曹洪盛 應瑞瑤 劉馨月

(1.南京農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095； 2.鹽城師范學院 商學院，江蘇 鹽城 224002)

一、引言與相關(guān)文獻綜述

契約農(nóng)業(yè)(Contract farming)在發(fā)達國家一直被廣泛采用，在中國，契約農(nóng)業(yè)是在上世紀80年代隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的發(fā)展，特別是“公司+農(nóng)戶”模式的出現(xiàn)而興起的*本文主要是研究農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)的契約關(guān)系，即通常所說的“公司+農(nóng)戶”的契約關(guān)系，由于這類契約是目前我國契約農(nóng)業(yè)的主要形式，理論界在研究過程中，也常把“公司+農(nóng)戶”等同于契約農(nóng)業(yè)(周立群 等，2001)。。理論研究認為削減市場風險是農(nóng)戶參與契約的首要動因(Allen et al.，1995；Hennessy et al.，1999；Ligon，2003)，另一個則是減少交易成本以獲得高收益(Wang et al.，2011)。發(fā)展契約農(nóng)業(yè)扶持和帶動弱勢小農(nóng)是國家政策的出發(fā)點，因此學界對于契約農(nóng)業(yè)的研究多數(shù)集中于后者。早期的研究以案例分析為主，通過對公司與農(nóng)戶簽約內(nèi)容和形式變化的闡述探討契約模式中的合作剩余分配問題，其中流程價格制度最受關(guān)注(目前多數(shù)企業(yè)仍使用流程價格實現(xiàn)與農(nóng)戶的成本結(jié)算與利潤分配*周立群等(2004)對于塞飛亞公司的研究以及萬俊毅等(2010)對于溫氏的研究均發(fā)現(xiàn)公司與農(nóng)戶的結(jié)算制度為流程價格。筆者針對江蘇省禽業(yè)龍頭企業(yè)的契約模式調(diào)查同樣發(fā)現(xiàn)流程價格應用最為廣泛。)。投入品價格和收購價格均高于市場價和保障單只利潤穩(wěn)定是流程價格的兩個典型特征，前者杜絕了農(nóng)戶違約行為造成的產(chǎn)品“外漏”，后者使農(nóng)戶在守約的情況下獲得穩(wěn)定收益(周立群 等，2004)。鄧宏圖等(2002)指出，流程價格使得企業(yè)在“公司+農(nóng)戶”的契約模式中承擔了大部分的“跌價風險”，農(nóng)戶卻享有幾乎全部的“漲價收益”。后期大量的實證研究也得到了一致的結(jié)論。例如，胡定寰等(2006)對山東省萊西市和棲霞市小規(guī)模蘋果種植戶的調(diào)查研究表明，契約模式有助于提高農(nóng)戶收入，即使在控制了不可觀察的家庭特征之后，契約農(nóng)業(yè)也增加了收入(Miyata et al.,2009)；Bellemare(2010)的研究中同樣控制了農(nóng)戶異質(zhì)性并且得出了相同的結(jié)論。此外，多數(shù)關(guān)于契約收入效應的研究表明，契約更偏好小農(nóng)戶，幫助提高小農(nóng)收入以實現(xiàn)包容性增長*包容性增長最基本的含義是公平合理地分享經(jīng)濟增長，倡導機會平等的增長。(胡定寰 等，2006；Briones，2015)。

