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摘 要： 在集体林权改革的视角下，通过抽样选取陕西省5个市县的250户作为样本进行调查研究，探讨农户家庭特征、林改政策变量、农业生产变量与农户家庭务农总收入之间的关系。研究结果得出：农户家庭特征、林改政策变量和农业生产变量对农户家庭务农总收入存在显著影响，且可以作为很好的预测变量，在此基础上，构建了影响农户家庭务农总收入的回归模型，并对增加农户家庭总收入提出了相关建议。
关键词： 集体林权改革； 农户家庭务农总收入； 影响因素
中图分类号： F2
文献标识码： A
文章编号： 16723198（2013）06001102
1 文献综述
现今已有许多学者针对集体林权改革对农村家庭劳动收入的影响进行了分析研究。刘于鹤（2007）利用计量经济学的方法针对集体林权改革对于农村家庭收入结构的变化进行了分析。在此基础上，路高信（2009）阐述了集体林权改革对农村劳动力流转问题产生的影响。
目前，关于集体林权改革政策的实施对农户家庭务农总收入影响是否明显产生了不一致的看法。以林进（2007）为首的学者认为：集体林权改革将落实经营主体在保持林地集体所有的前提下，进一步明晰林木所有权和林地使用权，放活了林业经营管理，保障了农户经营山林的权利，极大的激发了农村劳动力的生产积极性，不仅提高了农村劳动力的收入问题，而且改善了林业治理结构，对于我国的林业生态可持续发展有着重大的意义，此外集体林权改革还调整了农村劳动力的流转，促进了农村产业结构的优化升级。
另外一些学者认为集体林权改革政策的实施对于农户家庭务农总收入的影响并不明显。以张蕾（2008）为代表的学者认为：虽然集体林权制度改革划清了产权的问题，但集体林权制度改革对农户家庭务农总收入的影响并不显著。同时指出：林业生产不同于耕地，它的投入产出周期远远长于耕地，需要经过几年的前期投入，才可能实现产出收入，产出速度决定了投资风险较高，这一过程需要持续的资金支持。
综上所述，以往学者们针对集体林权改革的理论研究缺乏真实数据作为保障，并且在研究中过于单一，未能全方位把握集体林权改革对于农户家庭务农总收入产生的影响。本研究在现有文献的基础上提出假设：农户家庭特征、林改政策变量、农业生产变量对林农家庭务农总收入有显著影响。
2 调查方法
2.1 样本选择
本研究所使用的数据来自北京林业大学人资系调研组在2010年对陕西省农户就其家庭基本情况、人力资本状况、就业、收人情况的问卷调查。选取了蓝田、富平、洛川、洛南、固城等5个县市进行调研， 每个县选3-4个乡镇，每个乡选2-3个村，共收回250户有效样本，涉及农村劳动力1319人。
被调查地区农户的年龄分布中，16岁以下的人口占19.86%，16-60岁的劳动力人口占69.14%，60岁以上的人口占11.00%。劳动力人口占绝大多数，该地区人口分布合理。在912位劳动力中，学历为中、小学人数（68.64%）占绝大比例，受教育程度偏低。
2.2 调查工具及统计方法
此次选取的调查问卷部分分为三个维度，分别是“农户家庭特征”“林改政策变量”“农业生产变量”，区别度为不同农户的具体数值。其中，农户家庭特征部分包括家庭劳动力人口数、劳动力受教育程度、家庭成员担任干部状况；林改政策变量部分包括林地面积、林地投入；农业生产变量部分包括耕地面积、耕地投入。
本研究将调查结果处理成数据文件，用SPSS18.0进行统计分析。
3 样本特征和数据描述统计
3.1 变量的描述统计
本研究将农户家庭特征（农户的家庭劳动人口数X11、家庭劳动力受教育程度X12、家庭成员担任干部X13）、林改政策变量（家庭林地面积X21、农户家庭林业生产投入X22）、农业生产变量（家庭农田面积X31、农户家庭农业生产投入X32）作为影响农户家庭务农总收入Y的自变量；将农户家庭务农总收入Y作为总因变量，包括农户家庭林业生产收入Y1和农户家庭农业生产收入Y2。
农户的家庭劳动人口数平均分布为3-4人，家庭劳动力受教育程度多为中、小学学历，家庭成员担任干部情况仅占22.4%，林农生产投入以金额计算，投入量较大。在林改后已经有小部分人富了起来，但由于林业生产周期长，绝大多数的家庭收入还比较低。
