李蘭英，黃文義，童紅衛(wèi)，王偉文，何小兵

（1.浙江農(nóng)林大學(xué) 林業(yè)經(jīng)濟(jì)研究中心，浙江 臨安 311300；2.浙江省龍泉市林業(yè)局，浙江 龍泉323700）

1981年，林業(yè)“三定”（穩(wěn)定山權(quán)林權(quán)，劃定自留山，確定林業(yè)生產(chǎn)責(zé)任制）以后，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制成為中國山區(qū)林業(yè)經(jīng)營的主要方式，林農(nóng)成為相對獨立的經(jīng)營主體，激發(fā)了林農(nóng)生產(chǎn)積極性［1］，促進(jìn)了林業(yè)發(fā)展。然而，隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這種小規(guī)模家庭經(jīng)營已經(jīng)不適應(yīng)現(xiàn)代林業(yè)發(fā)展的要求，小生產(chǎn)和大市場之間的矛盾日益突出［2－3］，林農(nóng)收入增長緩慢。怎樣解決這一矛盾成為山區(qū)林業(yè)發(fā)展和林農(nóng)增收的關(guān)鍵。林農(nóng)合作社作為提高林農(nóng)組織化程度的一種有效途徑，很好地解決了這一矛盾［4－6］，成為山區(qū)林農(nóng)增收的新動力。發(fā)展林農(nóng)合作社，有利于促進(jìn)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置［1］，促進(jìn)林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整［3］，有利于促進(jìn)區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)的形成，提高林業(yè)生產(chǎn)效率，增加林農(nóng)的生產(chǎn)經(jīng)營收入［7］，從而促進(jìn)林農(nóng)增收。因此，林農(nóng)合作社有利于促進(jìn)林農(nóng)增收已是公認(rèn)的觀點［1-3，6-11］，但現(xiàn)有研究缺乏通過數(shù)據(jù)分析做實證分析［10－11］。本研究運用實際調(diào)研數(shù)據(jù)，在對樣本農(nóng)戶進(jìn)行描述統(tǒng)計分析的基礎(chǔ)上，通過Eviews統(tǒng)計軟件回歸分析了林農(nóng)合作社對山區(qū)林農(nóng)收入的影響。

1 研究點及數(shù)據(jù)說明

1.1 研究點

浙江省位于中國東南沿海，陸域面積為10.18萬km2，其中山地面積占總面積的70.4%，集體林面積占森林面積的95.0%以上，全省90個縣（市、區(qū)）中有51個是林區(qū)縣，是中國集體林改革和林農(nóng)合作社發(fā)展的先行省份。截至2009年，浙江省有林農(nóng)合作社1 512家，其中省級示范性林農(nóng)合作社93家。合作社社員數(shù)13.45萬人，帶動農(nóng)戶92.40萬戶，帶動基地27.00萬hm2，涉及花卉苗木、筍竹、干鮮果品、營林等主導(dǎo)林產(chǎn)品的生產(chǎn)、加工、流通等各領(lǐng)域。

龍泉市位于浙江省西南部浙閩邊境，土地總面積0.31萬km2，其中山地面積占總面積的97.1%，是浙江省最大的林區(qū)縣，素有“浙南林?！敝Q。2009年，龍泉市有林農(nóng)合作社47家，社員2 094人，帶動農(nóng)戶15 000多戶，現(xiàn)有資產(chǎn)3 359萬元。涵蓋了筍竹、食用菌、山茶油、苗木、水果、香榧、營造林以及山林托管、農(nóng)村山地整理等各個方面。

1.2 數(shù)據(jù)采集

數(shù)據(jù)收集采用參與式鄉(xiāng)村快速評估（PRRA）的方法，包括二手資料收集、參與式半結(jié)構(gòu)小組訪談、農(nóng)戶問卷調(diào)查、關(guān)鍵信息人訪談等。2009年12月，在浙江省龍泉市根據(jù)林農(nóng)合作社的分布狀況隨機(jī)選取4個分別位于不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)的合作社（表1），對合作社所在地農(nóng)戶（含社員和非社員）展開調(diào)研，共收回問卷150份，經(jīng)過分析整理得有效問卷139份，其中社員問卷77份，非社員問卷62份。

