森林经营是我国集体林区农户的一项重要经济活动，也是提高森林资源配置效率、提升森林资源质量的重要途径。放活森林经营，激活森林经营意愿，提高农户的森林经营收入，是自2003年开展以来的新一轮集体林权制度改革中的重要内容(张秀丽等，2011)，关注农户森林经营行为具有显著的现实意义。

在全球范围内，许多研究关注了森林权属制度改革对农户森林经营行为的影响，具体包括改革对森林经营效率、毁林事件、森林营造、林业投资、林地分配等方面的影响(Wallace et al.，1986;Mendelsohn，1994; Deacon，1994; Place et al.，2000)。Mendelsohn(1994)、Deacon(1994)和Laarman(1996)认为，如果土地产权安全性提高，那么森林经营效率将必然提高。Place和Otsuka(1997)提出，土地私有化将促进林业投资。林地和林木产权安全的缺失将直接导致营造林投入得不到保障，营林主将不具有投资意愿(Zhang et al.，1996;Place et al.，2000; Owubah et al.，2001); 反之，如果产权期限更长和产权内涵界定的更为清楚，将对造林产生更为显著的激励作用(Zhang et al.，1996)。产权期限的长短决定农户种植经营收获期更长的林木还是收获期更短的农作物(Sellers，1988)。国外的相关研究为开展森林经营行为研究提供了方法、视角选择和内容设计等方面的有益借鉴。

随着我国集体林权制度改革的深入开展，在集体林权制度改革对森林经营行为的影响方面进行了较多的研究。陈锡文(2006)提出，集体林权制度改革具有显著成效，激发了农户参与森林经营的积极性，促使家庭联产承包责任制从农业向林业进行了有效拓展和延伸。改革的积极成效还体现在，区域经济得以发展，森林资源得以增长，林业投资得以促进，造林积极性得以激活(张海鹏等，2009; 刘珉，2011)。进一步的研究表明，改革中形成的新制度安排，诸如限额采伐制度、资金的可获性、林业技术和林地数量等，决定了农户的林业投资意愿(张俊清等，2008; 黄安胜等，2008)，也导致农户木材生产活动更为活跃(鄢哲等，2008; 尹航等，2010; 张英等，2012)。集体林权制度改革在促使林农增收和改善生活水平方面发挥了重要作用(张蕾等，2008)，有助于改善林农福利(孔凡斌，2008)。现有文献表明，在关于森林经营行为研究方面，对于造林、采伐等特定环节的关注较多，但对于砍杂、施肥等环节的研究较为缺乏。

基于上述理论研究成果，本研究在研究视角方面予以了拓展，不仅包括多数学者关注的造林行为(Zhang et al.，1996; 刘珉，2011)，还涵盖了砍杂、施肥和管护等营林活动; 在研究方法上，基于实地调研获取的一手数据，通过构建分析模式，开展了定量分析。本研究有助于丰富农户微观主体层面的相关研究，提供量化分析模型构建的学术借鉴，研究结果可为深化集体林权制度改革提供科学决策依据。

森林经营是一个复合概念，包括造林、抚育、管护等多个环节。在造林环节，通常需要开展机械整地、化学整地、炼山和施肥等基础性工作，然后进行挖穴和种植。当造林完成后，进入抚育和管护等营林环节，需要开展施肥、抚育伐、病虫害防治、间伐、立木改进等工作。农户森林经营行为包括农户决定是否开展森林经营活动，以及如何组合投入生产要素。在发展中国家，分析农户森林经营行为应选择利润最大化理论作为基础，即农户森林经营行为取决于利润实现状况，具体包括收益与成本2个方面(Zhang et al.，2007)。由此，影响收益和成本的因素都将对农户森林经营行为产生影响。结合现有研究成果，本研究重点探析农户家庭特征、林地条件、林业生产特征、非林因素、政策变量5方面因素对森林经营行为的影响(Mercer et al.，1998; Zhang et al.，2001; Pattanayak et al.，2003)。为较为系统地展现森林经营行为，本研究同时考察了造林、砍杂、施肥、管护4种活动。由此形成的实证分析模型为:

