森林采伐限额管理制度能否起到保护森林资源的作用

摘要森林采伐限额管理制度已在我国实行30余年，其能否实现森林资源的永续增长是一个悬而未决且具有重要意义的理论命题。为此，本文在对森林采伐限额管理制度进行制度变迁分析的基础上，以其在1991年和2001年的制度改革为自然实验依据，通过精确断点回归模型估计出森林采伐限额管理制度变迁各阶段对森林资源的保护作用。研究结果表明：新中国成立以后我国森林采伐管制经历了“无管制”、“全面管制”、“分类管制”等三个阶段，政府管制强度总体呈现递增趋势。断点回归结果显示森林采伐限额管理制度的全面实施以及2001年的分类管制改革对有林地面积和森林蓄积量的影响均不显著，可见，1991年森林采伐限额管理制度在全国层面实施并没能起到保护森林资源的作用，2001年后国家加大采伐管制力度，即在加强公益林采伐管制的前提下，不断增加公益林区划面积的做法可能会造成森林资源遭受更严重的破坏。究其原因，主要是森林经营者在生存压力或经济激励下可采取“滥砍滥伐”或“俘获”政府等方式突破现有管制，政府一味的加大管制力度反而会进一步刺激森林经营者“超额”采伐行为。本文同时发现，自1991年以来我国有林地面积、活立木蓄积量大幅度的增加主要归功于重点工程造林项目在全国层面的实施。基于此，认为国家应在限额总量不变的前提下，弱化政府对采伐许可等管理制度的管制力度，并大力发展林区替代产业，降低森林经营者的山林依赖度，以期从本源上解决森林采伐限额管理制度失灵问题。

关键词采伐管理制度；采伐限额制度；森林资源；管制强度；断点回归

中图分类号F326.20文献标识码A文章编号1002-2104（2016）07-0128-09doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.07.016

在经历以及运动以后，至20世纪70年代末我国森林资源及生态环境遭受严重破坏[1]，为内化森林产品生产负外部性，实现森林资源的更优配置，国家在《森林法》和《森林法实施条例》中依据“用材林的消耗量必须低于生长量”及“合理经营、永续利用”原则确立了森林采伐限额管理制度（Forest Logging Quota Management System，以下简称FLQMS）[2]，并且将其作为长期性制度实施至今。然而，FLQMS实施以来不断受到各界的质疑和批评，其争论的焦点在于FLQMS能否实现森林资源的永续增长[3]。众学者通过对比FLQMS实施以来的历次森林资源清查数据发现，森林覆盖率、有林地面积及森林蓄积量从第四次清查不断上涨。因此认为FLQMS在保护森林资源中起到重要作用[4]。但上述结论既没能控制住上世纪90年代初开始实行的林业重点工程造林项目，更没对全国普遍存在的盗伐滥伐现象给出合理解释[3]，因此科学性较弱。Xu等[5]则开创性地运用固定效用模型在控制住各省造林面积后，定量分析出FLQMS并不能对国有林区的森林资源增长率的提高起到积极作用。Jiang 等[6]运用1980至2004年75个国有林企业森林资源数据进一步证实FLQMS的改革对国有林区的森林资源保护作用并不明显。对于集体林区而言，张英等[7]对288个村级数据进行定量分析后同样发现，FLQMS并未起到保护森林蓄积量的作用，甚至可能阻碍森林资源的长期增长。Ellis[8]对自然保护区内森林禁限伐政策进行案例对比研究发现，较之于非保护区，保护区的森林退化程度基本一致，甚至更为严重，即保护区内禁限伐政策不能起到保护森林资源的作用。

上述研究一定程度上揭示出FLQMS对森林资源的保护作用，尤其是从国有林区、集体林区以及自然保护区等多个视角对我国FLQMS与森林资源的保护关系进行详尽的探讨，这为评价FLQMS绩效提供了极有价值的线索和实证依据。然而总结上述文献仍有两点值得我们进一步思考：其一，已有研究多忽略了FLQMS在模型中的内生性问题，因而估计结果可能是有偏的。虽已有学者尝试以滞后项作为工具变量或采用村级数据以保证制度外生性，但制度测度困难等原因使上述方法的有效性较弱；其二，现有研究重点关注的是集体林权改革后或天保工程实施后FLQMS对森林资源的保护作用，此种静态研究方法无法反映出FLQMS变迁的动态绩效，也无法为FLQMS的深化改革提供更多经验证据。对于政策变化比较迅速的林业领域而言，人们往往更关心的不是某种制度的“截面”如何，而是该制度的“截面”将如何发生变化。为了克服模型参数估计可能存在的内生性问题，并考察FLQMS变迁对森林资源的动态影响，本文在对FLQMS进行历史变迁阶段分析的基础上，以制度各阶段时间点为断点采用多断点回归（Regression Discontinuity）来估计FLQMS对森林资源的动态保护作用。采用断点回归不仅解决了遗漏关键变量以及制度测度偏误而存在的内生性问题，而且避免了制度测度这一难题。

