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摘要：随着经济的高速发展对木材等林产品的需求日益增长，木材的供给量影响相关行业的发展，木材产量的波动性，影响我国木材需求的稳定供给。因此，本文以柯布道格拉斯生产函数为基础，拓展影响木材产量的因素，建立面板数据模型，用1995年—2009年30个省级区域的面板数据实证检验木材产量波动的影响因素。结果发现：中国木材总产量受林业用地面积、林业固定资产投资、林业从业人员数量、政策的变化的影响显著。木材产量波动和林业固定资产投资以及林业用地面积有同向影响，和天保政策以及林业从业人员数量有较大反向影响。最后根据实证结果，提出三点建议。
关键词：木材产量；波动；柯布道格拉斯；面板数据模型
一、研究设计
（一）数据来源
木材产量、林业从业人员数、林业固定资产投资资本根据《中国林业统计年鉴》（1995——2009）整理所得，林地面积根据第五、六、七次森林资源清查数据所得。政策作为天保工程实施与否的虚拟变量，由国家林业局天保办获取实施天保工程的14个省份，并根据实施的年份设置0、1值，其余省份所有年份均为0值代表。
所有涉及金额的指标，均以1995年为基期，消除价格因素的影响。
（二）指标选择
1.林业用地面积（Z）
本文使用第四、五、六、七次清查所公布的林业用地面积。虽然面板数据分析和时间序列分析都需要每一年的数据，但因为这四次清查数据中各省的林业用地面积有所变化，为确保数据真实性，我们将一个森林清查时期采用统一数据，又由于森林清查数据是由政府部门在清查结束之后出版，它们代表的是相应清查期上一年的数据，因此本文对1995—1998年的林业用地面积均采用第四次森林资源清查所得数据，1999—2003、2004—2008、2009年以此类推。
2.林业从业人员数量（L）
林业从业人员作为林业系统劳动力的主要组成部分，本文将1995—2009年各省的林业从业人员数量作为劳动力（l）的组成部分。
3.林业固定资产投资（K）
林业固定资产投资是林业投资中最为重要的部分，本文将1995—2009年各省份的林业固定资产完成情况作为投资资本（K）的来源。
4.政策(D)
由于天保工程的实施直接使木材的采伐量受限，因此本文选取天保工程作为政策变量的代表。天保工程主要在东北内蒙古等国有林区、长江上游地区、黄河中上游地区实施，主要包括的省份有：吉林、海南、新疆；四川、云南、重庆、贵州、湖北、西藏；陕西、甘肃、青海、宁夏、 内蒙古、山西。内蒙古森工集团、龙江森工集团、大兴安岭作为国有林区由于其他相关解释变量的数据不全而不考虑在内。天保工程在1998年实施，以上省份在1995—1997年设为0,1998—2009年设为1，其余没有参与天保工程的省份1995—2009年均为0。D={1,实施天保工程；0，未实施天保工程}。
（三）模型设定
1.分析数据的平稳性——单位根检验。
为防止虚假回归，本文先将各省1995—2009年的被解释变量Y和解释变量K、L、Z作单位根检验，由ADF检验得表1。
原假设H0：存在单位根，数据非平稳。由表可知，Y、K、L、Z、D在ADF检验中所得P值都小于0.05，因此都拒绝原假设，认为数据平稳，变量之间是同阶单整，因此无需进行协整检验，直接确定回归模型。
2.确定回归模型
由于各省区域存在个体差异，需强调个体效应，因此未对样本模型进行协方差检验，而直接采用变截距模型。同时，由于截面单位包括绝大部分的省级区域，适用固定效应模型。因此本文采用个体固定效应模型作为面板数据模型。
根据对我国木材产量影响的主要因素分析，我们设定如下个体固定效应模型：
InYit=β1Dt+β2InLit++β3InKit+β4InＺit
+μi+εit
其中，i=1,2……,30代表30个不同的省级区域，t=1995,1996……2009代表15年不同年份，Y为木材产量，K为林业固定资产投资资本，L为林业从业人员数量，Z为林地面积，D为虚拟变量政策。为第i个单位的个体效应，为个体时间随即误差分量。
二、实证结果
由于中国区域经济存在着显著的差异，本文除了分析全国的情况外，也把区域分成东中西三部分检验全国省级区域木材产量波动的影响因素。其中西部地区由于重庆是在1997年成为直辖市，1995和1996年的数据缺失，所以将其直接归入四川。得出回归见表2。
(一)对全国地区的回归分析