表1 樣本抽取情況表Table 1 Status of sample extraction

不同合作社擁有的林業(yè)經(jīng)營基地面積相差很大，最大的為能福營造林專業(yè)合作社，擁有7 563.0 hm2，最小的為盛源山茶油專業(yè)合作社，只有13.3 hm2。4個合作社平均擁有經(jīng)營面積為2 269.1 hm2。同時合作社經(jīng)營面積占當(dāng)?shù)亓值乜偯娣e的比例也相差很大，最大達(dá)到100%，而最小的只有3.61%。

2 樣本農(nóng)戶的描述性分析

2.1 樣本農(nóng)戶基本特征

受調(diào)查的139戶農(nóng)戶中，戶主年齡最大為74.0歲，最小27.0歲，平均年齡47.5歲；戶主平均受教育年限為7.1 a，還不到初中畢業(yè)，說明調(diào)查的農(nóng)戶教育年限偏低。家庭基本特征中，戶均林地面積為5.89 hm2，戶均家庭人口4.19人，戶均農(nóng)業(yè)人口3.73人，戶均勞動力為2.44人（表2）。

表2顯示社員與非社員之間戶均林地面積差異較大，說明農(nóng)戶林地資源稟賦對林農(nóng)是否加入林農(nóng)合作社有重要的影響?？傮w標(biāo)準(zhǔn)差顯示了戶主平均年齡和戶均林地面積的總體離散程度比較大，這是與實際相符的，因為這兩個指標(biāo)的總體跨幅比較大。

表2 樣本林農(nóng)基本特征表Table 2 Essential features of sample forest farmers

表3 樣本林農(nóng)收入情況表Table 3 The status of sample forest farmers’income

2.2 樣本林農(nóng)收入情況

樣本林農(nóng)收入分別考察了社員和非社員在2006年和2009年的人均林業(yè)收入和人均收入，用于說明加入合作社前后社員和非社員收入的變化（表3）。

表3顯示：2009年與2006年相比，樣本戶農(nóng)民人均純收入和人均林業(yè)收入，均有較大幅度的提高，特別是社員的人均林業(yè)收入年均增長率達(dá)10.29%。同時，社員在2個指標(biāo)上的年均增長率都高于非社員，其中人均林業(yè)收入增長率高2.96%，人均收入增長率高5.00%，說明加入林農(nóng)合作社確實促進(jìn)了林農(nóng)收入的提高。

3 計量模型的構(gòu)建和分析

3.1 模型的構(gòu)建

3.1.1 變量的選擇 影響山區(qū)林農(nóng)收入的因素很多。本研究主要考慮4個方面因素：農(nóng)戶基本特征、資源稟賦、林產(chǎn)品市場狀況以及農(nóng)戶加入合作社狀況。農(nóng)戶基本特征主要考察戶主的年齡、性別、受教育年限、是否為村干部以及林業(yè)勞動時間［12］；農(nóng)戶資源稟賦主要考察農(nóng)戶家庭勞動力比例、人均林地面積和林種類型；林產(chǎn)品市場狀況考察的是林產(chǎn)品的價格。農(nóng)戶加入合作社狀況主要考察農(nóng)戶是否加入合作社。

表4 變量說明及特征值Table 4 Explain and eigenvalue of variables

通過逐步回歸，剔除具有多重共線性的變量，選取變量如下（表4）：被解釋變量為農(nóng)戶人均林業(yè)收入y1和人均純收入y2；解釋變量為戶主年齡x1，戶主性別x2，戶主受教育年限x3，戶主是否村干部x4，林業(yè)勞動時間x5，人均林地面積x6，家庭勞動力比例x7，不同樹種類型x8和x9，林產(chǎn)品價格x10以及是否加入合作社x11。

3.1.2 實證模型構(gòu)建 要考察林農(nóng)合作社對林農(nóng)收入的影響，在模型中除了要包含代表林農(nóng)合作社的政策選擇變量，還要考慮其他對林農(nóng)收入產(chǎn)生重要影響的關(guān)鍵變量，因此，參照文獻(xiàn)［13］選取標(biāo)準(zhǔn)的Mince半對數(shù)模型，并結(jié)合實際情況，對模型進(jìn)行修正，得出實證分析模型為：ln（yi）=β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+ β5x5+ β6x6+ β7x7+ β8x8+ β9x9+ β10x10+ β11x11+ μi。在模型中，yi代表農(nóng)戶收入（i=1，2），y1代表人均林業(yè)收入，y2代表人均收入；xt（t=1，2，…，11）代表各個解釋變量（表4）；代表隨機(jī)誤差項，即其他對林農(nóng)收入產(chǎn)生影響的非觀測擾動因素。實證模型中用于回歸的數(shù)據(jù)均為2009年數(shù)據(jù)，來源于農(nóng)戶問卷調(diào)查。

