2025年4月7日星期一
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摘要

目的

考察退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响以及主观福利的中介效应，为巩固退耕还林成果、推动退耕还林高质量发展提供决策参考。

方法

文章基于河北省473户参与首轮退耕的农户数据，构建类别变量中介模型，实证检验退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响，并进一步探究主观福利是否在退耕补贴到期影响农户退耕地利用意愿的关系中具有中介效应。

结果

（1）退耕补贴到期会增强农户对退耕地的复耕、换树种和流转意愿，降低农户的管护意愿；（2）退耕补贴到期会造成农户主观福利的下降；（3）主观福利在退耕补贴到期与农户退耕地管护、复耕和换树种意愿的关系中具有中介效应。

结论

政府应及时出台退耕还林后续相关政策，提升农户主观福利水平，并加强退耕地流转机制建设，从而保障退耕还林成果的可持续性，实现退耕还林的高质量发展。

关键词

土地管理; 退耕还林; 中介模型; 主观福利; 退耕地利用意愿

0 引言

退耕还林补贴既是国家推动退耕还林工程顺利开展的重要措施，更是激励农户巩固退耕还林成果的有效手段^[

1]。尤其在贫困地区，退耕农户对补贴依赖性较强，以现金形式发放的退耕补贴对贫困地区农户稳定收入和退耕成果保护至关重要^{[参考文献 2

百度学术}2]。但当前面临着首轮退耕还林补贴全面到期的情况。退耕农户在补贴收入减少的冲击下，是否会在退耕地利用方面作出调整，以应对补贴到期带来的冲击？因此，关注并研究补贴到期后农户对退耕地的利用意愿，以及重点考察补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响及机制，可为后续退耕还林政策的制定、保障退耕还林成果可持续性和高质量发展提供重要的经验证据。

退耕补贴是国家对于退耕农户改变土地利用用途的一种经济偿付，一直是影响农户退耕地利用意愿的重要因素^[

3]。补偿到期意味着政府与农户之间关于退耕还林的土地利用合约结束，农户保持退耕地的机会成本增加，这可能会对农户退耕地利用意愿造成直接影响。同时，由于农户福利作为集中体现农户生活质量的重要指标，会对农户行为意愿产生重要影响^{[参考文献 4

百度学术}4]。其中，农户福利可分为客观福利和主观福利两方面，客观福利主要通过收入水平的变化来反映^{[参考文献 4

百度学术}4]，由于不同农户具体情况存在差异，仅通过收入角度无法完全反映补贴到期后农户真实的福利状况；农户主观福利是指农户对当前生活水准的自我判断和主观感受，包括幸福感、满意度等情感体验^{[参考文献 5

百度学术}5]。实地调研发现，现阶段相较于客观福利的变化，农户受比较和不平衡心理的影响，其补贴到期后主观福利的变化更为强烈。因此，补贴到期后农户主观福利上的变化，更有可能影响其后续退耕地利用方面的意愿选择，要深入探究补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响，还需引入主观福利这一因素。

退耕还林工程实施以来，农户的退耕地利用意愿问题一直是备受学术界关注的一个重要问题。研究主要集中在农户的复耕意愿和管护意愿两个方面。喻永红在临近补贴到期前的研究中发现，如果补贴结束，大部分农户的态度是不会继续对退耕地进行管护^[

6]。陈儒等研究认为，退耕农户对补贴依赖性较强，退耕补贴是影响农户复耕决策的重要因素^{[参考文献 7

百度学术}7]。任林静和黎洁的研究表明，补贴到期农户对土地的收入依赖程度越强，其复耕的意愿越强，计划复耕程度越强^{[参考文献 8

百度学术}8]。周银花等研究表明，影响二轮退耕农户复耕意愿的因素存在差异，首轮退耕农户的复耕意愿受退耕地情况的影响较大，而新一轮退耕农户复耕意愿受退耕补助标准显著影响^{[参考文献 9

百度学术}9]。已有研究虽取得了一些有益的研究成果，但仍存在以下不足：第一，忽视了补贴到期的影响，缺乏补贴到期后对农户退耕地利用意愿的直观考察。第二，有关农户退耕地利用意愿所选指标并不全面，无法完整反映农户的真实诉求。第三，对影响农户退耕地利用意愿的作用机理缺乏关注。

