1、农林经济管理学报 2023，22（05）：643-652Journal of Agro-Forestry Economics and Managementhttp：/E-mail：nljjglxb 劳动力成本上升对商品林种植结构的影响基于林业社会化服务的调节效应分析张寒，赵赛菲（西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100）摘要：基于浙江、福建、广西三省547户农户的调研数据，采用Tobit模型实证分析劳动力成本上升对商品林种植结构的影响，并利用调节效应模型检验林业社会化服务在其中的作用机制。结果表明：劳动力成本上升能够促进农户提高用材林种植比例，但该影响路径会受到林业社会化服务供
2、需缺口的负向调节，现阶段供不应求的林业社会化服务削弱了劳动力成本对用材林种植比例的正向影响，在进行一系列稳健性检验后该结论依然成立；林业社会化服务供需缺口的调节效应存在异质性，对兼业化程度较低的农户和小规模农户的调节效应更强。基于此，建议科学规划商品林种植结构，优化林地资源配置；弥合林业社会化服务供需缺口，缓解农户调整种植结构的潜在约束；培育新型林业经营主体，创新林业经营模式。关键词：劳动力成本；商品林种植结构；林业社会化服务；供需缺口中图分类号：F326.27 文献标志码：A 文章编号：2095-6924（2023）05-0643-10 Impact of Rising Labor Cost
3、s on Planting Structure of Commercial Forests：Based on Moderating Effect of Forestry Socialized ServicesZHANG Han，ZHAO Saifei（College of Economics and Management，Northwest Agriculture and Forestry University，Yangling，Shaanxi 712100，China）Abstract：Based on the survey data of 547 rural households in Z
4、hejiang，Fujian and Guangxi provinces，this paper uses Tobit model to empirically analyze the impact of rising labor costs on the planting structure of commercial forests and uses the moderating effect model to analyze the mechanism of forestry socialized services in this influence process.The results
5、 show that while rising labor costs can improve the proportion of timber forests，the influence path is negatively moderated by the demand-supply gap of forestry socialized services.The short supply of forestry socialized services has weakened the positive effect of labor costs on the proportion of t
6、imber forests.The conclusions remain valid after a series of robustness tests.In addition，there exists heterogeneity in the moderating effect of the demand-supply gap of forestry socialized services，which is stronger for low part-time farmers and small-scale farmers.Therefore，it is suggested to scie
