譚宇航，史 瓊，2

（1.貴州大學 經濟學院，貴州 貴陽 550025；2.貴州省農業(yè)科學院 現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展研究所，貴州 貴陽 550025）

一、引言

黨的十九大對實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略作出重大部署，其中“生活富?！笔青l(xiāng)村振興的出發(fā)點和落腳點。習近平總書記多次強調“小農經濟是富不起來的”，實現(xiàn)小農戶和現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展有機銜接才是我國農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和鄉(xiāng)村振興事業(yè)沖破瓶頸的解決之道。近年來，以合作社為代表的利益聯(lián)結組織[1]、以村集體為基礎的農業(yè)集體經濟組織[2]等逐漸成為促進農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展、帶動農民增收致富的主要橋梁。大量研究指出農民專業(yè)合作社能夠通過整合生產要素[3]、優(yōu)化資源配置[4]、降低交易成本[5-6]、建立獨特的內部治理機制[7]、構建緊密的農社關系[8]等方式促進農戶增收。截至2022 年，我國農民合作社數(shù)量超過220 萬家，成為銜接小農戶生產和現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展的核心載體[9]。

同時，中國農民專業(yè)合作社領辦主體日趨豐富多樣，主要包括大戶、村干部、企業(yè)、政府等[10-11]。相較于其他領辦主體，企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社的優(yōu)勢主要集中在資本[12]、人才[13]、技術[14]、管理[15]等方面。企業(yè)領辦型合作社已經發(fā)展成為我國重要的經濟現(xiàn)象[16]，是現(xiàn)階段推動農業(yè)農村現(xiàn)代化、帶動農民增收致富的重要組織形式。學術界現(xiàn)有對于企業(yè)領辦型合作社的研究主要集中于存在意義和存在優(yōu)勢等方面，缺乏對于農戶加入企業(yè)領辦型合作社的增收機制、效應等方面的研究。基于此，本文使用欠發(fā)達地區(qū)貴州省5 市10 縣的入戶調研數(shù)據(jù)，實證分析農戶參加企業(yè)領辦型合作社帶來的收入效應，探究企業(yè)領辦型合作社的增收機制，進一步豐富企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社的相關理論以及形成對應的政策建議。

二、理論分析

根據(jù)農村經濟相關理論，農戶收入分為家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入、轉移性收入四大類。因此，企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社對農戶的增收效應可從對農戶四類收入的作用來解釋（見圖1）。

圖1 企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社的增收機制圖

（一）對農戶家庭經營性收入的影響

規(guī)?；M織化的農業(yè)經營有利于鄉(xiāng)村產業(yè)的發(fā)展，同時具有經濟外部性：企業(yè)領辦型合作社擁有更加專業(yè)的農業(yè)生產技術，配備專業(yè)的農業(yè)知識人才，農產品產量和質量得以“雙提升”，有利于區(qū)域特色產業(yè)和特色品牌的打造。無論是通過合作社“返租倒包”形式重新獲得土地經營權的農戶，還是一直選擇家庭經營土地的農戶，都能夠通過合作社帶領鄉(xiāng)村發(fā)展的溢出效應增加其經營性收入。

（二）對農戶工資性收入的影響

企業(yè)領辦型合作社通過與村民簽訂勞務合同的方式形成利益聯(lián)結，將農村勞動力留在村莊中，在一定程度上解決了本地農民的就業(yè)問題。對企業(yè)來說，本地村民更加熟悉土壤條件、氣候等影響農業(yè)生產的自然因素，同時擁有比較成熟的種植技能，屬于高性價比的勞動力投入，有利于保障合作社農產品的產出。對農戶來說，與合作社形成勞務關系，進入合作社就業(yè)，能夠獲得合作社發(fā)放的工資，增加了其工資性收入。

（三）對農戶財產性收入的影響

除務工這種利益聯(lián)結方式外，農民與企業(yè)領辦型合作社更多的聯(lián)結方式是通過土地流轉。農戶以土地出租或土地入股等形式與合作社簽訂合同后，將土地出租給合作社經營的農戶每年能夠固定得到土地租金，以土地入股合作社的農戶還能根據(jù)合作社的經營情況獲得利潤分紅，增加了農戶的財產性收入。