何文剑等：森林采伐限额管理制度能否起到保护森林资源的作用中国人口・资源与环境2016年第7期1森林采伐限额管理制度变迁的阶段分析

FLQMS在我国实施30多年以来国家对其进行多次改革，这背后演进的逻辑实际上是政府对森林资源管制强度的边际调整。因此本文以管制强度为依据将FLQMS的变迁分为三个阶段：第一阶段，从1949年到1990年，森林经营者的采伐行为虽由国家木材计划制度所约束，但本质上处于“无采伐管制阶段”；第二阶段，从1991到2000年，FLQMS在全国范围内正式实施，且不区分森林起源和类型进行无差别管制，故将该阶段界定为“全面管制阶段”；第三阶段，2001年后国家对不同起源和类型的森林采用不同的采伐管制措施，即在对生态公益林加强管制的同时放松商品林管制，故界定为“分类管制阶段”。

1.1无采伐管制时期：新中国成立至“七五”期间

新中国成立初期人民生活和生产建设都急需大量木材，因此国家于1951 年率先对林业部门实行计划管理，要求木材采伐须统一报送财政经济委员会，由其批准制订出木材生产总计划后，方可组织木材采伐和生产。至此，我国森林采伐进入计划管理时代。尽管1950年第一次全国林业业务会议提出要合理采伐和合理利用森林资源，但在当时百废待兴的客观背景下，国家实际上仅将木材生产作为当时林业工作的中心任务，因此木材生产计划往往制定过高，省级政府在执行计划时又会默认甚至鼓励超计划采伐行为。当时为完成计划任务，中央与地方出台了众多督促森工部门完成计划任务的紧急指示文件。这种行政化命令虽在短时间内提高了木材产量，但我国森林资源却遭到严重破坏。为扭转上述森林经营的不利局面，国家在20世纪60年代初出台多项政策强调要严格按计划实施采伐。然而使得采伐管理规定如一纸空文，森林资源进一步遭受破坏。综上可见，虽然新中国成立初期国家即已实行木材计划管理制度，但由于国家过度强调木材经济价值以及运动的“无政府”状态使得超计划采伐林木成为常态。可见1976年之前国家并未对森林经营者实施实质性的采伐管制。

后国家先后于1979年、1980年连续两年制定出台制止滥砍滥伐的通知，要求各森林经营者必须在木材生产计划的范围内采伐林木，不得予以突破。1981年中共中央、国务院共同的《关于保护森林发展林业若干问题的决定》中进一步肯定计划内采伐林木的做法，并提出各省、市、自治区要根据用材林的消耗量低于生长量的原则严格控制采伐量，但决定中并未提出落实该原则的具体方案。直至1985年出台的《森林法》规定通过年采伐限额的方式以保证消耗量低于生长量，至此FLQMS初具雏形。1987年国务院虽批转了林业部的年森林采伐限额指标，但由于后林业组织部门的不健全以及当时人员配套不足，FLQMS并未真正予以落实，直至1991年FLQMS才在全国范围内予以实施[9]。可见后且至1991年期间，国家也未对森林经营者进行实质性的管制。

1.2全面管制时期：“八五”至“九五”期间

林业部门经过5年的调整和准备，国家于1991年在全国范围内统一实施FLQMS[9]，并在国务院批转的《林业部关于各省、自治区、直辖市“八五”期间年森林采伐限额审核意见报告通知》（以下简称《八五通知》）、《林业部关于各省、自治区、直辖市“九五”期间年森林采伐限额审核意见报告通知》（以下称《九五通知》）以及2000年出台的《森林法实施条例》对FLQMS进一步予以完善，并形成限额范围、指标占用或结转以及采伐许可等一系列子制度。