7、ntifically plan the planting structure of commercial forests and optimize the allocation of forestland resources，bridge the demand-supply gap of forestry socialized services and relieve the potential constraints on adjusting planting structure，cultivate new types of forestry management entities and
8、innovate forestry management models.张寒，赵赛菲.劳动力成本上升对商品林种植结构的影响：基于林业社会化服务的调节效应分析 J.农林经济管理学报，2023，22（05）：643-652.收稿日期：20230517 修回日期：20230709 DOI：10.16195/36-1328/f.2023.05.67基金项目：国家自然科学基金面上项目（72073107、71873099）和中组部“万人计划”青年拔尖人才支持经费（F1010221001）作者简介：张寒，男，教授，博士，博士生导师，主要从事林业经济与政策研究，。第 22 卷农 林 经 济 管 理 学 报Ke
9、ywords：labor costs；planting structure of commercial forests；forestry socialized services；demand-supply gap一、引言与文献综述 劳动力成本上升是近年来中国经济在要素供给方面发生的重要变化。中国统计年鉴 数据显示，中国农林牧渔业城镇单位就业人员年平均工资由1994年2 819元上涨至2021年的53 819元。劳动力成本上升会诱导农户增加劳动节约型作物的种植，引发农业种植结构“趋粮化”1。然而，林业部门的种植结构调整却呈现出差异性特征。从宏观尺度看，第九次全国森林资源清查结果显示，我国的用材林
10、面积和经济林面积占商品林总面积的比例分别为75.43%和23.20%，相比于第五次清查结果，用材林比例下降了4.68%，经济林比例提高了6.90%。从微观尺度看，基于全国9个省的农户调查数据显示，农户种植的经济林面积比例2003年的11.21%上涨至2019年的20.12%2。从要素禀赋视角来看，用材林属于劳动节约型树种；理论上，劳动力成本上升会导致用材林比例提高，而现实却与理论预期不一致。为解释这一反常现象，有必要重新审视劳动力成本上升与商品林种植结构调整的关系，尤其是识别商品林种植结构调整的潜在约束条件，成为有待研究的科学问题。已有研究围绕劳动力成本上升对农户种植结构的影响进行了广泛的讨论
11、。从农业部门来看，较为普遍的观点是劳动成本上升会导致农户种植结构“趋粮化”，认为劳动力成本上涨是导致劳动力成为稀缺要素的原因，促使农户种植劳动投入较少、机械化程度较高的粮食作物3-5。然而，部分研究发现上述影响路径只有在满足一定条件时才会成立。其中，围绕地形条件、农产品市场容量等因素的讨论较多。郑旭媛等6研究发现在不适宜机械作业的山区，要素替代难度较大，农业种植结构更易向经济作物调整。钟甫宁等4认为经济作物产品市场容量的扩大会削弱粮食生产相对强化的趋势。可见，劳动力成本上升对种植结构的影响会受到特定条件的约束，增加劳动节约型作物种植面积的调整路径未必能够实现。从林业部门来看，仅有较少的研究关注
12、劳动力成本对商品林种植结构的影响。如程钰等7研究发现在劳动力成本上升的背景下，农户更倾向于种植比较收益更高的经济林以抵减劳动力成本压力；张自强等8认为只有当劳动资本相对价格和经济林产品市场容量低于一定的门槛值时，劳动力价格上涨才会促进用材林种植比例增加。此外，戴靖怡等9研究了与劳动力成本紧密相关的非农转移行为，认为非农转移程度与经济林种植面积比例呈倒“U”型关系。可见，已有研究关于劳动力成本上升对商品林种植结构的影响尚未取得较为一致的结论。从种植结构的影响因素来看，近年来学界逐渐重视社会化服务对种植结构的潜在影响。罗必良10认为农业社会化服务市场的发育使得更适宜机械作业的粮食作物在种植结构调整
13、中具有优势。钟真等11通过实证研究发现区域农业社会化服务水平能够促进农业经营主体提高粮食播种面积，而杨阳等12的研究表明农业社会化服务对农地“趋粮化”存在门槛效应，两者的正向关系在跨过门槛值后有所减弱。而鲜有研究关注林业社会化服务对商品林种植结构的影响，仅有的研究发现林业社会化服务能促进经济林经营户和用材林经营户扩大林地规模，且经济林经营户增加林地面积的概率更高13。此外，关于劳动力成本、林业社会化服务与商品林种植结构三者关系的研究尚未发现，而农业领域有少量的相关研究，如张琛等14研究农业机械化服务在非农就业影响农户种植结构调整中的调节效应，畅倩等15研究农业生产环节外包在非农就业影响农户粮食
