“產(chǎn)業(yè)興旺”與“生活富?！?br/>——基于CHIP(2013)調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析*

馬太超 ，鄧宏圖

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100006；2.廣州大學(xué) 新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心&經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510006)

一、問(wèn)題的提出

中國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，人口大國(guó)，更是小農(nóng)大國(guó)，[1]2-23這是中國(guó)的基本國(guó)情。盡管城市化發(fā)展迅速，但龐大的人口基數(shù)意味著緊張的人地關(guān)系短期內(nèi)無(wú)法有效緩解，分散的家戶式經(jīng)營(yíng)仍將長(zhǎng)期存在。[2]30-47, [3]60-80全面建成小康社會(huì)背景下，為推動(dòng)鄉(xiāng)村全面振興，必須進(jìn)一步提高總量仍然龐大的農(nóng)業(yè)人口的收入和福利。為將細(xì)碎化、分散經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶納入現(xiàn)代化軌道，中央做出“將小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接”的戰(zhàn)略部署。農(nóng)村的“產(chǎn)業(yè)興旺”被視為鄉(xiāng)村振興的“牛鼻子”，各類合作經(jīng)濟(jì)組織則被看作推動(dòng)“產(chǎn)業(yè)興旺”和農(nóng)民“生活富裕”的重要組織形式，因而受到學(xué)者和政府的高度重視。

在政策鼓勵(lì)下，龍頭企業(yè)、合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體成為農(nóng)業(yè)“產(chǎn)業(yè)興旺”的主導(dǎo)力量。學(xué)術(shù)界從理論和實(shí)證層面對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織展開(kāi)了研究與討論，其中對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社的研究尤為突出。學(xué)者從產(chǎn)權(quán)、治理結(jié)構(gòu)、資本和勞動(dòng)的關(guān)系、合約穩(wěn)定性等方面考察了合作社運(yùn)行績(jī)效，加深了有關(guān)農(nóng)業(yè)合約和農(nóng)業(yè)組織形式的認(rèn)識(shí)。但在快速發(fā)展的同時(shí)，合作社的“真實(shí)性”也受到學(xué)者的質(zhì)疑。[4]41-45,[5]2-11盡管如此，目前普遍性的結(jié)論是合作經(jīng)濟(jì)組織有力帶動(dòng)了農(nóng)戶，促進(jìn)了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展和農(nóng)戶收入水平的提高。然而，這種判斷或是基于嚴(yán)謹(jǐn)?shù)睦碚摲治?，或是研究者的?shí)地觀察所得，合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響的實(shí)證研究相對(duì)較少，更重要的是在實(shí)證層面缺乏對(duì)相關(guān)機(jī)制的檢驗(yàn)。

在現(xiàn)有的實(shí)證研究中，張笑寒等[6]431-438利用江蘇省的微觀數(shù)據(jù)展開(kāi)研究，認(rèn)為加入合作社顯著提高了農(nóng)戶收入水平，且不同合作社治理機(jī)制的增收效果存在差異。劉宇熒等[7]71-79和徐陽(yáng)等[8]32-41均得出類似結(jié)論。溫雪等[9]149-154的研究表明加入合作社能夠顯著提高農(nóng)戶收入和家庭金融資產(chǎn)余額。然而上述研究均是基于部分地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)研地區(qū)覆蓋面小，樣本代表性弱，無(wú)法反映全國(guó)基本情況。朋文歡、黃祖輝[10]57-66對(duì)15省調(diào)查數(shù)據(jù)的分析認(rèn)為只有充分發(fā)揮服務(wù)功能的合作社才能提高農(nóng)戶收入。盡管所用數(shù)據(jù)覆蓋面廣，但較少的樣本數(shù)降低了對(duì)全國(guó)情況的代表性。中國(guó)東中西部地區(qū)發(fā)展階段不同，合作社作用效果亦可能不同，但受數(shù)據(jù)限制，上述研究無(wú)法考察這一情形。本文利用CHIP(2013)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)展開(kāi)實(shí)證分析(1)需要說(shuō)明的是，有關(guān)合作經(jīng)濟(jì)組織的微觀數(shù)據(jù)很少。在能夠公開(kāi)獲得的，且樣本量大、覆蓋地區(qū)廣的微觀數(shù)據(jù)中，CHIP(2013)是最符合本文研究目的的。盡管所用數(shù)據(jù)略顯“陳舊”，但數(shù)據(jù)背后所反映的信息卻并不隨著時(shí)間的推移而發(fā)生根本性變化，因而仍然能夠用來(lái)分析當(dāng)前鄉(xiāng)村振興過(guò)程中的一些基本問(wèn)題。，該數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)14個(gè)省份，涵蓋東中西部地區(qū)，樣本量大，具有較高代表性，能夠反映全國(guó)層面基本情況。同時(shí)，上述研究除數(shù)據(jù)代表性不足外，也并未探討合作社的增收機(jī)制，無(wú)法在實(shí)證層面說(shuō)明合作社與農(nóng)戶增收間的邏輯關(guān)系。然而對(duì)作用機(jī)制的分析至關(guān)重要，只有明確相關(guān)機(jī)制，才能采取切實(shí)可行的舉措完善合作經(jīng)濟(jì)組織，進(jìn)而推動(dòng)鄉(xiāng)村振興。本文的主要?jiǎng)?chuàng)新之處在于從實(shí)證上尋找合作經(jīng)濟(jì)組織增收效果的作用機(jī)制，在彌補(bǔ)既有研究數(shù)據(jù)代表性不足的缺陷的基礎(chǔ)上，通過(guò)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證方法探討其背后的作用機(jī)制。

