張益豐 王晨

摘?要：促進農民增收，不僅關乎農戶基本權益，更涉及“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的有序推進。利用4省774戶農戶調研數據，采用偏差調整傾向得分匹配法與分類檢驗，研究農戶在經營業(yè)務與規(guī)模等異質性條件下資源稟賦條件、組織環(huán)境變遷因素對農戶增收的影響。結果顯示：政府資助項目確實與農戶增收存在內在因果關聯;無論獲資助與否，資源稟賦條件對規(guī)模農戶、蔬果種植農戶的增收有益，但對小農戶、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目資助，上述資源稟賦優(yōu)勢才會有利于其增收;參與合作社經營的帶動小農發(fā)展與實現增收效果明顯;辦家庭農場、參與農村電商等形式對普通小農戶、糧食種植戶的增收效果不顯著;規(guī)模農戶、蔬果種植戶增收可依靠發(fā)展農村電商、加入合作社與成立家庭農場的方式來實現。獲得項目后，養(yǎng)殖業(yè)農戶的收入與參加合作社、發(fā)展電商正相關顯著程度會明顯改善。

關鍵詞：多元異質性條件;傾向得分匹配;政府資助項目;組織融合;農民收入

中圖分類號：F328?文獻標識碼：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)大學生態(tài)文明與鄉(xiāng)村振興研究中心研究員，博士，博士生導師，主要研究方向為農業(yè)產業(yè)組織創(chuàng)新。

項目資助對農戶增收的理論及實證研究，有幾個關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各種惠農扶持政策，那些強勢的產業(yè)助農政策項目的介入與農戶持久性收入增長是否存在內在關聯？（2）普通小農戶的收入會因為獲得政府資助而增長更顯著嗎？當政府資助強勢介入時，普通小農戶積極參與合作社，亦或是發(fā)展電商營銷模式更能促進其增收嗎？沒有政府資助項目介入時，小農戶又靠什么來實現增收呢？（3）當農戶從事的產業(yè)存在異質性時，政府資助項目的強力介入會對從事不同產業(yè)的農戶增收產生差異化的影響嗎？有政府項目介入時，從事不同產業(yè)的農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戶實施這些干預措施對其增收效果同樣明顯嗎？這些問題的懸而未決將會影響到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略理論研究的進一步深化。本文使用4省18市（縣）88個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的774份農戶調查數據進行實證檢驗，對上述問題進行解答。

一、文獻綜述

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

農戶增收的理論研究中主流研究將農民收入增長機制納入兩個分析維度：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分為資本投入、人力資本投入、社會關系治理影響、企業(yè)家能力影響等研究方向。經典文獻包括：資本投入方面，研究認為農戶物質資本投入異質性是導致農戶收入差距拉大的根本原因[5]。人力資本研究中，研究者關注農民職業(yè)技能能提高農民平均教育回報率來實現增收[6]。Nakano等研究證明關鍵農戶（獲得直接技術培訓者）的種植產出率提升明顯[7]。社會關系治理研究中，研究認為農民社會關系治理有助于其調動鄉(xiāng)村資源，協(xié)調人們行動一致性，社會關系良性治理是農民增加收入的關鍵[8]。企業(yè)家能力研究中，研究者認為農戶的企業(yè)家才能、抗御風險和捕捉商機能力成為農業(yè)經營者增收的關鍵因素[9]。

我們發(fā)現上述研究維度中存在兩個尚待改進之處。首先，研究更多聚焦在分析人力資本、企業(yè)家能力對農戶收入的影響，忽略了中國農業(yè)發(fā)展大環(huán)境中政策干預與項目驅動的作用。其次，研究者對農業(yè)經營者存在異質性條件（尤其是存在規(guī)模異質性和產業(yè)異質性條件），資源轉化稟賦能力、初始稟賦能力對農戶增收的影響研究有待加強。有研究運用中國蘋果種植合作社數據，證明合作社成員收入增長是因為其參與合作社經營，從而以提高農戶的生產效率來獲得增收[9-10]。Khan等人證實農業(yè)合同契約對于從事不同種植品種經營農戶的增收存在差異性[11]。曾億武等認為電子商務將加劇農戶收入的不平等[12]?？v觀上述研究，我們認為未來在對涉農產業(yè)特點異質性、規(guī)模異質性等條件下制度環(huán)境變遷對農戶增收的影響分析方面的研究有待加強。

通過上述研究維度的剖析，本文試圖判斷當獲得政府資助項目是否與農戶增收存在內在因果關聯，進而在涉農產業(yè)異質性條件下、規(guī)模異質性條件下進行分類研究，分析農戶稟賦條件、制度環(huán)境變遷對于農戶收入的影響。借助文獻梳理，本文提出三個研究假設，將通過后續(xù)研究進行驗證。