14、作物种植比例中的中介效应。上述文献为本文奠定丰富的理论与实证基础，但仍存在以下两个方面不足。其一，仅有较少的研究关注劳动力成本上升对商品林种植结构的影响，其影响机理尚不明晰。其二，已有研究尚未充分探讨影响劳动力成本与商品林种植结构关系的潜在约束，尤其是从林业社会化服务视角切入的研究较为缺乏。有鉴于此，本文将林业社会化服务纳入到农户营林决策过程，利用2021年浙江、福建、广西三省的农户调研数据，采用Tobit模型和调节效应模型，探讨劳动力成本对商品林种植结构的影响，并进一步分析林业社会化服务的调节效应，以期科学理解农户调整商品林种植结构的行为逻辑，为优化商品林数据来源：根据 全国森林资源清查报告
15、 相关数据整理获得。644第 5 期张寒等：劳动力成本上升对商品林种植结构的影响基于林业社会化服务的调节效应分析种植结构、推进林业现代化水平提供决策参考。二、理论分析与研究假说（一）劳动力成本上升对商品林种植结构的影响劳动力成本上升改变生产要素的相对价格，诱使农户重新配置家庭资源禀赋，改变生产要素投入组合和种植决策。根据诱致性技术变迁理论，理性的农户在面临劳动力成本上升时，会使用相对廉价的资本要素替代相对昂贵的劳动力要素16。于是，那些对劳动投入需求较少或者生产环节机械化替代程度较高的作物，将在种植结构调整中具有比较优势17。因此，农户扩大节约劳动力要素的作物种植，减少密集使用劳动力要素的作物
16、生产，以适应要素投入结构改变方向18。具体到林业部门，商品林主要包括用材林和经济林两种类型。用材林生长周期长，资金和劳动力投入主要集中在造林和采伐阶段，且生产环节易于使用机械替代劳动，属于劳动节约型林种；而经济林的要素投入密集程度更高，需要消耗较多的劳动力精心管护，并且抚育、采收等环节的人工操作难以被机械替代，更偏向于劳动密集型林种。随着劳动力成本的上升，种植劳动节约型林种更具比较优势。基于此，提出第一个研究假说：H1：劳动力成本上升会促进农户提高用材林种植比例。（二）林业社会化服务的调节效应分析农户提高用材林种植比例的调整行为暗含着其使用资本替代劳动的需求，需要林业社会化服务供给主体提供充足
17、的林业资本要素。一般而言，农户以自购机械的方式进行直接投资会面临较高的投资门槛和较强的资产专用性约束19。而通过社会化服务市场购买机械服务或者租用机械，能够以一种迂回且更低成本的投资方式将资本要素引入到土地生产中，从而缓解其调整种植结构时面临的要素替代约束20。因而，在劳动力成本持续上升的背景下，林业社会化服务可能成为农户实现种植结构调整的关键因素。充足的林业社会化服务供给能够提高林业生产中的资本对劳动的替代，促进农户提高用材林种植比例。现实中，由于受到林业生产特殊性、市场建设不完善等方面的制约，林业社会化服务的供给水平较低。具体而言，在林业生产特殊性方面，商品林经营的长周期性特征限制交易频率
18、，小规模分散化的林业经营模式不利于交易密度的提高21；再加上林业生产多处于山区，地形复杂，不利于供给主体进入，从而阻碍林业社会化服务市场容量的扩大。在市场建设方面，林业社会化服务的市场机制尚不健全，供给主体之间的竞争较为无序，服务双方存在信息不对称、资源配置效率低下等问题，从而制约林业社会化服务供给能力的提升22-23，由此导致林业社会化服务存在供需缺口，进而制约农户提高劳动节约型林种的种植比例。基于此，提出第二个研究假说：H2：劳动力成本对商品林种植结构的影响受到林业社会化服务供需缺口的调节，供不应求的林业社会化服务是商品林种植结构调整的关键约束。基于以上理论分析，构建劳动力成本、商品林种植
19、结构与林业社会化服务供需缺口的理论分析框架（图1）。图1理论分析框架645第 22 卷农 林 经 济 管 理 学 报三、数据来源、变量选取与模型选择（一）数据来源本文所用数据来自课题组2021年78月在浙江、福建、广西开展的农户调研。本次调查采用分层抽样与随机抽样相结合的方法，在综合考虑森林资源禀赋、林业经济发展等因素后，从南方集体林区中选取浙江、福建和广西3个省，保证样本的代表性和异质性。首先，在每个样本省份随机选择2个县（区）；其次，在每个县（区）内随机选择3个乡镇；再次，在每个乡镇内随机选择35个行政村；最后，在每村随机抽取1015户农户。总体样本涵盖3个省6个县（区）56个村，共完成6