二、理論分析

隨著農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化、社會(huì)化程度的加深，[11]45-50農(nóng)戶面臨的市場(chǎng)條件不斷變化。分散且高度社會(huì)化的小農(nóng)戶如何應(yīng)對(duì)瞬息萬(wàn)變的市場(chǎng)成為“三農(nóng)問(wèn)題”的重要內(nèi)容。諸多研究為小農(nóng)戶與大市場(chǎng)有效銜接提供了邏輯線索。[12]46-50,[13]2-17,[14]25-37這些研究均認(rèn)為將農(nóng)戶組織起來(lái)有助于提高其市場(chǎng)談判地位，進(jìn)而提高其收入。盡管在具體聯(lián)合路徑和組織方式的選擇上不盡相同，但將農(nóng)戶組織起來(lái)無(wú)疑是普遍共識(shí)。[15]186-196, [16]123-140

與經(jīng)典合作社先合作化后產(chǎn)業(yè)化發(fā)展路徑不同，中國(guó)式合作經(jīng)濟(jì)組織走的是先產(chǎn)業(yè)化后合作化道路。[17]80-95產(chǎn)業(yè)化意味著生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程的組織化、規(guī)?；蛯I(yè)化，產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展過(guò)程就是“產(chǎn)業(yè)興旺”的實(shí)現(xiàn)過(guò)程。合作經(jīng)濟(jì)組織與“產(chǎn)業(yè)興旺”間的邏輯關(guān)系體現(xiàn)在兩方面：一方面，合作經(jīng)濟(jì)組織能將分散的農(nóng)戶(尤其是農(nóng)戶的承包地)納入締約結(jié)構(gòu)，在擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的同時(shí)節(jié)約生產(chǎn)成本；另一方面能在一定生產(chǎn)規(guī)模的支撐下，通過(guò)對(duì)分散農(nóng)戶的統(tǒng)一組織，在一個(gè)或多個(gè)環(huán)節(jié)實(shí)現(xiàn)分工與專業(yè)化，延長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值。一定程度上可以認(rèn)為合作經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展與“產(chǎn)業(yè)興旺”是一枚硬幣不可分割的兩面。

現(xiàn)有研究認(rèn)為，加入合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響主要有以下渠道。

第一，提高土地配置效率。土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最重要的生產(chǎn)要素之一，土地配置效率提高能夠提高土地產(chǎn)出率。保持農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格不變，則土地產(chǎn)出率提高意味著農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的上升。然而在土地根據(jù)家庭人口均分的土地制度下，土地自由交易受到制度性限制，受限制的土地流轉(zhuǎn)不利于提高土地配置效率。隨著城鄉(xiāng)間勞動(dòng)力流動(dòng)壁壘的逐步消解，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力能夠流向城市工商業(yè)；與此同時(shí)，承包地確權(quán)頒證以及“三權(quán)分置”的施行推動(dòng)了土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的再配置，為實(shí)現(xiàn)土地和勞動(dòng)力重新的、更富效率的配置提供了可能。受經(jīng)濟(jì)利益驅(qū)使，行為主體具備足夠的激勵(lì)高效利用其所具有的生產(chǎn)要素。隨著要素自由流動(dòng)程度不斷提高，土地將逐漸流向生產(chǎn)率更高的農(nóng)戶或組織，從而提高土地產(chǎn)出率，提升農(nóng)戶收入水平。

農(nóng)業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織往往以土地規(guī)模化利用為基礎(chǔ)。加入合作經(jīng)濟(jì)組織的農(nóng)戶有三種方式重新配置所承包土地：其一是將土地流轉(zhuǎn)給合作經(jīng)濟(jì)組織，農(nóng)戶獲得土地租金收入；其二是按照合作經(jīng)濟(jì)組織的生產(chǎn)計(jì)劃和要求耕作土地(訂單農(nóng)業(yè))，農(nóng)戶向合作經(jīng)濟(jì)組織“銷售”土地產(chǎn)出物以獲得收益；其三是以承包地入股合作經(jīng)濟(jì)組織，獲取分紅收益。無(wú)論是哪一種土地利用方式，在一定程度上均能實(shí)現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置，進(jìn)而提高農(nóng)戶家庭收入。

