劉 璨，林海燕

(國(guó)家林業(yè)局 經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，北京100714;青島農(nóng)業(yè)大學(xué) 海州學(xué)院，山東萊陽(yáng)265215)

林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)的影響研究

劉 璨，林海燕

(國(guó)家林業(yè)局 經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，北京100714;青島農(nóng)業(yè)大學(xué) 海州學(xué)院，山東萊陽(yáng)265215)

1998年以來(lái)，中國(guó)先后啟動(dòng)了天然林保護(hù)工程、退耕還林工程、京津風(fēng)沙源治理工程等六項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程，每項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程采取了補(bǔ)貼、限制或者禁止林木商業(yè)采伐、禁止利用等多項(xiàng)政策。采用15個(gè)案例縣的1995-2006年3096個(gè)樣本數(shù)據(jù)分析林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)和收入長(zhǎng)期不平等的影響，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，計(jì)量每個(gè)林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)的影響。研究結(jié)果顯示：1)樣本農(nóng)戶的收入流動(dòng)總體很低;2)六項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)表現(xiàn)出不同的影響。京津風(fēng)沙源治理工程、退耕還林工程和防護(hù)林工程的實(shí)施在不同程度上促進(jìn)了樣本農(nóng)戶收入流動(dòng);天然林保護(hù)工程、野生動(dòng)植物保護(hù)與自然保護(hù)區(qū)工程和重點(diǎn)地區(qū)速生豐產(chǎn)林基地建設(shè)工程對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)沒(méi)有顯著的影響;產(chǎn)生這些格局的原因在于林業(yè)重點(diǎn)工程的政策及其區(qū)域分布不同所致。

林業(yè)重點(diǎn)工程;農(nóng)民收入;收入流動(dòng);基尼系數(shù);林業(yè)經(jīng)濟(jì)

1978年，我國(guó)啟動(dòng)了三北防護(hù)林工程，此后陸續(xù)啟動(dòng)了一些重要林業(yè)重點(diǎn)工程。1998年啟動(dòng)天然林保護(hù)工程;1999年進(jìn)行退耕還林工程試點(diǎn);2000年在林業(yè)重點(diǎn)工程整合的基礎(chǔ)上，退耕還林工程、天然林保護(hù)工程、野生動(dòng)植物保護(hù)及自然保護(hù)區(qū)工程、“三北”及長(zhǎng)江流域等防護(hù)林建設(shè)工程、京津風(fēng)沙源治理工程、重點(diǎn)地區(qū)速生豐產(chǎn)用材林基地建設(shè)工程等六項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程正式啟動(dòng)。針對(duì)不同的林業(yè)重點(diǎn)工程，政府采取了補(bǔ)貼、禁止或者商業(yè)性采伐、禁止利用等多項(xiàng)政策。

1995年農(nóng)民平均純收入為638.71元/人年，2006年農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)到1099.33元/人年(國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2007)［1］，增長(zhǎng)了 74.86%(1995年不變價(jià))。盡管人口在不斷增長(zhǎng)，生活在極度貧困線(日均消費(fèi)1美元)以下的人口從1987年的3.1億下降到2004年的1.28億;生活在日均消費(fèi)2美元線下的人口在同期從7.44億人下降到4.52億人。當(dāng)人均國(guó)民收入增長(zhǎng)達(dá)到236%時(shí)，對(duì)最貧困的10%人口而言增長(zhǎng)僅為77%;總?cè)丝谥械?0%的最貧困人口絕對(duì)增長(zhǎng)了108%(博格，2008)［2］。全國(guó)農(nóng)民收入基尼系數(shù)從1995年的 0.3415拉大到2006年的0.3737(中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒，2007)［3］。一方面我國(guó)農(nóng)村居民收入在不斷增長(zhǎng)，另外一個(gè)方面收入不平等在不斷拉大，貧困人口沒(méi)有從我國(guó)快速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲得相應(yīng)的收益。收入不平等均是從靜態(tài)地分析農(nóng)民收入不平等與差距的問(wèn)題，沒(méi)有從動(dòng)態(tài)的角度分析農(nóng)民收入差距和不平等的問(wèn)題。一般情況下，農(nóng)民收入和其他群體的收入一樣是不斷變化的，每年的收入都是不斷地發(fā)生變化，因此，單一地研究某一時(shí)期可能誤導(dǎo)對(duì)收入不平等的研究，甚至出現(xiàn)偏誤和誤解(Fields et al.，2006)［4］。所謂收入流動(dòng)就是個(gè)體的收入在收入分配中位置的變化，有別于沒(méi)有收入分配階層界定的收入變化。不同的林業(yè)重點(diǎn)工程、同一林業(yè)重點(diǎn)工程在實(shí)施的不同階段對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生了不同的影響，對(duì)農(nóng)民收入不平等產(chǎn)生了影響。需要從收入流動(dòng)的角度分析與研究農(nóng)民收入不平等，林業(yè)重點(diǎn)工程的啟動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)所產(chǎn)生的影響是非常值得研究的。

一、文獻(xiàn)回顧

弗里德曼(1960)［5］提出了永久收入假說(shuō);弗里德曼(1962)［5］提出了收入流動(dòng)的思想。Fields(2002)［6］、Albert Alesina、Rafael Di Tella、Robert Mae Culloch(2004)［7］等不斷擴(kuò)展收入流動(dòng)研究的內(nèi)容與方法。Shorrocks(1978)［8］認(rèn)為流動(dòng)性最重要的一點(diǎn)是，長(zhǎng)期不平等比短期不平等程度會(huì)低一些，他還證明如果假設(shè)存在通常的社會(huì)函數(shù)，那么流動(dòng)性越高，則社會(huì)福利就越高。一個(gè)國(guó)家盡管有高度不平等，但這種不平等會(huì)被更高的流動(dòng)性水平所抵消，從而實(shí)際上表現(xiàn)出較低的長(zhǎng)期不平等。Shorrocks(1978)［8］提出了可操作的收入流動(dòng)定義，他認(rèn)為隨著核算期的拓展，收入分配不平等程度，以此計(jì)算收入流動(dòng);但沒(méi)有界定平等與不平等之間的區(qū)別。Fields(1999)［9］提出了長(zhǎng)期收入不平等的流動(dòng)性指標(biāo)。Fields(2001)［10］將收入流動(dòng)性的指標(biāo)劃分為時(shí)間依賴性、位置移動(dòng)、份額變動(dòng)、不定向收入移動(dòng)、定向收入移動(dòng)和作為長(zhǎng)期收入平衡器流動(dòng)性。Fields(2002)［6］在Chakravarty，Dutta and Weymark(1985)［11］和 Shorrocks(1978)［8］研究的基礎(chǔ)上提出了衡量收入流動(dòng)性作為長(zhǎng)期收入分配的平衡器的指標(biāo)。