20、06份农户问卷，56份村庄问卷。为保证数据的准确性，剔除数据缺失严重和关键变量存在异常或缺失的样本，最终得到有效农户问卷547份。本文使用的数据包含两个层面：在农户层面，主要包含2020年样本农户的家庭基本信息、林地经营信息和林业社会化服务供需信息；在村庄层面，主要包括村庄经济社会情况和林业发展情况。（二）变量选取1.被解释变量本文的被解释变量为商品林种植结构。现有研究主要使用各种作物的种植面积和种植比例来衡量种植结构5，15，24。借鉴程钰等7的研究，使用用材林面积占商品林面积的比值来衡量商品林种植结构。2.核心解释变量本文的核心解释变量为劳动力成本。根据韩振兴等18和郭健等25的研究，农业
21、劳动力成本主要有两个测度指标，一是农村内部的劳动力雇工工资，用以直接测度劳动力成本，二是非农就业工资，用以衡量农业劳动力从事农业生产的机会成本。参考张寒等21的研究，使用村庄内样本农户雇工日工资的均值来衡量劳动力成本。3.调节变量本文的调节变量为林业社会化服务供需缺口。林业社会化服务的供需具有区域性，使用村级层面的供需缺口能够较好的表达农户所在地区林业社会化服务市场的发育程度21。具体而言，借鉴卢华等26按照生产环节形成社会化服务测度指标的研究思路，将林业生产划分为造林、抚育、采伐采收和运输等4个环节。首先，测算林业社会化服务需求水平。本文调查农户对各环节林业社会化服务的需求情况，按照需求程度
22、大小进行赋值（完全不需要=1；不太需要=2；无所谓=3；比较需要=4；非常需要=5），对数据进行归一化处理，并计算各指标在村庄层面的平均值，而后使用熵权法进行加权平均，得到村庄林业社会化服务需求水平。其次，测算林业社会化服务的供给水平。如果农户购买过某项社会化服务，表明当地存在该项社会化服务的供给。因此，通过调查农户是否购买过林业社会化服务，间接反映农户所在地区的林业社会化服务供给情况。若农户购买过某环节的服务则赋值为1，否则为0，得到4个二元虚拟变量，计算各变量在村庄层面的平均值，再使用熵权法得到村庄林业社会化服务供给水平。最后，测算林业社会化服务供需缺口。使用村庄需求水平与供给水平的差值来
23、衡量，数值越大，表示供给落后于需求的程度越大。表1展示了各环节的林业社会化服务供需水平。在需求侧，样本农户对林业社会化服务的需求水平为0.454。其中，农户对运输服务的需求水平最高，达到0.620；农户对造林服务的需求水平最低，仅为0.263。在供给侧，样本区域林业社会化服务的供给水平为0.423。其中，运输服务的供给水平最高，造林服务的供给水平最低。从供需缺口来看，运输环节的服务供需基本平衡，而造林、抚育和采伐采收环表1林业社会化服务供需水平林业社会化服务造林服务抚育服务采伐采收服务运输服务合计需求水平均值0.2630.4480.5060.6200.454权重0.2510.2650.2740
24、.211供给水平均值0.2180.3790.4470.7100.423权重0.2410.2850.2820.191供需缺口0.0130.0110.012-0.0050.031K-W检验16.561*16.716*27.705*84.169*16.374*注：*、*和*分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。646第 5 期张寒等：劳动力成本上升对商品林种植结构的影响基于林业社会化服务的调节效应分析节的供需缺口均大于 0，说明这些环节的服务供给均小于需求。总的林业社会化服务供需缺口为0.031，表明现阶段林业社会化服务的供给尚不能满足农户的需求。此外，Kruskal-Wallis非参数检验
25、的结果显示，各环节的林业社会化服务供需缺口均存在显著的省域差异，林业社会化服务市场的发育较不均衡。4.控制变量借鉴程钰等7和畅倩等15的研究，选取户主特征变量、家庭特征变量、林地特征变量和村庄特征变量作为控制变量。其中，户主特征包括年龄和受教育年限；家庭特征包括劳动力数量、家庭人均收入和非农就业水平；林地特征包括商品林面积、林地细碎化、林权完整性和林地坡度；村庄特征包括相对收益、林区道路和乡镇距离。各变量说明与描述性统计如表2所示。表3对比了样本农户在不同劳动力成本和林业社会化服务供需缺口下的用材林种植比例。从劳动力成本视角看，高成本组的用材林种植比例为72.795%，显著高于低成本组的66.
