更加理性开阔,对新事物接受能力更强,可能会对其退地决策产生正面影响。其次是户主年龄。年龄较大(60 岁以上)的农户,虽受制于身体健康与个人劳动能力制约,但由于受传统农耕思想影响较深,期待将林地作为一笔遗产遗传给下一代,所以可能退出意愿较弱;年龄偏小的农户(40 岁以下),由于土地情结不深,且从事非林生产劳动的意愿与机会更多,可能退出意愿较强;而处于中间年龄层(40 ~ 60 岁)的农户,可能更容易受其经营能力与偏好的影响:如果具有其他经营特长或偏好,则更愿意选择弃林就业,进而愿意退出林地承包权;如果没有其他经营特长与偏好,则往往倾向于维持现状而不愿退出林地经营。再次是受教育程度。受教育程度越高的农户接受信息的能力更强,对于改变生产生活方式的愿望与能力更强,且文化程度越高的农户对退出林地承包权的风险有更为理性的判断,因此推断受教育程度正向影响农户林地承包权退出意愿。从次是干部身份。担任村干部的农户在个人能力和视野、对相关政策的了解程度等方面有较强的优势,更可能容易响应国家政策而退出林地承包权。五是家庭劳动力数量。家庭劳动力数量越多,农户林地经营能力相对越强, 退出意愿越弱,反之,退出意愿越强。最后是农户家庭收入主要来源。农户家庭收入主要来源反映了农户家庭生计的主要依靠、对林地的依赖程度及非农化倾向。在农户兼业化越来越普遍的情况下,由于农业(特别是林业)生产收入低、稳定性差,农户家庭收入主要来源已开始向非农收入转移,导致越来越多的农户选择离开土地,故预期非农化程度高的农户林地承包权退出意愿会增强。

(二)林地资源禀赋

林地资源禀赋是指农户家庭所拥有的林地资源的数量与质量构成,具体包括家庭承包林地规模(以林地面积来衡量)、林地细碎化程度、林地种类、林地自然条件、是否发生过森林灾害等。一是,规模大的林地更便于机械化和规模化经营, 林地经营收益更多,农户经营意向更强,故此, 预期林地规模负向影响农户林地承包权退出意愿。二是林地细碎化程度(林地细碎化程度的测量参照土地细碎化程度的测量 [20],采用 SimpsonSI指数。各块土地不集中连片和面积狭小是农地细碎化的基本特征 [21]。若林地细碎化程度高,农户在各地块之间劳作时间与投资成本相应提高,林业机械化作业难以发挥最大效用,则农户会倾向于选择放弃林地承包权。三是林地种类(商品林与公益林。无论是商品林还是公益林, 都能产生生态效益而具公共产品性质;但在森林资源分类管理政策背景下,公益林相较于商品林, 林地资源管理更为严格,经营者林木采伐处置权更少,意味着林业生产经营受制因素更多,因此, 公益林相较于商品林,农户林地承包权退出意愿会更强。四是林地是否发生过森林灾害。若林地发生过灾害,必然对农户经营收益造成影响,进而会导致农户林地承包权退出意愿增强。五是林地自然条件。林地自然条件主要是指林地土壤肥力、距离远近、处位是山脊山腰或山脚等。林地自然条件越好进而经营收益越好,农户的经营意愿越强,林地承包权退出的意愿越弱。故预期林地自然条件会对农户林地承包权退出产生负向影响。

(三)林地产权特征

林地产权特征是指林地的产权归属情况,主要反映在林权证是否发放到位和是否存在产权纠纷。林权证发放不到位的农户家庭,可能因产权归属风险而导致农户林地承包权退出意愿增强。此外,存在林地产权纠纷的农户家庭,可能出于规避林地经营风险而更倾向于退出林地承包权。

(四)林地承包权退出预期风险

林地承包权退出预期风险是指农户做出退出决策后可能面临的诸如失业、生计等不确定因素以及退出的机会成本。本研究将农户退出林地承包权后是否有生计风险作为衡量退出风险程度的预估,将农户家庭林业收入作为林地退出的机会成本。首先,生计问题是农户的立命之本,是农户家庭生产经营活动的最重要的影响因素。农户