第二，規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。以土地規(guī)模化利用為基礎(chǔ)，合作經(jīng)濟(jì)組織能夠購(gòu)買或租用大型機(jī)械從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以替代成本日益高昂的勞動(dòng)力；同時(shí)，土地經(jīng)營(yíng)面積的提高有助于提升合作經(jīng)濟(jì)組織生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的分工與專業(yè)化水平，進(jìn)而提高生產(chǎn)效率；此外，土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)能夠避免相鄰?fù)恋亻g各自獨(dú)立耕作時(shí)給彼此帶來(lái)的負(fù)外部性，降低生產(chǎn)成本。根據(jù)以上三點(diǎn)，在土地規(guī)模化利用的基礎(chǔ)上，合作經(jīng)濟(jì)組織在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的規(guī)模經(jīng)濟(jì)得以實(shí)現(xiàn)。多重因素的共同作用降低了生產(chǎn)總成本，進(jìn)而降低單位產(chǎn)出的生產(chǎn)成本。保持其他條件不變，低成本的另一面即為高收益。因而規(guī)模經(jīng)濟(jì)的發(fā)揮同樣有助于提高加入合作經(jīng)濟(jì)組織的農(nóng)戶家庭收入。

第三，市場(chǎng)議價(jià)權(quán)。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)量最大化與收益最大化具有不同的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。自給自足條件下，價(jià)格機(jī)制作用有限，產(chǎn)量最大化就是收益最大化。而在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，收益既與產(chǎn)品產(chǎn)量有關(guān)，還與產(chǎn)品價(jià)格有關(guān)。分散經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶面對(duì)市場(chǎng)時(shí)談判能力弱，通常是價(jià)格接受者。[18]15-32,[19]88-99農(nóng)產(chǎn)品不易儲(chǔ)存的特點(diǎn)更凸顯了農(nóng)戶在市場(chǎng)交易中的弱勢(shì)地位。在所生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量不變的條件下，提高市場(chǎng)議價(jià)權(quán)能提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，從而提高收入。農(nóng)戶可通過(guò)加入合作經(jīng)濟(jì)組織來(lái)提升分散經(jīng)營(yíng)時(shí)不具備的市場(chǎng)議價(jià)權(quán)。由于合作經(jīng)濟(jì)組織生產(chǎn)規(guī)模大，產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)化程度高，且具備一定農(nóng)產(chǎn)品儲(chǔ)存能力，因而其產(chǎn)品總量大、品質(zhì)高，一些合作經(jīng)濟(jì)組織甚至擁有為市場(chǎng)所認(rèn)可的品牌。數(shù)量、質(zhì)量和品牌三層因素賦予合作經(jīng)濟(jì)組織一定的市場(chǎng)議價(jià)能力或產(chǎn)品定價(jià)權(quán)。給定合作經(jīng)濟(jì)組織產(chǎn)品生產(chǎn)總量，市場(chǎng)議價(jià)能力的提高就意味著收入提升。一旦加入合作經(jīng)濟(jì)組織，原本分散經(jīng)營(yíng)、作為價(jià)格接受者的農(nóng)戶將轉(zhuǎn)變?yōu)榫邆湟欢ㄊ袌?chǎng)勢(shì)力的生產(chǎn)者，從而提高自身收入水平。

基于以上分析，本文提出假說(shuō)1：加入合作經(jīng)濟(jì)組織能夠提高農(nóng)戶家庭收入。

改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)農(nóng)村發(fā)生了極具經(jīng)濟(jì)含義的變化。一方面，農(nóng)村內(nèi)部具有較高人力資本水平的勞動(dòng)力由農(nóng)業(yè)不斷流向城市工商部門(mén)，農(nóng)業(yè)發(fā)展受人力資本的制約；另一方面，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)收益率比較低，以逐利為本性的資本也不斷由農(nóng)業(yè)流向工商業(yè)部門(mén)，由此引發(fā)農(nóng)村人力資本和物質(zhì)資本的雙重缺乏。在這一情況下合作經(jīng)濟(jì)組織通常由經(jīng)濟(jì)能人或政治能人組建，能人在合作經(jīng)濟(jì)組織的運(yùn)營(yíng)中居于主導(dǎo)地位。[20]14-18, [21] 60-67農(nóng)業(yè)大戶或龍頭企業(yè)組建合作社的主要目的在于降低土地流轉(zhuǎn)的交易成本，“迂回”地實(shí)現(xiàn)土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)。[22]2-16前述分析表明，無(wú)論通過(guò)何種途徑，合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶收入的促進(jìn)均以土地規(guī)模化利用為前提。正是在土地規(guī)?；幕A(chǔ)上，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)才能充分發(fā)揮分工與專業(yè)化的優(yōu)勢(shì)，引進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)要素，在降低生產(chǎn)成本的同時(shí)提高經(jīng)濟(jì)效益。據(jù)此，提出待驗(yàn)證的另一假說(shuō)：