Wodon(2003)［12］提出了計(jì)算收入流動(dòng)性的新指數(shù)——流動(dòng)性基尼系數(shù)，是個(gè)體收入及所處收入等級(jí)協(xié)方差的函數(shù)，并用此來(lái)計(jì)算了阿根廷和墨西哥經(jīng)濟(jì)周期內(nèi)的收入流動(dòng)性，發(fā)現(xiàn)與墨西哥相比，阿根廷在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期的指數(shù)較高而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)期指數(shù)較低。Fields(2006)在分析拉丁美洲的收入流動(dòng)性時(shí)首先指出收入流動(dòng)并不等同于不平等的減少，在拉丁美洲各國(guó)的收入分配不是剛性的，收入流動(dòng)性的確很低，并且貧困農(nóng)戶基本固定;但是利用不同的數(shù)據(jù)得出不同的結(jié)果：利用初始報(bào)告的數(shù)據(jù)計(jì)算的結(jié)果是高收入和低收入者會(huì)高度收斂，而利用預(yù)測(cè)的數(shù)據(jù)卻是有較低的收斂［13］。Fields等人(2007)指出對(duì)收入測(cè)量的錯(cuò)誤會(huì)導(dǎo)致收入流動(dòng)性的計(jì)算不準(zhǔn)確，結(jié)果會(huì)有較大的差異，甚至有時(shí)會(huì)改變流動(dòng)性的參數(shù)出現(xiàn)較高水平的收斂［14］。Jarvis和 Jenkins(1998)利用英國(guó)1991-1994年的調(diào)研數(shù)據(jù)(BHPS)，發(fā)現(xiàn)英國(guó)居民在年度之間具有收入流動(dòng)性，但收入流動(dòng)不大。處于收入分配兩端的居民收入比中間階層流動(dòng)性要大，老人比年輕人的流動(dòng)性大［15］。Gaiha(1988)研究了印度農(nóng)村1968-1970的收入流動(dòng)性，認(rèn)為窮人的收入流動(dòng)性要大于富人的［16］。Kapitány and Molná(2004)的研究結(jié)果表明：匈牙利1993-1998年的收入流動(dòng)性低且不斷降低，窮人難有機(jī)會(huì)提升自己的收入層次;而富人在不斷鞏固自己的經(jīng)濟(jì)地位［17］。Maasoumi and Trede(2001)研究發(fā)現(xiàn)在按照年齡所分成的六個(gè)組(0-15歲，16-25歲，26-35歲，36-50歲，51-65歲，66歲以上)中，東西德合并后的德國(guó)的收入流動(dòng)性均要高于美國(guó)［18］。Yitzhaki and Wondon(2002)采用與農(nóng)村補(bǔ)貼項(xiàng)目有關(guān)的數(shù)據(jù)庫(kù)(PROCAMPO)，涉及到1994年和1998年兩個(gè)年度，采用人均收入、人均土地面積、人均耕地面積等計(jì)量基尼系數(shù)，結(jié)論表明這些農(nóng)村地區(qū)的時(shí)間依賴排序是相當(dāng)高的［19］。

Nee(1996)［20］和 Nee and Liedka(1997)［21］分析了20世紀(jì)80年代中國(guó)農(nóng)村實(shí)施家庭經(jīng)營(yíng)以后農(nóng)戶收入流動(dòng)情況，他們的研究結(jié)果表明農(nóng)民收入流動(dòng)呈現(xiàn)出加大態(tài)勢(shì)。Khor和Pencavel(2006)利用了中國(guó)城鎮(zhèn)居民1990-1995年的數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用各種方法比較了1991-1995年間中國(guó)和美國(guó)的城鎮(zhèn)居民收入流動(dòng)情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國(guó)居民的收入流動(dòng)性大于美國(guó)和一些發(fā)達(dá)國(guó)家［22］。尹恒等(2006)研究了中國(guó)城鎮(zhèn)的收入流動(dòng)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)城鎮(zhèn)居民在1998-2005年的收入流動(dòng)性遠(yuǎn)低于1991-1995 年［23］;孫文凱等(2007)利用農(nóng)業(yè)部1986-2001年六省農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村家庭收入流動(dòng)進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶收入流動(dòng)性呈現(xiàn)隨時(shí)間先增大后逐漸穩(wěn)定的趨勢(shì)［24］。權(quán)衡(2005，2008)討論了權(quán)力因素對(duì)收入流動(dòng)的影響，分析收入流動(dòng)在世界各國(guó)已經(jīng)產(chǎn)生的實(shí)際意義和影響因素［25-26］。汪繼承等(2007)發(fā)現(xiàn)中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入流動(dòng)性在20世紀(jì)90年代之后出現(xiàn)下降，很重要的原因是權(quán)力因素與收入分配的相互交流和相互影響［27］。王海港(2005)利用中國(guó)“經(jīng)濟(jì)、人口、營(yíng)養(yǎng)和健康調(diào)查”1989-1997年的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民的持續(xù)貧困比例稍高，農(nóng)村的富裕家庭變動(dòng)大，收入不穩(wěn)定;收入流動(dòng)有利于收入的平等［28］。王洪亮等(2006)采用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)測(cè)算了1983-2003年省際間農(nóng)民收入的不平等，用收入轉(zhuǎn)換矩陣度量了收入變動(dòng)程度，并考察了收入不平等的時(shí)間依賴性，收入不平等的擴(kuò)大帶有越來(lái)越強(qiáng)的時(shí)間依賴性［29］。

收入流動(dòng)大小依賴于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度、公共政策和機(jī)會(huì)平等的制度和政策環(huán)境，機(jī)會(huì)平等是收入流動(dòng)性加快的基本條件。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家流動(dòng)性一般高于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)國(guó)家，處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的國(guó)家轉(zhuǎn)軌期的收入流動(dòng)性往往很大，收入適中地區(qū)也一般比收入最高和最低地區(qū)的收入流動(dòng)性大。Gardiner和Hills(1999)分析了政策對(duì)收入流動(dòng)的作用［30］。Gaiha(1988)在研究了印度農(nóng)村 1968-1970年的收入流動(dòng)性時(shí)，認(rèn)為耕地面積和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的引入是窮人的收入流動(dòng)性要大于富人的重要原因［16］。權(quán)衡認(rèn)為目前在中國(guó)權(quán)力因素往往對(duì)收入流動(dòng)中的機(jī)會(huì)平等發(fā)揮著某種強(qiáng)化作用，教育資本同樣也會(huì)影響收入流動(dòng)性大小，而許多制度性安排作為先賦性因素仍然影響和制約著個(gè)體社會(huì)中的收入流動(dòng)性［25］。除此之外，地區(qū)和行業(yè)差異、家庭人口數(shù)、就業(yè)狀態(tài)和資源稟賦等也會(huì)影響收入流動(dòng)性。

林業(yè)重點(diǎn)工程的實(shí)施對(duì)農(nóng)戶直接或間接的影響以及林業(yè)重點(diǎn)工程的啟動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的影響一直是研究熱點(diǎn)之一，主要圍繞著林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入 (趙麗娟和王立群，2006［31］;胡霞，2005［32］;李蕾等，2004［33］;郭亞軍等，2007［34］;劉璨和張巍，2006［35］;徐晉濤等，2004［36］;易福金等，2006［37］)及其收入結(jié)構(gòu)(朱山濤等，2005［38］;郭曉明等，2005［39］; 易 福 金 等，2006［37］; 趙 麗 娟 等，2006［31］;胡霞，2005［32］;徐晉濤等，2004［36］;中澳合作項(xiàng)目課題組，2005［40］)的影響兩個(gè)方面開(kāi)展研究。

由于缺乏多年固定樣本觀察數(shù)據(jù)，我國(guó)農(nóng)民收入不平等的靜態(tài)研究比較多，雖然已經(jīng)開(kāi)展一些農(nóng)民收入流動(dòng)的研究，主要利用二手?jǐn)?shù)據(jù)，直接獲得一手?jǐn)?shù)據(jù)的不多，對(duì)收入流動(dòng)影響因素分析主要集中于定性分析，對(duì)收入流動(dòng)影響因子的定量分析尚不多見(jiàn)。林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入及其結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了重要影響。但林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)所產(chǎn)生影響的研究尚不多見(jiàn)，需要分析林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入所產(chǎn)生的影響。