${Y_i} = {f_i}\left({{\rm{HD}}，{\rm{FP，FM，NF，IA}}} \right)，\;\;\;i = 1，2，3，4。$

式中，作为被解释变量的Y₁代表农户是否进行了造林，赋值1表示进行了造林，赋值0表示没有造林;Y₂代表农户是否进行了砍杂，Y₃代表农户是否进行了施肥，Y₄代表农户是否开展了防火、防虫、防盗等管护工作，赋值1时均为肯定，赋值0则为否定。

模型中参与解释的因素含义和组成如下: 第一，HD代表农户家庭人口特征，包括户主年龄(在模型中用AGE表示)、受教育水平(EDU)、是否主要从事农林业(FARM)、是否从事农林业超过10年(FARM10，即是否长期从事农林业)、家庭劳动力数量(LABOR)5个变量，其中“是否主要从事农林业(FARM)”系由投工比重来测算，若投入农林业生产工时占总工时的比重超过50%，则被视为“主要从事农林业”，即FARM赋值为1; 第二，FP代表林地特征，包括用材林地占家庭林地总面积的比重(表示为TIMBER)、竹林占家庭林地总面积的比重(BAMBOO)、新一轮集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重(RECREF)、林地离家庭距离是否远(DIS)4个变量; 第三，FM代表家庭林业生产特征，包括是否计划修建林道(表示为ROAD)、是否更愿意经营纯林(PURE)、是否在林改前进行过造林(PLANT03)3个变量; 第四，NF代表非林因素影响，其中用耕地面积(表示为CROP)表示农业生产情况及其重要性，用非农收入占家庭收入比重(OFFINC)代表非农收入状况及其重要性;第五，IA代表集体林权制度改革构成的影响，通过农户对改革中形成的新制度安排的主观评价予以表现，包括权属制度改革构成的影响(表示为TENURE)、税费制度改革构成的影响(TAX)和经营制度改革构成的影响(QUOTA)，其中权属制度改革以林地使用权的分配和确权为主，税费制度改革以降低育林基金等税费征收标准为主，经营制度改革主要以减少现行的限额采伐制度约束为主。

由于被解释变量“农户是否参与森林经营”为0、1变量，可选择Logit模型和Probit模型估算参数。鉴于2个模型回归结果无本质区别，本研究仅报告Probit模型的结果，其中边际影响因为篇幅原因不做详细解释。模型参数估算过程采用了Stata 13.0计量回归软件。

本研究使用的数据来自于2011年3月在福建省邵武市加尚村、尚读村，尤溪县麻洋村、山连村开展的实地调研，反映的是2010年当地农户家庭、经济、资源、林业生产、制度认知等方面的情况。4个样本村森林资源丰富，森林经营程度活跃，林业专业合作程度高，能较好地代表区域特征。农户样本180个，通过随机抽样获取; 剔除数据缺漏等样本，进入分析的有效问卷为156份，问卷有效率为86.67%。

在4项森林经营活动的参与方面，64.1%的农户进行了造林，36.5%的农户进行了砍杂，46.2%的农户进行了施肥，33.3%的农户进行了防火、防虫、防盗等森林管护活动，略少于进行了砍杂的农户(表 1)。

表 1 农户森林经营行为及影响因素变量描述 Tab.1 Descriptive analysis of forest management behavior and influential factors

