項(xiàng)目資助能有效提高異質(zhì)性條件下農(nóng)民收入嗎?

張益豐 王晨

摘?要：促進(jìn)農(nóng)民增收，不僅關(guān)乎農(nóng)戶基本權(quán)益，更涉及“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的有序推進(jìn)。利用4省774戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用偏差調(diào)整傾向得分匹配法與分類檢驗(yàn)，研究農(nóng)戶在經(jīng)營業(yè)務(wù)與規(guī)模等異質(zhì)性條件下資源稟賦條件、組織環(huán)境變遷因素對農(nóng)戶增收的影響。結(jié)果顯示：政府資助項(xiàng)目確實(shí)與農(nóng)戶增收存在內(nèi)在因果關(guān)聯(lián);無論獲資助與否，資源稟賦條件對規(guī)模農(nóng)戶、蔬果種植農(nóng)戶的增收有益，但對小農(nóng)戶、養(yǎng)殖戶的增收效果不顯著;而糧食種植戶一旦能獲得政府項(xiàng)目資助，上述資源稟賦優(yōu)勢才會(huì)有利于其增收;參與合作社經(jīng)營的帶動(dòng)小農(nóng)發(fā)展與實(shí)現(xiàn)增收效果明顯;辦家庭農(nóng)場、參與農(nóng)村電商等形式對普通小農(nóng)戶、糧食種植戶的增收效果不顯著;規(guī)模農(nóng)戶、蔬果種植戶增收可依靠發(fā)展農(nóng)村電商、加入合作社與成立家庭農(nóng)場的方式來實(shí)現(xiàn)。獲得項(xiàng)目后，養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)戶的收入與參加合作社、發(fā)展電商正相關(guān)顯著程度會(huì)明顯改善。

關(guān)鍵詞：多元異質(zhì)性條件;傾向得分匹配;政府資助項(xiàng)目;組織融合;農(nóng)民收入

中圖分類號：F328?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號：1009-9107（2020）05-0134-09

作者簡介：張益豐（1973-），男，南京林業(yè)大學(xué)生態(tài)文明與鄉(xiāng)村振興研究中心研究員，博士，博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織創(chuàng)新。

項(xiàng)目資助對農(nóng)戶增收的理論及實(shí)證研究，有幾個(gè)關(guān)鍵問題并未得到有效解答：（1）改革開放以來各地政府均出臺(tái)各種惠農(nóng)扶持政策，那些強(qiáng)勢的產(chǎn)業(yè)助農(nóng)政策項(xiàng)目的介入與農(nóng)戶持久性收入增長是否存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)？（2）普通小農(nóng)戶的收入會(huì)因?yàn)楂@得政府資助而增長更顯著嗎？當(dāng)政府資助強(qiáng)勢介入時(shí)，普通小農(nóng)戶積極參與合作社，亦或是發(fā)展電商營銷模式更能促進(jìn)其增收嗎？沒有政府資助項(xiàng)目介入時(shí)，小農(nóng)戶又靠什么來實(shí)現(xiàn)增收呢？（3）當(dāng)農(nóng)戶從事的產(chǎn)業(yè)存在異質(zhì)性時(shí)，政府資助項(xiàng)目的強(qiáng)力介入會(huì)對從事不同產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶增收產(chǎn)生差異化的影響嗎？有政府項(xiàng)目介入時(shí)，從事不同產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶通過改善哪些外在條件可以更有利于增收，沒有獲得政府資助的農(nóng)戶實(shí)施這些干預(yù)措施對其增收效果同樣明顯嗎？這些問題的懸而未決將會(huì)影響到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略理論研究的進(jìn)一步深化。本文使用4省18市（縣）88個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的774份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，對上述問題進(jìn)行解答。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于外部沖擊對于農(nóng)民增收的影響，有研究者曾使用雙重差分方法證明1959-1961年饑荒嚴(yán)重影響了幸存者的勞動(dòng)供給與收入狀況[1]。劉窮志認(rèn)為政府的轉(zhuǎn)移支付下降將減少農(nóng)村貧困家庭的勞動(dòng)及投資狀況，不利于農(nóng)民脫貧[2]。Kassie等利用烏干達(dá)農(nóng)村橫截面數(shù)據(jù)來分析種植改良花生品種這一外生沖擊對作物收入增產(chǎn)和減貧的事后影響[3]。有研究利用傾向得分匹配法，估計(jì)土地征用政策沖擊對失地農(nóng)戶收入的影響[4]。當(dāng)前中國的農(nóng)業(yè)政策與國外農(nóng)業(yè)發(fā)展迥異之處在于國外研究更強(qiáng)調(diào)市場化運(yùn)行，反對政府過多的介入。而中國更注重政府對農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策介入和項(xiàng)目直接干預(yù)。這一措施在實(shí)踐中既取得過巨大成功，同樣也有失敗的教訓(xùn)。因此，基于實(shí)證數(shù)據(jù)來驗(yàn)證政府項(xiàng)目強(qiáng)勢介入對農(nóng)戶增收的影響，有助于檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策扶持對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展以及精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施效果。