在限额范围方面，《八五通知》中明确规定“除森林法严禁采伐的森林和林木外，其他所有林种森林和林木”均应纳入年采伐限额的编制，尽管《九五通知》将限额编制对象限定为“胸径为5厘米以上林木”，然而森林经营者采伐幼林的概率极低，因此此次限额范围的缩小并不意味着政府管制强度的下降；在指标占用或结转方面，《八五通知》虽将采伐限额按森林资源消耗结构进行分项管理，但为保障森林采伐量控制在限额范围内，明确规定各分项指标不得相互挪用、挤占，也不允许指标结转到下一年度使用。《九五通知》继续肯定《八五通知》的做法，仍规定各分项指标“不得相互挪用、挤占”。在采伐许可制度方面，尽管早在1981年在中共中央、国务院出台的《关于保护森林发展林业若干问题的规定》中即已提出要在全国范围的森林实行凭证采伐，但在《森林法实施条例》中才对采伐许可的适用范围、程序以及实施机关等内容做出具体规定。通过对八五到九五期间上述各项子制度具体内容的分析可以发现，该阶段国家为扭转新中国以来森林资源“逆差”的局面对森林经营者实行全面且无差别的管制。

1.3分类管制时期：“十五”以来

尽管从“八五”开始国家实施全面管制，但这并没能抑制住滥砍滥伐行为，森林资源尤其是长江中上游天然林资源遭受严重破坏，因此1998年长江流域、嫩江和松花江流域出现特大洪水，这使领导人认识到森林资源尤其是天然林资源对生态环境的保护具有重要意义。基于此，“十五”以后国家在不断扩大公益林的划定面积的同时，加强对天然林和公益林实施管制力度。但在集体林权改革的背景下，国家为提高森林经营者营林热情，又逐步放松对商品林管制。

分类管制的具体表现如下：①年采伐限额数量。“十五”期间森林采伐限额总量占活立木蓄积总量的比重大幅度下降，降至1.79%，其后各期采伐限额占比量均在2%以下。公益林采伐限额占比也大幅度下降，“十一五”期间全国公益林采伐限额仅占活立木蓄积总量0.375%，到“十二五”期间该比率下降到0.362%；②采伐指标的结转或占用。允许人工林、商品林占用天然林、公益林的采伐限额，并且允许商品林结余限额在以后各年度使用。但天然林和公益林不得占用人工林和商品林的指标限额，公益林的采伐限额也禁止跨年度结转使用；③采伐许可制度。要求县级林业主管部门要简化商品林的审批环节，提供“一站式”服务，并允许森林经营者就近选择林业工作站协助办理林木采伐许可证。但对公益林则加强管制，要求采伐必须要经县级以上林业主管部门审批核准。

通过对“十五”以来上述各项子制度具体内容的分析可以发现，此阶段国家根据不同森林起源及森林类型进行分类经营管理，即加强生态公益林以及天然林的采伐管制强度，而逐步放松对商品林，尤其是集体商品林的管制力度。由于“十五”以后我国公益林面积不断扩大，至2013年我国公益林面积占总有林地面积的56%，因此“十五”以后我国森林采伐管制的整体强度仍在上升。

2实证策略

正如引言部分所分析，要从实证角度精确的估计出FLQMS对森林资源的保护作用，其面临的最大问题在于FLQMS在计量模型中具有很强的内生性。为了缓解上述内生性而导致估计结果有偏的问题，Jiang等[7]试图运用制度滞后项方法来解决内生性问题，但事实上当期的森林资源量还是可能对滞后一期的FLQMS产生反向影响，内生性问题并没能解决。张英等[8]在其研究中采用村级截面数据以解决反向因果关系问题，其依据在于村级层面的森林资源状况很难对宏观层面的制度产生影响，换言之，此时FLQMS是外生于村级森林资源的。然而，即使肯定上述逻辑的科学性，其在模型设定中遗漏了诸如山林依赖度或贫困度等关键变量，更为关键的是以农户主观认识来测度FLQMS的方法往往会造成响应误差（Response Error），所以由此导致的模型内生性问题并没能予以解决。

本文采用精确断点回归（SRD）模型对FLQMS进行评估，这一识别策略的基本思想是利用FLQMS阶段性变迁的非连续特征，将FLQMS与其他一些影响森林资源且具有连续变化特征的变量区分开来，从而获得无偏估计值。具体来说，如果在FLQMS阶段性变迁的前后能看到森林资源发生突变，与此同时其他影响森林资源的因素是连续的，则可认为森林资源的突变是由FLQMS实现的，即FLQMS起到保护森林资源的作用，但如果无法观测到这一突变产生，则认为该制度并没能起到保护作用。正如本文第一部分所分析的，我国FLQMS经历了三个阶段，因而存在两个断点。故本文在Angrist等[10]提出的断点回归局部平均效应（Local Average Treatment Effect）模型的基础上，借鉴Brollo等[11]设定的多断点回归模型构建出可以考察多阶段下FLQMS绩效的回归方程：