3.2 模型回歸結(jié)果及解釋

采用Eviews軟件對模型進(jìn)行回歸（表5）。2個模型的F統(tǒng)計量均通過了1%的顯著性檢驗，說明模型有良好解釋力；D-W值都接近2，說明2個模型都不存在序列相關(guān)性；對模型White檢驗的結(jié)果顯示模型不存在異方差性。此外，在社會科學(xué)回歸模型中，出現(xiàn)擬合優(yōu)度R2（44.61%，31.82%）偏低的情況是正常的［14］，并不影響模型的解釋力。因此設(shè)定的實證回歸模型符合統(tǒng)計學(xué)要求和現(xiàn)實情況。

表5 實證模型回歸結(jié)果Table 5 Regression result of empirical model

基于以上回歸結(jié)果，對模型的經(jīng)濟(jì)解釋如下：①加入林農(nóng)合作社可以為林農(nóng)收入帶來顯著的提高，在控制其他變量不變的情況下，加入林農(nóng)合作社，可以使農(nóng)戶家庭人均林業(yè)收入提高25.82%，人均收入提高21.23%。結(jié)合農(nóng)戶調(diào)查，可知加入林農(nóng)合作社可以從2個方面促進(jìn)林農(nóng)收入的提高：一是合作社為社員提供高于市場價格的保護(hù)價，從而提高社員對林產(chǎn)品價值的收益水平；二是合作社可以為社員提供相對穩(wěn)定的銷售渠道，減少社員的銷售風(fēng)險，從而提高林農(nóng)銷售林產(chǎn)品的潛在收益。②加入林農(nóng)合作社對農(nóng)戶人均林業(yè)收入的影響程度大于人均收入。一是模型中該變量對人均林業(yè)收入的影響通過了10%的顯著性檢驗，而對人均收入的影響并未通過顯著性檢驗；二是從估計參數(shù)的回歸值可知農(nóng)戶加入林農(nóng)合作社帶來人均林業(yè)收入的提高幅度比人均純收入高4.59%。這與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實際是相符的，因為加入林農(nóng)合作社對農(nóng)戶家庭林業(yè)收入的影響是最直接的，而人均純收入中非林收入所占比例較大的事實往往削弱了林農(nóng)合作社對人均純收入的影響。③其他對林農(nóng)收入有顯著影響的因素有：戶主受教育年限、林業(yè)勞動時間以及人均林地面積等，其中戶主受教育年限對人均林業(yè)收入產(chǎn)生負(fù)影響，而對人均收入產(chǎn)生正影響，這主要是因為文化程度較高的農(nóng)戶通常是年輕人，他們更多的是從事非林工作，自然林業(yè)收入就會減少。林業(yè)勞動時間和人均林地面積對人均林業(yè)收入和人均收入都產(chǎn)生顯著的正影響。

4 結(jié)論和建議

通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)林農(nóng)合作社對農(nóng)戶增收作用明顯，農(nóng)戶加入林農(nóng)合作社分別可以促進(jìn)家庭人均林業(yè)收入和人均收入提高25.82%和21.23%。但實地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段林農(nóng)合作社發(fā)展還不完善，不少農(nóng)戶對合作社不了解甚至誤解，這在一定程度上抑制林農(nóng)合作社的發(fā)展及其作用的發(fā)揮。

為了更好發(fā)揮林農(nóng)合作社對林農(nóng)增收的作用，建議如下：一是政府要加大對林農(nóng)合作社的支持力度，包括法律、財政以及金融等各個方面的支持，鼓勵林農(nóng)合作社健康有序發(fā)展；二是林農(nóng)合作社要加強(qiáng)自身能力建設(shè)，完善組織機(jī)構(gòu)、社員管理機(jī)制、利益分配機(jī)制以及其他的風(fēng)險保障機(jī)制等，增強(qiáng)合作社的凝聚力；三是要加大對林農(nóng)合作社的宣傳力度，加深農(nóng)戶對合作社的了解，鼓勵農(nóng)戶加入合作社。

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