農(nóng)戶增收的理論研究中主流研究將農(nóng)民收入增長機(jī)制納入兩個(gè)分析維度：資源稟賦條件的影響、制度環(huán)境變遷的影響。首先，在資源稟賦影響維度中又細(xì)分為資本投入、人力資本投入、社會(huì)關(guān)系治理影響、企業(yè)家能力影響等研究方向。經(jīng)典文獻(xiàn)包括：資本投入方面，研究認(rèn)為農(nóng)戶物質(zhì)資本投入異質(zhì)性是導(dǎo)致農(nóng)戶收入差距拉大的根本原因[5]。人力資本研究中，研究者關(guān)注農(nóng)民職業(yè)技能能提高農(nóng)民平均教育回報(bào)率來實(shí)現(xiàn)增收[6]。Nakano等研究證明關(guān)鍵農(nóng)戶（獲得直接技術(shù)培訓(xùn)者）的種植產(chǎn)出率提升明顯[7]。社會(huì)關(guān)系治理研究中，研究認(rèn)為農(nóng)民社會(huì)關(guān)系治理有助于其調(diào)動(dòng)鄉(xiāng)村資源，協(xié)調(diào)人們行動(dòng)一致性，社會(huì)關(guān)系良性治理是農(nóng)民增加收入的關(guān)鍵[8]。企業(yè)家能力研究中，研究者認(rèn)為農(nóng)戶的企業(yè)家才能、抗御風(fēng)險(xiǎn)和捕捉商機(jī)能力成為農(nóng)業(yè)經(jīng)營者增收的關(guān)鍵因素[9]。

我們發(fā)現(xiàn)上述研究維度中存在兩個(gè)尚待改進(jìn)之處。首先，研究更多聚焦在分析人力資本、企業(yè)家能力對農(nóng)戶收入的影響，忽略了中國農(nóng)業(yè)發(fā)展大環(huán)境中政策干預(yù)與項(xiàng)目驅(qū)動(dòng)的作用。其次，研究者對農(nóng)業(yè)經(jīng)營者存在異質(zhì)性條件（尤其是存在規(guī)模異質(zhì)性和產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性條件），資源轉(zhuǎn)化稟賦能力、初始稟賦能力對農(nóng)戶增收的影響研究有待加強(qiáng)。有研究運(yùn)用中國蘋果種植合作社數(shù)據(jù)，證明合作社成員收入增長是因?yàn)槠鋮⑴c合作社經(jīng)營，從而以提高農(nóng)戶的生產(chǎn)效率來獲得增收[9-10]。Khan等人證實(shí)農(nóng)業(yè)合同契約對于從事不同種植品種經(jīng)營農(nóng)戶的增收存在差異性[11]。曾億武等認(rèn)為電子商務(wù)將加劇農(nóng)戶收入的不平等[12]?？v觀上述研究，我們認(rèn)為未來在對涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)異質(zhì)性、規(guī)模異質(zhì)性等條件下制度環(huán)境變遷對農(nóng)戶增收的影響分析方面的研究有待加強(qiáng)。