FORRESOURt=α+β1lqms1t+β2lqms2t+∑kj=1φjtj

+lqms1i*∑kj=1γjtj+lqms2t*∑kj=1γj（t-t2）j+π*Xt+μ

其中，因变量FORRESOUR为森林资源状况。FLQMS通过影响森林经营者的采伐行为而对森林蓄积量产生直接影响，而森林蓄积量的变化必然会引起森林面积的变化，因此参考已有文献做法我们选择活立木蓄积量和有林地面积加以衡量。下标t表示该数据相应的日期。我们设置虚拟变量lqms来表征FLQMS变迁各阶段，lqms1用以区分“无管制阶段”与“全面管制阶段”，当t小于1991年的时候则赋值为0，表示国家还未实施FLQMS，当t大于等于1991时则赋值为1，表明该制度已在全国层面无差别的实施；lqms2用以区分“全面管制阶段”与“分类管制阶段”，当t小于2001年且大于等于1991年时赋值为0，表明国家对森林采伐行为实施无差别管制，当t大于等于2001时则赋值为1，表明国家按森林起源和类型区分进行采伐管制。β1与β2为我们所关心的政策效应。为了防止因遗漏时间趋势而导致内生性问题，在模型中我们控制了时间t的多项式[10]，同时为保证斜率不同进而可以进行差分比较，模型中又加入时间t多项式和政策虚拟变量的交叉项。适用SRD方法评估制度绩效的前提是其他影响森林资源的因素以时间为条件的分布在阀值处是连续的，因此在模型中没有必要控制其他影响因素[12]。参照已有文献的做法仅以省级虚拟变量作为控制变量[13]。

3数据与统计分析

有林地面积以及活立木蓄积量数据来自于全国第二次到第八次森林资源清查数据。森林资源清查数据是通过大规模抽样获得，在数据收集过程中调查者尽可能的减少了系统性误差[14]，而且数据并没有通过各级政府上报给国家林业主管部门，从而又保证了数据的一贯性和连续性[6]，因此该数据的可信度高。断点回归有效性检验所利用的数据，如营林固定投资来自历年《中国林业统计年鉴》；GDP、人口总数来自于《新中国六十年统计资料汇编》以及2009-2013年《中国统计年鉴》；平均气温和降雨量系根据全国160个气象站的月数据计算而得。其中GDP和营林固定投资以1978年为基期折算为不变价。

由于全国森林资源清查每5年一次，因此这就涉及与其他年度数据相匹配的问题，已有文献普遍做法是将森林资源清查的中间年度作为森林资源数据的时间点[5-6]，并以该时间点为基准去计算其他控制变量的取值。在断点回归中存在处理组和控制组的区分问题，如果制度变迁的年份断点（1991和2001年）恰好在某次森林资源清查期限内（第四次和第六次），此时若仍采用已有文献的做法，即以中间年度为森林资源数据的时间点则会将在断点前已经完成清查的省份（即控制组）错误的归入到处理组中，如全国第四次报告中指出上海、吉林、浙江、安徽、湖北、湖南、陕西等7省在1989年即完成森林资源的清查工作，如果以清查中间年度1991年为时间点则会导致上述7省归为处理组。为此，本文的做法是根据历次森林资源清查的工作安排以及调查报告中所记载的各省完成森林资源清查时间点作为森林资源数据时间点。由于第二次和第三次森林资源清查历史久远无法查找到其工作安排，在其调研报告中也未见各省完成森林资源清查的具体时间点，因此对于1977-1981年、1984-1989年的清查数据仍然以中间年份即1979年和1987年作为森林资源的时间点。需要强调的是这样做也不会影响处理组和控制组的分类问题，因为1989年之前均为控制组。

表1左列汇报了FLQMS变迁各阶段下的有林地面积与活立木蓄积量，可见从无采伐管制阶段到全面管制阶段，我国有林地面积和活立木蓄积量均有明显增长，且增长率均在20%以上。从全面管制到分类管制阶段，尽管林地面积的增长率有所下降（为17.65%），但有林地面积和活立木蓄积量依旧保持增长趋势。由此可见，FLQMS似乎起到了保护森林资源的作用。然而，对FLQMS变迁各阶段下有林地面积和活立木蓄积量的均值进行t检验时发现（表1右列），较之于无管制阶段，国家实施全面管制时的森林资源增长并不具有统计学意义，同样较之于全面管制阶段，国家实施分类管制对森林资源的增长也不具有统计学意义。因此，有理由怀疑制度变迁前后我国有林地面积和活立木蓄积量的增长可能是因为其他因素所带来的。为此，我们进一步汇报了FLQMS变迁各阶段下的工程造林面积以及t检验结果。结果显示我国实施FLQMS以后工程造林面积大幅度上涨，到分类管制阶段达到1.33×109 hm2。较之于无采伐管制制度，全面管制以及分类管制时期的工程造林面积的增加是在1%水平上显著的，这表明制度变迁前后森林资源的增长可能归功于重点工程造林项目在全国范围内的实施。