表 1 农户森林经营行为及影响因素变量描述 Tab.1 Descriptive analysis of forest management behavior and influential factors     变量Variable 均值Mean 标准差SD 最小值Min． 最大值Max．   被解释变量Dependent variables Y1(PLANT) 0.641 0.481 0 1 Y2(THIN) 0.365 0.483 0 1 Y3(FERT) 0.333 0.473 0 1 Y4(PROT) 0.462 0.500 0 1   解释变量Independent variables AGE 户主年龄Age of head of household / a 50.103 11.543 26 80 EDU 户主受教育水平(0=文盲，1=小学，2=初中，3=高中，4=大学及以上) Educational degree of head of household ( 0=illiterate; 1=primary school; 2=middle school; 4=high school; 5=university and above) 2.654 0.885 1 5 FARM 户主是否主要从事农林业( 1=是，0=否) Whether head of household mainly engaged in agriculture and forestry (1=yes，0=not) 0.686 0.466 0 1 FARM10 户主是否主要从事农林业超过10 年(1=是，0=否)Whether head of household engaged in agriculture and forestry longer than 10 years (1=yes，0=not) 0.603 0.491 0 1 LABOR 家庭劳动力数量(人)Amount of labor force owned by family (persons) 2.872 1.211 0 6 TIMBER 用材林占家庭林地总面积比重Percentage of timber land to total forest land owned by family (%) 0.461 0.471 0 1 BAMBOO 竹林占家庭林地总面积比重Percentage of bamboo land to total forest land owned by family (%) 0.013 0.095 0 1 RECREF 新一轮集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重Percentage of forest land achieved in this new round of reform to total forest land owned by family (%) 0.326 0.412 0 1 DIS 林地是否距离家庭远(1=是，0=否) Whether forest land being far away from family house (1=yes，0=not) 0.212 0.410 0 1 ROAD 是否计划修建林道(1=是，0=否)Whether plan to construct forest road (1=yes，0=not) 0.128 0.335 0 1 PURE 是否更愿意经营纯林(1=是，0=否)Whether prefer to manage pure forest (1 =yes，0=not) 0.462 0.500 0 1 PLANT03 林改前是否进行过造林(1=是，0=否)Whether afforest before this new round of reform (1=yes，0=not) 0.071 0.257 0 1 CROP 家庭耕地面积Cropland area owned by family/hm2 0.409 0.385 0 2.767 OFFINC 非农收入占家庭总收入比重Percentage of off-farm income to total income of family (%) 0.675 0.383 0 1 TENURE 农户是否对权属制度改革满意( 1=是，0=否) Whether being satisfied to reformof property right system(1=yes，0=not) 0.795 0.405 0 1 TAX 农户是否对税费制度改革满意(1=是，0=否)Whether being satisfied to reform of taxation system (1=yes，0=not) 0.333 0.473 0 1 QUOTA 农户是否对经营制度改革满意( 1=是，0=否) Whether being satisfied to management system(1=yes，0=not) 0.410 0.493 0 1

在家庭特征类解释变量方面，户主的平均年龄为50.1岁，受教育水平主要集中在初中、高中，68.6%的户主主要从事农业生产劳动，60.3%的户主表示从事农林业超过10年，户均劳动力数量在2.9人; 在林地特征方面，用材林面积占家庭林地总面积比重为46.1%，竹林面积平均占家庭林地总面积比重为1.3%，新一轮集体林权制度改革中获得的新增林地面积比重为32.6%，21.1%的农户表示林地与家庭距离远; 在林业生产特征方面，12.8%的农户计划修建林道，46.2%的农户倾向于经营纯林，只有7%的农户在林改前进行过造林; 在非林因素中，家庭平均耕地面积为0.4 hm²，非农收入比重为67.5%; 在制度变量方面，79.5%的农户对权属制度改革满意，33.3%的农户对税费制度改革满意，41%的农户对经营制度改革满意。