假說(shuō)2：合作經(jīng)濟(jì)組織提高農(nóng)戶家庭收入的一個(gè)作用機(jī)制在于，以農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為作為中介，通過(guò)提高農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)概率提高其家庭收入。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自北京師范大學(xué)中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)2013年“中國(guó)居民收入調(diào)查”項(xiàng)目。該調(diào)查所涉及數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)14個(gè)省份，包括東中西部三個(gè)情況明顯不同的地區(qū)，具有一定代表性。根據(jù)研究需要，本文主要使用個(gè)體和家庭層面的相關(guān)數(shù)據(jù)。在對(duì)變量進(jìn)行匹配整理后，去掉異常值和缺失值，同時(shí)僅保留擁有農(nóng)村戶口的家庭，最終得到7166個(gè)有效樣本。東部、中部和西部地區(qū)樣本占比分別為31.31%，41.42和27.27%，樣本在地區(qū)間分布相對(duì)均勻，能夠大致反映全國(guó)層面的情況。

(二)模型設(shè)定

首先構(gòu)建多元線性回歸模型進(jìn)行估計(jì)，并探究變量間所蘊(yùn)含的作用機(jī)制。計(jì)量模型為：

Ln(DPI_Per)i=αi+Organizationi+βi∑Xij+μi

其中，Ln(DPI_Per)i表示第i個(gè)家庭人均可支配收入的對(duì)數(shù)；Organizationi表示家庭是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織的虛擬變量；Xij為控制變量。由于數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)，可能存在異方差，因此在回歸中使用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤予以估計(jì)。另外，農(nóng)戶是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織可能與家庭收入高度相關(guān)，因而“是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織”可能與“家庭人均可支配收入”互為因果。為緩解這一問(wèn)題，本文剔除了樣本中2013年當(dāng)年加入合作經(jīng)濟(jì)組織的家庭，使農(nóng)戶加入合作經(jīng)濟(jì)組織在“前”，取得收入在“后”，從而盡可能避免二者間的互為因果。

(三)變量選擇

1．被解釋變量

由于家庭總收入與人口數(shù)有關(guān)，不同人口總數(shù)家庭間總收入的可比性并不強(qiáng)。加之所用數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)，無(wú)法根據(jù)家庭總收入的前后變化來(lái)考察合作經(jīng)濟(jì)組織的作用，故以家庭人均可支配收入作為被解釋變量。為降低可能存在的異方差，在回歸中將人均可支配收入取對(duì)數(shù)。

2．核心解釋變量

本文以農(nóng)戶“是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織”的虛擬變量作為“產(chǎn)業(yè)興旺”的代理變量。若農(nóng)戶加入合作經(jīng)濟(jì)組織，取值為1，否則為0。由于缺乏針對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，因此本文將農(nóng)民合作經(jīng)濟(jì)組織看作現(xiàn)代農(nóng)業(yè)部門(mén)的代表形式。在一定程度上，合作經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展水平能夠代表現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的現(xiàn)狀，考察合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響可以在一定程度上反映現(xiàn)代農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的作用。

雖然“假合作社”在現(xiàn)實(shí)中實(shí)際存在并受到學(xué)者的質(zhì)疑[23]15-26, [24] 14-22，但并不會(huì)影響本文基本結(jié)論。一方面，針對(duì)農(nóng)戶家庭的調(diào)查問(wèn)卷可在一定程度上避免“假”合作社的影響?！凹佟焙献魃缰饕康脑谟谔兹⊙a(bǔ)貼，通常是為完成政府交代的行政任務(wù)而組建。受信息來(lái)源等的限制，農(nóng)戶通常并不知曉這類合作社。相反，農(nóng)戶對(duì)能夠帶來(lái)實(shí)質(zhì)性增收的合作社印象深刻。另一方面，部分龍頭企業(yè)領(lǐng)辦的合作社也可歸為“假”合作社范疇，此類合作社由于社員與企業(yè)在剩余收益分配上的不均等被視為“異化”的合作社。然而此類合作社對(duì)普通農(nóng)戶的“損害”更多表現(xiàn)在不均等的分配上，就絕對(duì)值而言，農(nóng)戶收益仍然有所增加，所謂“損失”只是就與資本所有者的比較而言。盡管分析所用樣本無(wú)法排除“假”合作社的存在，但如果包含“假”合作社的樣本有力證明了合作經(jīng)濟(jì)組織能夠提升農(nóng)戶收入，則真正的合作社對(duì)農(nóng)戶收入水平的提升作用必將更強(qiáng)。