鉴于此，文章以河北省参与首轮退耕还林的473户农户为研究对象，通过构建类别变量中介模型，实证检验补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响，并进一步探究主观福利是否在补贴到期影响农户退耕地利用意愿的关系中具有中介效应。该研究结果有益于丰富农户土地利用行为研究，也可为后续政策制定以巩固退耕还林成果、推进退耕还林工程高质量发展提供重要的参考依据。

1 研究区域与数据来源

1.1　研究区域

该文选取河北省的围场县、沽源县和涞源县作为研究区域（图1）。围场、沽源和涞源3县均地处国家重点生态功能区，也都曾是燕山—太行山集中连片特困地区重点县，国家级贫困县；总面积分别为9 219km²、3 654km²和2 448km²。据2019年地方统计年鉴显示，围场县GDP154.66亿元，人均GDP3.61万元，围场县农民人均可支配收入为9 002元，在全省160个县（区）中位列第146；沽源县GDP64.43亿元，人均GDP4万元，农民人均可支配收入为1.046 553万元，在全省160个县（区）中位列第129；涞源县GDP63.49亿元，人均GDP2.24万元，农民人均可支配收入为8 065元，在全省160个县（区）中位列第157。

图1 研究区域注：本图基于自然资源部标准地图服务系统下载的标准地图制作，底图无修改

选择以上3县作为研究区域的原因在于：第一，上述3县实施退耕还林工程较早，是河北省退耕还林以及保障生态安全的重点区域，巩固退耕还林成果任务艰巨。第二，上述3县在调研期间补贴到期和未到期农户分布均匀，样本具备一定代表性和典型性。第三，上述3县均曾是贫困县，巩固拓展脱贫攻坚成果防止返贫致贫任务重。第四，上述3县的区位、经济和社会条件令农户间具有相似的群体特征，使得难以用变量表示的潜在差异能够得到一定的控制，从而削弱实证分析过程中的随机误差。

1.2　数据来源

调研于2019年9—10月展开。在确定县级调研区域后，采用多阶段随机抽样方法，首先按照人均收入水平将每县所有的乡（镇）分为高、中、低3组，每组随机选取1~2个乡（镇）；其次，在样本乡（镇）内，按照同样标准随机选取1~2个行政村；最后，在每个样本村随机选取15~20户农户。同时，考虑到农户的文化水平，该文采用调查员入户访谈的方式填写调查问卷，调查员均为经过培训的高年级研究生和博士生。共发放问卷478份，剔除漏答关键信息、填写明显有误的问卷，获得有效问卷473份，问卷有效率为98.95%。

2 研究设计

2.1　模型构建

该文的目的是实证检验退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响，以及是否通过主观福利影响农户退耕地利用意愿。因此，采用中介效应模型进行分析。在实证研究的因果关系分析中，中介效应指的是自变量对因变量的影响是否通过中介变量实现，因而中介效应模型广泛用于分析自变量对因变量的影响过程和作用机制，相比单纯分析自变量对因变量影响的同类研究，中介效应模型通过统计学方法探讨自变量对因变量的影响能否被中介变量所解释及解释效应量的大小，即自变量如何影响因变量，进而可以进一步揭示出变量间的复杂关系和内在机制，从而能更深入地挖掘变量间的作用关系和反映现象的本质^[

