□蘇晨

（海南師范大學(xué) 海南 ?？?570100）

1 相關(guān)研究

關(guān)于農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社對其收入的影響，學(xué)者的觀點存在分歧。

大多數(shù)學(xué)者認為，農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶增收起積極作用。蘇群和陳杰（2014）[1]以江蘇省海安縣水稻農(nóng)民專業(yè)合作社為例，通過PSM 方法進行分析，得出農(nóng)民專業(yè)合作社能夠明顯提高水稻種植戶凈收益的結(jié)論。溫雪等（2019）[2]通過對3 個地區(qū)的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，參加農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶的工資收入和家庭金融資產(chǎn)具有正向影響。劉同山和孔祥智（2019）[3]利用全國1 505 個種植業(yè)家庭農(nóng)場的調(diào)查數(shù)據(jù)開展研究，得出農(nóng)民加入農(nóng)民專業(yè)合作社對增加銷售收入有顯著正向作用的結(jié)論。

部分學(xué)者認為農(nóng)民專業(yè)合作社的增收作用有一定的局限性。朋文歡和黃祖輝（2017）[4]對全國15 個省份1 000 多位農(nóng)民的調(diào)查結(jié)果表明，農(nóng)民專業(yè)合作社并不必然提高社員收入，只有在充分發(fā)揮農(nóng)民專業(yè)合作社服務(wù)功能的情況下，才對農(nóng)民增收具有顯著效果。劉俊文（2017）[5]調(diào)查發(fā)現(xiàn)，參加農(nóng)民專業(yè)合作社對貧困農(nóng)民收入的增加有正向作用；貧困農(nóng)民和非貧困農(nóng)民的受益程度有明顯差異，貧困農(nóng)民得到的益處比非貧困農(nóng)民更大。張梅等（2019）[6]基于對429 個貧困戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，運用PSM 分析方法，得出參加農(nóng)民專業(yè)合作社能顯著提高貧困戶收入的結(jié)論。

綜上所述，已有文獻就農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)民收入的影響進行了大量探索，但從產(chǎn)業(yè)范圍來看，涉及蔬菜產(chǎn)業(yè)的文獻很少；從區(qū)域范圍來看，針對海南省農(nóng)民專業(yè)合作社的研究很少。

2 數(shù)據(jù)來源與樣本情況

2019 年1—2 月，課題組對海南省文昌市、儋州市、萬寧市、樂東縣、臨高縣、瓊?？h、澄邁縣、屯昌縣共8 縣（市）339 家蔬菜種植戶開展了實地問卷調(diào)查，問卷填寫均由戶主完成。在調(diào)研過程中，課題組采取隨機訪談方式，沒有對農(nóng)戶類型進行篩選，沒有區(qū)分建檔立卡憑困戶和非建檔立卡貧困戶，因此調(diào)研數(shù)據(jù)能夠反映農(nóng)民專業(yè)合作社的真實情況。

調(diào)查信息包括戶主個人信息和家庭基本情況，包括農(nóng)戶戶主年齡、戶主受教育程度、家人外出打工情況、是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭人口數(shù)量、勞動人口數(shù)量和到農(nóng)貿(mào)市場的距離等。此外，對于本研究有用的數(shù)據(jù)還包括農(nóng)戶2018 年家庭總收入。

本次調(diào)研共入戶填寫問卷370 份，剔除數(shù)據(jù)缺失和數(shù)據(jù)有誤的樣本，最終獲取有效樣本339 份，樣本有效率為91.6%。

在有效問卷的339 戶農(nóng)戶中，加入農(nóng)民專業(yè)合作社農(nóng)戶僅88 戶，占總數(shù)的25.96%。本次調(diào)研從7 個變量出發(fā)，分析了樣本蔬菜種植戶的基本情況，數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計如表1 所示。本次問卷調(diào)查涉及的海南蔬菜種植戶具體情況如下。

