根据《中国林业统计年鉴》, 中国林业产业总产值由2005年的8 459亿元迅速增长到2015年的5.81万亿元, “十一五”和“十二五”期间的平均增速达21.25%。随着各项林业生态工程的实施、林权制度改革的推进^[1-2], 农户经营在组织化方面的2个缺陷愈发凸显:一是农户经营规模太小, 限制了劳动生产率和商品率的提高, 林地规模限制了资本投入; 二是农户经营行为过于分散, 缺乏协调性, 以至于不能适应日益扩大的市场化需要^[3]。为了提高林农的市场竞争力, 从20世纪80年代中期起中国开始调整产业结构和经营管理模式, 各类林业专业合作组织逐步在各地出现^[4]。为了支持农民专业合作组织的发展, 保护农民专业合作社成员的合法权益, 2007年7月1日《中华人民共和国农民专业合作社法》正式实施; 2008年中共中央国务院印发《关于全面推进集体林权制度改革的意见》(中发〔2008〕10号), 明确指出“要加强林业社会化服务, 扶持发展林业专业合作组织”; 2010年中央一号文件明确指出要“规范集体林权流转, 支持发展林农专业合作社”; 2013年9月国家林业局印发《关于加快林业专业合作组织发展的通知》(林改发〔2003〕153号), 明确提出要“采取有力措施, 加大力度、加快步伐, 发展林业专业合作组织”。

林业合作组织是集体林权制度改革在不断推进和深化过程中, 实现农民与市场顺利对接的有效农民经济组织。当前林业合作组织在政府的重视和积极推动下, 取得了显著成效, 但仍存在诸如政府在政策、资金和技术等方面的支持不足以及林业合作组织自身因素所限导致的组织架构不完善、资金渠道少、不适应农村经济发展和林业产业化经营等问题^[7]。在此背景下, 如何破解林业合作组织发展过程中存在的矛盾并提升其在林农中的吸引力, 是亟待解决的重要命题。

学术界围绕林业合作组织开展了广泛的研究。一方面, 在宏观上探讨了林业合作组织的发展模式、运行机制及面临困境等问题, 如张静等^[3]梳理了林业专业合作经济组织研究成果, 在系统认识林业专业合作经济组织的作用、类型、运行模式及其发展中存在问题的基础上, 提出了应对措施; 房风文等^[8]在对浙江省安吉县实地调查的基础上, 将林业合作组织归纳为产销型合作社、基地型合作社和混合型合作社3类发展模式, 并分别分析了其运行机制; 齐联等^[9]分析认为林业合作组织存在相关理论研究滞后、政府支持不足、内部组织制度建设和运作机制存在缺陷等诸多困境。另一方面, 一些学者侧重从微观视角研究林农参与林业合作组织的意愿、障碍和诉求, 如张连刚等^[10]探讨了潜在变量(认知度、参与度、服务度和满意度)之间的相互作用路径, 在此基础上初步构建了农户对林业合作组织满意度影响因素的理论模型; 郭红东等^[11]建立农户参与专业合作组织的行为模型, 重点分析影响农户参与行为的主要因素; 任艳梅等^[6]采用描述性统计分析和Logistic回归模型研究了林农对合作组织的需求情况。研究显示, 多数学者认为农户年龄、受教育程度、特殊经历、拥有林地面积以及林业收入等因素对农户参与合作组织意愿有显著影响, 性别等因素则因受多方影响而不能明确其对农户参与意愿的影响机制^[11-15]。

