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1981年，林業(yè)“三定”(穩(wěn)定山權林權，劃定自留山，確定林業(yè)生產責任制)以后，家庭聯(lián)產承包責任制成為中國山區(qū)林業(yè)經營的主要方式，林農成為相對獨立的經營主體，激發(fā)了林農生產積極性[】]，促進了林業(yè)發(fā)展。然而，隨著市場經濟的發(fā)展，這種小規(guī)模家庭經營已經不適應現(xiàn)代林業(yè)發(fā)展的要求，小生產和大市場之間的矛盾日益突出∞]，林農收入增長緩慢。怎樣解決這一矛盾成為山區(qū)林業(yè)發(fā)展和林農增收的關鍵。林農合作社作為提高林農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)林農增收的新動力。發(fā)展林農合作社，有利于促進生產要素的優(yōu)化配置]，促進林業(yè)產業(yè)結構的調整口]，有利于促進區(qū)域特色產業(yè)的形成，提高林業(yè)生產效率，增加林農的生產經營收入，從而促進林農增收。因此，林農合作社有利于促進林農增收已是公認的觀點川，但現(xiàn)有研究缺乏通過數(shù)據(jù)分析做實證分析‘。本研究運用實際調研數(shù)據(jù)，在對樣本農戶進行描述統(tǒng)計分析的基礎上，通過Eviews統(tǒng)計軟件回歸分析了林農合作社對山區(qū)林農收入的影響。

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l0．18萬km，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．O％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合作社發(fā)展的先行省份。截至2009年，浙江省有林農合作社15l2家，其中省級示范性林農合作社93家。合作社社員數(shù)l3．45萬人，帶動農戶92．40萬戶，帶動基地27．00萬hm，涉及花卉苗木、筍竹、干鮮果品、營林等主導林產品的生產、加工、流通等各領域。龍泉市位于浙江省西南部浙閩邊境，土地總面積0_31萬km，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，龍泉市有林農合作社47家，社員2094人，帶動農戶15000多戶，現(xiàn)有資產3359萬元。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、參與式半結構小組訪談、農戶問卷調查、關鍵信息人訪談等。2009年l2月，在浙江省龍泉市根據(jù)林農合作社的分布狀況隨機選取4個分別位于不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)的合作社(表1)，對合作社所在地農戶(含社員和非社員)展開調研，共收回問卷150份，經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。不同合作社擁有的林業(yè)經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7563．0hm，最小的為盛源山茶油專業(yè)合作社，只有13．3hm。4個合作社平均擁有經營面積為2269．1hm。同時合作社經營面積占當?shù)亓值乜偯娣e的比例也相差很大，最大達到100％，而最小的只有3．61％。

2樣本農戶的描述性分析

2．1樣本農戶基本特征

受調查的139戶農戶中，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7．1a，還不到初中畢業(yè)，說明調查的農戶教育年限偏低。家庭基本特征中，戶均林地面積為5．89hm。，戶均家庭人口4．19人，戶均農業(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，說明農戶林地資源稟賦對林農是否加入林農合作社有重要的影響?？傮w標準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，因為這兩個指標的總體跨幅比較大。

2．2樣本林農收入情況

樣本林農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10．29％。同時，社員在2個指標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％，說明加入林農合作社確實促進了林農收入的提高。3計量模型的構建和分析

3．1模型的構建

3．1．1變量的選擇影響山區(qū)林農收入的因素很多。本研究主要考慮4個方面因素：農戶基本特征、資源稟賦、林產品市場狀況以及農戶加入合作社狀況。農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[1；農戶資源稟賦主要考察農戶家庭勞動力比例、人均林地面積和林種類型；林產品市場狀況考察的是林產品的價格。農戶加入合作社狀況主要考察農戶是否加入合作社。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)：被解釋變量為農戶人均林業(yè)收入Y和人均純收入Y；解釋變量為戶主年齡，戶主性別，戶主受教育年限，，戶主是否村干部，林業(yè)勞動時間，人均林地面積‰，家庭勞動力比例，，不同樹種類型和，林產品價格。以及是否加入合作社。

3．1．2實證模型構建要考察林農合作社對林農收入的影響，在模型中除了要包含代表林農合作社的政策選擇變量，還要考慮其他對林農收入產生重要影響的關鍵變量，因此，參照文獻[13]選取標準的Mince半對數(shù)模型，并結合實際情況，對模型進行修正，得出實證分析模型為：Y代表人均林業(yè)收入，y2代表人均收入；Xt(=l，2，…，11)代表各個解釋變量(表4)；代表隨機誤差項，即其他對林農收入產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)，來源于農戶問卷調查。

3.2模型回歸結果及解釋

采用Eviews軟件對模型進行回歸(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性；對模型White檢驗的結果顯示模型不存在異方差性。此外，在社會科學回歸模型中，出現(xiàn)擬合優(yōu)度R(44．61％，31．82％)偏低的情況是正常的¨，并不影響模型的解釋力。因此設定的實證回歸模型符合統(tǒng)計學要求和現(xiàn)實情況?；谝陨匣貧w結果，對模型的經濟解釋如下：在控制其他變量不變的情況下，加入林農合作社，①加入林農合作社可以為林農收入帶來顯著的提高，可以使農戶家庭人均林業(yè)收入提高25．82％，人均收入提高21。23％。結合農戶調查，可知加入林農合作社可以從2個方面促進林農收入的提高：一是合作社為社員提供高于市場價格的保護價，從而提高社員對林產品價值的收益水平；二是合作社可以為社員提供相對穩(wěn)定的銷售渠道，減少社員的銷售風險，從而提高林農銷售林產品的潛在收益。②加人林農合作社對農戶人均林業(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)的回歸值可知農戶加入林農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％。這與農村經濟發(fā)展的實際是相符的，因為加入林農合作社對農戶家庭林業(yè)收入的影響是最直接的，而人均純收人中非林收入所占比例較大的事實往往削弱了林農合作社對人均純收人的影響。⑧其他對林農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)收入產生負影響，而對人均收入產生正影響，這主要是因為文化程度較高的農戶通常是年輕人，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生顯著的正影響。

4結論和建議

通過回歸分析，發(fā)現(xiàn)林農合作社對農戶增收作用明顯，農戶加入林農合作社分別可以促進家庭人均林業(yè)收入和人均收入提高25．82％和21．23％。但實地調研中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段林農合作社發(fā)展還不完善，不少農戶對合作社不了解甚至誤解，這在一定程度上抑制林農合作社的發(fā)展及其作用的發(fā)揮。為了更好發(fā)揮林農合作社對林農增收的作用，建議如下：一是政府要加大對林農合作社的支持力度，包括法律、財政以及金融等各個方面的支持，鼓勵林農合作社健康有序發(fā)展；二是林農合作社要加強自身能力建設，完善組織機構、社員管理機制、利益分配機制以及其他的風險保障機制等，增強合作社的凝聚力；三是要加大對林農合作社的宣傳力度，加深農戶對合作社的了解，鼓勵農戶加入合作社。