①   SimpsonSI指数综合考虑土地块数与每块土地面积两个衡量指,计算公式SI = 1 -    i=1            (式n 为土地块(åai )2

i=1ai 为每块林地的面积),SI 指数一般位于 0 1 之间。通常对于林地而言:SI 小于 0.25,细碎化程度很低;SI 位于 0.25 0.5 之间,细碎化程度较低;SI 位于 0.5 0.75 之间,细碎化程度较高;SI 大于 0.75,细碎化程度很高。

多为“风险厌恶者”,若退出林地将面临生计风险, 农户往往为了规避风险而减弱退地意愿。其次是农户家庭林业收入,林业收入越高,退地机会成本就越高,出于理性考虑,农户不会放弃当前的稳定收益,故预期家庭林业收入会对林地退出意愿产生负向影响。

(五)农户认知水平因素

农户的行为在一定程度上受其主观认知的影响,具体包括家庭成员对政策的认知情况和对林地产权重要性的感知情况。首先是对政策认知情况, 农户经营决策通常是家庭成员协商的结果,本研究以农户家庭成员是否了解“三权”分置政策来衡量农户家庭政策认知情况。“三权”分置作为符合我国国情现实的重要举措,是农村基本经营制度与时俱进的体现 [22],“三权”分置下的林地承包权退出是将林地承包权退还给集体经济组织,集体组织再将退出的林地集中起来统一交给新型林业主体经营,这就大幅提升了交易效率,降低了交易成本。故了解该政策的家庭成员,其政策认知度与满意度更高,更倾向于退出林地承包权。其次是对林地重要性感知,林地重要性感知程度高的农户,对林地的依赖程度及占有欲更强,于他们而言,林地是重要的生产资料,即使在城镇定居也不会愿意放弃林地。故此,预期林地产权重要性感知程度对农户的林地承包权退出会生产反向影响。

二、农户林地承包权退出意愿的调查数据分析

(一)调查情况与样本数据说明

本研究分析数据来源于国家社会科学基金项目“三权”分置下林农林地承包经营履责治理研究”课题组于 2019 年 7—9 月对我国南方重点集体林区 4 省的农户调查。调查采取分层与配额相结合的抽样方式,在江西的遂川和宜丰、云南的禄丰和永胜、湖南的慈利和茶陵、福建武夷山和尤溪等 8 县开展对 40 个行政村的 400 个样本农户的家庭调查,共发放问卷 400 份,回收 400 份, 有效回收率 100%,具有一定的可信度。

本次农户林地承包权退出意愿调查数据整理结果如表 1 所示。总体来看,受访农户不愿意退出林地承包权的比重较大(85.5%)。其中,云南样本农户退出意愿最强(占 29%),原因可能是云南地处西南边陲,受访农户多处于大山深处,当地基础设施条件较差,林农生产生活存在诸多不便,农户普遍向往城市生活而倾向于退出林地承包权。其次是湖南省,样本农户退出意愿为 13%,主要是因为湖南靠近广东,农户家庭外出务工收入较丰;还有不少农户已在城镇创业置业,故农户林地退出意愿相对较高。福建省农户的退出意愿最弱(占 5%),可能的原因是近年来福建省积极扶持农户家庭林业生产,特别是在武夷山地区,农户家庭的林业收入(主要是茶叶) 已成为当地农户脱贫致富的重要来源,故农户林业生产积极性高涨,多不愿意放弃林地承包权。

 

表 1 样本农户林地承包权退出意愿调查数据

样本

不愿意

愿意

总户数

区域

户数 / 户   占比 /%         户数 / 户 占比 /%

/ 户

江西省

89

89.0

11

11.0

100

云南省

71

71.0

29

29.0

100

湖南省

87

87.0

13

13.0

100

福建省

95

95.0

5

5.0

100

总计

342

85.5

58

14.5

400

各省样本农户平均家庭林地面积与林地细碎化程度①如表 2 所示。表 2 数据反映各省差异很大。从户均林地面积来看,福建省户均林地面积不及云南省的 1/5;从林地细碎化程度来看,江西省样本户林地细碎化程度最高达 0.62,云南省样本户林地细碎化程度最低为 0.25。从全部调查数据来看,样本农户户均林地面积为 6.96 hm2,户均林地细碎化程度为 0.41。显然,全体样本户均林地面积偏大和林地细碎化程度较低主要受到了林地资源较丰富的云南省样本农户的影响。 

表 2 样本农户家庭林地面积、林地细碎化程度分省情况

 

