合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶增收績(jī)效的實(shí)證研究

合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶增收績(jī)效的實(shí)證研究

一、合作社帶動(dòng)農(nóng)戶增收的績(jī)效研究自21世紀(jì)初以來(lái)，中央政府的九個(gè)“一號(hào)文件”一直關(guān)注三個(gè)農(nóng)業(yè)問(wèn)題。其中，2004年以來(lái)的一號(hào)文件明確要求提高農(nóng)民的組織水平，支持農(nóng)業(yè)合作社的發(fā)展。2009年和2010年的一號(hào)文件指出，農(nóng)民合作社示范組織的建立應(yīng)該促進(jìn)農(nóng)民合作社的快速發(fā)展。在政府政策支持下,合作社的數(shù)量迅速增加,據(jù)農(nóng)業(yè)部報(bào)告顯示,截止到2011年6月,中國(guó)農(nóng)民合作社的數(shù)量達(dá)到了446000個(gè),入社社員達(dá)到了3570萬(wàn)戶,占農(nóng)戶總數(shù)的14.3%。隨著合作社數(shù)量的迅速擴(kuò)張,其經(jīng)濟(jì)和社會(huì)績(jī)效也受到了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。對(duì)合作社經(jīng)濟(jì)績(jī)效的研究發(fā)現(xiàn),由于管理不善、經(jīng)營(yíng)不力和規(guī)模普遍較小等原因,農(nóng)民專業(yè)合作社的平均效率水平偏低(黃祖輝等,2011)。徐旭初、吳彬(2010)的研究還發(fā)現(xiàn),治理機(jī)制與合作社的績(jī)效緊密相關(guān),其中治理機(jī)制中的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)合作社績(jī)效的影響最大。社會(huì)績(jī)效方面的研究中,合作社帶動(dòng)農(nóng)戶增收的績(jī)效已經(jīng)得到了學(xué)者們的認(rèn)可(杜吟棠,2005;孫艷華等,2007;苑鵬,2008;蔡榮,2011),并從節(jié)約交易成本、有效服務(wù)載體、利益聯(lián)結(jié)中的利潤(rùn)返還和農(nóng)戶通過(guò)合作社可以取得加工環(huán)節(jié)利潤(rùn)等方面闡釋了合作社促進(jìn)農(nóng)戶增收的原因。但以往關(guān)于合作社帶動(dòng)農(nóng)戶增收的研究多以定性說(shuō)明為主,定量研究也只是就某一地區(qū)進(jìn)行分析,也沒(méi)有考慮農(nóng)戶的內(nèi)生性選擇偏差問(wèn)題?；诖?本文采用兩階段法(treatmenteffectmodel)來(lái)分析加入合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響,消除了農(nóng)戶個(gè)體之間由于能力不同所導(dǎo)致的內(nèi)生性選擇偏差問(wèn)題。研究結(jié)果表明,加入合作社對(duì)農(nóng)戶的收入具有正向作用,不同地區(qū)、不同職業(yè)農(nóng)戶(純農(nóng)戶、兼業(yè)農(nóng)戶和在外務(wù)工農(nóng)戶)對(duì)合作社的需求不同,他們從中獲益的程度也不同。二、農(nóng)戶養(yǎng)殖類型及職業(yè)分布本次調(diào)研基于2008年對(duì)河南省開(kāi)封縣合作社數(shù)據(jù)的預(yù)調(diào)研,樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于2009年中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)本科生的寒假返鄉(xiāng)調(diào)查,共收集了來(lái)自16省(其中,東部6個(gè)省份,中部5個(gè)省份,西部5個(gè)省份,見(jiàn)圖1)32個(gè)行政村的35家合作社和640戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)。每個(gè)行政村訪談1~2家合作社,15戶合作社社員和5戶非合作社社員。剔除無(wú)效樣本之后,剩余561戶農(nóng)戶,其中,481戶為合作社社員,80戶為非社員。調(diào)查的合作社主要分為種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)兩大類。