4实证结果

4.1基本实证结果

为给出断点回归的参照结果，我们首先在表2第1和第5列中汇报用了最小二乘法的估计结果，其中第1列为FLQMS对有林地面积的影响，第5列为FLQMS对活立木

蓄积量的影响。回归结果表明FLQMS的实施对有林地面积和活立木蓄积量具有负向影响，但并不显著，尽管FLQMS在2001年实施了分类管制，但其对森林资源的保护作用依旧不显著。但OLS估计结果可能存在严重内生性问题，因此在表2中汇报了断点回归的估计结果。

本文采用手动设定回归带宽的办法，在表2回归中选择±9年为带宽。尽管早期断点回归的文献中通常使用较高的多项式，但Gelman等[15]最新研究结果表明低阶多项式的采用往往具有更好的回归结果，因此表3中最高控制三阶多项式。另外需要强调的是，为了保证断点前后可以拥有不同的截距项，本文在回归中均加入了断点虚拟变量与时间多项式的交叉项。表2第2-4及6-8列分别报告了FLQMS对有林地面积及森林蓄积量的SRD估计结果，可见无论在一阶、二阶抑或是三阶多项式的回归结果中1991年FLQMS的全面实施以及2001年分类管制的改革对有林地面积和森林蓄积量的影响均不显著，但多呈现负向影响。可见FLQMS在其变迁的两个阶段，即全面管制和分类管制阶段均没能保护森林资源，甚至可能起到阻碍作用。这一结果与Xu 等[5]对国有林和张英等[7]对集体林的研究结果一致。简言之，国家希望通过政府管制的方式来实现森林资源的永续增长的目标并未能实施。进一步，对比全面实施和分类管制制度对有林地面积影响的回归系数可发现，当国家在FLQMS中实施分类管制制度，即加大森林采伐的整体管制力度后，制度对森林资源的负向影响进一步变大，这可能表明政府管制强度的增大反而会使森林资源遭受更严重的破坏。

4.2断点回归的有效性检验

断点回归之所以能够解决内生性问题，是因为我们假设其在断点附近的样本点是随机的，故首先应保证不存在样本操纵问题[16]，否则估计结果即是有偏的。尽管国家要求各省级林业主管部门统一实施FLQMS，但由于国家与省级林业主管部门之间具有严重的信息不对称[5]，因此各省林业主管部门可能怠于执行该制度。可见，省级林业主管部门可能会对FLQMS的实施时间施加影响。但从理论上来说，只要FLQMS实施时间并不是由省级林业主管部门完全控制，则制度的影响作用仍可以以断点回归予以识别[17]。由于数据的可得性问题，要想直接检验省级政府是否对制度实施时间进行控制存在困难，故此处采用替代方法进行，即运用McCrary检验对驱动变量在断点附近的分布情况进行考察[17]，若存在明显的断点则说明制度实施时间可能被省级部门完全控制。McCrary密度函数连续检验结果表明，1991年和2001年断点估计值分别为0.507、0.403，而标准误为0.482、0.493，故可以接受密度函数在1991年及2001年处连续的原假设，即在临界点左右驱动变量的密度估计值间的差距为0。简言之，没有证据显示制度实施时间被各省份所控制。这可能是因为国家在实施FLQMS的同时确定了森林资源增长的领导责任制，并且将森林资源增长作为政府官员晋升的重要事由，故省级林业部门领导会按照中央政府的规定实施FLQMS。

其次，应保证森林资源在FLQMS变迁的阶段点上存在明显的突变，对此我们采用断点前后森林资源拟合图的形式来进行判断，最终结果表明，有林地面积和活立木蓄积量在1991年和2001年的断点处存在着明显的跳跃，因而使用RDD进行估计是合理的。再次，在运用断点回归时，我们应保证FLQMS对阀值附近的森林资源的影响应该是敏感的[18]。FLQMS实际上是通过影响森林经营者的采伐行为而对森林资源产生影响，因此当制度在各省实际执行时，制度对其采伐行为的影响具有即时性，更为关键的是我们利用的是5年更新一次的森林资源清查数据，制