表1 各變量的定義及描述性統(tǒng)計

第一，年齡方面。30 歲以下從事蔬菜種植有4 人，占比1.18%；蔬菜種植戶年齡大多數(shù)在30～60 歲，占比88.5%；60 歲以上占比10.32%。這與我國國情相符合，農(nóng)村青壯年去城市打工，家里土地由父母或祖父母經(jīng)營。這種情況現(xiàn)在是被認可的，但隨著老齡化趨勢繼續(xù)發(fā)展，缺少青壯年勞動力將成為蔬菜種植戶主要問題之一。

第二，受教育程度方面。初中及以下學(xué)歷占比92.04%。小學(xué)及以下學(xué)歷人數(shù)最多，有158 人；大專及以上僅有4 人。這說明種植戶的文化水平偏低，不利于提高蔬菜種植戶收入。

第三，家庭人口規(guī)模方面。家庭人口3～5 人的家庭，占比72.86%，是本次樣本的主體；家庭人口6 人以上的家庭有83 個，占比24.48%；家庭人口2 人及以下的家庭最少，占比2.65%。

第四，戶勞動力人數(shù)方面。戶勞動力2～3 人，占比89.09%；1 人及以下，占比7.96%；4 人及以上，占比2.95%。務(wù)農(nóng)人口數(shù)量與家庭收入成正比，務(wù)農(nóng)人數(shù)越多，家庭收入越高。

第五，家人外出務(wù)工方面。有家人外出務(wù)工占比45.13%，沒有家人外出務(wù)工占比54.87%，兩者相差9.74%。城市工作機會多，而且比傳統(tǒng)務(wù)農(nóng)收入高，很多年輕人愿意去城市務(wù)工而不愿在家務(wù)農(nóng)。發(fā)展農(nóng)民專業(yè)合作社有利于留住勞動力，提高務(wù)農(nóng)收入。

第六，到最近農(nóng)貿(mào)市場的距離方面。距離5 km 以內(nèi)占比75.52%，距離5～10 km 占比20.65%，距離10 km 以上占比3.83%。

第七，是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社方面。僅88 戶加入了農(nóng)民專業(yè)合作社，占比25.96%；251 戶沒有加入農(nóng)民專業(yè)合作社，占比74.04%。這說明海南蔬菜種植區(qū)對農(nóng)民專業(yè)合作社的普及力度不是很大，并未充分鼓動農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社中。參加農(nóng)民專業(yè)合作社是及時獲取農(nóng)業(yè)相關(guān)信息的關(guān)鍵，影響農(nóng)戶把握市場走勢，進一步影響了農(nóng)民選擇提高收入的方式。

3 變量選取和模型構(gòu)建

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

選擇樣本農(nóng)戶2018 年總收入作為被解釋變量，研究農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社對其收入的影響。為了消除異方差和更加直觀體現(xiàn)蔬菜種植戶收入，選取收入的對數(shù)作為因變量，按照實際收入的對數(shù)值進行研究，因此被解釋變量為農(nóng)戶2018 年家庭總收入的對數(shù)值（lny）。

3.1.2 核心解釋變量

主要研究加入農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶收入是否有影響，因此選取核心解釋變量為“是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社（enter）”。沒有加入農(nóng)民專業(yè)合作社的種植戶賦值為0，加入農(nóng)民專業(yè)合作社的種植戶賦值為1。

3.1.3 控制變量

選取種植戶其他方面作為控制變量，包括年齡、受教育程度、家庭人口規(guī)模、戶勞動力人數(shù)、家人是否外出務(wù)工、到最近農(nóng)貿(mào)市場的距離等。各變量的定義及描述性統(tǒng)計，見表1。

3.2 模型構(gòu)建

通過上述數(shù)據(jù)描述，很難得出種植戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶收入有促進作用。為了對數(shù)據(jù)進行量化分析以找出兩者之間的關(guān)系，需要構(gòu)建計量模型。建立加入農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶收入影響的多元線性回歸模型如下。

式中，β0為待估參數(shù)，ε為隨機誤差項。

4 實證分析

以實地數(shù)據(jù)和多元回歸模型構(gòu)建，運用統(tǒng)計軟件Stata 15 對海南省蔬菜種植戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社對其收入的影響進行多元回歸分析，具體回歸結(jié)果如表2 所示。