（四）對農戶轉移性收入的影響

首先，國家支持發(fā)展農業(yè)和農村經濟的建設項目，主要委托給農民專業(yè)合作社實施。企業(yè)領辦型合作社作為助農惠農的經濟組織，擁有更多的農業(yè)專業(yè)人才，更集中連片的土地資源，獲得國家項目資金補助后，能夠創(chuàng)造出更大的價值財富，將做大的“蛋糕”分到有需要的農戶手里，增加其轉移性收入，讓農戶能夠真真切切體會到國家政策的傾斜。其次，企業(yè)領辦型合作社作為小農戶與大市場的連接紐帶，能夠引領更多社會力量通過捐贈等形式對部分極困難農戶提供點對點愛心幫助，從而增加這類農戶的轉移性收入，提升了農戶的獲得感幸福感。

企業(yè)領辦農民專業(yè)合作社對農戶四大類收入都有一定程度上的促進作用，基于此，本文提出如下研究假說：加入企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社能夠提升農民收入。

三、模型設定與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

為了深入探索企業(yè)引領的農民專業(yè)合作社對于農民收入的影響，2021 年6 月至2022 年5 月，貴州大學經濟學院碩博研究生和貴州省農業(yè)科學院的研究人員在貴州省多個市縣進行了合作社實地調查。區(qū)域選取遵義市、畢節(jié)市等共5 市10 縣，具有一定的覆蓋性和代表性。此次調研采用的是配額抽樣方法，選擇具有企業(yè)引領型農民專業(yè)生產合作社的鄉(xiāng)村，隨機選取村里農戶作為調研對象，共發(fā)放問卷520 份，回收問卷共500 份，問卷回收率達到96.15%。對出現(xiàn)明顯錯誤、相關內容重復及與本文研究主題不符等問卷進行作廢處理，最終獲得有效問卷495 份，問卷有效率達到99.00%。

（二）模型構建

為了考察加入企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社對農戶的增收效應，本文設定如下計量模型：

其中，yi表示第i 個農戶的家庭年總收入。核心解釋變量為虛擬變量Di，Di=1 表示農戶加入合作社，Di=0 表示農戶未加入合作社。Xi是一系列控制變量，包括戶主個人特征和家庭特征變量等，μi是不可觀測的誤差項。

值得注意的是，本文選取農戶是否參加合作社作為解釋變量，導致模型可能會存在除遺漏變量等之外的自選擇問題。因為農戶是否參與合作社本身是人為選擇的過程，農戶個人特征、家庭特征等多種因素都會對農戶選擇是否參加合作社產生間接影響，從而導致農戶家庭年總收入的差異一部分來自于農戶是否參加合作社，另一部分則可能源于兩組農戶自身的差異，從而導致估計結果產生偏誤。

（三）實證方法

1.分位數(shù)回歸。若只采用普通最小二乘估計（OLS）進行回歸，一方面只能得到農民參與合作社對農民增收的條件期望影響，另一方面估計結果易受極端值的影響導致出現(xiàn)偏誤。分位數(shù)回歸不易受極端值影響，相較于古典的“均值回歸”更具穩(wěn)健性與實用性?；诖?，本文采用Koenker 和Bassett（1978）[17]提出的分位數(shù)回歸模型，在把握參加合作社對于農戶家庭年總收入的條件期望影響的基礎上，對不同收入水平的農戶進行異質性分析。

假設條件分布y|x 的總體q 分位數(shù)yq（x）是x 的線性函數(shù)，即：

其中，yq被稱為“q 分位數(shù)回歸系數(shù)”，其估計量γ^可以由以下最小化問題來定義：

式（2）中，q 是估計時設定的分位數(shù)值，本文設定20%、50%和80%這3 個具有代表性的分位點，分別代表低收入群體、中等收入群體和高收入群體，隨著農戶收入的提高，表示農戶的自身發(fā)展能力越強。

2.傾向得分匹配法。由于模型可能存在自選擇問題，本文擬采用傾向得分匹配（PSM）進行估計。該方法的基本思路是通過找尋特征相似的控制組（不加入合作社的農戶），使其能夠模擬處理組（加入合作社的農戶）的“反事實”狀態(tài)，從而對比分析農戶在參加和不參加合作社兩種對立情形下的收入貧困減緩效果差異。該方法既不要求解釋變量嚴格外生，也不需要事先假定函數(shù)形式、參數(shù)約束和隨機擾動項分布[18]，能有效解決自選擇偏誤引起的誤差和內生性問題。PSM 計算平均處理效應的步驟如下：（1）將影響農戶選擇加入合作社和農戶家庭年總收入的相關變量納入匹配變量中來。（2）使用Logit 模型估計出農戶是否加入合作社的條件概率，即傾向得分，并檢驗匹配結果是否通過平衡性檢驗以及匹配后處理組與對照組的擬合程度是否更優(yōu)。（3）使用傾向得分值進行最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配，計算得到農戶加入合作社的平均處理效應。