26、068%，可见劳动力成本与用材林种植比例存在正向相关关系，初步支持H1。从供需缺口视角看，大缺口组和小缺口组的用材林种植比例分别为63.956%和74.965%，且通过1%的统计水平的组间差异性检验，说明供需缺口越大，用材林种植比例越低。更进一步地，从交互的视角看，在高成本组的农户中，小缺口组的用材林种植比例比大缺口组高20.664%；而在低成本组的农户中，小缺口组的用材林种植比例比大缺口组仅高5.562%。可见无论在低成本还是高成本的情况下，大缺口组的用材林种植比例均低于小缺口组，且林业社会化服务供需缺口差异会导致劳动力成本对用材林种植比例的影响存在差异，初步支持H2。表2变量说明与描述性统
27、计变量类别被解释变量核心解释变量调节变量控制变量变量名称用材林种植比例劳动力成本林业社会化服务供需缺口年龄受教育年限劳动力数量家庭人均收入非农就业水平商品林面积林地细碎化林权完整性林地坡度相对收益林区道路乡镇距离定义与赋值用材林面积/商品林面积/%所在村的雇工日工资/元/天需求水平与供给水平的差值户主实际年龄/岁户主实际受教育年限/年1660岁且有劳动能力的人数/人家庭人均年收入水平/万元家庭非农收入/家庭总收入/%实际经营的商品林面积/公顷块均林地面积/公顷/块是否发放林权证？是=1；否=0很平坦=1；较平坦=2；一般=3；较陡=4；很陡=5经济林与用材林的每公顷收益之比所在村的林区道路硬化
28、里程/千米村委会到乡镇政府的距离/千米均值69.068185.9190.03156.3718.2802.8303.28476.5703.0811.1790.7813.4649.06115.2088.655标准差40.62348.7080.07810.0182.5501.1002.87228.7285.5202.4110.4140.96911.22715.3136.541最小值0105-0.16030000.21400.0670.029010.97100最大值100309.1670.1988216620.39610046.66726.6671564.1376223表3不同劳动力成本和林业社会化服
29、务供需缺口下的用材林种植比例项目整体样本小缺口组大缺口组t检验整体样本/%69.06874.96563.9563.221*低成本组/%66.08968.74263.1801.186高成本组/%72.79585.38064.7164.327*t检验-1.923*-3.741*-0.306注：分别根据劳动力成本、林业社会化服务供需缺口与省均值的比较分为两组：劳动力成本低于省平均劳动力成本的样本归为低成本组，高于省平均劳动力成本的样本归为高成本组；林业社会化服务供需缺口小于省均值的归为小缺口组，大于省均值的归为大缺口组；*、*和*分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。647第 22 卷农 林
30、 经 济 管 理 学 报（三）模型选择为验证H1，构建劳动力成本影响商品林种植结构的回归模型。考虑到被解释变量用材林种植比例的取值范围为 0，1，属于受限因变量，设置Tobit模型如下：Yi*=0+1Wagei+Zi+i+iYi=max(0，Yi*)（1）式（1）中：i表示第i个农户，Y为被解释变量用材林种植比例，Yi*为潜变量，Wage为核心解释变量劳动力成本，向量Z为选定的一系列控制变量，0、1、为待估计参数，为地区虚拟变量，为随机扰动项。根据H1，变量Wage的估计系数预期为正，即10。为验证H2，在式（1）基础上，引入林业社会化服务供需缺口变量，构建调节效应模型如下：Yi=0+1Wag
31、ei+2Gapi+3Wagei*Gapi+Zi+i+i（2）式（2）中：Gapi表示农户i所在村庄的林业社会化服务供需缺口，交互项系数3反映的是林业社会化服务供需缺口的调节效应，根据H2，30。为了消除可能存在的异方差的影响，并考虑到存在观测值为0的变量，对模型中的所有连续型变量使用反双曲正弦函数ln y+(y2+1)12进行对数变换。四、结果与分析（一）基准回归结果分析1.劳动力成本对商品林种植结构的影响运用Stata 17.0对模型进行估计，结果如表4所示。模型（1）和模型（2）用来检验劳动力成本对用材林种植比例的影响，其中模型（1）未加入控制变量，模型（2）加入户主、家庭、林地及村庄层面
32、的控制变量。核心解释变量劳动成本的估计系数均显著为正，表明劳动力成本上升会促进用材林种植比例的提高，H1得以验证。劳动力要素价格上涨推高了林业经营成本，促使农户根据各林种的要素密集度调整种植结构。相比于经济林，用材林的劳动投入需求较少且机械化程度更高。因而，通过提高用材林的种植比例能够有效节约生产成本，缓解家庭劳动力的供给约束。表4基准回归结果变量名称劳动力成本劳动力成本供需缺口供需缺口年龄受教育年限劳动力数量家庭人均收入非农就业水平商品林面积林地细碎化林权完整性林地坡度相对收益林区道路乡镇距离常数项截尾数/样本数伪拟合优度似然比统计量模型（1）0.293*（0.080）-1.618*（0.4