假設1：政府資助項目的強勢介入與農戶增收存在正向因果關聯。即如政府以產業(yè)資助項目形式給予規(guī)模農戶以扶持有助于規(guī)模農戶提高經營能力從而實現增收。政府對小農戶實施精準惠農扶持項目（如脫貧項目）也能提升小農戶收入。

假設2：無論獲得政府資助項目與否，規(guī)模農戶、蔬果種植戶的企業(yè)家能力、社會資本擁有量、初始資源稟賦條件對其增收效果顯著;但小農戶、養(yǎng)殖戶的企業(yè)家能力、社會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3：參與合作社經營有助于普通小農戶的增收;規(guī)模農戶、蔬果種植戶增收可依靠發(fā)展農村電商、加入合作社與成立形成家庭農場等方式來實現;但辦家庭農場、參與農村電商等形式對普通小農戶、糧食種植戶的增收效果不顯著;而養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展依賴于項目的支持，一旦獲得政府項目/資金的支持，養(yǎng)殖戶發(fā)展家庭農場與從事農村電商銷售對其收入的正向影響將顯著加大。

二、計量模型設計與數據說明

（一）數據的采集與說明

本文采用的農戶數據源于作者2018年1-2月、6月、10月、12月在湖南邵陽、山東東營、山東煙臺、江蘇鹽城針對農業(yè)產業(yè)組織融合與政府政策干預進行的實地調研，相關數據采用分層抽樣方法投放，保證數據無偏性。

選用邵陽、東營、煙臺、鹽城作為調研樣本采集點，一方面考慮到這些地區(qū)均在2014年出臺針對農戶創(chuàng)業(yè)的扶持項目并實施至今，項目實施處理變量的一致性有助于本研究使用準自然實驗方式進行分析。另一方面，采集點具有地域差異性（湖南邵陽為中部落后農（地）區(qū)、東營為東中部較落后地區(qū)、煙臺為東部發(fā)達地區(qū)、鹽城為東部欠發(fā)達地區(qū)），且其農業(yè)經營特點也具有差異性（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;煙臺農業(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），因此分層抽樣調查所獲得的數據可信度較高。調研投放問卷990份，回收有效數據774份（有效率78.18%）。具體數據描述如表1指標設計中，研究考慮到積極參與公益活動的籌備與組織工作（如節(jié)日聯歡、婦女廣場舞等）的農戶更能和其他農戶進行交流，獲得生活、生產方面有用的信息的機會較多。而作為農村社區(qū)公益活動的民間組織者不僅需要有較強的團隊協(xié)調能力，更需要有能力和基礎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作為社會關系的替代指標，而將組織領導公益活動作為企業(yè)家能力的替代指標。。

（二）計量模型構建

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

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

再根據Probit模型結果根據匹配原則形成處理組與控制組，滿足平衡性假設。最后計算處理組與控制組的加權平均差，在PSM測試過程中對參與變量進行偏差調整，控制可測變量的影響，獲得調整后的平均處理效應A。在此基礎上觀察協(xié)變量的相關系數，并驗證其結果。

Yi 表示農戶農業(yè)收入情況，X為核心變量、K為控制變量、L為個人稟賦變量。δi 為殘差項。研究將進一步對數據進行分類回歸，為突出分類對異質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秩和檢驗來驗證源數據和分類檢驗數據之間樣本秩和是否存在顯著性差異。

三、計量實證結果及分析

（一）前期回歸檢驗

首先，本文對各變量進行相關性檢驗，報告顯示各變量間Pearsons相關系數<0.2，說明自變量之間不存在明顯相關性，可進行后續(xù)研究。模型A1為一元OLS回歸;模型A2為聚類穩(wěn)健標準誤條件下的多元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）系數在模型A1-A3中表現為統(tǒng)計正顯著，但電商（DS）、企業(yè)家能力指標1（leader）等系數指標均為統(tǒng)計非顯著;企業(yè)家能力指標2（dancer_leader）、社會關系指標2（dancer）和資源稟賦要素報酬2（noagri_income）均顯示為負統(tǒng)計顯著，和預期結果有差距。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，來驗證政府資助項目與農戶增收之間的內在因果關系。

（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A估計值分別為3.107、2.546（t值為2.65、2.59），均顯著。圖1顯示大多數變量的標準化偏差出現明顯的縮?。ǔ齮raining、locate2）。同樣圖2顯示大多數觀測值均在傾向得分共同取值范圍內（on support），進行傾向得分匹配僅損失少量樣本。借助PSM方法，本文證實獲得政府惠農/產業(yè)政策對農民收入存在正效應。假設1可證。