從表1中可以看出,養(yǎng)殖類合作社(漁業(yè)、禽類和畜類)占37.14%,種植類合作社占62.86%。據(jù)調(diào)查,在種植類合作社中,從事傳統(tǒng)作物種銷的合作社占比很小,91%的種植類合作社都在從事經(jīng)濟(jì)類作物種植、加工、或銷售業(yè)務(wù)。從表1還可以看出,在樣本合作社中,東部地區(qū)合作社所占比例最大,為51.43%,其次是中部地區(qū),為28.57%,最后是西部地區(qū),為20%。從圖2可以看出,從樣本農(nóng)戶的地區(qū)分布來(lái)看:53.06%的農(nóng)戶來(lái)自東部地區(qū),27.85%的農(nóng)戶來(lái)自中部地區(qū),18.09%的農(nóng)戶來(lái)自西部地區(qū)。從樣本農(nóng)戶的職業(yè)分布來(lái)看,純農(nóng)戶所占比例最高,為63.40%,其次是兼業(yè)農(nóng)戶,為25.39%,最后是在外務(wù)工農(nóng)戶,為11.21%。從圖3可以看出,地區(qū)分布和職業(yè)分布的差異對(duì)農(nóng)戶純收入的影響符合本文的預(yù)期:相同地區(qū),在外務(wù)工與兼業(yè)農(nóng)戶的平均收入高于純農(nóng)戶的平均收入;就不同地區(qū)的相同職業(yè)來(lái)說(shuō),東部地區(qū)純農(nóng)戶、兼業(yè)農(nóng)戶與在外務(wù)工農(nóng)戶的平均純收入都高于中、西部地區(qū)相應(yīng)農(nóng)戶的平均純收入。且東部地區(qū)三種職業(yè)農(nóng)戶的收入水平差距最大,中部地區(qū)三種職業(yè)農(nóng)戶的收入水平差距最小,西部地區(qū)純農(nóng)戶的收入明顯低于兼業(yè)農(nóng)戶和在外務(wù)工農(nóng)戶。三、模型和變量解釋(一)模型估計(jì)步驟合作社社員與非社員的收入有差別,原因是多方面的,并不一定來(lái)源于社員與非社員之間的差別,這種收入差距也有可能來(lái)源于社員與非社員之間內(nèi)在的能力與素質(zhì)不同。如果不消除由于內(nèi)生性導(dǎo)致的社員和非社員之間平均純收入的不同,估計(jì)結(jié)果就會(huì)存在選擇性偏差(Greene,2008)。為消除由內(nèi)生性導(dǎo)致的選擇性偏差,本部分采用treatmenteffect模型(參見(jiàn)Maddala,1983)來(lái)估計(jì)加入合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響。該模型的估計(jì)步驟如下:(1)式中,iz表示內(nèi)生性選擇變量“加入合作社與否”,該變量由潛變量iz*的取值確定。iy表示第i個(gè)農(nóng)戶的收入,Xi是由影響農(nóng)戶純收入的所有變量組成的向量組,uf065i表示均值為0的隨機(jī)變量。內(nèi)生性選擇變量iz“加入合作社與否”的取值規(guī)則如下:潛變量iz*的值由如下隨機(jī)效應(yīng)函數(shù)之差確定:(3)式中,u(1,pi;X)表示加入合作社所獲得的效用;u(0;X)表示不加入合作社所獲得的效用;1與0分別對(duì)應(yīng)加入與不加入合作社的決策;p為激勵(lì)費(fèi)用,通常用合作社支付給社員的現(xiàn)金(例如利潤(rùn)返還,分紅等)來(lái)衡量(Pratrap,etal.,2008)。效用方程中的X為表征農(nóng)戶個(gè)體特征的變量和其它可能影響農(nóng)戶加入合作社與否的變量。因此,當(dāng)iz取值為1時(shí),表示農(nóng)戶選擇加入合作社(也即農(nóng)戶選擇加入合作社所取得的效用大于或等于農(nóng)戶選擇不加入合作社的效用);反之,當(dāng)iz取值為0時(shí),表示農(nóng)戶加入合作社的效用小于其不加入合作社的效用。TEM模型的估計(jì)步驟如下:在第一階段,采用Probit估計(jì)農(nóng)戶加入合作社與否的影響因素:每個(gè)變量的ih(hazard)計(jì)算如下(Maddala,1983):當(dāng)di(28)hi(hi(10)uf067?wi)時(shí),uf066為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)。在第二階段,除了uf062與uf064需要估計(jì)外,h的系數(shù)uf062h也需要估計(jì),因而,回歸變量的矩陣為[x,z,h],uf072可以通過(guò)如下公式計(jì)算:(二)農(nóng)戶收入估計(jì)模型第一階段回歸方程中的變量包括家庭特征變量、商業(yè)化程度和當(dāng)?shù)氐姆烧攮h(huán)境。