33、94）105/5470.167127.160*模型（2）0.196*（0.081）-0.009（0.098）0.038（0.040）-0.176*（0.042）-0.016（0.023）0.461*（0.074）0.106*（0.035）-0.025（0.036）0.113*（0.043）0.055*（0.019）-0.014（0.019）-0.017（0.014）0.028（0.017）-1.484*（0.790）105/5470.274208.985*模型（3）0.107（0.090）-3.286*（0.870）-0.365（0.238）0.444*（0.043）105/5470.0513
34、8.772*模型（4）0.118（0.088）-3.459*（1.120）-0.448*（0.228）-0.105（0.100）0.013（0.042）-0.162*（0.042）-0.037（0.023）0.494*（0.077）0.120*（0.036）-0.014（0.036）0.128*（0.044）0.055*（0.019）-0.035*（0.018）-0.010（0.014）0.024（0.018）0.580（0.548）105/5470.205156.191*注：*、*和*分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误；地区虚拟变量已控制。648第 5 期张寒等
35、：劳动力成本上升对商品林种植结构的影响基于林业社会化服务的调节效应分析2.林业社会化服务供需缺口的调节效应表4中的模型（3）和模型（4）用来检验林业社会化服务供需缺口在劳动力成本影响用材林种植比例中的调节效应。由于模型中包含二元交互项，为避免变量间的多重共线性，先对变量进行中心化再构造交互项27。模型（3）是未加入控制变量的回归结果，模型（4）是加入所有控制变量的回归结果，交互项的系数分别为-3.286和-3.459，且均通过1%的统计水平下的显著性检验，表明林业社会化服务供需缺口的扩大会抑制劳动力成本对用材林种植比例的正向影响，H2得以验证。值得注意的是，在加入调节变量后，劳动力成本的估计系
36、数由正向显著转为正向不显著。从理论上讲，在面临劳动力成本上涨的压力时，农户会选择种植更多的劳动节约型树种以降低林业生产成本，但是在现实林业生产中，林业社会化服务存在一定的供需缺口，难以有效满足林农因调整种植结构而衍生的要素替代需求，进而制约劳动力成本上涨引致的用材林种植比例提高。因此，劳动力成本对用材林种植比例的正效应在实证层面未显现出来，这也解释了用材林种植比例未呈现持续增长的反常现象。此外，从控制变量来看，劳动力数量和相对收益对用材林种植比例有显著的负向影响，非农就业水平、商品林面积、林权完整性和林地坡度对用材林种植比例具有显著的正向影响，基本符合预期。如较多的劳动力能够保障农户从事林业生
37、产的劳动投入，从而倾向于减少用材林种植面积，转向种植效益更高的经济林；非农就业水平越高的家庭对林业生产的依赖性越低，更倾向于种植易于管护的用材林。（二）稳健性检验1.内生性讨论根据杨格定理，分工与市场容量是相互关联且相互决定的。因此林业社会化服务供需缺口可能具有内生性。具体而言，一方面，专业化种植所产生的服务需求聚合形成市场容量，诱导专业化的服务供给主体出现；另一方面，服务规模的扩大以及服务成本的降低，又将诱导农户提高专业化种植水平以获得分工的红利10。可见，林业社会化服务供需缺口与用材林种植比例可能存在因果关系。为控制林业社会化服务供需缺口的内生性，选用“乡镇范围内其他样本村林业社会化服务供
38、需缺口的均值”作为“本村林业社会化服务供需缺口”的工具变量。乡镇范围内林业社会化服务市场的发育程度具有相似性，并且其他村的服务供需缺口不会直接影响农户的种植决策，满足工具变量相关性和外生性的要求。同时，考虑到因变量的取值特征，采用IV-Tobit模型进行回归，表5中的模型（5）和模型（6）分别为第一阶段和第二阶段回归结果。Wald外生性检验的卡方值为37.22，在1%的统计水平上拒绝原假设，反映出使用工具变量模型的必要性。在模型（5）中，工具变量的估计系数在1%的统计水平上显著为正，说明工具变量与内生解释变量具有较强的相关性。同时，弱工具变量识别检验AR和Wald统计值均在1%的统计水平上显著
39、，表明本文选取的工具变量是有效的。由模型（6）可知，在排除变量的内生性问题之后，交互项的估计系数为-5.882，且在1%的统计水平上显著，说明林业社会化服务供需缺口具有显著的调节效应，H2再次得到验证。表5稳健性检验变量名称劳动力成本劳动力成本供需缺口供需缺口工具变量截尾数/样本数（伪）拟合优度似然比统计量解决内生性问题模型（5）0.024*（0.014）0.425*（0.048）0/5470.232模型（6）0.126（0.089）-5.882*（2.174）-1.621*（0.837）105/5470.201153.079*更换估计方法模型（7）0.068（0.048）-2.609*（0.