综观当前的研究进展发现, 林业合作组织研究既有宏观层面的总体分析又有微观视角的案例阐述, 既有定性描述和归纳总结又有定量测度和模型解析。从研究对象看, 当前研究多关注某一特定区域的林业合作组织发展现状及趋势, 很少有针对不同区域的对比分析。应该看到, 我国林地涉及的地域范围较广, 主要包括东北、华北、华东、中南、西南和西北6大林区, 不同林区在经济、政策和文化上的差别使得各地林农参与合作组织的意愿呈现显著差异, 针对特定区域的研究可以深入了解林业合作组织发展的区域特征和提出针对性的对策建议, 但难以发现林业合作组织发展中存在的共性问题。福建、河北、湖南分属华东林区、华北林区和中南林区, 3个地区的森林覆盖率、经济发展水平和林业发展阶段具有显著差异, 形成了各自的区域特色, 开展3省的比较研究有助于揭示林业合作组织发展的共性问题。因此, 笔者对福建省三明市、河北省保定市和湖南省邵阳市开展实地调研并获得了239户林农的问卷调查数据, 构建Logistic回归模型定量分析了区域特性、户主特征、林农家庭状况和政府政策4类因素对林农参与林业合作组织意愿的影响, 并提出了针对性的政策建议。

1 数据来源及样本统计特征描述 1.1 数据来源

研究数据通过农户调查获取, 调查时间为2013年1—9月, 调查主要以入户直接询问并填写问卷的方式进行。调查农户涉及福建、河北和湖南3省5县15个乡镇41个行政村, 采用随机抽样的方法, 每个村抽取8个农户进行一对一的入户访谈, 针对3省林权改革后林农生产生活进行一手数据调查。问卷回收数量为303份, 剔除数据不完整及前后存在严重误差的64份问卷后, 共获得239个有效农户的样本数据。

1.2 样本统计特征描述

从区域差异、户主特征、林户家庭条件和政府政策共4个方面对样本进行统计与分析(表 1)。

在区域差异方面, 福建省有意愿参与林业合作组织的林农占其总量的53.57%, 河北省占69.64%, 湖南省占63.64%。总体而言, 林农参与程度不高, 地区间差异不大。

在户主个体基本特征方面, 被调查的239位林农户主绝大多数为男性, 年龄普遍偏高, 主要集中在40~60岁之间。林农文化程度偏低, 以小学和初中水平为主, 极少数拥有大学本科及以上学历。户主至少满足“现在是或曾是党员、村干部, 有林业部门任职, 作为村民代表, 作为小组组长”中任意1项, 即被视为有特殊经历, 样本中具有特殊经历的林户占43.51%。参加过林业技术培训和教育的林农占8.37%, 所占比例较小。

从林农家庭总体条件来看, 调查的林农家庭拥有林地分布较为集中。多数林农家庭的林地分布离家较近, 距离住所不足1 km, 极少数超过5 km。单个家庭经营的林地面积较少, 68.2%的家庭林地面积不超3 333.35 m²。林农家庭林业收入整体不高, 64.44%的林农家庭林业收入不超过1 000元, 且收入差距较大。林业收入平均占家庭总收入的比例较低, 仅为25.22%。

在政府政策的实行方面, 样本中79.08%的林农所处区域实施了“林改”政策, 而其余20.92%的林农尚未实施。通过调查了解林农所在村是否实施“林改”政策, 可知该村对政府政策的接受程度。

1.3 不同区域样本统计特征比较分析

从林农的个体特征分布上看, 被调查的239户林农户主年龄主要集中在40~60岁之间, 其中三明地区的林农户主年龄偏小, 有22.6%的林农户主不超过40岁。3地林农受教育水平基本都在高中以下, 其中邵阳林农整体文化水平较高, 具有高中文凭的林农占比最大; 三明地区林农整体文化水平最低, 小学及以下文化程度林农超过半数, 但存在少量本科及以上学历的高素质林农。

从林农家庭情况分布上看, 由于地理条件和社会经济等多重因素的影响, 3地的区域差异较大。邵阳林农家庭的林业收入最低, 87.9%的林农家庭收入不超过1 000元; 保定林农家庭收入差距较大, 但多数分布在1 000~10 000元之间, 较为富裕。在林地面积的分布上, 三明由于森林覆盖率高, 林农家庭拥有林地较多, 多数在3 335 m²以上; 而保定和邵阳的林农家庭拥有林地数量较少, 大多数不超过3 335 m²。