10,11]。

基于此，构建类别变量中介效应模型为：

Y_{t} = i_{1} + c X + β_{1} K + ε_{1}

（1）

M = i_{2} + a X + β_{2} K + ε_{2}

（2）

Y_{t} = i_{3} + c^{'} X + b M + β_{3} K + ε_{3}

（3）

式（1）至（3）中， $Y_{t}$ 表示农户各类退耕地利用意愿，为类别变量； $M$ 表示中介变量主观福利，为有序分类变量。因此，式（1）（3）均采用Logistic回归，式（2）采用有序Logistic回归。 $X$ 表示退耕补贴到期情况；控制变量 $K$ 包括户主特征（性别、年龄、受教育程度、就业状况和健康状况）与生产经营特征（收入状况、劳动力比例、退耕地规模和树种类型）；式（1）中的 $c$ 为退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的总效应；式（2）中的 $a$ 为退耕补贴到期对中介变量主观福利的效应，式（3）中的 $b$ 为控制了退耕补贴到期变量后，中介变量主观福利对农户退耕地利用意愿的效应， $a b$ 即为中介效应也称间接效应；式（3）中的 $c^{'}$ 为控制了中介变量主观福利后，退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的直接效应。总效应等于中介效应加直接效应，即 $c = a b + c^{'}$ 。 $β_{1}$ 、 $β_{2}$ 、 $β_{3}$ 表示控制变量的待估系数。 $ε_{1}$ 、 $ε_{2}$ 、 $ε_{3}$ 为随机误差项。图2为对应的中介效应路径图。

图2 中介效应模型

该研究借鉴现有文献对中介效应的检验流程^[

12]，对式（1）至（3）依次进行估计。首先，检验自变量退耕补贴到期对因变量农户退耕地利用意愿的影响，即

c

是否通过显著性检验。若

c

不显著，停止中介效应检验；否则，对

a

进行系数显著性检验，确认自变量退耕补贴到期对中介变量主观福利的影响。若

a

通过系数显著性检验，则对

b

、

c^{'}

进行系数显著性检验，确认自变量、中介变量与因变量之间的关系。最后，借鉴已有研究^{[参考文献 13

百度学术}13]，借助乘积分布法^脚注，检验

Z_{a} \times Z_{b}

的显著性^脚注，以对主观福利在退耕补贴到期与农户退耕地利用意愿关系中的中介效应进行验证。

2.2　变量设置与描述性统计

2.2.1　因变量

农户退耕地利用意愿。有关农户退耕地利用意愿的研究多数从复耕和管护意愿两个方面展开^[

14,15]。但多地的实地调研情况表明，补贴到期后农户还有更换当前退耕地的树种或者将退耕地进行流转的意愿，以此进行生计策略的调整弥补收入损失。鉴于此，该文的农户退耕地利用意愿包括复耕意愿、管护意愿、换树种意愿和流转意愿。农户是否具有上述意愿用

Y_{t}

来表示，具有某种意愿时，取值为1，否则为0。

2.2.2　核心自变量

退耕补贴到期情况。退耕补贴是否到期用 $X$ 来表示，补贴到期时，取值为1，否则为0。

2.2.3　中介变量

主观福利。在福利经济学的发展过程中，国内外学者将非经济福利视为主观福利，反映主体对自己当前生活状况的一种主观判断，以及与自己的过去或周围人相比较而获得的主观感受^[

16,17]。由于主观福利量化涉及到主体的认知心理，很难直接测度^{[参考文献 18

百度学术}18]。迄今为止学术界尚无主观福利测量的统一标准，主要采用生活满意度作为主观福利的代理变量^{[参考文献 19

百度学术}19,20]。因不同农户家庭之间原有收入水平和消费水平不同，农户对补贴到期影响的主观感受存在差异，进而会反映出不同的生活满意度。因此，该文借鉴现有研究的做法^{[参考文献 16

百度学术}16,17]，选择生活满意度来衡量农户主观福利，并使用李克特五级量表来取值。

2.2.4　控制变量

借鉴已有研究成果^[

21-23]，该文选取涵盖户主特征和生产经营特征的性别、年龄、受教育程度、就业状况、健康状况、收入状况、劳动力比例、退耕地规模和树种类型9个变量作为控制变量，具体赋值详见表1。