本文的断点回归结果显示制度保护效应并不存在，故此时可只对纳入断点回归模型的控制变量进行连续性检验。为使得基准回归结果更加可信，本文利用非参数估计法对各项影响变量（GDP、人口密度、营林固定投资、温度和降雨量）在断点处的连续性进行了检验。如表3所示，FLQMS各变迁阶段对GDP、人口密度、营林固定投资以及温度、降雨量变量的影响均不显著，且该结果并不受限于宽带的大小，因而可认为上述各变量在断点处均是连续的。通过对木材经营许可制度以及木材运输管理制度进行制度变迁梳理发现，早在20世纪50年代我国即已实施木材统一收购及运输管理制度，尽管之后国家对木材经营许可制度进行重大调整，但其时间点在1985年和1987年，而木材运输管理制度在《森林法》颁布实施后并未有实质性改变。由此可以认为木材经营许可制度及运输管理制度在1991年和2001年处依旧是连续的。

4.3工程造林面积的断点回归

以上分析显示FLQMS的全面实施以及2001年的分类管制均没能起到保护森林资源的作用。但我们在描述性统计分析中却发现制度全面实施时期以及分类管制制度实施后我国的有林地面积和活立木蓄积量明显增加。Rozelle等[14]通过对我国历次森林资源清查数据进行统计分析，认为这是由于国家重点工程造林项目的实施而产生的。为了进一步对该结论予以验证，我们以国家重点工程造林面积作为被解释变量，仍利用模型1对其进行断点回归估计。为保证估计结果的稳健性，在模型中选择±9、±6、±3等三种宽带，其中±9宽带为基准回归，对其考虑1-3阶的时间趋势多项式。当我们将宽带缩小为±6、±3时，由于样本量有所损失，故可减少用于控制的多项式函数的阶数[10]，此处仅在模型中考虑1阶线性形式。结果见表4。除第3列以外的基准回归均表明，我国重点工程造林面积在FLQMS全面实施后在5%水平上显著增加，增加的幅度在1.472-4.492不等。即使当宽带每减少3年，样本量减少150左右，即估计效率大大降低时，其估计结果也与基准回归结果保持一致，可见FLQMS全面实施后国家重点造林面积大幅度提升的结论是可信的。表4第1-5列均显示在FLQMS实施分类管制后，我国重点工程造林面积在1%水平上也显著增长，且增长幅度较之全面实施阶段有大幅度提升，在4.919-9.171之间。基于上述分析，我们认为尽管FLQMS并没能起到保护森林资源的作用，但重点工程造林项目的长期开展却能带来我国森林资源的良序发展。需要说明的是，虽然我国重点工程造林面积在制度变迁各阶段时间点上有显著的变化，但工程造林面积采用的是年度数据，这与我们估计森林资源状况所采用5年均值数据是不一致的，因此不能由此说明重点工程造林面积的“断点”与森林资源的断点是重合的。

5扩展分析：为什么制度失灵？

通过上述的实证分析我们发现FLQMS并没能保护森林资源，因此紧接着需要回答的是制度失灵的原因。事实上，FLQMS是通过约束森林经营者的采伐行为来实现对森林资源的保护，因此FLQMS能否在限额总量范围内限制森林经营者的采伐行为就成为制度保护效应能否实现的关键。当森林经营者高度依赖于山林时，在生存压力或经济利益的激励下，其往往会采用无证盗伐或通过“俘获”林业主管部门而获得额外采伐资格等途径来突破现有采伐管制，从而增加采伐量，即采伐管制出现失灵局面。即使此时政府进一步加大采伐管制强度，往往也无法起到保护森林资源的作用，这可以从两个方面进行说明：其一，尽管采伐管制强度的增加意味着盗伐滥伐的成本提高，但这往往又会提高木材市场价格，进而增加了山林高依赖度表3各影响变量的连续性检验

者的盗伐滥伐预期收益，因此盗伐滥伐行为依旧难以禁止。其二，森林采伐管制强度的增加，往往意味着设租寻租的空间变大，山林高依赖度者通过俘获林业主管部门获得额外采伐资格的可能性随之增大，因此森林资源无法得到保护。但对于山林依赖度不高的森林经营者而言，其采伐林木的需求较低，通过盗伐滥伐或者通过俘获途径获得采伐资格等手段增加采伐量的预期收益远小于相应成本，其突破现有管制实施采伐的可能性较低，因此该地区FLQMS往往就能得到较好的执行。由此可见，FLQMS能否实现森林资源的保护作用很大程度上取决于森林经营者对山林的依赖度。事实上，山林依赖度越高的地方往往森林资源越丰富，因此从全国层面来看，尽管山林依赖度不高的地区能较好执行制度，但由于其所在地区的森林资源总量不高，因此FLQMS的整体保护效应也就不明显了。