就全国而言，林业资产投资、政策、林业用地面积、林业从业人员数量对中国木材产量波动影响是显著的。其中林业固定资产的投入和林业用地面积对木材产量波动有同向影响，天保政策、林业从业人员数量对木材产量的波动起反向作用，这可能是由于本文所用数据的年份为1995—2009年，在天保工程实施前的年份较少，较多数据集中在天保工程实施以后。因为在1998年天保工程实施以来，对长江上游、黄河上中游国有林区实行禁伐以及东北内蒙古国有林区的限伐后，一些企业开始处于停产、半停产状态，大量职工下岗，林区逐步形成了以管护为主、多种经营的局面，并初步实行“减人、转产、安置”计划。林业从业人员数量下降，但由于南方速生丰产林工程建设给国家提供了大量的木材，从2002年起，国家木材产量可以维持较高的增长水平，因此从全国范围看，林业从业人员数量和木材产量波动呈反向效应。另外，该回归结果的拟合优度在0.65左右且残差平方和较大，可能存在遗漏变量，但DW值大于R2值，说明不存在伪回归现象。
(二)对东部地区的回归分析
林业固定资产的投入和林业用地面积对木材产量的波动仍起正向作用，林业从业人员数量对木材产量的增加起反向作用，原因已从上文得到分析，东部地区中包含较多参与南方速生丰产林工程的省份，因此反向作用更为显著。但是，政策对东部木材产量波动起正向作用，可能原因是：1.天保工程东部涉及的省份少，实行木材调减对东部地区影响较小；2.天保工程对东北内蒙古国有林区天然林的禁伐，加之南方速生丰产林工程建设，东部地区一些省份的木材产量增大。回归模型的拟合优度和DW值都优于全国的情况。 (三)对中部地区的回归分析
只有林业固定资产投资对中部省份木材产量的增长起积极作用。这说明中部地区木材产量的增长主要依赖于林业固定资产的大量投资。林业从业人员数量、林业用地面积、政策对木材产量波动的影响不显著。林业用地面积对木材产量波动起反向作用，但由于林业用地面积各年数量变化较小，负向效果较小。而政策的反向作用，原因在于中部地区参与天保工程的省份多，天然林禁伐、木材产量调减等使木材产量的减少量受政策影响大。回归模型的DW 值远大于R2值，说明该模型能较好地解释该地区的情况。
(四)对西部地区的回归分析
林业固定资产的投资、林业从业人员的数量、林业用地面积对西部地区省份的木材产量增长都起到一定的积极作用，林业用地面积影响特别显著，天保政策对西部地区木材产量的减少作用也十分显著，原因在于除广西外，西部所有省份都在天保工程实施区域内。同时该模型的拟合优度和DW值也较好。
三、结论与建议
在1995——2009年中国木材产量波动原始序列水平上，所有变量的数据生成过程均为非单位根过程，是平稳的时间序列；中国木材总产量受林业用地面积、林业固定资产投资、林业从业人员数量、政策变化的影响显著。木材产量波动和林业固定资产投资以及林业用地面积有同向影响，而和天保政策以及林业从业人员数量有较大反向影响。为确保我国木材产量的稳定增产，尽量减少较大波动，我们提出相对应的政策。
(一)精简林业从业人员数量，建立森林生态补偿效益
随着天保工程和退耕还林等国家林业重点工程的实施，特别是对长江上游、黄河上中游国有林区实行禁伐以及东北内蒙古国有林区的限伐后，林区逐步形成了以管护为主、多种经营的局面，一些企业开始处于停产、半停产状态，导致大量职工下岗。因此需要建立森林生态效益补偿机制。在产权明确、森林资源生态效益量化的基础上，依照森林生态补偿机制，可以通过市场实现对成本的弥补，保证资金能通过市场形成投入和补偿的良性循环。
(二)发展速生丰产林，有效增加木材供给
由于天保政策的实施对木材产量波动有较大的负向效果，为保证木材产量的稳定增产，减少因天保政策的实施而导致我国木材供需缺口的增大，我们应充分发展速生丰产林，通过优良速生树种推广与运用，培育出高品质的木材和缩短采伐期，提高林地利用率。
(三)加大固定资产投资，提升技术水平
为避免林业投资增长的较大波动，稳定木材产量的供应，国家应对林业投资有一定的倾向性、一贯性和稳定性。我国中部地区只有林业固定资产投资对木材产量波动具有正向效果，因此在中部地区提升营林固定资产投资比例，有利于该地区林业生态体系建设和产业体系建设的协调发展，利于木材产量的稳定产出与供给。
参考文献
1.高铁梅.计量经济分析方法与建模Eviews应用及实例[M].清华大学出版社, 2006.
2.胡益鸣,张夏,林婷.区域产业素质与区域经济增长的实证分析——基于省级面板数据的研究[J].浙江树人大学学报,2009.