样本区域

户均林地面积 /hm2

户均林地细碎化程度

江西省

8.55

0.62

云南省

12.36

0.25

湖南省

4.73

0.43

福建省

2.19

0.33

全体

6.96

0.41

 

(二)变量的描述性统计分析

研究变量的描述性统计见表 3。表中:受访者男性占 85.5%,女性占 14.5%;受访者平均年龄为 55.6 岁,最大年龄为 91 岁,最小年龄为 22 岁;平均受教育程度为初中(最低为小学,最高为大学),表明问卷中受访者受教育程度大多偏低;农户家庭劳动力数量平均值为 1.78,标准差0.58,说明数据分布较为集中;家庭收入主要来源为农业和农业兼业的占比较大70.75%,均值为 1.78,表明从事非农职业的被访林农不多; 样本农户平均家庭林地面积为 6.96 hm2,林地细碎化程度均值在 0.25 0.5 之间;农户的家庭林业收入相差较大,最低为 0 元,而部分林业大户家庭林业收入最高接近 100 万元;农户的林地重要性感知程度均值较高(3.75),表明样本农户家庭对林地的依赖程度较高。就调查数据反映的情况来看,与客观事实融合度较好,调查数据具备较高的采信度与相关分析价值。

 

维度

变量

变量赋值

均值

标准差

退出意愿

Y

愿意 =1,不愿意 =0

0.15

0.35

农户家庭特征

户主性别 X1

男 =1,女 =0

0.86

0.35


年龄 X2

50       岁以下       =1,50 ~ 60       岁 =2, 60       岁以上       =3

1.98

0.81


受教育程度 X3

小学及以下 =1,初中 =2,中专 /       高中 =3,大专以上 =4

1.88

0.78


是否村干部 X4

是 =1,否 =0

0.24

0.43


家庭劳动力数量 X5

实际总人数(单位:人)

1.78

0.58


家庭收入主要来源 X6

务农 =1,务农兼业 =2,非农 =3

1.71

0.90

 

林地资源禀赋

林地规模 X7

0.04 hm2 以下 =1,(0.04,6.70       hm2]=2,(6.70,223.46       hm2]=3,

223.46       hm2 以上 =4

 

2.75

 

1.67


林地细碎化程度 X8

SI       小于 0.25=1,(0.25,0.5]=2,(0.5,0.75]=3,0.75       以上 =4

1.90

0.96


林地种类 X9

公益林 =1,商品林 =2

1.68

0.47


是否发生过森林灾害 X10

是 =1,否 =0

0.10

0.48


林地自然条件 X11

较差 =1,中等 =2,较好 =3

2.07

0.54

林地产权特征

产权证是否发放到位 X12

是 =1,否 =0

0.89

0.32


是否存在产权纠纷 X13

是 =1,否 =0

0.12

0.32

退出预期风险

是否存在生计风险 X14

是 =1,否 =0

0.62

0.49


家庭林业收入 X

1 000 以下 =1,(1       000,5       000]=2,(5       000,10       000]=

3,(10 000,100 000]=4,100       000 以上       =5

1.90

1.24

认知情况

是否了解政策 X16

是 =1,否 =0

0.62

0.49

林地重要性感知 X                       完全不重要 =1,不太重要 =2,有点重要 =3,比较重要 =4,        3.75

1.26

 

 

表 3    变量界定及统计结果

(三)数据的计量模型分析

1.  模型设定

农户林地承包权退出意愿设为被解释变量, 用 Y 表示,其为典型二值变量,影响退出意愿的因素为自变量 Xi (i=1,2…n), 故运用二元 Logistic 模型进行分析,将有退出意愿赋值为 1,无退出意愿赋值为 0,假设 p、1-p 分别为农户愿意和不愿意退出林地承包权的概率,那么:

式(4)中:β1,β2...βn 代表各变量即影响因素系数,β0 为常数即截距项,μ 为残差项。

2.  Logistic 模型回归结果及分析

为保证模型的稳定性与准确性,在进行Logistic 回归分析之前,通过计算各自变量之间的相关系数及对容忍度进行多重共线性检验,结果显示模型中所选的自变量之间不存在多重共线性的问题,故可将这 17 个自变量全部纳入模型进行分析。运用 stata16 软件对调查数据进行Logistic 回归分析。同时,为了确保 Logistic 模型回归结果的稳健性,运用 stata 16 软件将上述