雖然以往的研究肯定了契約對農(nóng)戶收入的積極影響，但是多數(shù)都是基于短期數(shù)據(jù)的分析，并未考慮現(xiàn)實中持續(xù)風險的影響。以肉雞產(chǎn)業(yè)為例，2003年禽流感首次在中國大陸爆發(fā)以來，中國禽業(yè)遭受了禽流感疫情的沉重打擊。一項針對2005—2006年期間H5N1禽流感疫情的研究發(fā)現(xiàn)，此次疫情導致了中國養(yǎng)禽戶人均禽業(yè)收入下降65%，人均純收入下降29%(于樂榮 等，2009)，隨后爆發(fā)的H7N9疫情使得多地暫停活禽交易，許多企業(yè)資金鏈斷裂，禽業(yè)龍頭企業(yè)虧損嚴重(周力，2016)。面臨持續(xù)的風險沖擊，公司與農(nóng)戶的契約動態(tài)發(fā)生了怎樣的變化？在價格波動幅度增大和價格上升趨勢明顯的背景下*在無禽流感疫情爆發(fā)的2000年1月至2001年12月期間，24個月的活雞價格標準差僅為0.29元/千克；相比之下，在H5N1禽流感疫情爆發(fā)前后的2005年1月至2006年12月期間，24個月的活雞價格標準差上升至0.89元/千克，H7N9人感染禽流感疫情爆發(fā)前后的2013年1月至2014年12月期間，24個月的活雞價格標準差更是高達1.24元/千克。 在禽流感爆發(fā)前的4年期間(現(xiàn)有的統(tǒng)計數(shù)據(jù)從2000年1月起)，活雞價格的增幅僅為6.6%，在禽流感爆發(fā)后的4年期間，活雞價格的增幅為34.9%。，契約的收入效應也應從兩個角度進行考量：其一，當市場環(huán)境不利時，企業(yè)能在多大程度上確保農(nóng)戶的最低養(yǎng)殖收益(即跌價風險由誰承擔)；其二，當市場環(huán)境有利時，企業(yè)是否將漲價收益合理分配給農(nóng)戶(即漲價收益如何分配)；此外，從契約動態(tài)變化的角度來說，評價契約收入效應時，契約戶的對照組并非只有非契約戶，同直接退出契約并退出養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)戶相比，契約是否能夠提高簽約農(nóng)戶的家庭總收入也是評價契約收入效應的一個重要方面。對于上述問題的研究有助于更加全面評價目前中國契約農(nóng)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，但是學界對此卻鮮有論及。

基于上述分析，本文利用農(nóng)村固定觀察點2003—2012年33940個農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)，以肉雞養(yǎng)殖業(yè)為例，實證分析了市場價格波動程度及變動趨勢對農(nóng)戶契約動態(tài)的影響，以及市場風險和契約動態(tài)如何共同作用于農(nóng)戶收入。本文所包含的33940個農(nóng)戶樣本，家禽養(yǎng)殖收入的均值為4255元。根據(jù)《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編(2015)》定義，養(yǎng)殖規(guī)模在300只及以下的農(nóng)戶為散養(yǎng)戶，養(yǎng)殖規(guī)模在300～1000(含)只范圍內(nèi)的為小規(guī)模養(yǎng)殖戶，由此可見本文多數(shù)樣本屬于上述兩類*農(nóng)村固定觀察點未統(tǒng)計出欄量數(shù)據(jù)，因此只能根據(jù)銷售額進行估算。據(jù)《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編(2015)》統(tǒng)計，2014年小規(guī)模肉雞養(yǎng)殖戶每50公斤主產(chǎn)品平均售價為570.54元，若按每只雞1公斤計，樣本農(nóng)戶的平均年出欄量為373只，若按每只雞2公斤計，樣本農(nóng)戶的平均年出欄量為186只。。本文重點關(guān)注小規(guī)模養(yǎng)殖戶的原因在于：契約農(nóng)業(yè)的初衷是促使小農(nóng)戶與大市場對接，平等分享經(jīng)濟增長以提高收益。通過對小規(guī)模農(nóng)戶的針對性分析，可以評價契約農(nóng)業(yè)是否實現(xiàn)了這一政策目標。通過實證研究，本文試圖回答以下幾個問題：第一，在持續(xù)的市場風險沖擊下，農(nóng)戶的契約動態(tài)發(fā)生了怎樣的變化；第二，考慮了價格的變動趨勢后，企業(yè)是否承擔了大部分的“跌價風險”且農(nóng)戶可以獲得合理的“漲價收益”。本文的創(chuàng)新之處在于：一是利用10年面板數(shù)據(jù)考察了持續(xù)風險下農(nóng)戶的契約動態(tài)變化及其對收入的影響；二是用多個指標全面衡量了市場價格的波動幅度和變動趨勢，彌補了市場價格方差這一單一指標在衡量價格變動趨勢上的局限性。相關(guān)研究結(jié)果對于全面評估中國契約農(nóng)業(yè)的收入效應以及制定農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化扶持政策具有重要意義。

二、模型、變量及數(shù)據(jù)