表1 变量描述性统计

变量类别	变量名称	含义	取值	均值	标准差
因变量	复耕意愿	是否具有毁林或在退耕地上种植农作物的意愿	是=1，否=0	0.121	0.300
	管护意愿	是否具有继续管护退耕地的意愿	是=1，否=0	0.414	0.493
	换树种意愿	是否具有更换退耕地当前树种的意愿	是=1，否=0	0.097	0.285
	流转意愿	是否具有将退耕地进行流转的意愿	是=1，否=0	0.412	0.492
核心自变量	退耕补贴到期情况	退耕补贴是否到期	是=1，否=0	0.670	0.471
中介变量	主观福利	农户生活满意度	非常不满意=1，比较不满意=2，一般=3，比较满意=4，非常满意=5	3.315	1.107
控制变量	性别	性别	男=1，女=0	0.943	0.232
	年龄	2019年实际年龄	具体数值	59.780	10.342
	受教育程度	受教育年限	具体数值	6.082	3.469
	就业状况	就业状况	务农=1，其他=0	0.717	0.451
	健康状况	健康状况	健康=1，其他=0	0.438	0.496
	收入状况	户人均收入对数（元）	具体数值	8.123	1.626
	劳动力比例	劳动力占家庭总人口比例	具体数值	0.763	0.299
	退耕地规模	实际退耕地面积（hm²）	具体数值	0.351	0.639
	树种类型	主要种植生态林或其他树种	生态林=1，其他=0	0.721	0.449

在此次调研的473户农户中，补贴到期的农户为317户，占比67.02%，补贴到期率偏高。对退耕地具有管护意愿和流转意愿的样本农户占比均超过4成，而仅有小部分样本农户具有复耕意愿和换树种意愿，这与当前农户综合因素制约下的成本效益权衡结果和农村生态保护政策深入推进的现实情况相符。样本农户整体主观福利处于中等偏上水平，这与中国社会状况综合调查（CSS 2019）

以及中国健康与养老追踪调查数据库（CHARLS）^脚注的统计结果基本吻合。

此外，从户主性别来看，受访农户以男性为主，占比94.29%；从年龄构成来看，年龄在50~60岁之间的农户居多，年龄均值为59.78岁；从受教育程度来看，农户整体受教育程度偏低，多数农户受教育年限不足9年，受教育均值为6.08年；从就业状况来看，从事农业经营的农户占比较高，均值为71.67%。就上述指标而言，该次调研结果与“第三次全国农业普查”的结果基本吻合

。综上所述，此次调查样本具有一定的代表性。

3 实证结果与分析

3.1　退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响

在进行回归分析之前，首先对主要变量进行相关性分析

。结果显示退耕补贴到期、主观福利和农户退耕地利用意愿变量间显著相关，这为后续回归分析提供了可行性条件。此外，多重共线性诊断结果表明，方差膨胀因子（VIF）均在5以下，远小于临界值10，且各变量间的相关系数均不超过0.5。因此，可初步排除模型中存在多重共线性问题。在此基础上，利用模型（1）估计退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响，结果见表2。

表2 退耕补贴到期对农户各类退耕地利用意愿的回归

变量	管护意愿		复耕意愿		换树种意愿		流转意愿
变量	系数	边际效应	系数	边际效应	系数	边际效应	系数	边际效应
退耕补贴到期情况	-0.701^***	-0.140^***	1.870^***	0.171^***	0.953^**	0.071^**	1.122^***	0.245^***
性别	0.154	0.031	0.155	0.014	-1.141^**	-0.085^**	-0.677	-0.148
年龄	0.118	0.023	-0.296	-0.027	-0.414^*	-0.031^*	0.225^*	0.049^*
受教育程度	0.091^***	0.018^***	0.061	0.006	0.174^***	0.013^***	-0.005	-0.001
就业状况	-0.021	-0.004	-0.095	-0.009	0.295	0.022	0.160	0.035
健康状况	-0.022	-0.004	-0.014	-0.001	0.579^**	0.043^**	0.006	0.001
劳动力比例	0.254	0.051	0.055	0.005	0.120	0.009	0.556	0.121
收入状况	-0.115	-0.0230	-0.331^***	-0.030^***	-0.231^**	-0.017^**	-0.186^**	-0.041^**
退耕地规模	-0.535	-0.107	1.640^**	0.150^**	0.362	0.027	0.916^**	0.200^**
树种类型	-1.007^***	-0.201^***	0.587^*	0.054^*	0.326^***	0.024^***	0.077	0.017