模型替换为与之效果相似的且服从正态分布的

进行 Logit 变换可得:

Logit( p) = ln(   p   ) = b   + b X  + ... + b X

1 - p       0         1    1               n     n

因此,分析农户林地承包经营退出意愿影响因素的计量模型可设定为:

Probit 模型对上述调查数据再一次进行回归,结果如表 4 所示。

表 4 数据显示,Probit 模型与 Logistic 模型对各变量系数符号及显著性的回归结果基本一致,说明 Logistic 模型较为稳健,且 LR 统计量

Y = b

0 + b1 X1

+ ... + b

n Xn

+ m 。        (4)

对应的 P 值非常小,表明模型拟合效果较好。根 据表 4 数据可分析推断如下。 

表 4  Logistic 及 Probit 模型回归结果 †

 Logistic 模型       Probit 模型


 


系数

显著性

系数

显著性

性别 X1

4.907       5**

0.041

2.461 9**

0.036

年龄 X2

-0.340       0

0.817

-0.211       9

0.794

受教育程度 X

3.201 1**

0.046

1.671       2**

0.043

是否村干部 X

4.994       3

0.252

2.570 2

0.282

家庭劳动力数量 X5

-3.212       4**

0.047

-1.821       8*

0.057

家庭收入主要来源 X6

0.810       8***

0.004

0.447       6***

0.003

林地规模 X7

0.607       7**

0.018

0.383 4**

0.016

林地细碎化程度 X8

1.199 6**

0.023

0.622       8**

0.018

林地种类 X9

-8.512       4**

0.032

-4.273       7**

0.045

林地是否发生过灾害 X10

0.706       4

0.428

0.353 6

0.458

林地自然条件 X11

-1.791       0*

0.072

-0.972       7*

0.070

产权证是否发放到位 X12

-2.490       7

0.422

-1.265       3

0.437

是否存在产权纠纷 X

0.088 1**

0.040

0.001 3**

0.038

是否存在生计风险 X

-3.658       0**

0.014

-1.882       8**

0.016

家庭林业收入 X15

-1.199       2**

0.038

-0.621       7**

0.047

是否了解政策 X16

0.377 4

0.897

0.183 6

0.905

林地重要性感知 X17

-1.596       7**

0.035

-0.820       3**

0.041

常数 C

11.575 8

0.826

6.326 2

0.967

LR       统计量

314.900       0

0.000

315.270 0

0.000

 

 

变量名称

† ***、**、* 分别表示在 1%、5%、10% 的显著水平上显著。 

1)  农户家庭特征对农户退出意愿的影响。农户家庭特征因素中:户主性别、受教育程度及家庭劳动力数量在 5% 的显著性水平上对农户林地承包权退出意愿产生影响,影响方向均与前文推断完全一致,说明性别为男、受教育程度高、家庭劳动力数量少的农户林地承包权退出意愿相对较强。农户的家庭收入主要来源对其退出意愿的正向影响达到了极显著水平(Z > 2.58,P < 1%)①,说明在农户兼业化越来越普遍的情况下,农户对非农非林就业收入的认可度越来越高,农户承包林地的生产生活性功能越来越弱,使得农户选择退出林地承包权的愿意有不断增高倾向。农户年龄未通过显著性检验的原因可能是各年龄层次的农户家庭经济与社会情况都很复杂,复杂的原因为:上文年龄较大(60 以上)的农户,如果没有下一代或者下一代不具备林地继承资格,那么这些老年人还是比较愿意退出林地承包经营权,干部因素未通过显著性检验,则可能是受限于样本容量。

2)  林地资源禀赋对农户退出意愿的影响。林地资源禀赋特征中,除林地灾害发生情况外,其余变量均通过 5% 或 10% 的显著性检验,但林地规模对退出意愿的影响为正,与前述推断相悖。可能的原因:一是农户家庭林地生产经营也会存在一个适度规模经营的问题;反映在家庭林地面积偏多的云南地区由于林区基础设施建设严重不足,加之家庭劳动力数量有限,超规模的林地生产经营可能会导致农户家庭生产经营力不从心; 二是林地退出补贴制度多以承包地面积为基础确定土地退出补偿金额,林地规模较大的农户可能更期望通过退出林地承包权实现资产转换,故此其林地承包权退出意愿较高。其余通过检验的变量对农户林地承包权退出意愿的影响方向均与前文判断一致:林地的细碎化程度越大,农户经营林地的难度越大,其退地意愿越强;所拥有的林地种类为公益林、自然条件较差的农户也更倾向于退出林地承包权。