(一)模型

使用“0-1”虛擬變量衡量契約動態(tài)會導致內(nèi)生性問題，如果直接回歸會導致契約動態(tài)對收入影響出現(xiàn)估計偏誤。多數(shù)學者使用兩階段最小二乘法解決契約的內(nèi)生性問題(Simmons et al.，2005；Key et al.，2008；Bellemare，2010；Briones，2015)，本文參照以往學者的做法，選擇使用兩階段最小二乘法。

1.第一階段：契約動態(tài)的影響因素模型

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶契約參與影響因素的實證研究，大多采用了Tobit模型、Probit模型或者二元Logistic模型(郭紅東，2005；蔡榮 等，2012；徐家鵬 等，2012；Briones，2015；常倩 等，2016)。Tobit模型將農(nóng)戶通過某一交易對象銷售農(nóng)產(chǎn)品的比例作為被解釋變量，分析農(nóng)戶選擇某一特定交易對象比例高低的影響因素。Probit模型和二元Logistic模型研究農(nóng)戶選擇或不選擇某一組織形式或銷售渠道的影響因素，更適合本文所要研究的問題，因此本文建立了如下的Probit模型來考察農(nóng)戶契約動態(tài)的決定因素：

Contract=α0+α1P+α2Z+α3Cluster+ε1

(1)

式(1)中，Contract表示是否加入契約、是否退出契約和是否退出養(yǎng)禽業(yè)(共分為3個模型，將在下文的變量中詳細說明)，P表示衡量市場價格風險的6個指標，Z表示影響契約動態(tài)的其他變量，Cluster表示集聚程度，是契約的工具變量，此外，模型中還控制了時間固定效應。

2. 第二階段：收入的影響因素模型

(2)

(二)被解釋變量

1.契約動態(tài)

根據(jù)滯后一期的契約參與情況和當期的契約參與情況，本文將契約動態(tài)描述為農(nóng)戶的契約加入行為和退出行為，用是否加入契約(1=是，0=否)、是否退出契約(1=是，0=否)、是否退出養(yǎng)殖業(yè)(1=是，0=否)表示。在加入行為的分析中，若滯后一期為非契約戶且當期為契約養(yǎng)雞戶，則因變量取值為1；在退出契約行為的分析中，若滯后一期為契約養(yǎng)雞戶且當期為非契約養(yǎng)雞戶，則因變量取值為1；在退出養(yǎng)殖業(yè)行為的分析中，若滯后一期為契約養(yǎng)雞戶且當期為非養(yǎng)雞戶，則因變量取值為1。

2.農(nóng)戶收入

本文關(guān)注的農(nóng)戶收入指標有兩個：一是養(yǎng)禽戶養(yǎng)殖經(jīng)營收入，養(yǎng)禽戶養(yǎng)殖經(jīng)營收入直接反映了農(nóng)戶養(yǎng)殖的收益情況，能較好衡量契約的收入效應；二是農(nóng)戶家庭總收入，這一指標是為了衡量農(nóng)戶退出養(yǎng)禽業(yè)后的家庭總福利。

(三)市場風險的衡量

目前，國內(nèi)學者有關(guān)市場風險與契約的研究仍以案例分析為主。例如，羅必良等(2008)以廣東“蕉賤傷農(nóng)”事件為例分析了農(nóng)戶專業(yè)化生產(chǎn)所面臨的市場風險，徐欣等(2010)采用了“是否將收購價格作為種植決策的首要影響因素”這一“0-1”虛擬變量來表示市場風險的主觀感知。本文參照易澤忠等(2012)的處理方法，選取價格波動幅度、價格波動幅度變動率、價格波動率、相對隨機波動值、活雞價格與飼料價格比、活雞價格與肉雛雞價格比6個指標全面衡量市場價格風險。

1.價格波動幅度

定義價格波動幅度為一年內(nèi)活雞市場最高價與最低價之差，即：Rt=PMAX-PMIN，Rt為t時期內(nèi)的價格波動幅度，PMAX和PMIN分別為t時期內(nèi)的活雞市場最高價與最低價。這一指標只能衡量價格在年內(nèi)的波動程度，不能衡量波動方向。使用極差而非方差作為波動程度的主要衡量指標的原因在于：本文所重點探討的是活雞市場價格的上升(或下降)程度而非其變動“路徑”對于農(nóng)戶的契約動態(tài)變化以及收入的影響。本文認為農(nóng)戶行為主要受到價格上升或下降幅度的影響，而方差在計算過程中經(jīng)過平均化、平方化處理，在某些情況下可能導致方向上的背離*韓兆洲等(2008)以兩組工人工資為例證明了這一點。。