3.2 林改前后收入与产出的比较
从林改前后收入与产出的比较分析得出：林改后农户家庭林业投入在逐渐增加，林业生产收入也有了较大的增加；农户的家庭林业投入与收入呈正比的；农户家庭林业收入的增长率（1.492）低于农户家庭林业投入（2.395）的增长率；林改前后林业生产投入及农业生产投入、收入呈显著的关系（Sig.=0.000<0.05）。
由于林业生产需要经过几年的前期投入，才可能实现 产出收入，使得林改政策对于农户家庭林业生产收入没有呈现显著效果；由于林改政策的推出，极大的提高了农村劳动力对于林业生产的投入，同时也发现林改前后农村家庭农业的生产投入呈现了下降的趋势，主要由于国家惠农政策的出台，使得农村家庭的农业收入呈明显的上升趋势。
4 调查结果分析
4.1 相关性分析
在相关性的数据分析中，当sig值<0.05时，说明两变量显著相关。可以发现：因变量农户家庭务农总收入Y与自变量家庭劳动人口数X11、劳动力受教育程度X12、林业生产投入X22、农田面积X31、农业生产投入X32显著相关，相关系数分别为：0.177、0.188、0.170、0.183、0.197，但与自变量家庭成员担任干部数X13、林地面积X21没有显著相关性。这可能是受家庭成员担任干部数量较少，林业生产回报周期长的影响。 4.2 回归分析
根据上述相关性分析可以得到农户家庭特征、林改政策变量、农业生产变量与农户家庭务农总收入的回归模型。当sig值<0.05时，说明回归拟合程度较好，运用进入法对自变量与因变量进行多元线性回归分析，剔除sig值>0.05变量后，可以得到自变量家庭劳动人口数X11、劳动力受教育程度X12、林业生产投入X22、农田面积X31、农业生产投入X32与农户家庭务农总收入Y的回归关系较为显著（回归系数分别为R（X11）=0.217，R（X12）=0.647， R（X22）=3.224E-5，R（X32）= 1.703E-5），由数据进行多元回归分析可以得出多元回归模型的方程为：
Y=1.538+0.217X11+0.647X12+（3.224E-5）X22+（1.703E-5）X32+ui
综上所述：农户的家庭特征（家庭劳动人口数、家庭劳动力受教育程度）对农户家庭务农总收入有较大影响，受林改政策影响，林业生产投入增加，并在现有的农田面积基础上，增加农业生产投入量，则将会极大的促进农户家庭收入的增长；但家庭成员担任干部数、林地面积和农田面积则对农户家庭务农总收入没有较大影响。
5 研究结论
（1）农户家庭特征，尤其是家庭劳动人口数和劳动力受教育程度对农户家庭务农总收入有显著性影响，又由于调查对象中涉及家庭成员担任干部数较少，使得此变量因素对务农总收入没有显著影响。
（2）受林改政策的影响，农户对林业生产投入增加，家庭林业生产投入与家庭务农总收入之间呈现一定的正相关，但林改初期，在林木还不能砍伐出售的形势下，林地生产的林产品并不能给家庭带来显著性的收入。
（3）农田面积变量、农业生产投入变量对农户家庭务农总收入呈显著影响，农业生产特征成为农户家庭总收入的主要影响因素。
6 相关建议
政府要加大对农户在林业和农业上的培训，提高人力资本，建立通达的市场信息平台，帮助农户进行科学合理的生产，以提高农户在林农生产方面的收入；充分发挥当地丰富劳动力资源的优势，进行有序的劳动力转移，以增加农户的非农业收入；认真贯彻落实林改政策，实行阳光作业，严禁暗箱操作，并把保护森林资源安全贯穿于改革的全过程。农户要积极参加当地政府提供的林农生产培训，丰富自己在林农生产方面的知识和技能；在现有的林地和耕地基础上，加大生产投入，借助先进的农业生产技术，提高生产效率；在平衡林农生产的基础上，使家庭剩余劳动力向非农作业方向转移，以增加家庭收入。
参考文献
[1] 刘于鹤，林进.一场伟大的变革──集体林权制度改革调研报告[J].林业经济，2007，（11）.
[2]文彩云，张蕾.集体林权制度改革背景下的农户林地流转行为分析[J].林业经济，2008，（11）.
[3]张海鹏，王克强，姜志德.中国集体林业产权制度改革研究[J].中国农学通报，2005，1（2）： 103 108.
[4]戴广翠，徐晋涛，王月华，等.中国集体林权现状及安全性研究[J].林业经济，2002，1（11）： 30 331.