通過上述研究維度的剖析，本文試圖判斷當(dāng)獲得政府資助項(xiàng)目是否與農(nóng)戶增收存在內(nèi)在因果關(guān)聯(lián)，進(jìn)而在涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性條件下、規(guī)模異質(zhì)性條件下進(jìn)行分類研究，分析農(nóng)戶稟賦條件、制度環(huán)境變遷對于農(nóng)戶收入的影響。借助文獻(xiàn)梳理，本文提出三個(gè)研究假設(shè)，將通過后續(xù)研究進(jìn)行驗(yàn)證。

假設(shè)1：政府資助項(xiàng)目的強(qiáng)勢介入與農(nóng)戶增收存在正向因果關(guān)聯(lián)。即如政府以產(chǎn)業(yè)資助項(xiàng)目形式給予規(guī)模農(nóng)戶以扶持有助于規(guī)模農(nóng)戶提高經(jīng)營能力從而實(shí)現(xiàn)增收。政府對小農(nóng)戶實(shí)施精準(zhǔn)惠農(nóng)扶持項(xiàng)目（如脫貧項(xiàng)目）也能提升小農(nóng)戶收入。

假設(shè)2：無論獲得政府資助項(xiàng)目與否，規(guī)模農(nóng)戶、蔬果種植戶的企業(yè)家能力、社會(huì)資本擁有量、初始資源稟賦條件對其增收效果顯著;但小農(nóng)戶、養(yǎng)殖戶的企業(yè)家能力、社會(huì)資本以及初始資源稟賦條件對其增收效果不明顯。一旦無法獲得政府資助，糧食種植戶的企業(yè)家能力、社會(huì)資本擁有量、初始資源稟賦條件將無法對其增收提供幫助。

假設(shè)3：參與合作社經(jīng)營有助于普通小農(nóng)戶的增收;規(guī)模農(nóng)戶、蔬果種植戶增收可依靠發(fā)展農(nóng)村電商、加入合作社與成立形成家庭農(nóng)場等方式來實(shí)現(xiàn);但辦家庭農(nóng)場、參與農(nóng)村電商等形式對普通小農(nóng)戶、糧食種植戶的增收效果不顯著;而養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展依賴于項(xiàng)目的支持，一旦獲得政府項(xiàng)目/資金的支持，養(yǎng)殖戶發(fā)展家庭農(nóng)場與從事農(nóng)村電商銷售對其收入的正向影響將顯著加大。

二、計(jì)量模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

（一）數(shù)據(jù)的采集與說明

本文采用的農(nóng)戶數(shù)據(jù)源于作者2018年1-2月、6月、10月、12月在湖南邵陽、山東東營、山東煙臺(tái)、江蘇鹽城針對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織融合與政府政策干預(yù)進(jìn)行的實(shí)地調(diào)研，相關(guān)數(shù)據(jù)采用分層抽樣方法投放，保證數(shù)據(jù)無偏性。