注： ^***、^**和^*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，下同

如表2所示，退耕补贴到期对农户退耕地管护意愿的回归系数为-0.701，P<0.01，即补贴到期对农户退耕地管护意愿具有显著负向影响。实地调研发现，补贴到期一方面使农户失去了管护退耕地的经济激励，另一方面使农户进行生计策略上的调整，选择比较收益更高的非农就业，从而进一步降低了农户对退耕地的管护意愿。另外，控制变量中的受教育程度显著正向影响农户退耕地管护意愿，树种类型显著负向影响农户退耕地管护意愿，与现有研究结论相一致^[

4, 15]。

退耕补贴到期对农户退耕地复耕意愿的回归系数为1.870，P<0.01。即补贴到期对农户退耕地复耕意愿具有显著正向影响。这说明贫困地区退耕农户对土地的依赖性或农业生产的需求程度仍然较高，补贴到期不仅使其退耕地的机会成本难以得到弥补，同时也使其无法享有相应的农业支持保护补贴，从而产生较为强烈的复耕意愿；实地调研还发现，部分退耕户也希望通过表达更强的复耕意愿以争取继续获得退耕地的补贴收益。此外，控制变量中的退耕规模和树种类型显著正向影响农户退耕地复耕意愿，收入状况显著负向影响农户退耕地复耕意愿，与现有研究结论相一致^[

7,8]。

退耕补贴到期对农户退耕地换树种意愿的回归系数为0.953，P <0.05。即补贴到期对农户退耕地换树种意愿具有显著正向影响。补贴到期减少了退耕农户的收入，同时由于首轮退耕还林要求生态林面积不得低于退耕还林面积的80%，退耕农户主要以退耕还生态林为主，目前生态林的采伐成本高经济效益低，而且采伐受限，部分农户会考虑更换当前经营的树种，以提高经济收入。此外，控制变量中的受教育程度、健康状况显著正向影响农户退耕地换树种意愿，性别、年龄和收入状况显著负向影响农户退耕地换树种意愿，与现有研究结论相一致^[

24]。

退耕补贴到期对农户退耕地流转意愿的回归系数为1.122，P <0.01。即补贴到期对农户退耕地流转意愿具有显著正向影响。调研发现，在受访贫困地区存在一部分既无法支付复耕所带来的高额成本，又缺乏更换树种所需相关技术支持的农户，补贴到期后其更期望将退耕地进行流转获得流转金以及经营分红，增加自身收益。此外，控制变量中的年龄、退耕地规模显著正向影响农户退耕地流转意愿，收入状况显著负向影响农户退耕地流转意愿，这是由于：第一，农业生产属于体力型劳动，而随着年龄的增长，农户劳动能力逐渐变差，将退耕地流转给他人经营的意愿更为强烈。第二，农户退耕地规模越大，农户进行管护、复耕和换树种的成本也相应越高，农户放弃自己经营流转退耕地的意愿越强烈。第三，调研发现，受经济和地理条件的限制，贫困地区劳动力转移难度较大，高收入家庭普遍以土地经营收入为主，因此将退耕地进行流转的意愿较低。

3.2　退耕补贴到期对农户主观福利的影响

利用模型（2）估计退耕补贴到期对农户主观福利的影响（表3）。结果表明，退耕补贴到期对主观福利的回归系数为-1.305，P <0.01。即补贴到期对主观福利具有显著负向影响。调研发现，对于首轮退耕补贴到期的农户而言，与补贴到期前相比，失去了一项稳定的转移性收入；与非退耕农户相比，退耕农户从退耕还生态林地获取的经济收益较低，也无法享有非退耕地的各种农业支持补贴，进而导致对农户基于生活满意度的主观福利产生消极影响。此外，控制变量中受教育程度和收入状况显著正向影响主观福利，就业状况和树种类型显著负向影响主观福利，与现有研究结论相一致^[