假定Y1i為處理組的農戶家庭年總收入，Y0i為對照組的農戶家庭年總收入，Di表示處理變量，則參加合作社對農戶家庭年總收入的因果影響，即農戶加入合作社的平均處理效應（ATT）可表示為：

（四）變量描述

本文研究企業(yè)領辦型合作社對于農戶的增收效應，被解釋變量為農戶的家庭年總收入，核心解釋變量為農戶是否參加企業(yè)領辦型合作社。基于現(xiàn)有文獻研究和調研地實際情況，控制變量從農戶個人特征、農戶家庭基本特征、農戶家庭稟賦特征等層面選取了戶主年齡、受教育年限、性別等9 個變量。調研結果顯示，參加企業(yè)領辦型合作社的農戶有150 戶，占樣本總量的30.30%，一定程度上說明農戶未來加入合作社的潛力較大。變量選取情況及描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。

表1 變量選取及描述性統(tǒng)計

從表1 可以看出，參加合作社的家庭，家庭年總收入對數(shù)均值為10.867，比沒有參加合作社的家庭高0.410，均值T 檢驗結果初步表明，農戶參加合作社對于農戶家庭增收具有顯著的促進作用。同時樣本農戶在戶主性別、是否建檔立卡、離最近市場距離等指標上都表現(xiàn)出顯著差異，一定程度上說明農戶參與合作社的行為存在自選擇問題，若忽視該問題，將會導致估計結果有偏。

四、實證結果分析

（一）分位數(shù)回歸結果

考察企業(yè)領辦型合作社對農戶的增收效應，先用OLS 總體回歸，然后用分位數(shù)回歸進一步考察合作社對不同收入水平下的農戶家庭總收入影響的異質性。表2 同時給出了OLS 基準回歸估計結果和具有代表性分位點的結果。

表2 分位數(shù)回歸結果

OLS 結果顯示，參加合作社對農戶家庭年總收入具有顯著的正向影響，表明參加合作社可以給農戶帶來52.04%（exp（0.419）-1）的收入回報。同時，

戶主年齡對家庭年總收入的影響是顯著負向的，而戶主受教育年限和所擁有的土地面積對家庭年總收入的影響是顯著正向的。分位數(shù)回歸結果顯示，隨著家庭年總收入分位數(shù)的增加，是否參加合作社的分位數(shù)系數(shù)都為正且呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢。說明加入合作社能夠增加農民的家庭總收入，但在不同家庭收入水平上，農戶是否參加合作社對于農戶家庭總收入的影響存在差異。企業(yè)領辦型的農民專業(yè)合作社對于家庭年總收入處于低、中收入水平農戶的增收效應明顯，對家庭總收入處于高水平農戶的作用并不明顯。對于中低收入水平的農戶而言，一方面由于家庭的自身發(fā)展實力不足，缺乏資金、技術、人才等進行農業(yè)生產，導致土地撂荒率上升或者利用率低下，低水平的家庭分散經營造成農業(yè)生產效率不高，家庭增收面臨困難。這部分農戶通過各種形式與合作社進行利益聯(lián)結，能夠有效解決其在資金、技術、就業(yè)等方面的困難，從而使得農戶在短期內突破發(fā)展瓶頸，家庭總收入明顯增加；另一方面，農戶原本的家庭年總收入基數(shù)小，合作社帶動農民增收易收獲明顯效果。而對于高收入水平的農戶而言，由于家庭的原本收入較高，明顯的增收比較困難，且農戶家庭自身已經擁有持續(xù)穩(wěn)定的收入來源，具備可持續(xù)發(fā)展能力，外界力量的注入對其作用可能微乎其微。因此，是否加入合作社對于這部分農戶的作用并不明顯。

（二）傾向得分匹配

1.傾向得分匹配結果。本文研究參與企業(yè)領辦型合作社對農戶家庭收入的影響，計算參與合作社的平均處理效應（ATT）首先選取戶主年齡、戶主受教育年限、戶主性別、家庭農業(yè)勞動力數(shù)量、家里是否有村干部、是否建檔立卡、土地面積、生產性資產支出對數(shù)、離最近市場的距離對數(shù)等變量進行Logit回歸，得出傾向得分的估計值。其次，分別進行一對四傾向得分近鄰匹配、半徑為0.01 的半徑匹配和核匹配，表3 匯報了匹配結果。