从林业改革实施情况上看, 福建三明林业改革实施率最高, 达88.1%, 而河北保定仅有69.9%的林农所处区域实施林业改革。

2 研究方法与变量选择 2.1 研究方法

对林农是否具有参与林业合作组织意愿的分析, 实质是研究二分类因变量与分类或连续自变量之间的关系。借鉴相关研究成果^[16-17], 选用在微观个体意愿及其影响因素领域广泛应用的Logistic模型进行回归分析。采用SPSS 22.0软件对福建、河北、湖南3省数据进行分析。通过相关分析(bivariate correlations)对数据中各变量的相关性进行检验, 结果显示相关矩阵中各变量无明显相关关系, 避免了多重共线性问题。将地区设置为虚拟变量, 对已有的运用Logistic回归分析林农参与合作组织意愿的研究进行改进。在运用Logistic回归对数据进行分析时, 将地区因素设为“福建=0, 0;河北=1, 0;湖南=0, 1”, 即以福建作为参照, 进入Logistic回归时会产生3个变量的参数, 分别为location、location(1)、location(2)。

2.2 变量选择

在影响林户参与林业合作组织因素分析的回归方程中, 因变量Y为林户参与林业合作经济组织的意愿:有意愿取值为1, 没有意愿取值为0。

借鉴国内外研究以及根据样本数据的特征, 将自变量X_i分为区域、户主个体基本特征、林农家庭总体条件和政府政策共4类13个指标(表 2)。

各指标选取的理论依据如下:

(1) 区域特征。区域特征指样本来源地所在3省特殊的自然环境和社会经济等情况。区域特征可能是影响林农参与林业合作组织意愿的因素之一。如区域变量对回归结果影响显著, 说明3省林农参与合作组织的意愿具有明显差异。由于各样本来源地自然环境、社会经济以及林业合作组织发展水平各不相同, 林农参与林业合作组织的意愿也可能有所不同, 其具体影响的预期尚不明确。

(2) 户主个体基本特征。户主个体基本特征主要是指林户户主的性别、年龄、文化程度等。① 性别可能是影响林农参与林业合作组织意愿的因素之一。男性户主一方面可能思想更为开放, 对林业合作组织的发展更容易持乐观态度; 而另一方面可能由于自身劳动能力较强而缺乏对合作组织的依赖性, 因此其具体影响的预期尚不明确; ② 年龄较大的农户, 受劳动与认知能力的制约, 为顺利实现林产品的生产销售更依赖于林业合作组织^[15]。林农随年龄增长, 劳动能力逐渐下降, 也更难接受和学习新政策、技术等, 因此需要林业合作组织的帮助; ③ 户主文化程度高的农户参与专业合作经济组织的积极性应高于户主文化程度低的农户^[11]。文化程度高的林农户主, 对新事物的接受能力强, 收集信息的能力也更强, 能更好地把握并利用林业合作组织提供的资源, 这对其参与意愿起到积极影响; ④ 拥有特殊经历的林农对信息的获取能力较强, 也愿意接受新事物, 合作意愿更强烈^[12]。此外干部身份的农户往往需要在农村合作经济组织发展中发挥带头作用, 因此这部分农户参与林业合作组织的可能性较高; ⑤ 有过林业技术培训经历的林户多少曾在新技术的应用中获益, 需要林业合作组织提供更多的技术指导^[13]。有过培训经历的林农较其他林农而言可能在生产成本、加工技术等方面拥有一定优势, 为了维持这种优势会对林业技术有更高的需求, 对林业合作组织的态度也更为开放。