表3顯示農戶社會關系1（social_trelate）和企業(yè)家能力2（dancer_leader）的系數分別為0.769、0.654，z值均表現為在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表示農戶良好的人際交往能力、廣闊的人脈等社會關系有助于農戶增收。社會關系2（dancer）、企業(yè)家能力1（leader）的p值雖然顯示為統(tǒng)計不顯著但系數為正，說明企業(yè)家能力與收入呈現弱的正相關。農戶初始稟賦資源條件指標中固定資產投入量（input）和2013年收入（income2013）的系數均為統(tǒng)計顯著，說明初始稟賦條件改善，有助于農戶通過資產專用性投資和擴大生產規(guī)模來實現增收。假設2部分可證。

而電商銷售（DS）系數、土地流入（land_transit）、成立家庭農場（farm）、參加合作社（coop_part）指標系數的z值均在1%的統(tǒng)計水平上正顯著。假設3部分成立。

（三）規(guī)?；暯堑姆诸悪z驗

本文從規(guī)模化經營角度（成立家庭農場）對農戶進行分類檢驗，涉農經營者65份，其中參與政府創(chuàng)業(yè)項目375份（成立家庭農場者219，未成立為156）;未參與政府創(chuàng)業(yè)項目275份（成立家庭農場者119，未成立為156）。分類數據通過Wilcoxon秩和檢驗，模型B1B2、B3B4所涉及數據與總數據形成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。實證采用穩(wěn)健標準誤條件下GLS回歸來降低異方差干擾，詳見表4。

表4的統(tǒng)計結果顯示無論是否獲得政府資助項目，規(guī)模農戶的企業(yè)家能力、社會資本擁有量、初始資源稟賦條件有利于農戶增收。普通小農無論獲得政府資助與否，企業(yè)家能力、社會關系、初始資源稟賦并不能促進其增收。假設2部分可證。

（四）產業(yè)層面的分類檢驗

本文將農戶細化為從事糧食種植、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秩和檢驗對分類數據Mann-Whitney-Wilcoxon分布z值進行檢驗，參與婦女創(chuàng)業(yè)項目下糧食種植、蔬果種植和養(yǎng)殖三部分農戶的數據分別有81份、115份、89份;不參與婦女創(chuàng)業(yè)項目下糧食種植、蔬果種植和養(yǎng)殖三部分農戶的數據分別有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）。研究采用穩(wěn)健標準誤下的GLS方法分析影響農戶增收的因素。

表5中企業(yè)家能力1指標在獲得政府資助項目的糧食種植、蔬果種植業(yè)中表現為統(tǒng)計正相關。無論農業(yè)經營者是否獲得政府項目資助，蔬果種植戶收入均與企業(yè)家能力2指標正相關。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。當糧食種植戶獲得政府資助時，企業(yè)家才能與收入正相關。養(yǎng)殖戶的企業(yè)家能力與收入不呈現統(tǒng)計相關。

社會關系指標1顯示獲得政府資助的農業(yè)生產者的社會資本擁有量對糧食、蔬果產業(yè)增收有效。對蔬果種植、糧食種植（尤其是獲得政府資助）農戶而言，社會資本擁有量高有助于降低交易成本與組織成本，從而實現增收。

在獲得政府項目時，初始資本擁有量和固定資產投資額系數在模型C2、C3均通過統(tǒng)計顯著性檢驗。在獲得政府資助前提下，從事糧食種植業(yè)、蔬果產業(yè)以及養(yǎng)殖業(yè)生產時，農戶初期資本投入量與專用性資產投資能力與農戶的收入正相關。糧食種植業(yè)是勞動替代性產業(yè)，對資本投入的需求較高;而養(yǎng)殖業(yè)與蔬果產業(yè)為資本密集型農業(yè)、勞動與資本密集兼具型農業(yè)，獲得政府資助將有助于農戶利用政策優(yōu)勢，降低經營風險來獲得增收效應。

在未獲得政府資助項目中，農戶從事糧食種植與蔬果產業(yè)時，初始資本擁有量（income2013）在蔬果產業(yè)（模型D2）系數10%統(tǒng)計顯著。養(yǎng)殖業(yè)與糧食種植業(yè)中，未獲政府資助時，前期資源稟賦條件與其收入提升并未呈現強烈的正相關。假設2得證。

電商銷售（DS）系數顯示蔬果產業(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，有利于農戶增收。同時糧食作物種植農戶參與電商銷售與其收益呈現弱的負向關聯。

成立家庭農場指標（farm）系數顯示無論獲得政府資助與否，成立家庭農場（發(fā)展適度規(guī)?；洜I）有利于蔬果、養(yǎng)殖產業(yè)經營者增收。獲得項目資助后，養(yǎng)殖業(yè)經營者辦家庭農場增收效應明顯;糧食種植者無論獲得項目與否，成立家庭農場均不會為其增收助力。

參加合作社（coop_part）系數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，種植類與養(yǎng)殖類從業(yè)者收入與加入合作社指標統(tǒng)計盡管不相關，但系數為正;而未獲得資助情況下，盡管系數不顯著，但糧食種植戶與養(yǎng)殖農戶參與合作社的系數均為負值。假設3得證。