农户造林行为影响因素的Probit 回归模型的对数似然值(ln lik.)为-80.32，表明所有解释变量对被解释变量具有显著影响(P＜0.01)，模型的估计准确率为71.79%。回归结果详见表 2。在家庭人口特征变量中，户主受教育水平的影响为正(P＜0.10)，表明户主受教育水平越高，越有可能进行造林; 是否长期从事农林业对是否进行造林具有显著的负影响(P＜0.10)，表明若长期从事农林业，反而造林的可能性更低; 户主年龄、是否主要从事农林业和家庭劳动力数量对造林行为没有显著影响。就林地特征而言，用材林在家庭林地总面积的比重对造林行为具有正的显著影响(P＜0.10)，表明用材林地比重越大，农户造林可能性越高; 竹林占家庭林地总面积、在新一轮集体林权制度中获得的林地占家庭林地总面积的比重、林地与家庭距离远对造林行为不具有显著影响。在林业生产特征类变量中，是否在林改前进行过造林对造林行为具有显著的负影响((P＜0.01)，表明林改前进行过造林，那么当前则更不可能进行造林; 是否有林道修建计划、是否更愿意经营纯林对当前的造林行为没有显著影响。就非林因素而言，家庭耕地面积具有显著的正影响(P＜0.05)，而非农收入占总收入比重具有显著的负影响(P＜0.10)。此外，是否对权属制度改革满意、是否对税费制度改革满意和是否对经营制度改革满意3项制度变量对造林行为均不具有显著影响。

表 2 农户造林行为影响因素的Probit模型回归结果^① Tab.2 Results of the Probit model on plantation participation behavior

表 2 农户造林行为影响因素的Probit模型回归结果① Tab.2 Results of the Probit model on plantation participation behavior 解释变量Explanatory variables 系数Coefficient 边际影响Marginal effect 标准误Std． error ①*, P＜0.1; ＊＊, P＜0.05; ＊＊＊, P＜0.01.下同。The same below. 家庭人口特征Demographic characteristics AGE 0.014 0.005 0.013 EDU 0.281 * 0.097 * 0.165 FARM 0.212 0.074 0.313 FARM10 -0.573 * -0.189 * 0.327 LABOR -0.130 -0.045 0.103 林地特征Forest plot characteristics TIMBER 0.514 * 0.176 * 0.295 BAMBOO -1.293 -0.444 1.788 RECREF -0.207 -0.071 0.378 DIS -0.065 -0.023 0.362 森林经营特征Forest management characteristics ROAD -0.238 -0.085 0.442 PURE 0.237 0.081 0.260 PLANT03 -1.497＊＊＊ -0.544＊＊＊ 0.534 非林因素影响Non-forestry factors CROP 1.598＊＊ 0.549＊＊ 0.669 OFFINC -0.611 * -0.210 * 0.349 制度因素Institutional factors TENURE -0.460 -0.145 0.311 TAX -0.037 -0.013 0.282 QUOTA 0.446 0.149 0.290 统计诊断Statistical diagnosis ln lik． -80.32＊＊＊ Chi-squared 43.05 Pseudo R2 0.211 Correct rate of prediction 71.79% N 156

农户砍杂行为影响因素的Probit回归模型的对数似然值(ln lik.)为-60.25，表明所有解释变量对被解释变量具有显著影响(P＜0.01)，模型的估计准确率为82.05%。回归结果详见表 3。在家庭人口特征变量中，户主年龄的影响为负(P＜0.05)，表明户主年龄越大，越不可能进行造林; 家庭劳动力数量的影响为正(P＜0.10)，表明家庭劳动力数量越多，则越可能进行砍杂; 户主受教育水平、是否主要从事农林业和是否长期从事农林业对砍杂行为没有显著影响。就林地特征而言，林地与家庭距离远对砍杂行为具有正的显著影响(P＜0.01)，表明林地距离家庭越远，农户砍杂行为越有可能; 用材林占家庭林地总面积的比重、竹林占家庭林地总面积的比重、在新一轮集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重对砍杂行为不具有显著影响。在林业生产特征类变量中，是否在林改前进行过造林对砍杂行为的影响为正(P＜0.10)，表明林改前进行过造林，当前则更可能进行砍杂; 是否有林道修建计划、是否更愿意经营纯林对当前的砍杂行为没有显著影响。在非林因素方面，家庭耕地面积和非农收入占总收入比重均不具有显著影响。在3个制度变量中，是否对经营制度改革满意对砍杂行为具有正的显著影响(P＜0.05)，是否对权属制度改革满意、是否对税费制度改革满意则不具有显著影响。