3．控制變量

除核心解釋變量外，還存在其他影響家庭人均可支配收入的變量，這些因素也會(huì)影響核心解釋變量，遺漏這些變量會(huì)導(dǎo)致遺漏變量誤差進(jìn)而降低模型估計(jì)的可信度。為使估計(jì)結(jié)果更準(zhǔn)確，本文主要選擇個(gè)體層面和家庭層面的變量作為控制變量。個(gè)體層面的變量包括：戶主的年齡、性別、婚姻狀態(tài)、受教育程度、健康狀況、是否在當(dāng)?shù)貜氖路寝r(nóng)產(chǎn)業(yè)等；家庭層面的因素為：家庭人口總數(shù)、是否有人是黨員、是否有人擁有非農(nóng)業(yè)戶口、所承包土地面積、固定資產(chǎn)存量、家庭成員工資性收入等。此外，考慮到政策和市場(chǎng)因素的可能影響，模型還引入了省份虛擬變量以及市場(chǎng)化指數(shù)。

需要說(shuō)明的是，在后文機(jī)制檢驗(yàn)中涉及農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，影響土地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵變量是土地流轉(zhuǎn)費(fèi)。由于土地流轉(zhuǎn)費(fèi)用存在異常值，筆者對(duì)其進(jìn)行了1%的縮尾處理。同時(shí)，為降低人均土地面積差異對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，同樣對(duì)人均土地面積進(jìn)行1%的縮尾處理。

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)(2)限于篇幅，正文未報(bào)告描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，感興趣讀者可向作者索取。，樣本中加入合作經(jīng)濟(jì)組織的農(nóng)戶占比并不高，表明盡管目前中國(guó)合作經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展較快，但分散的、以家戶為單位的小農(nóng)經(jīng)營(yíng)仍是中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主導(dǎo)形式。此外，樣本家庭平均人數(shù)為4人；戶主平均年齡為51歲，反映了當(dāng)前農(nóng)村務(wù)農(nóng)主體的老齡化趨勢(shì)；戶主受教育水平普遍偏低，多數(shù)人尚未完成初中教育；人均耕地面積不足2畝，一定程度上反映了我國(guó)農(nóng)村緊張的人地關(guān)系。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸

表1是應(yīng)用普通最小二乘法的回歸結(jié)果。模型1只加入因變量和核心解釋變量，估計(jì)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平上加入合作經(jīng)濟(jì)組織提高了家庭人均可支配收入。加入控制變量后，模型2的結(jié)果仍支持上述結(jié)論，且回歸系數(shù)仍在1%的顯著性水平上顯著。命題1得證。

相關(guān)控制變量的符號(hào)基本符合理論預(yù)期。第一，家庭人數(shù)越多，家庭人均可支配收入越低；第二，政治身份和受教育水平對(duì)家庭收入均有顯著正向影響；第三，如果有家庭成員外出務(wù)工，或在本地從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，抑或家庭人均固定資產(chǎn)越高，家庭收入也越高；第四，戶主年齡與家庭收入存在非線性關(guān)系，在一定范圍內(nèi)，年齡提高可能伴隨個(gè)體經(jīng)驗(yàn)和能力的提升，從而促使收入增加，然而一旦年齡過(guò)大，體力的下降以及非農(nóng)工作機(jī)會(huì)的降低則將拉低家庭人均可支配收入；第五，人均承包土地面積越大，家庭人均可支配收入越高。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為盡可能提高前述分析結(jié)果的有效性和可信度，本文從兩個(gè)角度展開(kāi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，將因變量由家庭人均可支配收入調(diào)整為家庭總收入。相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表2。由模型1和2可知，加入合作經(jīng)濟(jì)組織顯著提高了家庭總收入。

第二，雖然CHIP(2013)的數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，但仍提供了樣本家庭2012年和2011年的收入信息。假定家庭基本情況(前述控制變量)在短期內(nèi)不變，依次剔除2012年和2011年加入合作經(jīng)濟(jì)組織的樣本，以驗(yàn)證加入合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)家庭2012年和2011年收入的影響。除對(duì)戶主年齡進(jìn)行調(diào)整外，本文使用2013年的控制變量近似代替2012年和2011年的基本情況，有關(guān)結(jié)果見(jiàn)表3。表3說(shuō)明，假定家庭基本情況在2011—2013年基本不變，在控制影響家庭收入的有關(guān)變量后，加入合作經(jīng)濟(jì)組織同樣提高了2012年和2011年的家庭人均可支配收入，且在1%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