2.價格波動幅度變動率

價格波動幅度變動率PRVt=ln Rt-ln Rt-1=ln(Rt/Rt-1)，其中，Rt、Rt-1分別為t時期和t-1時期內(nèi)的價格波動幅度。如果PRVt=0，說明t時期和t-1時期內(nèi)的價格波動幅度相同；PRVt>0，說明t時期的價格波動幅度大于t-1時期的價格波動幅度；PRV<0，說明t時期的價格波動幅度小于t-1時期的價格波動幅度。PRVt的絕對值越大，說明價格波動幅度在年間變化越大，這一指標衡量了價格波動的持續(xù)性。

3.價格波動率

價格波動率是一個環(huán)比增長率，反映活雞市場價格的變動方向，價格波動率大于零意味著價格上漲，小于零意味著價格下降。Pv=(Pt-Pt-1)/Pt-1，其中，Pt、Pt-1分別為t、t-1時期的年內(nèi)平均價格。

4.相對隨機波動值

采用指數(shù)平滑法擬合出活雞市場價格的長期趨勢后，計算肉雞市場價格的隨機波動值。Pw=P-Pt，其中，P為實際價格，Pt為趨勢價格，Pw為價格隨機波動值。價格隨機波動值Pw能夠反映市場價格的可預測性，但其具有“量綱”，存在可比性差的缺點。相比而言，相對隨機波動值(PRSV)既可以表示肉雞的市場價格風險，同時又不受時間和空間影響，可比性好，所以采用相對隨機波動(PRSV)來表示肉雞市場價格的可預測性更加科學。PRSV=Pw/Pt，其中，Pt為趨勢價格。相對隨機波動值為正意味著價格出現(xiàn)超出正常預期的上漲，為負則意味著價格出現(xiàn)超出正常預期的下降。

5.活雞價格與飼料價格比

Ratiol 1=Pz/P1，其中，Pz為活雞市場價格，P1為同期飼料價格。Ratiol 1越高說明肉雞養(yǎng)殖利潤越高，肉雞的實際市場價格風險越小，反之則越大。

6.活雞價格與肉雛雞價格比

Ratiol 2=Pz/P2，其中，Pz為活雞市場價格，P2為同期肉雛雞市場價格。Ratiol 2越高說明肉雞養(yǎng)殖利潤越高，肉雞的實際市場價格風險越小，反之則越大。

(四)工具變量

農(nóng)戶越集中，公司的交易成本越低，因此農(nóng)戶通過“公司+農(nóng)戶”銷售的比例越高，企業(yè)與農(nóng)戶簽約的可能性越高，農(nóng)戶參與契約的可能性越大。集聚程度作為衡量契約可獲得性的指標對農(nóng)戶養(yǎng)殖經(jīng)營收入不會產(chǎn)生直接影響*流程價格制度下契約收購價與市場價不具可比性，村莊內(nèi)簽約農(nóng)戶的比例越高可能導致契約農(nóng)戶議價能力增強，但是公司往往是通過提高補貼(即二次返利)來調(diào)整農(nóng)戶收益，而非調(diào)整虛擬價格。非契約戶的市場交易是基于市場價格的一次性交易，因此可以認為農(nóng)戶集聚程度通過“競爭標尺”效應對非契約戶收入產(chǎn)生的直接影響較弱。，所以集聚程度是一個良好的工具變量(Key et al.，2008；Briones，2015)。本文采用與前人相同的衡量方法，用村級層面參與契約農(nóng)戶的總數(shù)占肉雞養(yǎng)殖戶總數(shù)的比重衡量集聚程度，作為契約動態(tài)的工具變量。