家庭特征變量主要包括戶主的受教育程度、經(jīng)驗(yàn)、職業(yè)、所處的地理位置、農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)機(jī)投入、所從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)種類(傳統(tǒng)作物、經(jīng)濟(jì)作物和養(yǎng)殖業(yè)類)以及是否對(duì)合作社非常了解;商業(yè)化程度用當(dāng)?shù)胤课輧r(jià)格的高低來(lái)表示;法律政策環(huán)境用有無(wú)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼,有無(wú)融資渠道來(lái)表示。根據(jù)以往研究,教育、經(jīng)驗(yàn)、商業(yè)化程度、對(duì)合作社的了解程度和政策法律環(huán)境對(duì)加入合作社具有正向影響(郭紅東、蔣文華,2004;Karletal.,2006;WollniandZeller,2007)。農(nóng)資投入、農(nóng)機(jī)投入、農(nóng)戶的職業(yè)和他們的地理位置作為控制變量,對(duì)農(nóng)戶選擇加入合作社的影響有正有負(fù)。與小農(nóng)戶相比,農(nóng)資投入較高的大農(nóng)戶在市場(chǎng)上具有一定的談判地位,預(yù)計(jì)他們加入合作社的意愿較小農(nóng)戶要低。純農(nóng)戶、兼業(yè)農(nóng)戶與在外務(wù)工農(nóng)戶之間收入來(lái)源不同,兼業(yè)農(nóng)戶與在外務(wù)工農(nóng)戶的收入主要來(lái)源于工資性收入(見(jiàn)圖4),其次是農(nóng)業(yè)收入,與純農(nóng)戶相比,他們期望通過(guò)合作社規(guī)避農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、獲得更高農(nóng)業(yè)收入的意愿相對(duì)要弱,因而,本文預(yù)計(jì)在外務(wù)工農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶加入合作社的意愿為負(fù)。同理,農(nóng)戶的地理位置與農(nóng)戶收入來(lái)源密切相關(guān),與西部地區(qū)相比,東部地區(qū)工業(yè)化程度高,農(nóng)戶獲得非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)和收入都較高(見(jiàn)圖5),因而,推斷東部地區(qū)農(nóng)戶較西部地區(qū)農(nóng)戶加入合作社的意愿要低。與糧食作物相比較,經(jīng)濟(jì)作物具有技術(shù)要求高、商品率高等特點(diǎn),因而,本文預(yù)計(jì)種植經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶合作的傾向更高。在第二階段分析了加入合作社對(duì)農(nóng)戶純收入的影響,該收入為2009年末農(nóng)戶的純收入。估計(jì)方程如下:(8)式中,Xi是由影響農(nóng)戶純收入的其他外生變量構(gòu)成的向量,與第一階段中的回歸變量相比,剔除了“對(duì)合作社的了解程度”,增加了“教育與經(jīng)驗(yàn)”的交叉項(xiàng),其余變量相同。iz是對(duì)農(nóng)戶加入合作社與否的預(yù)測(cè)值,ih(hazard)估計(jì)內(nèi)生性選擇偏差的存在與否。uf065為誤差項(xiàng),本文預(yù)計(jì)uf064系數(shù)為正向且顯著。關(guān)于影響農(nóng)戶收入的變量中,本文預(yù)計(jì)農(nóng)資投入、當(dāng)?shù)厣虡I(yè)化程度(房屋價(jià)格)、教育、經(jīng)驗(yàn)、東部地區(qū)、在外務(wù)工、農(nóng)資投入對(duì)農(nóng)戶收入的影響具有顯著的正向影響。