選用邵陽、東營、煙臺(tái)、鹽城作為調(diào)研樣本采集點(diǎn)，一方面考慮到這些地區(qū)均在2014年出臺(tái)針對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的扶持項(xiàng)目并實(shí)施至今，項(xiàng)目實(shí)施處理變量的一致性有助于本研究使用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方式進(jìn)行分析。另一方面，采集點(diǎn)具有地域差異性（湖南邵陽為中部落后農(nóng)（地）區(qū)、東營為東中部較落后地區(qū)、煙臺(tái)為東部發(fā)達(dá)地區(qū)、鹽城為東部欠發(fā)達(dá)地區(qū)），且其農(nóng)業(yè)經(jīng)營特點(diǎn)也具有差異性（邵陽以糧食作物種植為主，果蔬種植與養(yǎng)殖為輔;東營則是糧食作物種植、果蔬種植、養(yǎng)殖規(guī)模接近;煙臺(tái)農(nóng)業(yè)則以果蔬種植為主、養(yǎng)殖和糧食作物種植為輔;鹽城以果蔬及糧食作物種植為主），因此分層抽樣調(diào)查所獲得的數(shù)據(jù)可信度較高。調(diào)研投放問卷990份，回收有效數(shù)據(jù)774份（有效率78.18%）。具體數(shù)據(jù)描述如表1指標(biāo)設(shè)計(jì)中，研究考慮到積極參與公益活動(dòng)的籌備與組織工作（如節(jié)日聯(lián)歡、婦女廣場舞等）的農(nóng)戶更能和其他農(nóng)戶進(jìn)行交流，獲得生活、生產(chǎn)方面有用的信息的機(jī)會(huì)較多。而作為農(nóng)村社區(qū)公益活動(dòng)的民間組織者不僅需要有較強(qiáng)的團(tuán)隊(duì)協(xié)調(diào)能力，更需要有能力和基礎(chǔ)行政部門溝通獲得基層政府支持，因此研究將是否積極參與公益活動(dòng)作為社會(huì)關(guān)系的替代指標(biāo)，而將組織領(lǐng)導(dǎo)公益活動(dòng)作為企業(yè)家能力的替代指標(biāo)。。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建

傾向得分法能有效對樣本選擇性偏誤進(jìn)行控制。本文通過將影響因變量的因素作為協(xié)變量，并以此進(jìn)行模擬隨機(jī)分組，控制分組后子樣本在所有特征變量的顯著性差異。

本文將偏差調(diào)整傾向得分匹配法（Bias-Adjusted PSM）作為實(shí)證檢驗(yàn)的因果判斷主要手段，具體步驟：以是否獲得政府資助項(xiàng)目為因變量，以向量overrightarrow X （個(gè)人稟賦、關(guān)鍵變量、控制變量等）為協(xié)變量，構(gòu)建影響參與政府項(xiàng)目的probit（公式簡記為p）模型：

再根據(jù)Probit模型結(jié)果根據(jù)匹配原則形成處理組與控制組，滿足平衡性假設(shè)。最后計(jì)算處理組與控制組的加權(quán)平均差，在PSM測試過程中對參與變量進(jìn)行偏差調(diào)整，控制可測變量的影響，獲得調(diào)整后的平均處理效應(yīng)A。在此基礎(chǔ)上觀察協(xié)變量的相關(guān)系數(shù)，并驗(yàn)證其結(jié)果。

Yi 表示農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入情況，X為核心變量、K為控制變量、L為個(gè)人稟賦變量。δi 為殘差項(xiàng)。研究將進(jìn)一步對數(shù)據(jù)進(jìn)行分類回歸，為突出分類對異質(zhì)性問題的深入探討并有效規(guī)避選擇性偏差問題，研究采用Wilcoxon秩和檢驗(yàn)來驗(yàn)證源數(shù)據(jù)和分類檢驗(yàn)數(shù)據(jù)之間樣本秩和是否存在顯著性差異。

三、計(jì)量實(shí)證結(jié)果及分析

（一）前期回歸檢驗(yàn)