本文擬采用15個(gè)案例縣的1995-2006年3096個(gè)樣本數(shù)據(jù)分析林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)的影響，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，計(jì)量每個(gè)林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)的影響。

二、研究方法

農(nóng)民收入隨著時(shí)間的變化而不斷發(fā)生變化，一般情況下，把年度或者一個(gè)時(shí)期(幾個(gè)年度作為一個(gè)時(shí)期)作為基本單位進(jìn)行分析。根據(jù)研究的需要，可以把農(nóng)民收入劃分為m等分。一般情況下，可以進(jìn)行五等分、十等分或者二十等分，初始時(shí)刻的矩陣對(duì)角線的值為1;其余值為0。每個(gè)樣本農(nóng)戶在每年或者某一個(gè)時(shí)期的平均收入為一隨機(jī)過(guò)程，不妨假設(shè)為在第n時(shí)期Xn，Xn為隨機(jī)變量X在第n時(shí)期所處狀態(tài)，或者稱為X現(xiàn)在所處狀態(tài);Xn+1為變量X在第n+1時(shí)期所處狀態(tài)，或者稱為X未來(lái)所處狀態(tài)。用Pij(n)表示變量X在Tn時(shí)期處于第i狀態(tài)，而在下一時(shí)期所處于第j狀態(tài)的可能性，稱之為從狀態(tài)i經(jīng)過(guò)一步轉(zhuǎn)移到狀態(tài)的概率，即所謂的轉(zhuǎn)移概率Pij(n)。

如果變量Xn的可能值有m種狀態(tài)，則將各Pij依次排列起來(lái)，就構(gòu)成一個(gè)概率矩陣P：

矩陣P稱為一步轉(zhuǎn)移概率矩陣。顯然

如果變量X在Tn時(shí)期處于狀態(tài)i，但是經(jīng)過(guò)K步轉(zhuǎn)移到狀態(tài)j，則稱這種轉(zhuǎn)移的可能性為K步轉(zhuǎn)移概率，記為 P(Xn+k=j/Xn)=Pij(k) i，j=1，2，…，m

矩陣Pij(k)寫(xiě)為：

收入轉(zhuǎn)移矩陣的基本思路是：把同樣的農(nóng)戶按照收入水平由高到低排序后平均分為n組，分別計(jì)算在基年處于第i組的農(nóng)戶在末年處于各收入組的比重，即得到收入轉(zhuǎn)移矩陣。即轉(zhuǎn)移矩陣的元素Pij(k)表示初始年處于第i收入組的人，在末年位于第j收入組的概率。如果轉(zhuǎn)移矩陣的元素Pij(k)=1/n，稱該矩陣為充分流動(dòng)矩陣，充分流動(dòng)矩陣具有完全非時(shí)間依賴性，可以作為轉(zhuǎn)移矩陣的參照系。

由于從收入流動(dòng)轉(zhuǎn)移矩陣不容易直觀地觀察出收入流動(dòng)性，需要計(jì)算慣性率、亞慣性率和加權(quán)平均移動(dòng)等指標(biāo)用以反映樣本農(nóng)戶的收入流動(dòng)。慣性率(Quantile Immobility Rate，QIR)為在末年時(shí)仍處于與基年相同收入組的農(nóng)戶的平均比重，即收入轉(zhuǎn)移矩陣主對(duì)角線上的數(shù)值的算術(shù)平均數(shù)。慣性率的計(jì)算公式為：

加權(quán)平均移動(dòng)(Average Quantile Move，AQM)為以不同收入組之間的移動(dòng)為權(quán)重對(duì)轉(zhuǎn)移概率進(jìn)行加權(quán)平均，計(jì)算方法為：

加權(quán)平均移動(dòng)反映總體流動(dòng)程度，數(shù)值越大流動(dòng)性越大。

本研究選取把樣本農(nóng)戶進(jìn)行五等分，按照樣本農(nóng)戶收入從低到高進(jìn)行五等分(個(gè)別不能進(jìn)行五等分的，一組或者兩組樣本農(nóng)戶增加一戶)，組成5X5的矩陣。

農(nóng)民自身的特征、生產(chǎn)要素投入水平、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)(如非農(nóng)就業(yè)的所占比重)、林業(yè)重點(diǎn)工程等政策性因素影響到農(nóng)民收入，這些因素將影響到樣本收入流動(dòng)等。選取案例縣的慣性率、亞慣性率和加權(quán)平均移動(dòng)作為被解釋變量，因此，影響農(nóng)民收入流動(dòng)的因素相應(yīng)地以縣為單位，如所在縣降雨量等采用縣統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，樣本農(nóng)戶全要素生產(chǎn)率進(jìn)行計(jì)量分析(見(jiàn)7式)。

式中：yit為慣性率或亞慣性率或加權(quán)平均移動(dòng);X1、X2、X3、X4分別為農(nóng)民自身特征變量矩陣、生產(chǎn)要素投入和結(jié)構(gòu)矩陣、林業(yè)重點(diǎn)工程變量矩陣、自然因素變量矩陣;i為案例縣;t為年度(1995年=1，2006年=12);ε為數(shù)學(xué)期望為零的白噪聲。

采用自變量差分的形式進(jìn)行計(jì)量分析，以便比較自變量的變化對(duì)樣本收入流動(dòng)的影響?？紤]林業(yè)重點(diǎn)工程啟動(dòng)具有明顯的階段性，1998年和1999年分別為天然林保護(hù)工程和退耕還林工程試點(diǎn)階段，2000年正式啟動(dòng)林業(yè)重點(diǎn)工程;2003年為我國(guó)退耕還林工程中退耕地造林面積最大的一年，2004年、2005年、2006年退耕還林工程中退耕地造林明顯地下降，在樣本農(nóng)戶中也得以體現(xiàn)這一趨勢(shì)，因此，我們把實(shí)施林業(yè)重點(diǎn)工程以后的年度劃分為2個(gè)階段，即2000-2003年為一個(gè)階段;2004-2006年為一個(gè)階段，這樣分析樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)劃分為3個(gè)階段，1995-1999年、2000-2003年、2004-2006年等3個(gè)階段。為了比較實(shí)施林業(yè)重點(diǎn)工程前后的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)的變化，1995-1999年作為實(shí)施林業(yè)重點(diǎn)工程以前的階段，2000-2006年作為實(shí)施林業(yè)重點(diǎn)工程以后的階段。

三、樣本數(shù)據(jù)簡(jiǎn)要描述

選取樣本農(nóng)戶采取分層隨機(jī)抽樣方法，考慮到工程投資規(guī)模、自然環(huán)境條件和地理位置等因素，確定樣本省、縣、村及農(nóng)戶。確定四川、江西、河北、陜西、山東和廣西六省區(qū)為樣本調(diào)研省區(qū);選取四川省南部縣、南江縣、馬邊縣和沐川縣、江西省修水縣、興國(guó)縣、遂川縣、河北省平泉縣、張北縣、易縣、山東省平邑縣和廣西壯族自治區(qū)環(huán)江縣、平果縣為案例縣，隨機(jī)抽取樣本村和樣本農(nóng)戶，平邑縣、沐川縣、易縣、平果縣和環(huán)江縣各選取135個(gè)樣本農(nóng)戶，其余10個(gè)案例縣選取270個(gè)樣本農(nóng)戶，累計(jì)選取3375個(gè)樣本農(nóng)戶?？紤]收入流動(dòng)數(shù)據(jù)要求具有對(duì)稱性和刪除不合格的樣本農(nóng)戶，我們選取了3096個(gè)樣本農(nóng)戶作為本項(xiàng)研究的樣本農(nóng)戶。