(3) 林农家庭总体条件。林农家庭总体条件包括林农拥有的林地块数、林地面积和林地离家距离等。① 林农所拥有的林地块数越多, 产生林地纠纷可能性越大, 林农对合作组织需求就越大。已有研究表明“希望合作组织帮助解决林地纠纷”在林农加入合作组织的动机中占据了很大比例^[14]; ② 拥有林地面积越大的林农, 越需要林业合作组织帮助其有效管理林地, 销售产品^[14]。林地面积越大, 林农在生产和销售方面所耗精力越多, 林业合作组织统一对林地进行生产和销售能极大地减轻个体林农的工作量; ③ 林地离家距离可能是影响林农参与林业合作组织意愿的因素之一, 一般来说林地离家较远的林农更需要林业合作组织的协助, 但这类林农可能因有更好的经济或技术条件而不受距离制约, 因此其具体影响的预期尚不明确; ④ 林农的林业收入越高, 对林业经营越重视, 更希望通过合作经营进一步提高林业经营收入^[6]。林业收入越高, 经营风险就越高, 一旦出现经营失误所遭受的打击也越大, 这类林农更需要林业合作组织提供的技术支持和市场信息, 从而降低经营风险; ⑤ 林农家庭林业收入占家庭收入比例越大, 农户的生活就越依赖林业产业, 更需要林业合作组织为其在林业生产经营中提供各项服务, 特别是销售服务^[14]。由于对林业收入的依赖性强, 林农参加林业合作组织有可能带来的预期收益更高, 因此更倾向于合作经营; ⑥ 家庭劳动力较多的农户, 由于在林产品的生产销售中面临的困难较少, 因而寻求协会组织帮助的机会较少, 其参与林业合作组织的意愿较弱^[12]。一般来说, 更多的家庭劳动力意味着更高的生产水平, 因此对林业合作组织的需求较低。

(4) 政府政策。政府政策主要是指当地林改政策的执行情况。进行了林业改革的地区, 地方政府与农户思想较为活跃, 致使林农对林业合作组织的认可度较高, 有着较高的参与意愿^[12]。发展林业合作组织是林业改革的重要环节, 从理论上说, 政府进行林业改革后, 林业合作组织发展的阻力较小, 运行成本相对较低。对农户来说, 这也相应地减少了参与成本, 从而有助于提高其参与的积极性。

3 结果与分析

根据Logistic实证分析模型所涉及的各变量的统计, 可以看出, 61.51%的林农具有参与林业合作组织的意愿, 38.49%的林农没有参与林业合作组织的意愿, 这表明福建、河北和湖南3省具有参与林业合作组织意愿的林农为大多数。笔者运用SPSS 22.0软件对数据进行分析处理, 将Sig.值不显著的变量剔除, 包括性别X₂、离家距离X₉、林业收入占家庭收入比例X₁₁以及家庭劳动力数量X₁₂共4项。再用Y对剩余变量进行Logistic回归, 最终得到的模型拟合程度较好, 从而分析出林农参与林业合作组织意愿的影响因素(表 3)。从估计结果看, χ²值在1%统计水平上显著(χ²=32.913 7)。采用Logistic回归模型中广为接受的Hosmer-Lemeshow指标进行拟合优度检验。在Hosmer-Lemeshow指标检验中, Sig.值超过0.05, 通过显著性检验, 表示所投入自变量的模型拟合优度较为理想。

3.1 区域对林农参与林业合作组织的意愿具有显著影响

在不同省份区域的虚拟变量中, 河北省相对于福建省的区域变量〔X₁₍₁₎〕在5%统计水平上显著, 且为正相关。结合各省所处地理位置、资源现状及各省政策实施情况分析, 其他条件相同时, 河北省的林农比福建省的林农更趋向于参与合作组织。由于样本来源地河北保定多核桃、苹果和油松等高效益经济林木, 样本中从事经济林生产经营的农户超过总数的80%, 他们更倾向于加入林业合作组织获取市场信息、提升议价能力。湖南省相对于福建省的区域变量〔X₁₍₂₎〕不显著, 说明在地域性特征上2省并无显著差别。这支持了郭红东等^[11]的研究结论。一般而言, 经济发达程度较高、政策实施成熟完备、林业合作组织发展状况良好的地区, 林农参与林业合作组织的意愿往往较高。