表 3 农户砍杂行为的Probit模型回归结果 Tab.3 Results of the Probit model on thinning behavior

表 3 农户砍杂行为的Probit模型回归结果 Tab.3 Results of the Probit model on thinning behavior 解释变量Explanatory variables 系数Coefficient 边际影响Marginal effect 标准误Std. error 家庭人口特征Demographic characteristics AGE -0.035＊＊ -0.012 4＊＊ 0.015 1 EDU -0.270 -0.096 2 0.184 FARM -0.581 -0.214 0.385 FARM10 0.372 0.130 0.368 LABOR 0.220 * 0.078 5 * 0.123 林地特征Forest plot characteristics TIMBER -0.499 -0.178 0.336 BAMBOO -1.586 -0.566 1.535 RECREF 0.563 0.201 0.397 DIS 2.641＊＊＊ 0.795＊＊＊ 0.479 森林经营特征Forest management characteristics ROAD -0.144 -0.049 9 0.496 PURE -0.282 -0.099 9 0.299 PLANT03 1.041 * 0.397 * 0.592 非林因素影响Non-forestry factors CROP 0.304 0.108 0.434 OFFINC -0.408 -0.145 0.379 制度因素Institutional factors TENURE 0.063 0.022 0.352 TAX -0.268 -0.093 0.317 QUOTA 0.714＊＊ 0.257＊＊ 0.336 统计诊断Statistical diagnosis ln lik. -60.25＊＊＊ Chi-squared 84.31 Pseudo R2 0.412 Correct rate of prediction 82.05% N 156

农户施肥行为影响因素的Probit回归模型的对数似然值(ln lik.)为-80.19，表明所有解释变量对被解释变量具有显著影响(P＜0.01)，模型的估计准确率为75.00%。回归结果详见表 4。在家庭人口特征变量中，户主是否长期从事农林业的影响为正(P＜0.05)，表明户主从事农林业时间越长，越可能进行施肥; 家庭劳动力数量的影响为负(P＜0.01)，表明家庭劳动力数量越多，则越不可能进行施肥; 户主年龄、户主受教育水平、是否主要从事农林业对施肥行为没有显著影响。就林地特征而言，林地与家庭距离远对施肥行为具有正的显著影响(P＜0.05)，表明林地距离家庭越远，农户施肥行为可能性越高; 用材林占家庭林地总面积的比重、竹林占家庭林地总面积的比重、在新一轮集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重对施肥行为不具有显著影响。在林业生产特征类变量中，是否有林道修建计划、是否更愿意经营纯林、是否在林改前进行过造林3个指标对当前的施肥行为均没有显著影响。在非林因素方面，家庭耕地面积没有显著影响，但非农收入占总收入比重具有正的显著影响(P＜0.10)。在制度变量中，是否对权属制度改革满意对施肥行为没有显著影响，是否对税费制度改革满意(P＜0.10)和是否对经营制度改革满意(P＜0.05)2个指标对施肥行为具有正的显著影响。

表 4 户施肥行为的Probit模型回归结果 Tab.4 Results of the Probit model on fertilizer input behavior

表 4 户施肥行为的Probit模型回归结果 Tab.4 Results of the Probit model on fertilizer input behavior 解释变量Explanatory variables 系数Coefficient 边际影响Marginal effect 标准误Std. error 家庭人口特征Demographic characteristics AGE -0.014 -0.006 0.012 EDU 0.143 0.057 0.162 FARM -0.144 -0.057 0.323 FARM10 0.691＊＊ 0.265＊＊ 0.314 LABOR -0.320＊＊＊ -0.127＊＊＊ 0.108 林地特征Forest plot characteristics TIMBER 0.268 0.106 0.290 BAMBOO 0.454 0.180 1.475 RECREF 0.116 0.046 0.351 DIS 0.810＊＊ 0.313＊＊ 0.342 森林经营特征Forest management characteristics ROAD 0.235 0.094 0.429 PURE 0.072 0.029 0.258 PLANT03 0.394 0.156 0.541 非林因素影响Non-forestry factors CROP 0.248 0.098 0.384 OFFINC 0.674 * 0.267 * 0.348 制度因素Institutional factors TENURE 0.211 0.083 0.307 TAX 0.475 * 0.188 * 0.268 QUOTA 0.723＊＊ 0.282＊＊＊ 0.286 统计诊断Statistical diagnosis ln lik. -80.19＊＊＊ Chi-squared 54.96 Pseudo R2 0.255 Correct rate of prediction 75.00% N 156