由表2 可以看出，參加農(nóng)民專業(yè)合作社對蔬菜種植戶家庭收入有顯著的正面影響。除年齡和家庭人口規(guī)模外，其他變量對種植戶收入的影響都是正面的。

表2 回歸結(jié)果

年齡（age）的系數(shù)為負，且在1%水平上顯著，說明種植戶戶主越年輕，家庭總收入越高。家庭人口規(guī)模（farm）的系數(shù)為負，這可能是因為隨著家庭人口擴大，需要更多人照顧家庭而不能從事蔬菜種植，從而導(dǎo)致收入下降。

受教育程度（edu）的系數(shù)為正，在1%水平上顯著，說明種植戶的文化程度越高，越容易接受新鮮事物，對蔬菜種植技術(shù)的投入越多，因此收入比文化程度低的種植戶多。務(wù)農(nóng)人數(shù)（agr）的系數(shù)為正，在5%水平上顯著，說明種植戶務(wù)農(nóng)人數(shù)越多，種植效果越好，種植戶可以從其中獲得可觀的收入。家人外出務(wù)工人數(shù)（out）對農(nóng)戶收入有著正向的影響，在1%水平上顯著，表明有家人外出務(wù)工且務(wù)工時間長的種植戶有更強地加入農(nóng)民專業(yè)合作社的意愿，主要原因在于他們想要通過加入農(nóng)民專業(yè)合作社使蔬菜種植得到更好的發(fā)展。到最近農(nóng)貿(mào)市場的距離（dis）的系數(shù)為正，在10%水平上顯著。這可能是因為在距離農(nóng)貿(mào)市場更遠的地方，客戶在比較種植戶和農(nóng)貿(mào)市場的距離之后，選擇了距離自己更近的種植戶，種植戶更容易賣出自己種植的蔬菜，從而增加收入。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

在海南省339 家蔬菜種植戶調(diào)研數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，建立多元回歸模型，分析加入農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶收入的影響，得出以下結(jié)論。第一，參加農(nóng)民專業(yè)合作社對增加蔬菜種植戶收入有顯著的正向作用，農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展有利于蔬菜種植業(yè)長遠發(fā)展。第二，農(nóng)戶的年齡和家庭人口規(guī)模對蔬菜種植戶收入有顯著的負面影響，不利于農(nóng)戶收入增加。第三，受教育程度、務(wù)農(nóng)人數(shù)、家人外出務(wù)工人數(shù)、到農(nóng)貿(mào)市場的距離等變量有利于農(nóng)戶實現(xiàn)增收。

5.2 建議

第一，要繼續(xù)鼓勵蔬菜種植戶加入當(dāng)?shù)赜邪l(fā)展前途的農(nóng)民專業(yè)合作社。樣本中只有25.96%的種植戶加入了農(nóng)民專業(yè)合作社，還有很多種植戶沒有加入農(nóng)民專業(yè)合作社。只有積極加入當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)民專業(yè)合作社，才能切實提高種植戶收入，改善種植戶生活環(huán)境，有利于農(nóng)村地區(qū)脫貧和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。

第二，應(yīng)通過教育提高農(nóng)戶文化水平。從課題組調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶平均受教育水平為2.49，而種植戶蔬菜經(jīng)營水平在很大程度上被種植戶自身文化程度限制?；貧w結(jié)果顯示，種植戶文化程度對農(nóng)戶收入水平提高有積極影響。因此，政府要監(jiān)督農(nóng)戶履行義務(wù)教育，支持和鼓勵其接受高等教育，從而使農(nóng)戶在實踐獲得更多收益。

第三，合理安排轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶再就業(yè)。轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶失去了農(nóng)業(yè)收入，需要新的收入來源。農(nóng)戶對土地具有很強的依賴性，只有對農(nóng)戶再就業(yè)進行合理安排，才能在真正意義上將農(nóng)戶種植成本轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟收入，從而使農(nóng)戶家庭總收入增加。

第四，政府需要加大對農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的扶持力度。政府應(yīng)吸引社會資金投入，借助各種展銷會延伸農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展范疇，實現(xiàn)生產(chǎn)銷售一體化，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟速度和質(zhì)量的雙重發(fā)展。