兩階段估計(jì)中變量的統(tǒng)計(jì)特征描述如表2四、農(nóng)戶收入、就業(yè)與合作社模式間的回歸分析模型回歸結(jié)果見(jiàn)表3,回歸方程(1)和(2)的主要區(qū)別是:方程(1)分別研究了農(nóng)業(yè)技術(shù)采用(農(nóng)機(jī)投入)和農(nóng)資投入對(duì)農(nóng)戶收入的影響;方程(2)將方程(1)中的兩變量合并為“農(nóng)業(yè)投入”一項(xiàng),來(lái)研究其對(duì)農(nóng)戶收入的影響;從回歸結(jié)果可以看出,兩方程回歸結(jié)論一致,農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)資投入與農(nóng)業(yè)投入都是影響農(nóng)戶收入的顯著變量,說(shuō)明增加農(nóng)業(yè)科技投入的必要性。與外出務(wù)工農(nóng)戶相比,純農(nóng)戶和兼業(yè)農(nóng)戶對(duì)農(nóng)戶收入的影響為負(fù);與西部地區(qū)相比,東部地區(qū)對(duì)農(nóng)戶收入的影響具有顯著的正向影響。與養(yǎng)殖業(yè)相比,糧食作物對(duì)農(nóng)戶收入具有顯著的負(fù)向影響,經(jīng)濟(jì)作物的影響為正,但效果不顯著。此外,當(dāng)?shù)厣虡I(yè)化程度(房屋價(jià)格)、農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)也是影響農(nóng)戶收入的顯著變量?；貧w方程(1)和(2)中關(guān)于農(nóng)戶加入合作社的影響因素的研究結(jié)論一致,具體為:與西部地區(qū)相比,東部地區(qū)農(nóng)戶加入合作社的意愿具有顯著的負(fù)向影響。與純農(nóng)戶相比,兼業(yè)農(nóng)戶與外出務(wù)工農(nóng)戶加入合作社的意愿為負(fù)。與從事養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)戶相比,經(jīng)濟(jì)作物種植農(nóng)戶加入合作社的意愿具有顯著的負(fù)向影響。由此可以看出,農(nóng)戶加入合作社與否呈現(xiàn)出明顯的地域和職業(yè)特征,并與農(nóng)戶所種植的作物種類密切相關(guān)。種植(養(yǎng)殖)經(jīng)驗(yàn)越豐富的農(nóng)戶,越愿意加入合作社(一般來(lái)講,經(jīng)驗(yàn)越豐富的農(nóng)戶,對(duì)加入合作社帶來(lái)的收入預(yù)期更可靠,從這一點(diǎn)也可以肯定合作社對(duì)農(nóng)戶增收的效果)。農(nóng)業(yè)投入對(duì)加入合作社的影響具有顯著的負(fù)向影響,由于大農(nóng)戶在銷售渠道、銷售話語(yǔ)權(quán)上能夠得到保障,因而加入合作社的意愿為負(fù)。此外,當(dāng)?shù)氐纳虡I(yè)化程度(房屋價(jià)格)和對(duì)合作社的了解程度也是影響農(nóng)戶加入合作社與否的顯著變量。五、農(nóng)戶收入與合作社收入的相關(guān)性通過(guò)回歸結(jié)果可以看出,加入合作社對(duì)農(nóng)戶收入增加具有顯著的正向效果。與非合作社社員相比,合作社社員的純收入平均增加2698.5元。蔡榮(2011)的研究得出了相似的結(jié)論,即加入合作社使山東省果農(nóng)社員平均每畝收入增加55元。從表4可以看出,加入合作社的純農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的平均收入高于非社員的純農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的平均收入,對(duì)于外出務(wù)工農(nóng)戶,非社員的收入反而高于社員。這說(shuō)明加入合作社主要增加純農(nóng)戶與兼業(yè)農(nóng)戶的收入,對(duì)于外出務(wù)工農(nóng)戶,加入合作社對(duì)其收入影響并不顯著。調(diào)查發(fā)現(xiàn),兼業(yè)農(nóng)戶加入合作社可以節(jié)約戶主的農(nóng)業(yè)投入時(shí)間,從而有利于他從事非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)。由此可以看出,合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響與農(nóng)戶純收入中工資性收入的比例、農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等因素密切相關(guān)。促進(jìn)農(nóng)民專業(yè)合作社帶動(dòng)農(nóng)戶增收,應(yīng)以當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)中經(jīng)濟(jì)作物所占