首先，本文對各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，報(bào)告顯示各變量間Pearsons相關(guān)系數(shù)<0.2，說明自變量之間不存在明顯相關(guān)性，可進(jìn)行后續(xù)研究。模型A1為一元OLS回歸;模型A2為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤條件下的多元OLS回歸;模型A3為GLS回歸（用以克服異方差問題）。表2顯示政府政策（treat）系數(shù)在模型A1-A3中表現(xiàn)為統(tǒng)計(jì)正顯著，但電商（DS）、企業(yè)家能力指標(biāo)1（leader）等系數(shù)指標(biāo)均為統(tǒng)計(jì)非顯著;企業(yè)家能力指標(biāo)2（dancer_leader）、社會(huì)關(guān)系指標(biāo)2（dancer）和資源稟賦要素報(bào)酬2（noagri_income）均顯示為負(fù)統(tǒng)計(jì)顯著，和預(yù)期結(jié)果有差距。究其原因可能是樣本存在選擇偏差所致。因此本文采用偏差校正傾向得分匹配法，來驗(yàn)證政府資助項(xiàng)目與農(nóng)戶增收之間的內(nèi)在因果關(guān)系。

（二）偏差校正傾向得分匹配分析

使用近鄰匹配和卡尺匹配，研究發(fā)現(xiàn)A估計(jì)值分別為3.107、2.546（t值為2.65、2.59），均顯著。圖1顯示大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差出現(xiàn)明顯的縮小（除training、locate2）。同樣圖2顯示大多數(shù)觀測值均在傾向得分共同取值范圍內(nèi)（on support），進(jìn)行傾向得分匹配僅損失少量樣本。借助PSM方法，本文證實(shí)獲得政府惠農(nóng)/產(chǎn)業(yè)政策對農(nóng)民收入存在正效應(yīng)。假設(shè)1可證。

表3顯示農(nóng)戶社會(huì)關(guān)系1（social_trelate）和企業(yè)家能力2（dancer_leader）的系數(shù)分別為0.769、0.654，z值均表現(xiàn)為在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表示農(nóng)戶良好的人際交往能力、廣闊的人脈等社會(huì)關(guān)系有助于農(nóng)戶增收。社會(huì)關(guān)系2（dancer）、企業(yè)家能力1（leader）的p值雖然顯示為統(tǒng)計(jì)不顯著但系數(shù)為正，說明企業(yè)家能力與收入呈現(xiàn)弱的正相關(guān)。農(nóng)戶初始稟賦資源條件指標(biāo)中固定資產(chǎn)投入量（input）和2013年收入（income2013）的系數(shù)均為統(tǒng)計(jì)顯著，說明初始稟賦條件改善，有助于農(nóng)戶通過資產(chǎn)專用性投資和擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模來實(shí)現(xiàn)增收。假設(shè)2部分可證。

而電商銷售（DS）系數(shù)、土地流入（land_transit）、成立家庭農(nóng)場（farm）、參加合作社（coop_part）指標(biāo)系數(shù)的z值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正顯著。假設(shè)3部分成立。

（三）規(guī)?；暯堑姆诸悪z驗(yàn)

本文從規(guī)?；?jīng)營角度（成立家庭農(nóng)場）對農(nóng)戶進(jìn)行分類檢驗(yàn)，涉農(nóng)經(jīng)營者65份，其中參與政府創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目375份（成立家庭農(nóng)場者219，未成立為156）;未參與政府創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目275份（成立家庭農(nóng)場者119，未成立為156）。分類數(shù)據(jù)通過Wilcoxon秩和檢驗(yàn)，模型B1B2、B3B4所涉及數(shù)據(jù)與總數(shù)據(jù)形成Mann-Whitney-Wilcoxon分布z值為1.24、0.36、1.61、0.78，符合未有選擇性偏差的零假設(shè)。實(shí)證采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤條件下GLS回歸來降低異方差干擾，詳見表4。

表4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示無論是否獲得政府資助項(xiàng)目，規(guī)模農(nóng)戶的企業(yè)家能力、社會(huì)資本擁有量、初始資源稟賦條件有利于農(nóng)戶增收。普通小農(nóng)無論獲得政府資助與否，企業(yè)家能力、社會(huì)關(guān)系、初始資源稟賦并不能促進(jìn)其增收。假設(shè)2部分可證。

（四）產(chǎn)業(yè)層面的分類檢驗(yàn)