3.2 受教育程度高、参加过林业技术培训和林业收入高的林农参与合作组织意愿较低

受教育程度(X₄)变量对林农参与林业合作组织意愿的影响效应为负, 且在1%的统计水平上显著。这说明林农受教育程度越高, 参与合作组织意愿越低, 这与预期作用方向不一致, 且对现有的研究提出了质疑^{[11, 13, 15]}。其主要原因可能是受教育程度高的林农相对而言风险意识更强, 他们对林业合作经济组织的经营成本、管理水平和利益的公平分配问题表示担忧, 对大范围的林业股份合作经营有所顾虑, 更倾向于对加入林业合作组织持观望态度。此外, 当户主受教育程度提高, 其自身的知识储备丰富, 对林业合作组织的依赖性低, 参与合作组织的可能性就相对较低。

是否参加过林业技术培训和教育(X₆)变量对林农参与林业合作组织意愿的影响效应为负, 且在10%统计水平上显著(表 3)。这说明参加过林业技术培训和教育的林农参与林业合作组织的意愿相对较低, 这与预期作用方向不一致, 对孙翠等^[13]的研究结论提出了质疑。获得技术支持是林农参与合作组织的主要动机之一, 调查样本中参加过林业技术培训和教育的林农仅占总数的8.37%, 而大多数并没有接受过林业技术培训和教育的林农, 更期望依托林业合作组织获取技术支撑。

林业收入(X₁₀)系数对林农参与林业合作组织的意愿有负面影响, 且在5%统计水平上显著(表 3)。说明随着林业收入的增加, 林农参与林业合作组织的意愿降低。假设没有得到支持, 挑战了任艳梅等^[6]认为林业经营收入越高的农户越重视林业经营, 希望通过合作进一步提高林业收入的观点。这个结论可以从2个方面进行解释:一方面林业收入越少的林农, 越需要通过林业合作组织规模化经营降低成本, 提高净利润; 另一方面林业收入较高的林农对林地资源的保护意识较强, 希望决策权掌握在自己手中, 会尽量规避林地入股带来的亏损风险, 加入合作组织的意愿便较低。调查显示, 林业年收入在3 000元以下的农户有参与林业合作组织意愿的占61.02%, 而年收入为20 000元及以上的农户有合作意愿比例降至45.45%。可见, 林业收入提高会对林农加入林业合作组织的意愿起抑制作用。

3.3 林地块数多的林农参与林业合作组织意愿较高

林农家庭所拥有的林地块数(X₇)对其参与林业合作组织的意愿有正向影响, 且在1%的统计水平上显著。这个结论支持了笔者的研究假设。林户所拥有的林地块数越多, 其参与林业合作组织的意愿就越强烈。其主要原因有2点:一是林地块数越多的农户相应可能面临的林业纠纷就会越多, 越希望加入林业合作组织获得调解; 二是当农户林地块数增加, 林地分散难于管理, 遭受火灾、虫灾等风险可能性增大, 林农更倾向于加入林业合作组织以降低个体抵御风险的成本。

3.4 户主年龄、特殊经历、林地面积和政策对林农参与林业合作组织意愿无显著影响

户主年龄(X₃)的系数不显著(表 3)。究其原因可能是由于集体林权制度改革后, 林业合作组织在资金、技术和劳力等资源优化配置方面的优势日益凸显, 林农无论年龄高低都期望通过加入林业合作组织, 将个体的生产和销售等行为组织起来实现规模经营, 降低交易成本和投资成本, 增强抵御市场风险的能力, 获得较高的当期收益和预期收益。因此, 林农年龄并不能显著影响其参与林业合作组织的意愿。