为了验证上述理论分析思路，我们以原木产量为被解释变量，并以林业生产总值占比为依据将样本拆分为高山林依赖度和低山林依赖度地区，仍利用模型1分别对两组样本进行断点回归（1-3列为高山林依赖度地区；4-6列为低山林依赖度地区）。为验证回归结果的稳健性，在断点回归中我们仍选择±9、±6、±3等三种宽带，并均选择2阶时间趋势多项式。最终回归结果见表5。对于高山林依赖度地区而言，FLQMS的全面管制阶段对该地区木材采伐量的影响并不具有统计学意义，也即是说国家全面实施FLQMS以后对高山林依赖地区的森林资源保护作用并不明显。2001年国家在FLQMS中引入分类管制理念，实际上增加了政府管制强度，但第1-3列断点回归结果依旧表明分类管制制度的实施对林木采伐量的影响依旧不具有统计学意义，换言之，FLQMS实施分类管制，增强政府管制强度也没能规制到高依赖度地区森林经营者的采伐行为。根据表5第4-6列结果可知，在山林依赖度较低的地区，制度的全面管制阶段对林木采伐量的影响结果在不同宽带设置下是存在差异的，在更大的宽带中，制度效应在5%水平上显著为正，但当缩小宽带后显著性予以消失。事实上当不同宽带设置下的估计结果产生实质性差异时，我们应该更信任小宽带下的估计结果，这是因为宽带过大时各样本相关变量的无差异性即会遭受破坏，估计结果可能就是不一致的。基于此，我们接受宽带±3的回归结果，FLQMS的全面实施对山林依赖度低的林木采表5各山林依赖度下森林采伐量断点回归估计结果

伐量的影响虽不显著，但呈现负向作用，即在山林依赖度低地区，LQMS的全面实施可能起到规制森林经营者采伐行为的作用，但不是很明显。但当政府加大管制力度，实施分类采伐管制措施以后，在宽带±9和±6的模型设定下FLQMS对林木采伐量的影响在10%水平上呈现负向影响，尽管在宽带±3中分类管制制度效应并不显著，但其t统计量为-1.36，接近临界值-1.96，因而可以在更大置信水平上拒绝估计系数为0的原假设，即也可认为FLQMS的分类管制阶段对林木采伐量产生负向影响。因此当政府实施分类采伐管制，即增大管制强度以后FLQMS确实对低山林依赖度地区的森林经营者采伐行为产生约束作用。进一步对我国高山林依赖度地区和低山林依赖度地区的有林地面积和活立木蓄积量情况进行统计发现，高山林依赖度地区的有林地面积和活立木蓄积量均在全国总量的60%左右，因此低山林依赖度地区的正制度效应即会被高山林依赖度的制度失灵所稀释，FLQMS的制度保护效应在全国层面无法实现。我们也对全样本进行断点估计（第7-9列），结果显示无论FLQMS的全面实施，抑或是2001年开始实施的分类管制措施，其对林木采伐量的影响作用均不显著，这进一步证实上述观点。

综上，我们认为森林经营者对山林的高依赖度是FLQMS无法起到保护森林资源的重要原因。

6结论

在考虑到FLQMS内生性问题下，本文在对FLQMS进行制度变迁分析的基础上，以FLQMS在1991年和2001年的制度改革作为自然实验，利用全国第二次到第八次森林资源清查数据通过精确断点回归估计出FLQMS的制度变迁对森林资源的保护作用。实证研究结果表明，新中国成立以后我国森林采伐管制经历了“无管制”、“全面管制”、“分类管制”等三个阶段，政府管制强度总体呈现递增趋势。1991年FLQMS在全国层面的实施并没能起到保护森林资源的作用，即使2001年后国家在FLQMS中引入分类管制理念，即放松对商品林采伐管制力度的同时，加大对生态公益林管制的做法也没能实现制度的预期目标。然而，自1991年以来我国有林地面积、活立木蓄积量均有大幅度的增加，通过对国家重点工程造林面积进行断点回归发现，这主要归功于重点工程造林项目在全国层面的实施。通过对制度失灵的原因进行理论和断点回归分析，我们认为这与森林经营者对山林具有高依赖度有关。当森林经营者对山林具有高依赖度时，采伐林木对其而言即属于刚性需求，其即可会通过“滥砍滥伐”或者“俘获”林业主管部门的方式来突破现有管制进行超额采伐，因此FLQMS的保护作用就不再明显，而一味的增加森林采伐管制力度反而会进一步激励森林经营者的超采行为。