樣本農(nóng)戶參加林業(yè)重點(diǎn)工程的情況見(jiàn)表1，參加林業(yè)重點(diǎn)工程的樣本農(nóng)戶呈現(xiàn)出增加態(tài)勢(shì)。在參加林業(yè)重點(diǎn)工程的樣本農(nóng)戶中，以參加退耕還林工程的樣本農(nóng)戶最多，其次為天然林保護(hù)工程的樣本農(nóng)戶，參加速生豐產(chǎn)林工程的樣本農(nóng)戶最少。山東省平邑縣沒(méi)有實(shí)施任何林業(yè)重點(diǎn)工程。我們所選取的樣本農(nóng)戶有相當(dāng)一部分沒(méi)有參加任何一項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程，一項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程都沒(méi)有參加的樣本農(nóng)戶從1995年的2969戶減少至2006年的970戶，2000年、2003年和2006年沒(méi)有參與任何一項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程的樣本農(nóng)戶占總樣本農(nóng)戶的比重分別為 56.43%、38.11% 和 31.33%，沒(méi)有參加林業(yè)重點(diǎn)的樣本農(nóng)戶可以作為對(duì)照農(nóng)戶，更為有效地反映林業(yè)重點(diǎn)工程的實(shí)施對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)的影響;同時(shí)可以克服前期研究林業(yè)重點(diǎn)工程中缺少或者沒(méi)有對(duì)照樣本農(nóng)戶所可能帶來(lái)的不足。

1999年在四川省和陜西省實(shí)施退耕還林工程，2001年京津風(fēng)沙源治理工程中的退耕還林工程開(kāi)始實(shí)施，廣西自治區(qū)的樣本農(nóng)戶2002年開(kāi)始參與退耕還林工程，江西省樣本農(nóng)戶參與退耕還林工程的初始時(shí)間為2001年。四川省樣本農(nóng)戶參與退耕還林工程的戶數(shù)從1999年44戶增加到2006年的520戶，退耕地造林面積從134.2畝提高到2520畝;陜西省參加退耕還林的樣本農(nóng)戶從1995年的321戶增加到2006年的527戶，退耕地造林面積從1494畝提高到7485畝。廣西壯族自治區(qū)參加退耕還林工程的樣本農(nóng)戶從2002年的18戶提高到2006年的32戶，退耕地造林面積從2002年的71.16畝提高到2006年的153.00畝。江西省參與退耕還林工程的樣本農(nóng)戶從2001年的2戶擴(kuò)大到2006年145戶，退耕地造林面積從5.40畝提高到416.10畝。天然林保護(hù)工程主要涉及到四川省和陜西省的樣本農(nóng)戶，由于這兩個(gè)省在全省范圍內(nèi)實(shí)施天然林保護(hù)工程，1998年天然林保護(hù)工程試點(diǎn)期間，參與天然林保護(hù)工程的樣本農(nóng)戶在730-740戶左右;正式啟動(dòng)天然林保護(hù)工程以后，參與天然林保護(hù)工程的樣本農(nóng)戶在1150-1230個(gè)樣本農(nóng)戶之間。京津風(fēng)沙源治理工程在2001年正式啟動(dòng)，包括生態(tài)移民、草地治理、退耕還林和小流域治理等四項(xiàng)內(nèi)容，其中以退耕還林為主。參加京津風(fēng)沙源治理工程的樣本農(nóng)戶主要分布在河北省的平泉縣和張北縣，樣本農(nóng)戶主要參與退耕還林，樣本農(nóng)戶變化較大。速生豐產(chǎn)林工程啟動(dòng)比較晚，在調(diào)查過(guò)程中，把世界銀行援助的人工林建設(shè)項(xiàng)目納入到速生豐產(chǎn)林工程，2005年和2006年參與速生豐產(chǎn)林的樣本農(nóng)戶明顯地增加。野生動(dòng)植物及自然保護(hù)工程主要涉及到環(huán)江縣、鎮(zhèn)安縣和馬邊縣，隨著自然保護(hù)區(qū)邊界的清洗，參與此工程的樣本農(nóng)戶有所變化。參與防護(hù)林工程的樣本農(nóng)戶呈現(xiàn)出增加態(tài)勢(shì)，江西省樣本農(nóng)戶的防護(hù)林面積最高，2006年為1936畝;同年河北省和四川省的樣本農(nóng)戶的防護(hù)林面積分別為92.80 畝和26.00 畝。

樣本農(nóng)戶的收入呈現(xiàn)出上升態(tài)勢(shì)，1995年戶均收入為1189.57元/戶(1994年不變價(jià));逐步增加到2006年的2409.30元/戶(1994年不變價(jià))。收入結(jié)構(gòu)發(fā)生了重要變化，2005年以前以土地為基礎(chǔ)的收入為樣本農(nóng)戶主要收入來(lái)源，1995年以土地為基礎(chǔ)的收入占農(nóng)戶收入的比重為68.56%，2004年為40.79%;2005年和2006年非農(nóng)就業(yè)成為樣本農(nóng)戶的主要收入來(lái)源，分別占同年樣本農(nóng)戶收入的比重為50.30%和50.01%;林業(yè)重點(diǎn)工程的補(bǔ)貼收入占農(nóng)民收入的比重呈現(xiàn)出上升態(tài)勢(shì)，1995年、2000年、2005年和2006年林業(yè)重點(diǎn)工程補(bǔ)貼收入占樣本農(nóng)戶的收入比重為0.30%、2.90%、8.90%和 8.34%。

圖1的1995-2006年15個(gè)案例縣的基尼系數(shù)計(jì)算結(jié)果表明：樣本農(nóng)戶的收入差距呈現(xiàn)出一定的下降趨勢(shì)，這與一般判斷存在較大的出入(孫文凱等，2007)，孫文凱等利用的數(shù)據(jù)截至1995-2001年的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，并認(rèn)為1991-1995年我國(guó)農(nóng)村收入流動(dòng)達(dá)到頂峰［24］。林業(yè)重點(diǎn)工程實(shí)施區(qū)域基本屬于貧困縣，存在所謂的豐富森林資源與貧困 并 存 的 悖 論 (FAO，2006［41］;World Bank，2000［42］)，加之地理位置比較偏僻。

表1 參加林業(yè)重點(diǎn)工程的樣本農(nóng)戶情況(單位：戶)

四、經(jīng)驗(yàn)性結(jié)果

根據(jù)(1)-(7)式，分別計(jì)算出每個(gè)案例縣、每個(gè)案例省和15個(gè)案例縣作為一個(gè)整體(簡(jiǎn)稱全國(guó))第t年向第t+1年或者上述3個(gè)階段之間轉(zhuǎn)移、以及1995-1999年與2000-2003年之間的收入轉(zhuǎn)移矩陣、慣性率、亞慣性率、加權(quán)平均移動(dòng)等經(jīng)驗(yàn)性結(jié)果。

(一)收入轉(zhuǎn)移矩陣

考慮到文章的篇幅，不把每個(gè)案例縣、省的每個(gè)年度和每個(gè)階段的收入轉(zhuǎn)移矩陣一一枚舉，僅僅列出林業(yè)重點(diǎn)工程實(shí)施前后全國(guó)樣本農(nóng)戶收入轉(zhuǎn)移矩陣的結(jié)果(見(jiàn)表2)。