3.覃凡丁,奉钦亮.我国木材产量与林业从业人员就业实证研究[J].企业技术开发,2011.
4.崔海鸥.大力发展速生丰产林,有效增加木材供给[J].中国林业产业,2007.
（作者单位：北京林业大学经济管理学院）
关键词：木材产量；波动；柯布道格拉斯；面板数据模型
一、研究设计
（一）数据来源
木材产量、林业从业人员数、林业固定资产投资资本根据《中国林业统计年鉴》（1995——2009）整理所得，林地面积根据第五、六、七次森林资源清查数据所得。政策作为天保工程实施与否的虚拟变量，由国家林业局天保办获取实施天保工程的14个省份，并根据实施的年份设置0、1值，其余省份所有年份均为0值代表。
所有涉及金额的指标，均以1995年为基期，消除价格因素的影响。
（二）指标选择
1.林业用地面积（Z）
本文使用第四、五、六、七次清查所公布的林业用地面积。虽然面板数据分析和时间序列分析都需要每一年的数据，但因为这四次清查数据中各省的林业用地面积有所变化，为确保数据真实性，我们将一个森林清查时期采用统一数据，又由于森林清查数据是由政府部门在清查结束之后出版，它们代表的是相应清查期上一年的数据，因此本文对1995—1998年的林业用地面积均采用第四次森林资源清查所得数据，1999—2003、2004—2008、2009年以此类推。
2.林业从业人员数量（L）
林业从业人员作为林业系统劳动力的主要组成部分，本文将1995—2009年各省的林业从业人员数量作为劳动力（l）的组成部分。
3.林业固定资产投资（K）
林业固定资产投资是林业投资中最为重要的部分，本文将1995—2009年各省份的林业固定资产完成情况作为投资资本（K）的来源。
4.政策(D)
由于天保工程的实施直接使木材的采伐量受限，因此本文选取天保工程作为政策变量的代表。天保工程主要在东北内蒙古等国有林区、长江上游地区、黄河中上游地区实施，主要包括的省份有：吉林、海南、新疆；四川、云南、重庆、贵州、湖北、西藏；陕西、甘肃、青海、宁夏、 内蒙古、山西。内蒙古森工集团、龙江森工集团、大兴安岭作为国有林区由于其他相关解释变量的数据不全而不考虑在内。天保工程在1998年实施，以上省份在1995—1997年设为0,1998—2009年设为1，其余没有参与天保工程的省份1995—2009年均为0。D={1,实施天保工程；0，未实施天保工程}。
（三）模型设定
1.分析数据的平稳性——单位根检验。
为防止虚假回归，本文先将各省1995—2009年的被解释变量Y和解释变量K、L、Z作单位根检验，由ADF检验得表1。
原假设H0：存在单位根，数据非平稳。由表可知，Y、K、L、Z、D在ADF检验中所得P值都小于0.05，因此都拒绝原假设，认为数据平稳，变量之间是同阶单整，因此无需进行协整检验，直接确定回归模型。
2.确定回归模型
由于各省区域存在个体差异，需强调个体效应，因此未对样本模型进行协方差检验，而直接采用变截距模型。同时，由于截面单位包括绝大部分的省级区域，适用固定效应模型。因此本文采用个体固定效应模型作为面板数据模型。
根据对我国木材产量影响的主要因素分析，我们设定如下个体固定效应模型：
InYit=β1Dt+β2InLit++β3InKit+β4InＺit
+μi+εit
其中，i=1,2……,30代表30个不同的省级区域，t=1995,1996……2009代表15年不同年份，Y为木材产量，K为林业固定资产投资资本，L为林业从业人员数量，Z为林地面积，D为虚拟变量政策。为第i个单位的个体效应，为个体时间随即误差分量。
二、实证结果
由于中国区域经济存在着显著的差异，本文除了分析全国的情况外，也把区域分成东中西三部分检验全国省级区域木材产量波动的影响因素。其中西部地区由于重庆是在1997年成为直辖市，1995和1996年的数据缺失，所以将其直接归入四川。得出回归见表2。
(一)对全国地区的回归分析