(三)機(jī)制分析

基準(zhǔn)回歸表明加入合作經(jīng)濟(jì)組織有助于提高家庭人均可支配收入，但未對(duì)二者間的作用機(jī)制展開(kāi)說(shuō)明。根據(jù)理論部分的探討，筆者概括出三個(gè)可能的機(jī)制。

作用機(jī)制一：土地流轉(zhuǎn)發(fā)生率。合作經(jīng)濟(jì)組織通常經(jīng)營(yíng)較大面積的土地，這些土地或是從農(nóng)戶手中流轉(zhuǎn)而來(lái)，或是以入股形式吸納農(nóng)戶加入。一般而言，加入合作經(jīng)濟(jì)組織能夠促進(jìn)農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地，提高土地配置效率。在技術(shù)、資本等要素投入不變的情況下，由于個(gè)體比較稟賦的差異性，單純的土地要素在不同主體間的再配置就可提高生產(chǎn)效率。因此，加入合作經(jīng)濟(jì)組織有可能通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為來(lái)提高其家庭收入。

作用機(jī)制二：規(guī)模經(jīng)濟(jì)。通常，土地轉(zhuǎn)入方既可能是同樣從事分散經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶，也可能是專業(yè)大戶、合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體。單純根據(jù)農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)土地的行為無(wú)法判斷土地流轉(zhuǎn)去向。然而對(duì)加入合作經(jīng)濟(jì)組織的農(nóng)戶而言，其土地往往會(huì)流轉(zhuǎn)給合作經(jīng)濟(jì)組織。合作經(jīng)濟(jì)組織可以借社員“入社”的土地獲得大面積的土地經(jīng)營(yíng)權(quán)，實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，降低單位土地的生產(chǎn)成本。在其他條件不變的情況下，降低成本就意味著提高收入。因而規(guī)模化經(jīng)營(yíng)所帶來(lái)的效率提升性也是合作經(jīng)濟(jì)組織提高農(nóng)戶家庭收入的一個(gè)可能機(jī)制。

作用機(jī)制三：市場(chǎng)議價(jià)權(quán)。由于具有一定經(jīng)營(yíng)規(guī)模，合作經(jīng)濟(jì)組織生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量大且質(zhì)量可靠，從而具有一定的市場(chǎng)談判能力和定價(jià)權(quán)，能夠利用自身的議價(jià)能力提高產(chǎn)品銷售價(jià)格進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶家庭收入的提高。

受數(shù)據(jù)可得性限制，缺乏有關(guān)合作經(jīng)濟(jì)組織生產(chǎn)成本的數(shù)據(jù)，對(duì)其議價(jià)權(quán)的大小同樣缺乏可資利用的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，因而只能對(duì)第一個(gè)作用機(jī)制予以檢驗(yàn)。具體結(jié)果見(jiàn)表1的模型2～4。模型4的結(jié)果說(shuō)明加入合作經(jīng)濟(jì)組織顯著提高了農(nóng)戶當(dāng)年參與土地流轉(zhuǎn)的概率。模型2說(shuō)明在不考慮土地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響時(shí)，加入合作經(jīng)濟(jì)組織在1%的顯著性水平上提高了家庭人均可支配收入。然而當(dāng)加入“土地是否流轉(zhuǎn)”一項(xiàng)后，核心解釋變量的顯著性下降(顯著性水平由1%下降到5%)，且系數(shù)絕對(duì)值也在下降(由0.126下降為0.118)。根據(jù)方穎、趙揚(yáng)[25]138-148，劉行、李小榮[26]91-105以及阮榮平等[27]171-184對(duì)機(jī)制檢驗(yàn)的研究思路，作為作用機(jī)制的“土地流轉(zhuǎn)”通過(guò)了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。加入合作經(jīng)濟(jì)組織的確可以通過(guò)推動(dòng)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為來(lái)提高農(nóng)戶的家庭人均可支配收入。命題2得證。