表2的結(jié)果表明：林業(yè)重點(diǎn)工程啟動(dòng)后與啟動(dòng)前相比，處于第 I、II、III、IV和 V等級(jí)的樣本農(nóng)戶依然停留在原等級(jí)的概率分別為52.94%、30.77%、28.85%、30.77% 和 65.38%，呈現(xiàn)出第 I和V等級(jí)的樣本農(nóng)戶停留在原有等級(jí)收入的概率明顯地高于處于中間收入等級(jí)的，表明處于最高收入和最低收入等級(jí)的樣本農(nóng)戶流動(dòng)性明顯地低于收入中間等級(jí)的樣本農(nóng)戶。第II、III和IV收入等級(jí)向前、向后流動(dòng)一步和停留原等級(jí)分別有71.15%、75.00%和75.00%的可能性，表明樣本農(nóng)戶在林業(yè)重點(diǎn)工程啟動(dòng)前后的收入流動(dòng)并不是很大，表3中的慣性率和亞慣性率分別為0.4174和0.7566也證實(shí)了這一點(diǎn)。

圖1 1996—2005年15個(gè)案例縣基尼系數(shù)

第II、III和IV收入等級(jí)收入向上流動(dòng)和向下流動(dòng)概率之差分別為11.53%、-13.46%和-42.31%，第IV收入等級(jí)的樣本農(nóng)戶狀況惡化最為明顯，其次為第III收入等級(jí)的樣本農(nóng)戶。第IV收入等級(jí)的樣本農(nóng)戶的收入層級(jí)惡化的概率為34.61%;第I收入等級(jí)的樣本農(nóng)戶的收入層級(jí)得到的改善為47.06%。從所有收入等級(jí)的樣本農(nóng)戶來(lái)看，林業(yè)重點(diǎn)工程啟動(dòng)后與啟動(dòng)前相比，樣本農(nóng)戶的收入層級(jí)惡化的概率為31.79%。整體而言，樣本農(nóng)戶收入等級(jí)呈現(xiàn)出惡化態(tài)勢(shì)。分省、分案例縣的計(jì)算結(jié)果亦呈現(xiàn)出類似趨勢(shì)。

(二)收入流動(dòng)

分縣、分省和全國(guó)3個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶的慣性率、亞慣性率和加權(quán)平均移動(dòng)的計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表3。從表3中分縣的結(jié)果來(lái)看，第2個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)低于第1個(gè)時(shí)期的案例縣有馬邊縣、沐川縣、易縣和平果縣;其余案例縣的第2個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)高于第1個(gè)時(shí)期。按照時(shí)期劃分，第3個(gè)時(shí)期樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)不介于第1個(gè)時(shí)期和第2時(shí)期樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)之間的縣有沐川縣、易縣、環(huán)江縣、平果縣;其余縣均介于第1個(gè)時(shí)期和第2個(gè)時(shí)期農(nóng)戶收入流動(dòng)之間;第3個(gè)時(shí)期樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)不介于第1個(gè)時(shí)期和第2個(gè)時(shí)期農(nóng)戶收入流動(dòng)的案例縣表現(xiàn)為：第3個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)明顯增強(qiáng);在這些案例縣中，環(huán)江縣的第1個(gè)時(shí)期農(nóng)戶收入流動(dòng)高于第2個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)，沐川縣、易縣和平果縣的樣本農(nóng)戶第1個(gè)時(shí)期的收入流動(dòng)低于第2個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)水平。

表3中的結(jié)果表明：從全國(guó)的數(shù)據(jù)的慣性率、亞慣性率和加權(quán)移動(dòng)平均來(lái)看，第2個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶的收入流動(dòng)明顯地高于第1個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶的收入流動(dòng)。從省級(jí)的計(jì)算結(jié)果來(lái)看，第2個(gè)時(shí)期樣本農(nóng)戶的收入流動(dòng)高于第1個(gè)時(shí)期的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)的省區(qū)包括陜西省、四川省、江西省和河北省，山東省和廣西壯族自治區(qū)的樣本農(nóng)戶則呈現(xiàn)出相反的發(fā)展態(tài)勢(shì)。

表2 林業(yè)重點(diǎn)工程實(shí)施前后全國(guó)樣本農(nóng)戶收入轉(zhuǎn)移矩陣計(jì)算結(jié)果(單位：%)

表3 樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)計(jì)算結(jié)果

此外，計(jì)算出每個(gè)案例縣分年度的慣性率、亞慣性率和加權(quán)移動(dòng)平均移動(dòng)(見(jiàn)表3)，結(jié)果表明：(1)各案例縣年度收入流動(dòng)性很低，大多數(shù)農(nóng)戶第二年仍然停留在原收入階層上。即使有所移動(dòng)，也是基本上向相鄰的收入階層移動(dòng)，甚至完全是向相鄰的收入階層移動(dòng)(沐川和易縣1995-1996年的轉(zhuǎn)移矩陣的亞慣性率等于1;向更高或更低的收入階層轉(zhuǎn)移概率較小，表現(xiàn)在狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣上就是非零的數(shù)據(jù)集中于主對(duì)角線兩側(cè)。(2)各縣3個(gè)時(shí)期平均收入的流動(dòng)性要大于年度的收入流動(dòng)性。但是，按照農(nóng)戶劃分為3個(gè)時(shí)期測(cè)算的各縣收入流動(dòng)的變化趨勢(shì)并不一致。南部縣、南江縣、修水縣、興國(guó)縣、遂川縣、張北縣、鎮(zhèn)安縣、延長(zhǎng)縣、平邑縣、環(huán)江縣基本呈現(xiàn)隨時(shí)間增大的趨勢(shì);而馬邊縣、沐川縣、易縣、平果縣先增大后減小;平泉縣先減少后增大。(3)農(nóng)戶進(jìn)入高收入層的概率大于跌入低收入層的概率，這說(shuō)明如果其他因素不變，隨著時(shí)間推移，農(nóng)民的收入差距將是逐漸縮小的。(4)每一收入階層均存在一些超級(jí)穩(wěn)定戶，按照年度和每個(gè)案例縣計(jì)算，第I階層、第II階層、第III階層、第IV階層和第V階層中，1995-2006年中一直停留在原有階層的樣本農(nóng)戶數(shù)量分別為82戶、8戶、3戶、2戶和120戶。

表4 變量解釋表

(三)收入流動(dòng)影響因素計(jì)量分析

根據(jù)選取影響樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)的因素，將(7)細(xì)化為：

式中各變量及變量解釋見(jiàn)表4。采用(8)式，利用所采集到樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)資料，林業(yè)重點(diǎn)工程與農(nóng)民收入流動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)性結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5可以看出，退耕還林工程面積對(duì)慣性率和亞慣性率的影響均是負(fù)向的，其系數(shù)分別為-0.0154和-0.0063，且分別在1%和10%的顯著性水平上顯著。對(duì)慣性率、亞慣性率的影響為負(fù)說(shuō)明能夠促進(jìn)收入流動(dòng);而對(duì)加權(quán)平均移動(dòng)的影響為正也反映能夠促進(jìn)收入流動(dòng)。根據(jù)表4，退耕還林工程面積對(duì)加權(quán)平均移動(dòng)的系數(shù)為0.0249，且在5%的顯著性水平上顯著。綜合衡量收入流動(dòng)的各指標(biāo)，退耕還林工程面積對(duì)收入流動(dòng)有正向影響。退耕還林工程對(duì)農(nóng)戶的收入影響主要體現(xiàn)在退耕所獲得的補(bǔ)貼。