本文將農(nóng)戶細(xì)化為從事糧食種植、蔬果種植和養(yǎng)殖三部分，分析其增收影響因素。為防止選擇性偏差問題，借助Wilcoxon秩和檢驗(yàn)對分類數(shù)據(jù)Mann-Whitney-Wilcoxon分布z值進(jìn)行檢驗(yàn)，參與婦女創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目下糧食種植、蔬果種植和養(yǎng)殖三部分農(nóng)戶的數(shù)據(jù)分別有81份、115份、89份;不參與婦女創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目下糧食種植、蔬果種植和養(yǎng)殖三部分農(nóng)戶的數(shù)據(jù)分別有81份、137份、97份。Mann-Whitney-Wilcoxon分布z值分別為0.94、1.52、1.29、1.21、1.47、0.71（均滿足分布相同零假設(shè)）。研究采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的GLS方法分析影響農(nóng)戶增收的因素。

表5中企業(yè)家能力1指標(biāo)在獲得政府資助項(xiàng)目的糧食種植、蔬果種植業(yè)中表現(xiàn)為統(tǒng)計(jì)正相關(guān)。無論農(nóng)業(yè)經(jīng)營者是否獲得政府項(xiàng)目資助，蔬果種植戶收入均與企業(yè)家能力2指標(biāo)正相關(guān)。說明無論獲得政府資助與否，蔬果種植戶的企業(yè)家能力與其收入正相關(guān)。當(dāng)糧食種植戶獲得政府資助時(shí)，企業(yè)家才能與收入正相關(guān)。養(yǎng)殖戶的企業(yè)家能力與收入不呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)相關(guān)。

社會(huì)關(guān)系指標(biāo)1顯示獲得政府資助的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的社會(huì)資本擁有量對糧食、蔬果產(chǎn)業(yè)增收有效。對蔬果種植、糧食種植（尤其是獲得政府資助）農(nóng)戶而言，社會(huì)資本擁有量高有助于降低交易成本與組織成本，從而實(shí)現(xiàn)增收。

在獲得政府項(xiàng)目時(shí)，初始資本擁有量和固定資產(chǎn)投資額系數(shù)在模型C2、C3均通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。在獲得政府資助前提下，從事糧食種植業(yè)、蔬果產(chǎn)業(yè)以及養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)時(shí)，農(nóng)戶初期資本投入量與專用性資產(chǎn)投資能力與農(nóng)戶的收入正相關(guān)。糧食種植業(yè)是勞動(dòng)替代性產(chǎn)業(yè)，對資本投入的需求較高;而養(yǎng)殖業(yè)與蔬果產(chǎn)業(yè)為資本密集型農(nóng)業(yè)、勞動(dòng)與資本密集兼具型農(nóng)業(yè)，獲得政府資助將有助于農(nóng)戶利用政策優(yōu)勢，降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)來獲得增收效應(yīng)。

在未獲得政府資助項(xiàng)目中，農(nóng)戶從事糧食種植與蔬果產(chǎn)業(yè)時(shí)，初始資本擁有量（income2013）在蔬果產(chǎn)業(yè)（模型D2）系數(shù)10%統(tǒng)計(jì)顯著。養(yǎng)殖業(yè)與糧食種植業(yè)中，未獲政府資助時(shí)，前期資源稟賦條件與其收入提升并未呈現(xiàn)強(qiáng)烈的正相關(guān)。假設(shè)2得證。

電商銷售（DS）系數(shù)顯示蔬果產(chǎn)業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)適合電商銷售，通過電商銷售降低市場搜尋與交易成本，有利于農(nóng)戶增收。同時(shí)糧食作物種植農(nóng)戶參與電商銷售與其收益呈現(xiàn)弱的負(fù)向關(guān)聯(lián)。