40、602）-0.528*（0.122）0/5470.074替换核心解释变量模型（8）0.133（0.090）-2.815*（1.045）-0.237（0.221）105/5470.177134.706*注：解决内生性问题中Wald外生性检验的卡方统计量为37.22，在1%的统计水平上显著；弱工具变量检验的AR和Wald统计量分别为32.10和15.44，均在1%的统计水平上显著；*、*和*分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误；控制变量和地区虚拟变量均已控制。649第 22 卷农 林 经 济 管 理 学 报2.更换模型估计方法和关键解释变量Tobit模型要求随机误差项同
41、方差且服从正态分布，否则会导致回归结果产生偏误。为了降低随机误差项的干扰，运用归并最小离差法（Clad）检验基准回归结果的稳健性，估计结果如模型（7）所示，交互项的系数估计值仍在1%的统计水平上显著为负。此外，考虑到变量设置偏差问题也会影响回归结果的可靠性，本文使用村级问卷中的当地劳动力价格替换劳动力成本变量，对模型结果进行稳健性检验，估计结果如模型（8）所示，关键解释变量的估计结果与前文基本一致，反映出本文的研究结论较为稳健。3.安慰剂检验为了进一步验证结果的稳健性，借鉴Chetty等28的做法进行安慰剂检验。具体地，生成一组与林业社会化服务供需缺口具有相同均值和方差的随机数，在调节效应模型
42、的基础上重复模拟500次，绘制交互项估计系数的核密度分布图（图2）。虚假估计系数的均值为-0.011，近似服从正态分布，且大部分估计系数未通过10%的统计水平的显著性检验。真实估计值（-3.459）位于虚假估计系数分布的左侧尾端，属于小概率事件，符合安慰剂检验的预期。这表明对于随机生成的林业社会化服务供需缺口，未能发现交互项对用材林种植比例存在统计学意义上的显著影响，前文的分析结果不太可能是由其他不可观测因素驱动的，从侧面印证调节效应模型的估计结果具有稳健性。（三）异质性分析为了进一步考察林业社会化服务调节效应的异质性，从兼业化程度和林地规模的角度对样本进行分组回归。具体而言，将非农收入比例高
43、于所在省份中位数的样本归为高兼业化组，反之为低兼业化组，分别代入调节效应模型进行回归，估计结果如表6所示。由此可以发现，交互项的系数估计值在低兼业化组和高兼业化组中分别为-4.061和-2.918，且均通过显著性检验。说明林业社会化服务供需缺口对不同兼业化程度的农户均存在负向调节效应，但在低兼业化组中的调节效应更强。可能的原因在于，高兼业化组的农户从事林业生产的机会成本更高，且对林业的依赖性更低，从而使得林业社会化服务供需缺口对其调整种植结构的约束效应较弱；反之，低兼业化组的农户需要依靠林业收入维持家庭生计，因而受到林业社会化服务供需缺口的约束较强。按照农户的商品林面积是否大于所在省份的中位数
44、，将样本划分为大规模户和小规模户，分别代入调节效应模型进行回归，估计结果如表6所示。交互项的系数估计值在小规模户和大规模户中分别为-6.192和-2.108，且均通过显著性检验。这说明林业社会化服务供需缺口的调节效应对不同规模农户均成立，但在小规模户中的调节效应更强。可能的原因在于，大规模户为满足生产经营的需要，会倾向于选择自购林业机械或者已经获得较高水平的林业社会化服务，从而使得林业社会化服务供需缺口的约束效应减弱。统计结果显示，小规模户和大规模户面临的林业社会化服务供需缺口分别为0.038和0.024，进一步印证上述推断。图2安慰剂检验结果650第 5 期张寒等：劳动力成本上升对商品林种植
45、结构的影响基于林业社会化服务的调节效应分析五、主要结论与政策建议 基于浙江、福建、广西三省547户农户的调研数据，运用Tobit模型和调节效应模型实证检验劳动力成本上升对商品林种植结构的影响以及林业社会化服务的调节作用，主要得到如下研究结论。第一，劳动力成本上升能够显著的促进农户提高用材林种植比例。第二，林业社会化服务供需缺口对劳动力成本与用材林种植比例的关系起到显著的负向调节作用，供需缺口越大，劳动力成本上升对用材林种植比例的促进作用越弱。在经过稳健性检验后，以上结论仍然成立。第三，林业社会化服务供需缺口的调节效应存在异质性，在兼业化程度较低的农户和小规模农户中的调节效应更强。基于上述研究结