京津風(fēng)沙源治理工程面積對(duì)衡量收入流動(dòng)的三個(gè)指標(biāo)的影響均在1%的顯著水平上顯著，其系數(shù)分別為 -0.0200、-0.0115 和 0.0377。對(duì)收入流動(dòng)影響方向一致。

三北及長(zhǎng)江流域等防護(hù)林體系建設(shè)工程對(duì)衡量收入流動(dòng)的三個(gè)指標(biāo)的系數(shù)分別為-0.0167、-0.0103和0.0317，分別在5%、10% 和5%的顯著性水平上顯著。顯示防護(hù)林工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)有顯著的促進(jìn)作用。三北及長(zhǎng)江流域等防護(hù)林體系建設(shè)工程改善了當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，增加了農(nóng)戶的種植業(yè)收入。通過(guò)進(jìn)一步分析我們的調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)不論是在興國(guó)縣還是修水縣，與退耕還林工程幾乎涵蓋所有農(nóng)戶不同的是，三北及長(zhǎng)江流域等防護(hù)林體系建設(shè)工程涉及的農(nóng)戶都非常集中，這導(dǎo)致只有部分農(nóng)戶(參與工程的農(nóng)戶)的收入直接受到工程的影響，工程的實(shí)施對(duì)那部分沒(méi)有參加的農(nóng)戶沒(méi)有直接的收入影響，因此導(dǎo)致全體農(nóng)戶的收入變動(dòng)并不一致，農(nóng)戶收入的相對(duì)位置也就發(fā)生了變動(dòng)，產(chǎn)生了收入流動(dòng)。

野生動(dòng)植物保護(hù)及自然保護(hù)區(qū)建設(shè)工程對(duì)流動(dòng)性有負(fù)面影響，但是不顯著。原因在于野生動(dòng)植物保護(hù)區(qū)一般都分布在比較偏遠(yuǎn)的地方，農(nóng)民收入普遍比較低。在工程區(qū)之內(nèi)和附近的農(nóng)民可以通過(guò)參與工程管護(hù)等獲得少量的收入，但是保護(hù)區(qū)外圍地帶往往實(shí)行保護(hù)區(qū)內(nèi)的保護(hù)措施及限制利用，對(duì)周邊地帶的村民所造成的損失沒(méi)有補(bǔ)償，農(nóng)戶的收入來(lái)源匱乏，農(nóng)戶沒(méi)有從工程實(shí)施中獲得改變?cè)瓉?lái)所處的收入階層的機(jī)會(huì)，農(nóng)戶大多停留在原來(lái)所處的階層，出現(xiàn)收入固化狀態(tài)。

天然林資源保護(hù)工程對(duì)收入流動(dòng)有正向作用，但是三個(gè)指標(biāo)均不顯著。實(shí)施天然林資源保護(hù)工程之后，陜西和四川全省禁伐商品林，農(nóng)戶不能通過(guò)采伐林木和采集非木質(zhì)林產(chǎn)品獲得收入因而導(dǎo)致收入減少，收入減少的數(shù)量與農(nóng)戶擁有的林地的數(shù)量密切相關(guān)，因而導(dǎo)致農(nóng)戶的收入階層發(fā)生了變化，促進(jìn)了收入流動(dòng)。

重點(diǎn)地區(qū)速生豐產(chǎn)用材林基地建設(shè)工程對(duì)三個(gè)指標(biāo)的影響反映的對(duì)收入流動(dòng)的影響方向并不一致。

表5 收入流動(dòng)與林業(yè)重點(diǎn)工程經(jīng)驗(yàn)性結(jié)果

人均收入對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)有促進(jìn)作用，對(duì)慣性率和加權(quán)平均移動(dòng)的系數(shù)分別為-0.2951和0.5054，分別在5%和10%的顯著性水平上顯著，對(duì)亞慣性率的影響為負(fù)但不顯著。

工資性收入所占比重對(duì)慣性率、亞慣性率和加權(quán)平均移動(dòng)的影響為正且在1%顯著水平上顯著，回歸系數(shù)分別為 -1.8039、-1.3790 和4.0071，對(duì)收入流動(dòng)影響方向一致，都顯示促進(jìn)農(nóng)民的收入流動(dòng)。耕地面積對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)的影響是正向的但都不顯著。

林地面積對(duì)慣性率的影響為正(0.0172)且在1%顯著水平上顯著;對(duì)亞慣性率的影響為正的但不顯著;對(duì)加權(quán)移動(dòng)平均三個(gè)指標(biāo)的彈性系數(shù)顯示不利于農(nóng)民的收入流動(dòng)，對(duì)慣性率的影響在1%顯著性水平上顯著，對(duì)加權(quán)平均移動(dòng)在10%的顯著性水平上顯著，對(duì)亞慣性率的影響不顯著。林地面積對(duì)收入流動(dòng)有負(fù)面影響可能是因?yàn)樯仲Y源越豐富的地方往往是偏遠(yuǎn)地區(qū)，農(nóng)戶的收入來(lái)源等都非常匱乏，導(dǎo)致農(nóng)戶缺少機(jī)會(huì)改變自己所處的收入階層。

五、結(jié)論與討論

利用15個(gè)縣3096戶農(nóng)戶1995-2006年的數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)民的收入流動(dòng)性進(jìn)行了研究，涉及到6個(gè)省區(qū)，收集樣本農(nóng)戶跨度涉及到12個(gè)年度，時(shí)間跨度比較長(zhǎng)。本研究所采用樣本農(nóng)戶的數(shù)量和涉及的年度是已有林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入流動(dòng)的研究中所不多見(jiàn)的，甚至是已有中國(guó)農(nóng)民收入流動(dòng)的研究中所不多見(jiàn)的。因此，本研究彌補(bǔ)了林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)農(nóng)民收入影響方面的不足之處。

15個(gè)縣的樣本農(nóng)戶收入不平等呈現(xiàn)出縮小的態(tài)勢(shì)，與目前認(rèn)為農(nóng)村居民收入分配差距呈現(xiàn)出拉大趨勢(shì)有一定差別，這與15個(gè)縣為國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)縣，樣本農(nóng)戶收入水平較低有一定的關(guān)聯(lián)。

研究發(fā)現(xiàn)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)總體較低，(1995-1999年)-(2000-2003年)、(2000-2003年)-(2004-2006年)和(1995-1999年)-(2000-2006年)的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)慣性率分別為0.5280、0.4040 和0.4174;相應(yīng)的加權(quán)平均移動(dòng)分別為0.5886、0.8806 和 0.8804。本研究的結(jié)果低于孫文凱等(2007)農(nóng)村三年收入流動(dòng)指標(biāo)，他們計(jì)算了(1986-1988年)-(1988-1990年)、(1995-1997年)-(1995-1999年)和(1997-1999年)-(1997-2001年)的農(nóng)村三年平均收入流動(dòng)平均指標(biāo)，慣性率分別為 0.56、0.31 和0.31;加權(quán)平均移動(dòng)分別為0.52、1.19和1.19。他們采用的數(shù)據(jù)為1986-1991年和1995-2005年中央政策研究室和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合進(jìn)行農(nóng)戶定點(diǎn)觀察的遼寧、山東、廣東、云南、甘肅等省的數(shù)據(jù)，采用等價(jià)收入分析樣本農(nóng)戶收入差距，本項(xiàng)研究采用通用的人均年收入的形式計(jì)算人均收入差距。每個(gè)案例省和案例縣的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)有一定的差距，但均表現(xiàn)出收入流動(dòng)緩慢的狀態(tài)。