3)  林地权属特征对农户退出意愿的影响。林地产权证是否发放到位未通过显著性检验,可能的原因是,当前样本农户的林权证发放到位率很高,故而影响甚微。林地是否存在产权纠纷在 5%的显著性水平上对因变量产生正向影响,符合前文推断,表明存在林地产权纠纷会提高农户对林地经营风险预期进而强化林地承包权的退出意愿。

4)林地退出预期风险对农户退出意愿的影响。在退出预期风险因素中,是否存在生计风险与农户家庭林业收入均在 5% 的显著性水平上产生显著负向影响。说明农户在作出林地退地决策前会把未来生计是否有保障作为重要的考量因素,退地后将面临生计风险的农户更偏向保留林地承包权;此外,农户的家庭林业收入越高,农户的退地意愿越弱,说明林地经营收益高低是影响农户林地退出意愿的重要的因素。

5)农户认知水平对农户退出意愿的影响。在农户认知水平层面:家庭成员是否了解林地“三权”分置政策未通过显著性检验;林地重要性感知程度在 5% 的显著性水平上对农户林地承包权退出意愿产生负向影响,说明在传统的农耕思想影响下,林地成为了林农家庭安身立命的重要保障,使得对林地重要性感知程度高的农户即使在城镇转移就业也要保留自己那一方林地。

三、结论与建议

(一)研究结论

1)农户林地承包权退出行为意愿,符合经济人理性假设理论,遵循利益最大化与风险最小化的理论逻辑。由于区域林业产业发展的非均衡性与林地资源的差异性,使得农户个体行为决策存在差异。表现为区域林业产业发展较好和林地资源条件较好的农户家庭对林地承包权退出意愿明显不足、而区域林业产业发展不好和林地资源条件较差的农户家庭对林地承包权退出意愿有明显趋强的倾向。

2)农户林地承包权退出行为意愿影响的关键因素及作用方向为:被调查者性别、受教育程度、家庭收入主要来源、家庭林地规模、林地细碎化程度及是否存在产权纠纷对其退出意愿有显著正向作用;农户家庭劳动力数量、林地种类、林地自然条件、是否存在家庭生计风险、家庭林业收入以及林地产权重要性感知程度对其退出意愿有显著的反向影响,会在一定程度上降低农户林地承包权退出意愿。随着城镇化、工业化的不断发展,这些因素可能会对农户林地承包权退出的影响进一步强化,在不同程度上影响到农户林地承包权的退出决策。

(二)对策建议

根据以上结论,为探索合适的方式优化林地资源再配置结构,进一步完善农户林地承包权退出机制,特提出以下几点对策建议:

1.           实行差异化的区域政策,因地制宜地处理农户林地承包权退出问题

调查数据显示,由于自然地理条件与经济发展水平不同,各省份的林地承包权退出意愿存在差异。故要针对不同地区实行差异化的林地退出政策,因地制宜地处理农户林地承包权退出问题。首先,要统筹区域林业发展政策,优化区域制度环境,加大对经济薄弱地区林地退出的政策重视。其次,各省要因地制宜地制定本省农户林地承包权退出政策措施,规范林地承包权退出程序,对于有意愿退出林地承包权的农户,政府要及时核实其是否具备合理的退出条件。在目前情况下, 只有非林就业能力较强,在城市有稳定就业的农户,方可依法有序退出林地承包权;对于不满足条件的农户,倘若有林地限制不管现象同时又有专业林业合作组织接手林地,也应准许或劝说其退出林地承包权。最后,对于退出的林地,政府要通过一定的方式促成林业的规模化、集约化和专业化经营,推动林业生产经营的现代化发展。