[5]张社年，陈玉忠，路高信.陕西省10县区集体林权制度改革试点调查[J].陕西综合经济，2009，（01）.
[6]集体林权制度改革有望解决我国木材缺口[J].福建纸业信息，2009，（16）.
关键词： 集体林权改革； 农户家庭务农总收入； 影响因素
中图分类号： F2
文献标识码： A
文章编号： 16723198（2013）06001102
1 文献综述
现今已有许多学者针对集体林权改革对农村家庭劳动收入的影响进行了分析研究。刘于鹤（2007）利用计量经济学的方法针对集体林权改革对于农村家庭收入结构的变化进行了分析。在此基础上，路高信（2009）阐述了集体林权改革对农村劳动力流转问题产生的影响。
目前，关于集体林权改革政策的实施对农户家庭务农总收入影响是否明显产生了不一致的看法。以林进（2007）为首的学者认为：集体林权改革将落实经营主体在保持林地集体所有的前提下，进一步明晰林木所有权和林地使用权，放活了林业经营管理，保障了农户经营山林的权利，极大的激发了农村劳动力的生产积极性，不仅提高了农村劳动力的收入问题，而且改善了林业治理结构，对于我国的林业生态可持续发展有着重大的意义，此外集体林权改革还调整了农村劳动力的流转，促进了农村产业结构的优化升级。
另外一些学者认为集体林权改革政策的实施对于农户家庭务农总收入的影响并不明显。以张蕾（2008）为代表的学者认为：虽然集体林权制度改革划清了产权的问题，但集体林权制度改革对农户家庭务农总收入的影响并不显著。同时指出：林业生产不同于耕地，它的投入产出周期远远长于耕地，需要经过几年的前期投入，才可能实现产出收入，产出速度决定了投资风险较高，这一过程需要持续的资金支持。
综上所述，以往学者们针对集体林权改革的理论研究缺乏真实数据作为保障，并且在研究中过于单一，未能全方位把握集体林权改革对于农户家庭务农总收入产生的影响。本研究在现有文献的基础上提出假设：农户家庭特征、林改政策变量、农业生产变量对林农家庭务农总收入有显著影响。
2 调查方法
2.1 样本选择
本研究所使用的数据来自北京林业大学人资系调研组在2010年对陕西省农户就其家庭基本情况、人力资本状况、就业、收人情况的问卷调查。选取了蓝田、富平、洛川、洛南、固城等5个县市进行调研， 每个县选3-4个乡镇，每个乡选2-3个村，共收回250户有效样本，涉及农村劳动力1319人。
被调查地区农户的年龄分布中，16岁以下的人口占19.86%，16-60岁的劳动力人口占69.14%，60岁以上的人口占11.00%。劳动力人口占绝大多数，该地区人口分布合理。在912位劳动力中，学历为中、小学人数（68.64%）占绝大比例，受教育程度偏低。
2.2 调查工具及统计方法
此次选取的调查问卷部分分为三个维度，分别是“农户家庭特征”“林改政策变量”“农业生产变量”，区别度为不同农户的具体数值。其中，农户家庭特征部分包括家庭劳动力人口数、劳动力受教育程度、家庭成员担任干部状况；林改政策变量部分包括林地面积、林地投入；农业生产变量部分包括耕地面积、耕地投入。
本研究将调查结果处理成数据文件，用SPSS18.0进行统计分析。
3 样本特征和数据描述统计
3.1 变量的描述统计
本研究将农户家庭特征（农户的家庭劳动人口数X11、家庭劳动力受教育程度X12、家庭成员担任干部X13）、林改政策变量（家庭林地面积X21、农户家庭林业生产投入X22）、农业生产变量（家庭农田面积X31、农户家庭农业生产投入X32）作为影响农户家庭务农总收入Y的自变量；将农户家庭务农总收入Y作为总因变量，包括农户家庭林业生产收入Y1和农户家庭农业生产收入Y2。
农户的家庭劳动人口数平均分布为3-4人，家庭劳动力受教育程度多为中、小学学历，家庭成员担任干部情况仅占22.4%，林农生产投入以金额计算，投入量较大。在林改后已经有小部分人富了起来，但由于林业生产周期长，绝大多数的家庭收入还比较低。
3.2 林改前后收入与产出的比较
从林改前后收入与产出的比较分析得出：林改后农户家庭林业投入在逐渐增加，林业生产收入也有了较大的增加；农户的家庭林业投入与收入呈正比的；农户家庭林业收入的增长率（1.492）低于农户家庭林业投入（2.395）的增长率；林改前后林业生产投入及农业生产投入、收入呈显著的关系（Sig.=0.000<0.05）。