需要注意的是1995-2006年一直有82個(gè)樣本農(nóng)戶停留在最低收入階層，他們的收入地位一直沒(méi)有發(fā)生變化，這些樣本農(nóng)戶基本上屬于缺少必要的社會(huì)資本、人力資本等，依靠所獲得農(nóng)田和林地維持生計(jì)，非農(nóng)收入占其收入的比重很少或者沒(méi)有，這些樣本農(nóng)戶是今后重點(diǎn)扶貧對(duì)象，需要采取社會(huì)救助等多種形式緩解貧困。

六項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)表現(xiàn)出不同的影響。京津風(fēng)沙源治理工程、退耕還林工程和防護(hù)林工程的實(shí)施在不同程度上促進(jìn)了樣本農(nóng)戶收入流動(dòng);天然林保護(hù)工程、野生動(dòng)植物保護(hù)與自然保護(hù)區(qū)工程和重點(diǎn)地區(qū)速生豐產(chǎn)林基地建設(shè)工程對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)沒(méi)有顯著的影響。在京津風(fēng)沙源治理工程、退耕還林工程和防護(hù)林工程實(shí)施過(guò)程中，國(guó)家對(duì)參與這三項(xiàng)林業(yè)重點(diǎn)工程的農(nóng)戶給予補(bǔ)貼，退耕還林為京津風(fēng)沙源治理工程的主導(dǎo)項(xiàng)目，國(guó)家對(duì)黃河流域和長(zhǎng)江流域參與退耕地造林的樣本農(nóng)戶分別給予160元/畝和230元/畝的補(bǔ)助，高于其退耕地繼續(xù)經(jīng)營(yíng)種植業(yè)的收入。雖然防護(hù)林工程涉及到全國(guó)各個(gè)省市區(qū)，但參與防護(hù)林工程的樣本農(nóng)戶戶數(shù)并不多，約占樣本農(nóng)戶總數(shù)的10%，防護(hù)林工程實(shí)施單位基本上屬于國(guó)有林場(chǎng)、村集體等單位，我們實(shí)地調(diào)查過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，這些單位向農(nóng)戶租賃土地，租賃費(fèi)用比較低，在一定程度上降低了樣本農(nóng)戶的收入，從而提高了樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)。野生動(dòng)植物保護(hù)及自然保護(hù)區(qū)工程的實(shí)施對(duì)周邊一些樣本農(nóng)戶有所影響，加之參與此林業(yè)重點(diǎn)工程的樣本農(nóng)戶基本維持在120-130戶之間，占總樣本農(nóng)戶數(shù)量的比重在5%以下，且這些樣本農(nóng)戶人均收入比較低，樣本農(nóng)戶基本上沒(méi)有此林業(yè)重點(diǎn)工程中獲取補(bǔ)貼。在20世紀(jì)90年代初期，重點(diǎn)地區(qū)速生豐產(chǎn)林基地建設(shè)工程采用工程造林形式，參與主體基本上為國(guó)有林場(chǎng)、集體林場(chǎng)等企業(yè)，農(nóng)戶參與比較少，農(nóng)戶參與形式以林地入股分成或者出租土地獲取租金等。2005年正式啟動(dòng)該工程，鼓勵(lì)農(nóng)戶參與，參加此林業(yè)重點(diǎn)工程的樣本農(nóng)戶明顯增加，從原來(lái)不足10戶增加到2005年和2006年84戶和139戶，考慮到林木生產(chǎn)具有較長(zhǎng)的一個(gè)時(shí)間周期，需要一定年限才能顯現(xiàn)出來(lái)。天然林保護(hù)工程涉及到農(nóng)戶，但國(guó)家基本上沒(méi)有給予農(nóng)戶必要的補(bǔ)貼，農(nóng)戶從天然林經(jīng)營(yíng)中獲得收入是比較少;根據(jù)林業(yè)重點(diǎn)工程對(duì)樣本農(nóng)戶收入影響的計(jì)量結(jié)果，發(fā)現(xiàn)天然林保護(hù)工程的實(shí)施對(duì)樣本農(nóng)戶收入有影響但不顯著(劉璨等，2008)，因此天然林保護(hù)工程的實(shí)施對(duì)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)有影響但不顯著［43］。

表5中的結(jié)果顯示，樣本農(nóng)戶人均收入對(duì)慣性率的影響為正且在5%顯著水平上顯著;對(duì)加權(quán)移動(dòng)平均的影響為正且在10%顯著水平上顯著，表明人均收入低的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)可能性比較低，反之人均收入比較高的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)的概率比較大，出現(xiàn)這種格局的原因在于人均收入低的樣本農(nóng)戶其收入變化可能性不是很大，在一定時(shí)期內(nèi)比較低的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)較小。人均收入低的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)小會(huì)增加消除貧困的難度，加之人均收入低樣本農(nóng)戶獲得的林業(yè)重點(diǎn)工程實(shí)施補(bǔ)貼絕對(duì)收入比較低，人均收入高的樣本農(nóng)戶獲得的林業(yè)重點(diǎn)工程補(bǔ)貼收入絕對(duì)收入高，進(jìn)一步抑制了低收入樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)，因此，在未來(lái)林業(yè)重點(diǎn)工程實(shí)施過(guò)程中，需要增加人均收入低的樣本農(nóng)戶從林業(yè)生態(tài)建設(shè)工程獲得高于人均收入比較高的樣本農(nóng)戶從中獲得的補(bǔ)貼收入絕對(duì)數(shù)量，促進(jìn)人均低收入農(nóng)戶的收入流動(dòng)，使人均低收入樣本農(nóng)戶走出貧困陷阱。

工資性收入所占比重的提高能夠促進(jìn)樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)，把樣本農(nóng)戶收入按照五等分，1995-2006年低收入階層樣本農(nóng)戶、中低收入階層樣本農(nóng)戶、中等階層樣本農(nóng)戶、中高階層樣本農(nóng)戶和高收入階層樣本農(nóng)戶的工資性收入占其收入的比重分別為 14.11%、24.70%、33.58%、40.88%和 52.59%，低收入階層樣本農(nóng)戶工資性收入占其收入的比重明顯低于其他階層的，這樣低收入階層樣本農(nóng)戶的收入流動(dòng)將明顯地下降，同時(shí)我們考慮到人均收入低的樣本農(nóng)戶收入流動(dòng)低的研究結(jié)論。因此，需要在勞務(wù)輸出培訓(xùn)中對(duì)低收入階層的農(nóng)戶傾斜，增加他們的工資性收入，進(jìn)而提高他們的人均收入水平，促進(jìn)他們從貧困陷阱中擺脫出來(lái)。

［1］國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2007)［Z］.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社.

［2］托馬斯·博格.田潔譯.增長(zhǎng)和不平等——理解當(dāng)代趨勢(shì)和政治選擇［J］.經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2008(5)：1-8.

［3］國(guó)家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查司.中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2007［Z］.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2008.

［4］Fields G S，Hernández R D，Rodr＇iguez S F，et al.Income Mobility in Latin America［Z］.Working Paper，2006

［5］弗里德曼.胡雪峰，武玉寧譯.弗里德曼文萃［M］.北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社，2001.

［6］Fields G S，Leary J B，＆ OK A E.Stochastic Dominance in Mobility Analysis［J］.Economics Letters，Volume 75，Issue 3，May 2002：333-339.

［7］Alesina A，Tella R D，＆ Macculloch R.Inequality and Happiness：Are Europeans and Americans Different ［J］?Journal of Public Econ omics，2004，(08)：2009-2042.