8, 25]。

表3 退耕补贴到期对农户主观福利的回归

变量	系数	边际效应
变量	系数	1	2	3	4	5
退耕补贴到期情况	-1.305^***	0.093^***	0.127^***	0.059^***	-0.135^***	-0.143^***
性别	0.137	-0.010	-0.013	-0.006	0.014	0.015
年龄	-0.107	0.008	0.010	0.005	-0.011	-0.012
受教育程度	0.099^***	-0.007^***	-0.010^***	-0.004^***	0.010^***	0.011^***
就业状况	-0.229^*	0.016^*	0.022^*	0.010^*	-0.024^*	-0.025^*
健康状况	0.069	-0.005	-0.007	-0.003	0.007	0.008
劳动力比例	0.418	-0.030	-0.041	-0.019	0.043	0.046
收入状况	0.134^**	-0.010^**	-0.013^**	-0.006^**	0.014^**	0.015^**
退耕地规模	-0.358	0.025	0.035	0.016	-0.037	-0.039
树种类型	-0.373^**	0.027^**	0.036^**	0.017^**	-0.039^**	-0.041^**

3.3　退耕补贴到期、农户主观福利对农户退耕地利用意愿的影响

利用模型（3）估计退耕补贴到期、农户主观福利对农户退耕地利用意愿的影响（表4）。回归结果表明，主观福利对农户退耕地管护意愿具有显著正向影响，而对农户退耕地复耕意愿具有显著负向影响。说明随着农户的收入水平和生活质量提升，使其主观福利得以提高，在保护环境和生计之间会更倾向于作出保护环境的决策。因此，选择复耕的可能性降低，并有利于农户管护意愿的提升。

表4 退耕补贴到期和主观福利对农户各类退耕地利用意愿的回归

变量	管护意愿		复耕意愿		换树种意愿		流转意愿
变量	系数	边际效应	系数	边际效应	系数	边际效应	系数	边际效应
退耕补贴到期情况	-0.475^**	-0.093^**	1.627^***	0.147^***	0.527	0.038	1.013^***	0.220^***
主观福利	0.326^***	0.064^***	-0.277^*	-0.025^*	-0.514^***	-0.037^***	-0.145	-0.031
性别	0.131	0.026	0.179	0.016	-1.170^*	-0.084^*	-0.662	-0.144
年龄	0.145	0.028	-0.330^*	-0.030^*	-0.519^**	-0.037^**	0.218^*	0.047^*
受教育程度	0.074^**	0.015^**	0.079	0.007	0.216^***	0.016^***	-0.003	0.001
就业状况	-0.031	0.006	-0.136	-0.012	0.381	0.027	0.140	0.030
健康状况	-0.029	-0.006	-0.017	-0.002	0.575^**	0.041^**	0.010	0.002
劳动力比例	0.167	0.033	0.205	0.019	0.291	0.021	0.596^*	0.129^*
收入状况	0.115^*	0.029^*	-0.302^**	-0.027^**	-0.188^*	-0.014^*	-0.175^**	-0.038^**
退耕地规模	-0.484	-0.094	1.713^**	0.016^**	0.364	0.026	0.963^**	0.209^**
树种类型	-0.960^***	-0.187^***	0.628^**	0.057^**	0.459^***	0.033	0.048	0.011

主观福利对农户退耕地换树种意愿具有显著负向影响，加入主观福利变量后，补贴到期对换树种意愿影响并不显著。这说明受到换树种成本以及所需人力、技术等多方面的限制，补贴到期或者失去补贴收入并不是农户更换树种的深层动因，只有当其在补贴到期或者失去补贴收入后主观福利明显受损的情况下，才会考虑更换树种。

主观福利对农户退耕地流转意愿不具有显著影响。由于流转退耕地所需投入的成本相较于复耕和换树种更低且能在短期内实现收益增长，加之贫困地区农户年龄普遍偏大，选择增收的途径较为单一。因此，无论主观福利如何变化，大多数农户都希望在补贴到期后通过流转退耕地进一步增加收入。

此外，与表2相比，表4中的控制变量的方向和显著性总体一致，此处不再赘述。

3.4　农户主观福利的中介检验

为进一步验证主观福利对退耕补贴到期影响农户退耕地利用意愿的中介效应，该文参照已有研究^[

13]，在上述回归结果的基础上，采用乘积分布法并利用RMediation软件包进行检验。在复耕意愿方面，可得到

Z_{a} \times Z_{b}

的95%置信区间为[0.049，0.699]，间接影响为0.361（SE=0.198）。因此，主观福利对补贴到期与农户退耕地复耕意愿关系的中介效应显著。在管护意愿方面，可得到