由于林业生产需要经过几年的前期投入，才可能实现 产出收入，使得林改政策对于农户家庭林业生产收入没有呈现显著效果；由于林改政策的推出，极大的提高了农村劳动力对于林业生产的投入，同时也发现林改前后农村家庭农业的生产投入呈现了下降的趋势，主要由于国家惠农政策的出台，使得农村家庭的农业收入呈明显的上升趋势。
4 调查结果分析
4.1 相关性分析
在相关性的数据分析中，当sig值<0.05时，说明两变量显著相关。可以发现：因变量农户家庭务农总收入Y与自变量家庭劳动人口数X11、劳动力受教育程度X12、林业生产投入X22、农田面积X31、农业生产投入X32显著相关，相关系数分别为：0.177、0.188、0.170、0.183、0.197，但与自变量家庭成员担任干部数X13、林地面积X21没有显著相关性。这可能是受家庭成员担任干部数量较少，林业生产回报周期长的影响。 4.2 回归分析
根据上述相关性分析可以得到农户家庭特征、林改政策变量、农业生产变量与农户家庭务农总收入的回归模型。当sig值<0.05时，说明回归拟合程度较好，运用进入法对自变量与因变量进行多元线性回归分析，剔除sig值>0.05变量后，可以得到自变量家庭劳动人口数X11、劳动力受教育程度X12、林业生产投入X22、农田面积X31、农业生产投入X32与农户家庭务农总收入Y的回归关系较为显著（回归系数分别为R（X11）=0.217，R（X12）=0.647， R（X22）=3.224E-5，R（X32）= 1.703E-5），由数据进行多元回归分析可以得出多元回归模型的方程为：
Y=1.538+0.217X11+0.647X12+（3.224E-5）X22+（1.703E-5）X32+ui
综上所述：农户的家庭特征（家庭劳动人口数、家庭劳动力受教育程度）对农户家庭务农总收入有较大影响，受林改政策影响，林业生产投入增加，并在现有的农田面积基础上，增加农业生产投入量，则将会极大的促进农户家庭收入的增长；但家庭成员担任干部数、林地面积和农田面积则对农户家庭务农总收入没有较大影响。
5 研究结论
（1）农户家庭特征，尤其是家庭劳动人口数和劳动力受教育程度对农户家庭务农总收入有显著性影响，又由于调查对象中涉及家庭成员担任干部数较少，使得此变量因素对务农总收入没有显著影响。
（2）受林改政策的影响，农户对林业生产投入增加，家庭林业生产投入与家庭务农总收入之间呈现一定的正相关，但林改初期，在林木还不能砍伐出售的形势下，林地生产的林产品并不能给家庭带来显著性的收入。
（3）农田面积变量、农业生产投入变量对农户家庭务农总收入呈显著影响，农业生产特征成为农户家庭总收入的主要影响因素。
6 相关建议
政府要加大对农户在林业和农业上的培训，提高人力资本，建立通达的市场信息平台，帮助农户进行科学合理的生产，以提高农户在林农生产方面的收入；充分发挥当地丰富劳动力资源的优势，进行有序的劳动力转移，以增加农户的非农业收入；认真贯彻落实林改政策，实行阳光作业，严禁暗箱操作，并把保护森林资源安全贯穿于改革的全过程。农户要积极参加当地政府提供的林农生产培训，丰富自己在林农生产方面的知识和技能；在现有的林地和耕地基础上，加大生产投入，借助先进的农业生产技术，提高生产效率；在平衡林农生产的基础上，使家庭剩余劳动力向非农作业方向转移，以增加家庭收入。
参考文献
[1] 刘于鹤，林进.一场伟大的变革──集体林权制度改革调研报告[J].林业经济，2007，（11）.
[2]文彩云，张蕾.集体林权制度改革背景下的农户林地流转行为分析[J].林业经济，2008，（11）.
[3]张海鹏，王克强，姜志德.中国集体林业产权制度改革研究[J].中国农学通报，2005，1（2）： 103 108.
[4]戴广翠，徐晋涛，王月华，等.中国集体林权现状及安全性研究[J].林业经济，2002，1（11）： 30 331.
[5]张社年，陈玉忠，路高信.陕西省10县区集体林权制度改革试点调查[J].陕西综合经济，2009，（01）.
[6]集体林权制度改革有望解决我国木材缺口[J].福建纸业信息，2009，（16）.