通过上述分析，可以得到以下几点启示，首先在森林资源遭受破坏时，政府往往倾向于制定管制制度来解决问题，但本文研究表明通过政府管制来实现森林资源保护的难度很大，其往往只能对山林依赖度不高的地区产生保护效应。因此，政府管制并不是保护森林资源的“良药”，其无法从本源上解决森林资源遭受破坏等问题；其次，政府单纯加大采伐管制力度不仅无法实现制度预期设定的目标，反而可能会造成森林资源遭受进一步破坏。因此，有条件的在森林资源管理领域进行“简政放权”很有必要，即在限额总量不变的前提下，弱化政府对采伐许可等管理制度的管制力度。这样做的好处在于确定限额总量范围可以保证我国森林“生态红线”不被突破，同时通过弱化采许可程序等管理制度以解决“权力寻租设租”等问题。最后，森林经营者对山林的高依赖度是FLQMS失灵的重要原因，因此只有大力发展林区替代产业，降低森林经营者的山林依赖度，才能从本源上解决采伐管制制度失灵问题。

参考文献（References）

[1]WANG S， KOOTEN G， BILL W. Forest policy in post1978 China [J]. Forest policy and economics， 2004 （6）：73-80.

[2]LIU D. Tenure and management of nonstate forests in China since 1950： A historical review [J]. Environmental history， 2001， 6（2）：239-263.

[3]XU J T. Harvesting quota in China[M]//XU J T. ULRICH S. International forum on chinese forest policy. Beijing： China Forestry Publishing House， 2002.

[4]田淑英. 集体林权改革后的森林资源管制政策研究[J].农业经济问题，2010 （1）：90-95.[TIAN Shuying. Research on forest resources regulatory policy after the reform of collective forest rights[J].Issues in agricultural economy，2010 （1）：90-95.]

[5]XU J T， TAO R， AMACHER G S. An empirical analysis of China’s stateowned forests[J]. Forest policy and economics， 2004 （6）：379-390.

[6]JIANG X M， GONG P C， BOSTEDT G， et al. Impacts of policy measures on the development of stateowned forests in Northeast China： theoretical results and empirical evidence[J]. Environment and development economics， 2014， 19 （1）：74-91.

[7]张英，宋维明.林权制度改革对集体林区森林资源的影响研究[J].农业技术经济，2012 （4）：96-104.[ZHANG Ying， SONG Weiming. Research on influence of forest right system reform on forest resources in collective forest area[J].Journal of agro technical economics，2012 （4）：96-104.]

[8]ELLIS E A. PORTERBOLLAND L.Is communitybased forest management more effective than protected areas？ a comparison of land use/land cover change in two neighboring study areas of the central Yucatan Peninsula， Mexico [J]. Forest ecology and management， 2008， 256：971-1983.

[9]林业部.中国林业统计年鉴[M].北京，中国林业出版社，1989. [Ministly of Forestry. Chinese forestry statistical yearbook[M]. Beijing； China Forestry Publishing House， 1989.]

[10]ANGRIST J D， PISCHKE J. Mostly harmless econometrics an empiricist’s companion[M]. Princeton： Princeton University Press， 2009.

[11]BROLLO F， NANNIEINI T， PERTTI R， et al. The political resource curse[R]. The American economic review， 2013，103：1759-1796.

[12]LEE D S， LIMIEUX T. Regression discontinuity designs in economics[R]. NBER working paper NO.14723， 2009.

[13]DAVIS I W. The effect of driving restrictions on air quality in Mexico City[J]. Journal of political economy， 2008，116（1）：38-81.

[14]ROZELLE S， HUANG J K. Forest exploitation and protection in reform China： assessing the impact of policy， tenure and economic growth[G]// HYDE W， BELCHER B， XU J T，et al. China’s forest policy： global lessons. Resources for the Future， 2001： 109-135.

[15]GELMAN A， IMBENS G. Why highorder polynomials should not be used in regression discontinuity designs [R]. National Bureau of Economic Research， 2014.

[16]IMBENS G W， LEMIEUX T. Regression discontinuity designs： a guide to practice[J]. Journal of econometrics， 2008， 142（2）：615-635.

[17]MCCARY J. Manipulation of the running variable in the regression discontinuity design： a density test[J]. Journal of econometrics， 2008，142（2）：698-714.

[18]陈强.高级计量经济学及Stata应用（第2版）[M].北京，高等教育出版社，2014. [CHEN Qiang. Advanced econometric and stata applications（the second version）[M]. Beijing： Higher Education Press， 2014.]