表3 傾向評分匹配ATT 結果

近鄰匹配結果顯示，參加合作社的平均處理效應為49.6%，在1%的水平上顯著，說明加入合作社農戶的家庭年總收入比沒加入合作社的農戶顯著高64.21%（exp（0.496）-1）。同時，半徑匹配和核匹配的估計結果與最近鄰匹配的估計結果存在較小差異，但是三者之間的處理效應的方向和趨勢是一致的，一定程度上說明了估計結果的穩(wěn)健性。綜上，傾向得分匹配回歸結果說明合作社對于農戶的家庭年總收入具有顯著正向作用，平均增收61.66%（exp（0.480）-1），企業(yè)領辦型合作社的增收效果明顯。

2.平衡性檢驗。首先，本文對傾向得分匹配中處理組和對照組兩組樣本間的平衡性問題進行檢驗。檢驗結果（見表4）顯示匹配后所有變量的標準化偏差的絕對值均小于10%，表明所有變量經過匹配后，其偏差都有所減少，匹配結果較好地滿足了平衡性要求。

表4 平衡檢驗結果

同時，匹配前后處理組和對照組的擬合情況（見圖2）也說明匹配后處理組和對照組的擬合程度比匹配前更優(yōu)。

圖2 匹配前后傾向得分值擬合情況圖

五、穩(wěn)健性檢驗

本文被解釋變量反映農戶的家庭收入，除了用家庭年總收入作為反映指標外，還可以將家庭總人口納入進來，使用家庭年人均純收入作為被解釋變量進行回歸。OLS 回歸、分位數(shù)回歸以及傾向得分匹配結果如表5、表6 所示。第一，OLS 估計結果顯示，參加合作社對農戶家庭年人均純收入具有顯著的正向影響，參加合作社可以給農戶帶來43.62%（exp（0.362）-1）的收入回報。第二，隨著家庭年人均純收入分位數(shù)的增加，分位數(shù)回歸結果同樣說明參加合作社的回歸系數(shù)呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢，且參加合作社對家庭年人均純收入處于中低水平的農戶具有顯著作用，對高水平農戶家庭的作用不顯著。第三，PSM 結果（見表6）三種匹配方法結果相似，都說明加入合作社對于農戶的家庭年總收入具有顯著正向作用，平均增收45.35%（exp（0.374）-1）。綜上，本文的實證結果具有穩(wěn)健性。

表5 分位數(shù)回歸結果

表6 傾向得分匹配結果

六、研究結論與建議

本文利用貴州省5 市10 縣的調研數(shù)據(jù)作為樣本，通過OLS 回歸、分位數(shù)回歸、傾向得分匹配等方法實證檢驗了企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社的增收效應，得出以下結論：（1）企業(yè)領辦型合作社能夠促進農戶收入增加。OLS 結果顯示，參加合作社對農戶家庭年總收入具有顯著的正向影響，參加合作社可以給農戶帶來收入回報。同時考慮農戶“自選擇”問題對回歸的影響，傾向得分匹配（PSM）的實證結果表明加入合作社的農戶比沒加入合作社的農戶擁有更高的收入，合作社對于農戶的家庭年總收入具有顯著正向作用。（2）企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社對于中低收入水平農戶的增收效應顯著，對于高收入水平農戶的作用不明顯。本文利用20%、50%、80%三個分位點分別代表低、中、高三種收入水平的農戶，分位數(shù)回歸結果顯示隨著家庭年總收入分位數(shù)的增加，是否參加合作社的分位數(shù)系數(shù)都為正且呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢。合作社對于家庭年總收入處于低、中收入水平農戶的增收效應明顯，對家庭總收入處于高水平農戶的作用并不明顯。

為進一步推進企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社帶動農戶增收，本文提出如下建議：一是政府層面需要加大對企業(yè)領辦型合作社的政策和資金支持。政策傾斜和資金支持是加強農業(yè)企業(yè)領辦合作社動力的根本途徑，也是推動小農戶與現(xiàn)代農業(yè)有效銜接、實現(xiàn)農業(yè)增產農民增收的必然要求。二是企業(yè)層面需要積極發(fā)揮示范帶動作用，要進一步帶動更多的涉農企業(yè)加入領辦合作社的隊伍，進一步增加企業(yè)領辦型農民專業(yè)合作社的數(shù)量，同時加強合作社之間的聯(lián)動，逐步形成鄉(xiāng)村產業(yè)集群，真正做到助農惠農，早日實現(xiàn)農業(yè)農村現(xiàn)代化。三是農戶層面需要激發(fā)強大的內生發(fā)展動力，增加農戶參加合作社的積極性。調研顯示，現(xiàn)階段加入企業(yè)領辦型合作社的農戶數(shù)量有進一步擴大的空間，更多的農戶與合作社形成利益聯(lián)結，有利于分散農戶家庭經營的風險，保證更多農戶的持續(xù)穩(wěn)定增收。