Z_{a} \times Z_{b}

的95%置信区间为[-0.669，-0.207]，间接影响为-0.425（SE=0.141）。因此，主观福利对补贴到期与农户退耕地管护意愿关系的中介效应显著。在换树种意愿方面，可得到

Z_{a} \times Z_{b}

的95%置信区间为[0.290，1.092]，间接影响为0.670（SE=0.245）。因此，主观福利对补贴到期与农户退耕地换树种意愿关系的中介效应显著。在流转意愿方面，可得到

Z_{a} \times Z_{b}

的95%置信区间为[-0.014，0.406]，间接影响为0.189（SE=0.128），置信区间包含0。这表明主观福利不是补贴到期影响农户流转意愿的中介变量。

综上所述，这意味着退耕补贴到期不仅能对农户退耕地管护意愿、复耕意愿和换树种意愿产生直接影响，还可以通过主观福利这一中介变量的中介效应产生间接影响。

4 结论与启示

4.1　结论

该文以河北省贫困地区参与首轮退耕还林的473户农户为研究对象，通过构建类别变量中介模型，实证检验补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响，并进一步探究主观福利是否在补贴到期影响农户退耕地利用意愿的关系中具有中介效应。研究结果如下。

（1）退耕补贴到期对农户退耕地管护意愿具有显著负向影响，而对复耕意愿、换树种意愿和流转意愿具有显著正向影响。

（2）退耕补贴到期会造成农户主观福利的下降。

（3）主观福利在补贴到期与农户退耕地管护、复耕和换树种意愿的关系中具有中介效应。

4.2　启示

（1）及时出台退耕还林后续相关政策。政府应在补贴到期后，对位于各级各类生态功能区或生态脆弱区的退耕地，继续通过相应生态补偿项目给予退耕农户生态补偿，并对其余退耕地应赋予退耕农户一定的退耕地处置权；或者适度延长补贴期限、因地制宜实施差异化补偿，以巩固退耕还林成果并维护农户的利益。

（2）提升农户主观福利水平。主观福利不高会加剧退耕补贴到期所带来的消极影响，政府应将退耕还林工程、退耕还林成果巩固与提升农户主观福利有机结合，在保障农户基本生活和经济收入稳定的基础之上，通过制定各种惠农政策助力劳动力转移、农林业增产和农林产品提质，使农户加快实现收入结构的转换和收入来源的多样化，进一步改善农户的主观福利，从而将退耕还林的生态扶贫功能发挥到最大和有效巩固退耕还林成果。

（3）加强退耕地流转机制建设。建立健全退耕地流转市场，有效保障农户的土地流转权利，节约流转成本。同时，着重加强退耕地流转后续服务，通过规范流转程序与流转契约消除农户主观上的不确定性。

参考文献

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首轮退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿影响研究

——基于农户主观福利的中介检验

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 研究区域与数据来源

1.1　研究区域

1.2　数据来源

2 研究设计

2.1　模型构建

2.2　变量设置与描述性统计

3 实证结果与分析

3.1　退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响

3.2　退耕补贴到期对农户主观福利的影响

3.3　退耕补贴到期、农户主观福利对农户退耕地利用意愿的影响

3.4　农户主观福利的中介检验

4 结论与启示

4.1　结论

4.2　启示

参考文献

首轮退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿影响研究

——基于农户主观福利的中介检验

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 研究区域与数据来源

1.1 研究区域

1.2 数据来源

2 研究设计

2.1 模型构建

2.2 变量设置与描述性统计

3 实证结果与分析

3.1 退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响

3.2 退耕补贴到期对农户主观福利的影响

3.3 退耕补贴到期、农户主观福利对农户退耕地利用意愿的影响

3.4 农户主观福利的中介检验

4 结论与启示

4.1 结论

4.2 启示

参考文献

1.1　研究区域

1.2　数据来源

2.1　模型构建

2.2　变量设置与描述性统计

3.1　退耕补贴到期对农户退耕地利用意愿的影响

3.2　退耕补贴到期对农户主观福利的影响

3.3　退耕补贴到期、农户主观福利对农户退耕地利用意愿的影响

3.4　农户主观福利的中介检验

4.1　结论

4.2　启示