(四)異質(zhì)性分析(3)限于篇幅，已略去相關(guān)結(jié)果。

我國(guó)耕地面積在地區(qū)間的分布存在明顯差異，合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)不同耕地面積的家庭的增收效果是否存在差異？以樣本農(nóng)戶家庭人均耕地面積的平均數(shù)為基準(zhǔn)，本文將樣本農(nóng)戶劃分為“土地大戶”和“土地小戶”。分樣本回歸結(jié)果表明，加入合作經(jīng)濟(jì)組織僅對(duì)人均耕地面積小的家庭有顯著影響。原因可能在于，“土地小戶”受制于自身稟賦(如家庭具有的資本少、土地規(guī)模小等)，外部選擇空間較小，除加入合作經(jīng)濟(jì)組織外沒(méi)有其他更好地應(yīng)對(duì)市場(chǎng)的方式。而“土地大戶”則相對(duì)具有較多資本(貨幣資本、社會(huì)資本等)，除加入合作經(jīng)濟(jì)組織外還能通過(guò)其他途徑提高家庭收入。這說(shuō)明合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)小農(nóng)戶的組織帶動(dòng)作用更強(qiáng)，間接證明了將分散經(jīng)營(yíng)且面積狹小的農(nóng)戶組織起來(lái)的必要性。

此外，個(gè)體戶口性質(zhì)不同，主要收入所依賴的產(chǎn)業(yè)就不同。合作經(jīng)濟(jì)組織的主要服務(wù)對(duì)象是農(nóng)業(yè)從業(yè)者，包含了非農(nóng)成員的家庭樣本可能會(huì)影響估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。為排除戶口性質(zhì)的可能影響，在剔除成員有非農(nóng)戶口的家庭后對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)，同樣證實(shí)了前述基本結(jié)論。

(五)可能存在的內(nèi)生性

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，內(nèi)生性主要來(lái)自三個(gè)方面：互為因果、遺漏變量和測(cè)量誤差。

首先，互為因果。農(nóng)戶是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織并非完全外生，而是農(nóng)戶的自主選擇。如果是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織的決策與家庭收入存在相關(guān)性，則加入合作經(jīng)濟(jì)組織便與農(nóng)戶家庭收入互為因果。為此本文已在前述實(shí)證分析中剔除2013年加入合作經(jīng)濟(jì)組織的樣本以盡可能避免互為因果。

其次，遺漏變量。由于有關(guān)合作經(jīng)濟(jì)組織的系統(tǒng)性、代表性數(shù)據(jù)極為有限，加之CHIP(2013)的數(shù)據(jù)又是截面數(shù)據(jù)，因此無(wú)法控制村莊等更高層面的相關(guān)因素。不過(guò)本文認(rèn)為，即便可能遺漏更高層面的變量從而引發(fā)遺漏變量問(wèn)題，但是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織仍然是家庭決策，影響家庭這一決定的主要變量應(yīng)當(dāng)集中在個(gè)體和家庭層面。即使存在遺漏變量，但如果所遺漏變量并不影響農(nóng)戶是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織的決策或影響不大，則遺漏此類變量并不會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的內(nèi)生性。

最后，測(cè)量誤差。一是合作經(jīng)濟(jì)組織的真實(shí)性問(wèn)題。這一點(diǎn)前文已有說(shuō)明，即只要農(nóng)戶自身能夠明確其是否愿意加入合作經(jīng)濟(jì)組織，則此類合作經(jīng)濟(jì)組織通常是有一定作用的，從而降低了假合作經(jīng)濟(jì)組織存在的可能性。由此類測(cè)量誤差導(dǎo)致的估計(jì)偏差并不嚴(yán)重。二是在調(diào)查過(guò)程中農(nóng)戶可能低報(bào)家庭收入。盡管存在此類“瞞報(bào)”“低報(bào)”問(wèn)題，但如果在農(nóng)戶低報(bào)自身收入水平的情況下加入合作經(jīng)濟(jì)組織能夠促進(jìn)其家庭收入的提高，那么若以實(shí)際收入作為因變量，則合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響將更為明顯和顯著。因而，上述測(cè)量誤差問(wèn)題并不影響前述分析的基本結(jié)論。

(六)傾向得分匹配

農(nóng)戶是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織并非隨機(jī)分配，而是受其他因素影響，因此可能存在選擇偏差。如何解決由此引發(fā)的樣本自選擇問(wèn)題是因果推斷的核心。盡管前述分析以剔除2013年新加入合作經(jīng)濟(jì)組織的樣本的形式來(lái)降低互為因果的可能性，但兩變量間基于經(jīng)濟(jì)邏輯的互為因果仍無(wú)法完全排除。為此，本小節(jié)采用傾向得分匹配法重新估計(jì)合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響。

為使匹配結(jié)果更為可靠，選擇在農(nóng)戶做出是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織前的“前定變量”作為匹配變量，即以家庭人數(shù)、政治身份、年齡、性別、婚姻狀態(tài)、受教育年限、健康狀況和人均耕地面積等作為匹配變量。為節(jié)約空間，此處略去Logit模型估計(jì)結(jié)果，直接考察匹配質(zhì)量。參照鄭建、周曙東[28]62-69的研究方法，匹配質(zhì)量檢驗(yàn)包括各個(gè)變量的平衡性檢驗(yàn)以及所有變量的綜合性檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表4。