46、论，提出如下政策建议。第一，科学规划商品林种植结构，优化林地资源配置。在劳动力成本日益上涨的背景下，种植用材林既有助于缓解要素配置扭曲，又有助于保障国家生态安全及“双碳”目标建设，林业部门需要根据区域特点合理规划林地利用结构，满足林地多功能作用的发挥，并指导农户科学使用林地，优化调整种植结构。第二，弥合林业社会化服务供需缺口，缓解农户调整种植结构的潜在约束。建立健全林业社会化服务多元供给体系，充分考虑林农的差异性服务需求，因地制宜设立服务项目，积极帮助林农解决林业生产结构调整中面临的约束，并加大对困难地区和薄弱环节的资金支持，逐步缩小林业社会化服务供需差距。第三，培育新型林业经营主体，创新林业
47、经营模式。小规模户和兼业化程度较低的农户在林业生产中面临的约束更强，应是未来林业政策重点关注的群体。通过发展新型林业经营主体，健全利益联结机制，带动小农户融入现代林业，提高林农的组织化程度和市场竞争力，并积极发展股份制经营、合作经营等林业经营模式，促进林地利用从粗放低效向集约高效转变。参考文献：1 罗必良，张露，仇童伟.小农的种粮逻辑：40年来中国农业种植结构的转变与未来策略 J.南方经济，2018（8）：1-28.2 张寒，赵赛菲，赵青.劳动力成本上升与农户营林投入结构调整：基于林种视角的分析 J.林业经济，2023，45（2）：5-19.3 ZHENG X，LIU W，XU Z，et al
48、.Restructuring grain production in China：Regional heterogeneity and its causality J.China Agricultural Economic Review，2018，10（4）：647-665.4 钟甫宁，陆五一，徐志刚.农村劳动力外出务工不利于粮食生产吗？J.中国农村经济，2016（7）：36-47.5 黎星池，朱满德，刘超.农业劳动力价格对种植结构的影响研究：基于空间溢出视角的分析 J.价格理论与实践，2022（1）：83-86.6 郑旭媛，徐志刚.双重约束下的农户生产投入结构调整行为研究 J.农业技术经济，
49、2017（11）：26-37.表6分样本回归结果变量名称劳动力成本劳动力成本供需缺口供需缺口截尾数/样本数伪拟合优度似然比统计量兼业化程度低兼业化组0.222（0.142）-4.061*（1.476）-0.781*（0.341）60/2740.268110.537*高兼业化组0.184（0.116）-2.918*（1.211）-0.474（0.331）45/2730.22977.360*林地规模小规模户0.484*（0.175）-6.192*（1.774）-0.668（0.426）82/2770.13664.046*大规模户0.106（0.104）-2.108*（1.028）-0.427*（0
50、.257）23/2700.567124.473*注：*、*和*分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；括号内为稳健标准误；控制变量和地区虚拟变量均已控制。651第 22 卷农 林 经 济 管 理 学 报7 程钰，刘璨，杨红强，等.商品林种植结构的“趋经济林化”：基于劳动力成本效应及相对收益效应的成因分析 J.林业科学，2021，57（7）：184-193.8 张自强，周伟，杨重玉.劳动力价格上涨对商品林林种结构的影响及其约束研究 J.资源开发与市场，2023，39（1）：88-96.9 戴靖怡，周伟.农户非农转移对商品林种植结构的影响 J.农村经济与科技，2023，34（3）：64-68