四、結論及政策建議

本文研究得到以下結論：（1）政府提供的政策扶持，與農戶實現增收存在內在因果關聯?？梢灶A見，規(guī)模農戶在獲得實質性產業(yè)項目資助后，增收效應顯著。而精準扶貧與惠農項目資助對小農戶增收也確實有利。（2）無論獲資助與否，提高農戶企業(yè)家能力、社會資本與初始資源稟賦擁有量，有利于規(guī)模農戶與蔬果種植農戶收入提升。對糧食種植戶而言，僅有企業(yè)家能力、社會關系與其收入正相關，初始資源稟賦的增加與其收入增長的關系不顯著。小農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)展農村電商、加入合作社與成立形成家庭農場等方式有助于蔬果種植戶實現增收;參加合作社、辦家庭農場、參與農村電商等形式對糧食種植戶的增收效果均不顯著;政府項目未介入時，養(yǎng)殖業(yè)從業(yè)者收入與參加合作社、發(fā)展電商無明顯關聯;但獲得項目后，養(yǎng)殖業(yè)農戶的收入與參加合作社、發(fā)展電商正相關顯著程度會明顯改善。

基于上述研究結論，本文有以下啟示：（1）完善農業(yè)要素市場，提高農業(yè)經營政策的扶持精準度，加大政府農業(yè)綜合服務強度。實施有效產業(yè)扶持政策促進適度規(guī)模農戶的產業(yè)化發(fā)展，精準施策強化對弱勢群體扶貧性質項目的扶持。鼓勵規(guī)模經營農戶通過培育企業(yè)家能力、改善社會關系治理環(huán)境、增加投資額等形式來增加農業(yè)專有性投資與專用性投資。（2）促進提升合作社社會化服務能力，促進農業(yè)經營主體通過提供規(guī)?；⑾到y(tǒng)化的農業(yè)社會化服務來形成融合發(fā)展，加快推進綜合性生產服務體系建設。尤其是強化生產流程服務、銷售服務、職業(yè)教育與技能培訓。（3）根據產業(yè)特征對農村電商實現精準扶持，尤其激勵規(guī)模農戶（合作社、家庭農場）發(fā)展農產品電商，特別應該大力發(fā)展蔬果產業(yè)的電商銷售。

參考文獻：

[1]?Chen Y，Zhou L.The Long-term Health and Economic Consequences of the 1959-1961 Famine in China[J].Journal of Health Economics，2007，26（4）：659-681.

[3]?Kassie M，Shiferaw B，Muricho G.Agricultural Technology，Crop Income，and Poverty Alleviation in Uganda[J].World Development，2011，39（10）：1 784-1 795.

[4]?崔寶玉，謝煜，徐英婷.土地征用的農戶收入效應——基于傾向得分匹配（PSM）的反事實估計[J].中國人口·資源與環(huán)境，2016（2）：111-118.

[5]?Wan G，Zhou Z.Income Inequality in Rural China：Regression-based Decomposition Using Household Data[J].Review of Development Economics，2010，9（1）：107-120.

[6]?周亞虹，許玲麗，夏正青.從農村職業(yè)教育看人力資本對農村家庭的貢獻——基于蘇北農村家庭微觀數據的實證分析[J].經濟研究，2010（8）：55-65.

[7]?Nakano Y，Tsusaka T W，Aida T，et al.Is Farmer-to-farmer Extension Effective？The Impact of Training on Technology Adoption and Rice Farming Productivity in Tanzania[J].World Development，2018，105：336-351.

[8]?衛(wèi)龍寶，李靜.農業(yè)產業(yè)集群內社會資本和人力資本對農民收入的影響——基于安徽省茶葉產業(yè)集群的微觀數據[J].農業(yè)經濟問題，2014（12）：41-47.

[9]?Hao J，Bijman J，Gardebroek C，et al.Cooperative Membership and Farmers Choice of Marketing Channels——Evidence From Apple Farmers in Shaanxi and Shandong Provinces，China[J].Food Policy，2018，74：53-64.

[10]?Kumar A，Saroj S，Joshi P K，et al.Does Cooperative Membership Improve Household Welfare？Evidence From A Panel Data Analysis of Smallholder Dairy Farmers in Bihar，India[J].Food Policy，2018，75：24-36.

[11]?Khan M F，Nakano Y，Kurosaki T.Impact of Contract Farming on Land Productivity and Income of Maize and Potato Growers in Pakistan[J].Food Policy，2019，85：28-39.

[12]?曾億武，郭紅東，金松青.電子商務有益于農民增收嗎？——來自江蘇沭陽的證據[J].中國農村經濟，2018（2）：49-64.

（責任編輯：馬欣榮）