成立家庭農(nóng)場指標(biāo)（farm）系數(shù)顯示無論獲得政府資助與否，成立家庭農(nóng)場（發(fā)展適度規(guī)模化經(jīng)營）有利于蔬果、養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)經(jīng)營者增收。獲得項(xiàng)目資助后，養(yǎng)殖業(yè)經(jīng)營者辦家庭農(nóng)場增收效應(yīng)明顯;糧食種植者無論獲得項(xiàng)目與否，成立家庭農(nóng)場均不會(huì)為其增收助力。

參加合作社（coop_part）系數(shù)顯示無論獲得政府資助與否，蔬果種植者參加合作社有利于其增收。有趣的是，獲得資助時(shí)，種植類與養(yǎng)殖類從業(yè)者收入與加入合作社指標(biāo)統(tǒng)計(jì)盡管不相關(guān)，但系數(shù)為正;而未獲得資助情況下，盡管系數(shù)不顯著，但糧食種植戶與養(yǎng)殖農(nóng)戶參與合作社的系數(shù)均為負(fù)值。假設(shè)3得證。

四、結(jié)論及政策建議

本文研究得到以下結(jié)論：（1）政府提供的政策扶持，與農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收存在內(nèi)在因果關(guān)聯(lián)?？梢灶A(yù)見，規(guī)模農(nóng)戶在獲得實(shí)質(zhì)性產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目資助后，增收效應(yīng)顯著。而精準(zhǔn)扶貧與惠農(nóng)項(xiàng)目資助對小農(nóng)戶增收也確實(shí)有利。（2）無論獲資助與否，提高農(nóng)戶企業(yè)家能力、社會(huì)資本與初始資源稟賦擁有量，有利于規(guī)模農(nóng)戶與蔬果種植農(nóng)戶收入提升。對糧食種植戶而言，僅有企業(yè)家能力、社會(huì)關(guān)系與其收入正相關(guān)，初始資源稟賦的增加與其收入增長的關(guān)系不顯著。小農(nóng)戶的增收更依賴于制度環(huán)境的改善。（3）無論政府資助有無介入，發(fā)展農(nóng)村電商、加入合作社與成立形成家庭農(nóng)場等方式有助于蔬果種植戶實(shí)現(xiàn)增收;參加合作社、辦家庭農(nóng)場、參與農(nóng)村電商等形式對糧食種植戶的增收效果均不顯著;政府項(xiàng)目未介入時(shí)，養(yǎng)殖業(yè)從業(yè)者收入與參加合作社、發(fā)展電商無明顯關(guān)聯(lián);但獲得項(xiàng)目后，養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)戶的收入與參加合作社、發(fā)展電商正相關(guān)顯著程度會(huì)明顯改善。

基于上述研究結(jié)論，本文有以下啟示：（1）完善農(nóng)業(yè)要素市場，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營政策的扶持精準(zhǔn)度，加大政府農(nóng)業(yè)綜合服務(wù)強(qiáng)度。實(shí)施有效產(chǎn)業(yè)扶持政策促進(jìn)適度規(guī)模農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，精準(zhǔn)施策強(qiáng)化對弱勢群體扶貧性質(zhì)項(xiàng)目的扶持。鼓勵(lì)規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶通過培育企業(yè)家能力、改善社會(huì)關(guān)系治理環(huán)境、增加投資額等形式來增加農(nóng)業(yè)專有性投資與專用性投資。（2）促進(jìn)提升合作社社會(huì)化服務(wù)能力，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體通過提供規(guī)模化、系統(tǒng)化的農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)來形成融合發(fā)展，加快推進(jìn)綜合性生產(chǎn)服務(wù)體系建設(shè)。尤其是強(qiáng)化生產(chǎn)流程服務(wù)、銷售服務(wù)、職業(yè)教育與技能培訓(xùn)。（3）根據(jù)產(chǎn)業(yè)特征對農(nóng)村電商實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶持，尤其激勵(lì)規(guī)模農(nóng)戶（合作社、家庭農(nóng)場）發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品電商，特別應(yīng)該大力發(fā)展蔬果產(chǎn)業(yè)的電商銷售。

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（責(zé)任編輯：馬欣榮）