2.           大力培育农村新型产业,拓宽农户家庭就业渠道

研究数据表明,以非林为主、家庭林业收入低的农户倾向于退出林地承包权。因此,要大力培育农村新型产业,拓宽农户就业渠道,促进林地增效,农户增收。首先,要大力发展林业二三产业,不断提升以木材及经济林产品加工业、林产化工业、木浆造纸业为主的林业第二产业发展水平,加快发展以森林生态旅游、森林休闲、生态文化产业、林业会展为主的林业第三产业,促进林业生态产品价值转化产业,提高林地综合效益。其次,把农村一二三产业融合发展作为农业农村经济转型升级的重要抓手和有效途径,通过产业联动、产业集聚、体制创新等方式,有效配置资本、技术以及资源要素,有机整合农业生产、农产品加工和销售、餐饮、休闲以及其他服务业, 使得农村一二三产业协同发展,实现农业产业链延伸、产业范围扩展。最后,大力推动农村电商平台建设,积极培育和壮大农村电商市场主体, 促进农业生产标准化,拓宽农产品销售渠道,从而助力乡村振兴,增加农户收入。

3.           强化林区基础设施建设,切实改善林农生产生活条件

调查中云南省农户林地承包权退出意愿最强,落后的林业基础设施建设是制约其林业生产经营的主要“瓶颈”。此时,加强林区基础设施建设主要是为了改善林区生产条件,促使那些把林地当做“鸡肋”(对林地开展正常林业生产有困难但退出又不情愿)的农户家庭积极地开展林业生产经营。当前,一是要加大各级财政投入, 合理规划,改造地理位置偏僻、交通不便、自然条件恶劣的林区基础设施,并进行林区道路、水利工程等配套基础设施建设;二是全面推进营林机械化发展,提高造林质量,改善劳动条件,提高劳动生产率;三是增加营林机械科研经费投入, 鼓励林业企业大力研发轻便简易、动力节能的营林机械设备,并建立营林机械推广补贴制度,切实让农户买得起、用得上,促进林业生产和林农增收,从源头上改善林农生产生活条件。

4.           建立健全农村社会保障机制,切实降低农户对林地的生计依赖

农户对林地的重要性感知程度束缚了其退地意愿,因此,要尽快建立完善农村社会保障制度, 弱化农户家庭生计对林地的依靠。政府应根据实际情况在建立健全农村社会保障机制方面采取切实可行的措施。一是要全面实施和完善农村居民最低生活保障制度,逐步实现农村低保人口的全覆盖与低保金的不断递增,消除农户退出承包权的后顾之忧;二是要大力推行农村合作医疗制度, 建立多层次、多渠道的筹资机制;三是加快城镇保障性住房建设,降低退地农户申请保障性住房门槛或提高其购房补贴标准。总之,中央、地方各级政府应统筹兼顾,建立起能覆盖全部农村地区满足农户刚需的社会保障制度,切实提高农户依法合理退出林地承包权后的生活保障水平。 

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Analysis of Farmers’ Intention and Influencing Factors Regarding their Withdrawal from Forest Land Contracting Rights: Based on the Survey Data of 400 Farmers in Four Southern Provinces 

ZENG Yulin1, ZHU Yuxi1, ZHAO Jifeng2

(1. Hunan Institute of Science and Technology, School of Economics and Management, Yueyang 414006, Hunan, China;

2. Hunan Forestry Affairs Center, Changsha 410004, Hunan, China) 

Abstract: The paper uses the econometric model to analyze the influencing factors of farmers’ withdrawal of forestland contracting rights from five related perspectives: household characteristics, forest land resource endowment, forest land right confirmation, expected risk and cognition level, by virtue of the theory of rational-economic man and samples of farm household data in collective forest areas in 4 southern provinces.The research shows that:the gender of the household head, education level, main source of family income, forest land size, forest land fragmentation, and whether there are forest land property rights disputes, etc. have a significant positive impact on farmers’ willingness to withdraw from forest land contraction; the number of rural household labor force, forest land types, natural condition of forest land, whether there are livelihood risks, household forestry income, perceived degree of forest land importance, etc. have a significant negative impact on farmers’ willingness to withdraw from forest land contraction. Therefore, in order to promote farmers’ voluntary and compensated withdraw from forest land contracting right according to the law, four countermeasures are proposed: implementing differentiated regional forest land withdrawal policy, vigorously fostering new industries in rural areas, strengthening forest infrastructure construction and improving rural social security mechanisms.The measures above can effectively affect the behavioral factors that affect farmers’ intention to withdraw from forest land and promote the withdrawal of farmers’ forest land contract right legally and orderly.

Keywords: theory of economic man; collective forest land contracting rights;withdrawal of forest land contracting rights;influencing factors; Logistic model

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