是否有特殊经历(X₅)变量不显著(表 3)。这与“拥有特殊经历的林农对信息的获取能力较强, 也愿意接受新事物, 合作意愿更强烈”的假设不一致。这可能是由于具有担任干部经历或党员身份的人一般拥有较为广泛的社会关系, 他们可以利用已有的社会资源获取相关市场信息和销售渠道, 因此对林业合作组织的需要程度较低。

林地面积(X₈)系数不显著(表 3)。调查显示, 随着林地面积的增加, 林农参与林业合作组织的意愿先增大再减小。这可以解释为, 当林地面积超过6 670 m²时, 面积越小的农户越倾向于依托林业合作组织开展林地规模经营, 从而获得规模经济效益; 而当林地面积小于6 670 m²时, 无论农户独立经营还是进行合作, 林地收益都十分有限, 因而其合作愿望十分微弱。可见, 当林地面积增加时, 拥有不同林地面积的林农意愿未必相同。因此, 这一系数对林农的合作意愿不构成显著影响。

是否实施“林改”政策(X₁₃)系数没有通过显著性检验, 即集体林权制度改革对于林农参与林业合作组织的影响并不显著。这可能是由于调查距离改革的时间较短, 林业政策的长期效益还没有显现出来。集体林产权制度的影响是长期的, 集体林产权制度变迁与其绩效之间存在滞后效应, 因此, 分析集体林产权制度变迁的绩效需要假以时日。集体林权制度改革对林农参与林业合作组织意愿的长期影响还有待后续追踪研究^[18]。

4 结论与启示 4.1 结论

尽管福建、湖南和河北3省样本来源地林农参与林业合作组织的意愿有所不同, 总体而言林农的参与意愿并不非常强烈。目前林业合作组织在这3省的发展尚不十分完善, 由于林业生长周期长, 林业合作组织的优势尚未完全显现出来, 大部分林农对合作组织仍持观望态度。运用Logistic回归模型进一步研究了区域、户主个体基本特征、林农家庭总体条件和政府政策4类因素对林农参与林业合作组织意愿的影响。结果表明, 区域特征影响林农参与林业合作组织的意愿; 林地块数多的林农参与合作组织意愿较高; 受教育程度高、参加过林业技术培训和教育、林业收入高的林农参与林业合作组织意愿较低; 户主年龄、特殊经历、林地面积和林改政策等对林农合作意愿影响不显著。

4.2 政策启示

(1) 提高林农对林业合作组织的信任度。为此应做到以下2点:一是政府应向规模较大的林业合作组织派遣具有经验和技术的高级人才, 起到对组织的带领作用; 二是政府应指导林业合作组织制定与落实组织内部章程, 并监督其实施, 保证林业合作组织内部的公平民主, 从而提高林农参与合作组织的积极性。

(2) 进一步降低个体林农生产成本与风险。政府应致力于加快信息的流通, 简化林地流转程序, 使小户林农有机会拥有更多的林地资本, 更好地利用林地资源, 提高其参与合作组织的意愿。

(3) 扩大合作内容, 采用多样化的生产经营形式。林业合作组织应通过多种经营吸引林业收入高的林农参与到利益共享中来。已有的合作组织能够切实为会员提供产前、产中、产后服务的仍比较少, 大部分只能提供简单的服务。要吸引大户林农参与到合作组织中, 林业合作组织自身的发展和完善必不可少。

(4) 出台减免林业合作组织税收的政策。随着农户林业收入增高, 其税赋也必然随之增加。如果政府能够出台减免林业合作组织成员税收的政策, 必然会吸引更多林业收入较高的林农参与。

(5) 提高林业合作组织自身技术水平。目前的合作组织中技术人员比重和学历结构均偏低。林业合作组织应被建设成为林农获取技术的主要渠道。此外, 林业合作组织要着重提高其他资源对林农的吸引力, 比如保险机制、规模经济、市场信息、销售渠道、议价能力等。这对林业合作组织早日形成一个完善的组织机构, 并最终实现惠农目的有着重要影响。