农户管护行为影响因素的Probit回归模型的对数似然值(ln lik.)为-75.53，表明所有解释变量对被解释变量具有显著影响(P＜0.01)，模型的估计准确率为79.47%。回归结果详见表 5。在家庭人口特征变量中，户主年龄、户主受教育水平、是否主要从事农林业、是否长期从事农林业和家庭劳动力数量5项指标对防火、防虫、防盗等管护行为均没有显著影响。就林地特征而言，在新一轮集体林权制度改革中获得的林地占家庭林地总面积的比重对管护行为具有正的影响(P＜0.01)，表明若在此次林改中得到的林地数量占家庭林地总量的比重越大，那么农户开展管护工作的可能性越高; 林地是否距离家庭远对管护行为具有正的显著影响(P＜0.05)，表明林地距离家庭越远，农户参与管护的可能性越高; 用材林占家庭林地总面积的比重、竹林占家庭林地总面积的比重对管护行为不具有显著影响。在林业生产特征类变量中，是否有林道修建计划对管护行为具有显著影响(P＜0.05)，是否更愿意经营纯林、是否在林改前进行过造林2个指标对当前的管护行为均没有显著影响。在非林因素方面，家庭耕地面积和非农收入占总收入比重均没有显著影响。在制度变量中，是否对权属制度改革满意、是否对税费制度改革满意和是否对经营制度改革满意3个指标对管护行为也没有显著影响。

表 5 农户管护行为的Probit模型回归结果 Tab.5 Results of the Probit model on forest protection behavior

表 5 农户管护行为的Probit模型回归结果 Tab.5 Results of the Probit model on forest protection behavior 解释变量Explanatory variables 系数Coefficient 边际影响Marginal effect 标准误Std. error 家庭人口特征Demographic characteristics AGE -0.005 -0.002 0.013 EDU -0.016 -0.006 0.162 FARM -0.129 -0.046 0.325 FARM10 -0.049 5 -0.017 0.321 LABOR -0.029 -0.010 0.106 林地特征Forest plot characteristics TIMBER -0.220 -0.077 0.306 BAMBOO 0.432 0.151 1.484 RECREF 1.010＊＊＊ 0.353＊＊＊ 0.366 DIS 0.968＊＊＊ 0.362＊＊＊ 0.332 森林经营特征Forest management characteristics ROAD 0.946＊＊ 0.359＊＊ 0.411 PURE 0.377 0.132 0.266 PLANT03 0.013 0.004 0.472 非林因素影响Non-forestry factors CROP 0.517 0.181 0.403 OFFINC -0.078 -0.027 0.354 制度因素Institutional factors TENURE 0.044 5 0.015 0.320 TAX 0.108 0.038 0.282 QUOTA -0.151 -0.052 0.286 统计诊断Statistical diagnosis ln lik． -75.53＊＊＊ Chi-squared 47.53 Pseudo R2 0.239 Correct rate of prediction 79.47% N 156

数据描述统计结果表明，农户在造林、砍杂、施肥和管护4种营林活动中的参与性存在差异。计量分析结果则表明，造林、砍杂、施肥和管护4种不同营林活动的影响因素也存在差异。若仅从造林环节来分析新一轮集体林权制度改革后的森林经营活动存在局限，难以全面体现森林经营现状，以及制度改革对农户森林经营行为的影响。