平衡性檢驗(yàn)(4)限于篇幅，已略去具體檢驗(yàn)結(jié)果，感興趣讀者可向作者索取。表明，政治身份、受教育年限在匹配前的處理組和對(duì)照組間存在顯著差異，匹配后差異不再顯著。匹配后處理組和對(duì)照組相關(guān)變量的差異均顯著變小，表明處理組和對(duì)照組更具可比性，匹配效果較好，應(yīng)用PSM方法估計(jì)處理效應(yīng)較為合適。在表4關(guān)于匹配變量的綜合檢驗(yàn)中，似然比檢驗(yàn)值(LR)、整體平均偏差(Mean Bias)以及B值在匹配后均顯著下降，說(shuō)明匹配的整體效果較好。平衡性檢驗(yàn)和綜合檢驗(yàn)的結(jié)果共同表明在應(yīng)用傾向得分匹配后，處理組和控制組間基于匹配變量的差異已基本消除，根據(jù)PSM方法得到的估計(jì)結(jié)果較為可信。

表4 匹配結(jié)果綜合檢驗(yàn)

本文采用多種匹配方法進(jìn)行估計(jì)，表5所展示的是ATT的估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無(wú)論是采取何種匹配方法，估計(jì)結(jié)果均表明加入合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)家庭人均可支配收入有顯著正向影響，且估計(jì)結(jié)果均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。盡管不同匹配方式下估計(jì)系數(shù)的大小存在一定差異，但采用多種匹配方式并未改變估計(jì)的基本結(jié)論，表明估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健，不受模型設(shè)定的影響。

表5 處理效應(yīng)

五、結(jié)語(yǔ)

本文以“是否加入合作經(jīng)濟(jì)組織”作為核心分析變量，實(shí)證考察了鄉(xiāng)村振興五大目標(biāo)中“產(chǎn)業(yè)興旺”對(duì)“生活富?！钡挠绊?，并驗(yàn)證其作用機(jī)制。主要結(jié)論有以下幾點(diǎn)：第一，“產(chǎn)業(yè)興旺”促進(jìn)了“生活富?！?，加入合作經(jīng)濟(jì)組織能夠顯著提高農(nóng)戶家庭人均可支配收入；第二，合作經(jīng)濟(jì)組織提高家庭收入的機(jī)制之一在于通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為，在土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)的基礎(chǔ)上提高生產(chǎn)效率，進(jìn)而提高農(nóng)戶家庭收入；第三，合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響存在異質(zhì)性，加入合作經(jīng)濟(jì)組織能夠顯著提高人均耕地面積低于樣本人均耕地面積平均數(shù)的“土地小戶”家庭的人均可支配收入，對(duì)人均耕地面積較高的農(nóng)戶家庭收入的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，間接表明合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)小農(nóng)戶的帶動(dòng)作用更強(qiáng)?？紤]到普通最小二乘法無(wú)法解決可能的樣本自選擇問(wèn)題，筆者采用傾向得分匹配法重新估計(jì)，結(jié)果仍然支持“產(chǎn)業(yè)興旺促進(jìn)農(nóng)戶生活富?！钡幕窘Y(jié)論。

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展在本質(zhì)上就是農(nóng)業(yè)的組織化、科技化和分工與專業(yè)化程度不斷提高的過(guò)程。合作經(jīng)濟(jì)組織是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有效組織形式，能夠通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為，引進(jìn)大型農(nóng)業(yè)機(jī)械、生物技術(shù)等方式實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機(jī)銜接，因而成為連接“小農(nóng)戶”與“大市場(chǎng)”的組織中介。因此，需進(jìn)一步完善土地流轉(zhuǎn)有關(guān)制度，建立運(yùn)轉(zhuǎn)良好的土地交易市場(chǎng)，加快推進(jìn)“三權(quán)分置”，為合作經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展提供制度支持和政策保證。

總之，本文的核心結(jié)論表明，推動(dòng)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化能夠切實(shí)帶動(dòng)和組織原本分散經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶，并提高其收入水平。這說(shuō)明，建立在合約選擇基礎(chǔ)上的合作經(jīng)濟(jì)組織能夠?qū)崿F(xiàn)與農(nóng)戶的激勵(lì)兼容，這是確保合作經(jīng)濟(jì)組織和農(nóng)戶之間的合作得以順利進(jìn)行的前提。本研究的政策含義在于，未來(lái)需要大力發(fā)展具有真正組織帶動(dòng)功能的、切實(shí)提高農(nóng)戶收入水平的合作經(jīng)濟(jì)組織，并以此為組織中介，將小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展有機(jī)銜接，最終逐步實(shí)現(xiàn)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興。