［8］Shorrocks A.F.Income Inequality and Income Mobility［J］.Journal of Economic Theory，1978，19(2)，376-393.

［9］Fields G S，OK E.The Measurement of Income Mobility：an Introduction to the Literature［A］.J Silber(ed.).Handbook on Income Inequality Measurement［C］.Dordrecht and New York：Kluwer Academic Publishers，1999.

［10］Fields G S.Distribution and Development：A New Look at the Developing World［M］.London：The MIT Press，2001.

［11］Chakravarty S R，Dutta B，Weymark J A.Ethical Indices of Income Mobility［J］.Social Choice and Welfare，1985，Volume 2：1-21.

［12］Wodon Q.Income Mobility and Risk During The Business Cycle：Comparing Adjustments In Labor Markets In Two Latin-American Countries ［J］.Economics of Transition，2003(01)：449-461.

［13］Fields G S，Hernández R D，Rodríguez S F et al.Income Mobility in Latin America ［J］.ESA Working Paper，F(xiàn)AO，Rome，2006.

［14］Fields G S.Does Income Mobility Equalize Longer-Term Incomes［J］?New Measures of an Old Concept，Working Paper，2007.

［15］Jarvis S，Jenkins S P.How Much Income Mobility is there in Britain［J］?The Economic Journal，1998，108：428-443.

［16］Gaiha R.Income Mobility in Rural India［J］.Economic Development and Cultural Change，1988，36(2)：279-302.

［17］Kapitány Z S，Molnár G Y.Inequality and Income Mobility in Hungary，1993-1998［J］.Europe-Asia Studies，2004，Vol.56，No.8：1109-1129.

［18］Maasoumi E，Trede M.Comparing Income Mobility in Germany and the United States Using Generalized Entropy Mobility Measures［J］.The Review of Economics and Statistics，2001，83(3)：551-559.

［19］Yitzhaki S，Wondon Q.Mobility，Inequility，and Horizontal Equility［J］.World Bank，2002.

［20］NEE V.The Emergence of A Market Society：Changing Mechanisms of Stratification In China［J］.American Journal of Sociology，1996，Volume 101 Number 4(January 1996)：908-49.

［21］NEE V，et al.Markets and Inequality in the Transition from State Socialism ［A］.Midlarsky I M ed.Inequlity，Democracy，and Economic Development［M］.Cambridge University Press，1997.202-235.

［22］Khor N，Pencavel J.Income Mobility of Individuals in China and the United States ［J］.IZA Discussion Paper，2006.

［23］YIN Heng，et al.Income Mobility in Urban China ［J］.Economic Research Journal，2006(10).

［24］孫文凱.關(guān)于我國(guó)收入流動(dòng)的研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2007，(23).

［25］權(quán) 衡.政府權(quán)力，收入流動(dòng)性與收入分配——一個(gè)理論分析框架與中國(guó)經(jīng)驗(yàn)［J］.社會(huì)科學(xué)，2005，(05).

［26］QUAN H.Income Inequality and Income Mobility：International Comparison and its Significances［J］.Journal of Social Sciences，2008(2).

［27］汪繼承，高 娟.社會(huì)分層與收入流動(dòng)：中國(guó)經(jīng)驗(yàn)與理論分析［J］.理論月刊，2007，(11)：138-140.

［28］王海港.中國(guó)居民家庭的收入變動(dòng)及其對(duì)長(zhǎng)期平等的影響［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，(01).

［29］王洪亮，徐 翔，孫國(guó)鋒.我國(guó)省際間農(nóng)民收入不平等與收入變動(dòng)分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2006，(03)：37-42.

［30］Gardiner K，Hills J.Policy Implications of New Data on Income Mobility［J］.The Economic Journal，1999，453：91-111.

［31］趙麗娟，王立群.沽源縣退耕還林工程對(duì)農(nóng)民收入的影響分析［J］.林業(yè)調(diào)查規(guī)劃，2006，(06).

［32］胡 霞.退耕還林還草政策實(shí)施后農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化——對(duì)寧夏南部山區(qū)的實(shí)證分析［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2005，(5).

［33］李 蕾，劉黎明，唐 偉.退耕還林還草對(duì)農(nóng)民收入及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響［J］.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004，(3)：50-51.

［34］郭亞軍，姚順波.退耕還林政策對(duì)吳起縣農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，(8).

［35］劉 璨，張 巍.退耕還林政策選擇對(duì)農(nóng)戶收入的影響——以我國(guó)京津風(fēng)沙治理工程為例［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2006，(01)：273-290.

［36］徐晉濤，陶 然，徐志剛.退耕還林：成本有效性、結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)性——基于西部三省農(nóng)戶調(diào)查的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2004，(01)：139-162.

［37］易福金，徐晉濤，徐志剛.退耕還林經(jīng)濟(jì)影響再分析［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006，(10).

［38］朱山濤等.影響退耕還林農(nóng)戶返耕決策的因素識(shí)別與分析［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2005，(05)：108-112.

［39］郭曉鳴，甘庭宇，李晟之，羅 虹.退耕還林工程：?jiǎn)栴}、原因與政策建議—四川省天全縣100戶退耕還林農(nóng)戶的跟蹤調(diào)查［J］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2005，(03)：72-79.

［40］中澳合作項(xiàng)目課題組.退耕還林效益顯現(xiàn)——來(lái)自西北地區(qū)的調(diào)查報(bào)告［J］.綠色中國(guó)，2005，(03).

［41］FAO.Global Forest Resources Assessment 2005［Z］.Rome：The Food and Agricultural Organization，2006.

［42］World Bank.Towards A Revised Forest Strategy For the World Bank Group［Z］.Washington，DC：The World Bank，2000.

［43］LIU Can，LU Jinzhi.The Effects of the Priority Forestry Programs on Farmers’Income during 1998-2006：A National Prospective［Z］.China Forestry Economics and Development Research Center(Working Paper).

(本文責(zé)編：留 鐘)

The Impact of Forestry Prority Programs on Rural Households’Income Mobility in China

LIU Can，LIN Hai-yan
(China National Forestry Economics and Development Research Center，Beijing 100714，China;Haizhou School，Qingdao Agricaltural University，laiyang 265215，China)

Since 1998，the Government of China has launched and restructured to Natural Forest Protection Program，Sloping Land Conversion to Forest or Grass Coverage Program，the Industrial Timber Plantation Program，the Shelterbelt Development Program in the three-Norths(North，Northeast and Northwest of China)and the Yangtze River Basin and other Regions，the Desertification Combating Program around Beijing and Tianjin，the Wildlife Conservation and the Nature Reserve Development Program.Subsidy，control logging or logging ban and other policy arrangements have been adopted.We use 3096 sample households of the years from 1995 to 2006 in 15 counties to analyze the impact of Priority Forest Programs on rural households＇income mobility.The research results indicate that 1)rural household＇s income mobility is low in general;2)Sloping Land Conversion to Forest or Grass Coverage Program，the Shelterbelt Development Program in the three-Norths and the Yangtze River Basin and other Regions，the Desertification Combating Program around Beijing and Tianjin have pushed rural household income mobility;others have not significantly affected rural households＇income mobility，the reason for the situation is the different policy options and regional distributions of these programs.

Forest Prority Program;rural households＇income;income mobility;Gini coeffeiciency;forest economics

F316.2

A

1002-9753(2011)01-0034-13

2010-08-15

2010-10-06

劉 璨(1966-)，男，山東魚(yú)臺(tái)人，國(guó)家林業(yè)局經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心研究員，博士，研究方向：林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。