家庭特征类变量回归参数表明，参与森林经营的户主及其家庭仍存在一定的异质性。若户主年龄越大越不愿意参与砍杂活动，原因可能是砍杂劳动强度较大。受教育水平越高越可能进行造林，表明该群体对造林的认同度更高; 但受教育水平对河南省农户造林行为的影响却不显著(刘珉，2011)，体现了区域农户个体特征对行为的影响差异。长期从事农林业可能不参与造林，原因可能在于不需要进行造林，因此导致更可能进行施肥。家庭劳动力越多，越可能进行砍杂，但越不可能参与施肥，体现了2种活动对劳动力需求的差异。户主是否主要从事农林业对于4种营林活动都不具有显著影响，原因在于此方面户主的差异性小。

林地特征变量回归参数表明，农户森林经营行为因林地的差异存在不同。若农户家庭用材林地比重大，则造林参与程度高，符合用材林的生产和更新规律。从新一轮集体林权制度改革中获得的林地比重越大，管护行为越积极，原因可能是新获得的森林资源质量高。若林地距家庭远，那么更有可能进行砍杂、施肥和管护活动，原因可能是距离家庭远的森林相对更需要进行抚育。竹林比重对于4种森林经营活动没有影响，原因可能是农户拥有的竹林比重普遍过小。

森林经营特征类变量回归参数表明，农户修建林道意愿越强，越可能参与管护，原因可能是需要管护的林道条件不佳。若在林改前进行过造林，那么在2010年更不可能进行造林，但是更有可能进行砍杂，基本符合营林生产活动规律。是否愿意经营纯林对于森林经营活动没有影响，但愿意从事纯林经营的农户比重接近50%，原因可能在于农户层面的纯林和混交林经营行为不存在本质差异。

非林因素变量回归参数表明，农户农地面积越大，越可能从事造林活动，原因可能是农业生产经营活动与林业生产经营活动在空间上具有一致性，且具有种植活动的共性。然而，农户非农收入比重越大，那么从事造林和施肥的可能性都更低，原因可能在于森林经营对于农户缺乏重要性。

制度变量回归参数表明，农户对限额采伐制度改革若更为满意，则更可能进行砍伐和施肥，原因可能在于此项制度直接关系到农户的收益实现情况，进而影响农户决策营林成本; 类此，若农户对税费制度改革满意，也更愿意进行施肥; 对于权属制度改革是否满意对于4项营林活动均不具有影响，原因可能在于农户对于权属制度改革普遍具有较高的满意程度。

随着集体林权制度改革的深入，我国多数地区都完成了权属制度改革，正在深化经营制度改革，通过组建、发展合作组织，推动林权抵押贷款、政策性森林保险，为加强森林经营、提高林业收益创造有利的制度和市场环境。在深化集体林权制度改革的过程中，应对农户家庭人口特征、林地特征、森林经营行为、经济状况给予充分关注，以推动相关制度的进一步优化。第一，针对户主特征和家庭劳动力数量的影响，一方面应推动联合经营和规模经营，促进集体林区营林生产主体形式创新，提高劳动力配置效率; 另一方面应注重培育和发展营林业劳动力市场，促使社会剩余劳动力有组织地进入林业生产领域，从而避免因劳动力短缺以及森林经营成本的快速上升，以保证森林经营收益得以充分实现。第二，针对林地特征的影响，可为用材林比重大和林地与家庭距离远的特定群体提供相应的技术、资金等扶持，以更好地激活森林经营意愿和降低森林经营成本。第三，针对现有的森林经营特征，尤其是过去造林行为的影响，应继续推动农户参与造林活动，为其他营林活动的开展奠定基础。第四，由于非农收入对森林经营行为具有影响，应关注非农收入比重较高农户的森林资源经营管理问题，避免此部分森林资源因没有得到充分的经营而出现低效配置。第五，针对税费制度和限额制度具有的积极影响，应进一步推动这些有利于森林经营成本下降和收益增长的制度的优化。