就全国而言，林业资产投资、政策、林业用地面积、林业从业人员数量对中国木材产量波动影响是显著的。其中林业固定资产的投入和林业用地面积对木材产量波动有同向影响，天保政策、林业从业人员数量对木材产量的波动起反向作用，这可能是由于本文所用数据的年份为1995—2009年，在天保工程实施前的年份较少，较多数据集中在天保工程实施以后。因为在1998年天保工程实施以来，对长江上游、黄河上中游国有林区实行禁伐以及东北内蒙古国有林区的限伐后，一些企业开始处于停产、半停产状态，大量职工下岗，林区逐步形成了以管护为主、多种经营的局面，并初步实行“减人、转产、安置”计划。林业从业人员数量下降，但由于南方速生丰产林工程建设给国家提供了大量的木材，从2002年起，国家木材产量可以维持较高的增长水平，因此从全国范围看，林业从业人员数量和木材产量波动呈反向效应。另外，该回归结果的拟合优度在0.65左右且残差平方和较大，可能存在遗漏变量，但DW值大于R2值，说明不存在伪回归现象。
(二)对东部地区的回归分析
林业固定资产的投入和林业用地面积对木材产量的波动仍起正向作用，林业从业人员数量对木材产量的增加起反向作用，原因已从上文得到分析，东部地区中包含较多参与南方速生丰产林工程的省份，因此反向作用更为显著。但是，政策对东部木材产量波动起正向作用，可能原因是：1.天保工程东部涉及的省份少，实行木材调减对东部地区影响较小；2.天保工程对东北内蒙古国有林区天然林的禁伐，加之南方速生丰产林工程建设，东部地区一些省份的木材产量增大。回归模型的拟合优度和DW值都优于全国的情况。 (三)对中部地区的回归分析
只有林业固定资产投资对中部省份木材产量的增长起积极作用。这说明中部地区木材产量的增长主要依赖于林业固定资产的大量投资。林业从业人员数量、林业用地面积、政策对木材产量波动的影响不显著。林业用地面积对木材产量波动起反向作用，但由于林业用地面积各年数量变化较小，负向效果较小。而政策的反向作用，原因在于中部地区参与天保工程的省份多，天然林禁伐、木材产量调减等使木材产量的减少量受政策影响大。回归模型的DW 值远大于R2值，说明该模型能较好地解释该地区的情况。
(四)对西部地区的回归分析
林业固定资产的投资、林业从业人员的数量、林业用地面积对西部地区省份的木材产量增长都起到一定的积极作用，林业用地面积影响特别显著，天保政策对西部地区木材产量的减少作用也十分显著，原因在于除广西外，西部所有省份都在天保工程实施区域内。同时该模型的拟合优度和DW值也较好。
三、结论与建议
在1995——2009年中国木材产量波动原始序列水平上，所有变量的数据生成过程均为非单位根过程，是平稳的时间序列；中国木材总产量受林业用地面积、林业固定资产投资、林业从业人员数量、政策变化的影响显著。木材产量波动和林业固定资产投资以及林业用地面积有同向影响，而和天保政策以及林业从业人员数量有较大反向影响。为确保我国木材产量的稳定增产，尽量减少较大波动，我们提出相对应的政策。
(一)精简林业从业人员数量，建立森林生态补偿效益
随着天保工程和退耕还林等国家林业重点工程的实施，特别是对长江上游、黄河上中游国有林区实行禁伐以及东北内蒙古国有林区的限伐后，林区逐步形成了以管护为主、多种经营的局面，一些企业开始处于停产、半停产状态，导致大量职工下岗。因此需要建立森林生态效益补偿机制。在产权明确、森林资源生态效益量化的基础上，依照森林生态补偿机制，可以通过市场实现对成本的弥补，保证资金能通过市场形成投入和补偿的良性循环。
(二)发展速生丰产林，有效增加木材供给
由于天保政策的实施对木材产量波动有较大的负向效果，为保证木材产量的稳定增产，减少因天保政策的实施而导致我国木材供需缺口的增大，我们应充分发展速生丰产林，通过优良速生树种推广与运用，培育出高品质的木材和缩短采伐期，提高林地利用率。
(三)加大固定资产投资，提升技术水平
为避免林业投资增长的较大波动，稳定木材产量的供应，国家应对林业投资有一定的倾向性、一贯性和稳定性。我国中部地区只有林业固定资产投资对木材产量波动具有正向效果，因此在中部地区提升营林固定资产投资比例，有利于该地区林业生态体系建设和产业体系建设的协调发展，利于木材产量的稳定产出与供给。
参考文献
1.高铁梅.计量经济分析方法与建模Eviews应用及实例[M].清华大学出版社, 2006.
2.胡益鸣,张夏,林婷.区域产业素质与区域经济增长的实证分析——基于省级面板数据的研究[J].浙江树人大学学报,2009.
3.覃凡丁,奉钦亮.我国木材产量与林业从业人员就业实证研究[J].企业技术开发,2011.
4.崔海鸥.大力发展速生丰产林,有效增加木材供给[J].中国林业产业,2007.
（作者单位：北京林业大学经济管理学院）