(五)其他控制變量

1.人口特征因素

以往的研究通常認為年齡、性別、受教育程度會對農(nóng)戶的契約參與行為產(chǎn)生影響，但是這些影響在方向和顯著性方面均沒有形成一致結(jié)論。

(1)年齡。年齡可以作為一個經(jīng)驗的代理變量(Simmons et al.，2005)。對馬達加斯加多種商品的研究表明，戶主年齡對契約參與行為有顯著的負向影響(Bellemare，2012)。但是，以美國種植戶為研究對象的研究結(jié)果表明，戶主年齡對大豆種植戶的契約參與行為有顯著的正向影響，而對玉米和小麥種植戶的契約參與行為沒有顯著影響(Katchova et al.，2004)。對印度尼西亞種植戶的研究發(fā)現(xiàn)，戶主年齡對玉米種植戶的契約參與行為有顯著的負向影響，而對水稻種植戶和肉雞養(yǎng)殖戶的契約參與行為沒有顯著影響(Simmons et al.，2005)。以中國西瓜種植戶為研究對象的研究表明戶主年齡對于契約參與行為有非線性的影響(Ito et al.，2012)。由此可見，年齡對于契約參與有一定的影響，且影響程度和方向與商品品種有關(guān)。因此本文用“戶主年齡”作為年齡的代理變量。

(2)性別。對中國、馬達加斯加和肯尼亞的研究表明，女性的契約參與概率顯著低于男性(Wang et al.，2011；Bellemare，2010)。一個合理的解釋是，在發(fā)展中國家，制度力量使女性在契約參與方面存在劣勢。因此本文在實證分析中納入“戶主性別”這一變量以考察中國的契約制度是否存在性別歧視。

(3)教育。一方面，受教育程度高的農(nóng)戶通常會對契約農(nóng)業(yè)更加了解，促使其參與契約；另一方面，受教育程度高的人在獲取市場信息、提高養(yǎng)殖技術(shù)等方面更具優(yōu)勢，可以對市場形成較為準確的判斷而使其希望擁有獨立決策的能力。因此，教育對契約參與行為的影響如何仍未有定論。大量的研究發(fā)現(xiàn)，戶主的受教育程度對于契約參與行為沒有顯著的影響(Wang et al.，2011；Bellemare，2010；Ito et al.，2012)。然而，一些研究發(fā)現(xiàn)戶主的受教育程度有顯著的積極影響(祝宏輝 等，2007)，同時也有研究認為教育對契約參與行為的影響是消極的或者因商品而異(Katchova et al.，2004；Simmons et al.，2005)。因此本文的實證分析中包含“戶主教育程度”。

表1 變量定義及描述統(tǒng)計

2.經(jīng)濟特征因素

經(jīng)濟特征因素主要包括農(nóng)戶資產(chǎn)稟賦、土地、專業(yè)化程度、家庭勞動力數(shù)量、社會資本。

(1)農(nóng)戶資產(chǎn)稟賦。很多實證研究考慮了農(nóng)戶資產(chǎn)對于契約參與的影響，通過家庭資產(chǎn)的價值或者農(nóng)業(yè)設(shè)備的價值來衡量農(nóng)戶資產(chǎn)(Simmons et al.，2005；Wang et al.，2011；Bellemare，2010)。本文參照以往研究的分類方法，將農(nóng)戶資產(chǎn)分為兩類，農(nóng)業(yè)資產(chǎn)和非農(nóng)資產(chǎn)。用“人均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)年末擁有量”衡量農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)資產(chǎn)情況，用“人均主要耐用品年末擁有量”衡量農(nóng)戶的非農(nóng)資產(chǎn)。

(2)土地。對于種植業(yè)，土地是重要的生產(chǎn)要素，也是規(guī)模的重要衡量指標，對于契約參與會產(chǎn)生一定的影響。但對于養(yǎng)禽業(yè)而言，土地并非主要的生產(chǎn)要素，因此土地對于契約參與沒有直接影響。土地對于肉雞養(yǎng)殖戶契約參與的間接影響在于，種植業(yè)方面生產(chǎn)能力較弱的農(nóng)戶更有可能加入契約(Simmons et al.，2005)。本文用“人均年末經(jīng)營耕地面積”衡量農(nóng)戶的耕地情況。

(3)專業(yè)化程度。以往研究表明，專業(yè)化程度對于契約參與的影響是不同的，造成這種差異的主要原因是產(chǎn)品特性的不同(Katchova et al.，2004)。本文用“養(yǎng)禽收入占家庭總收入的比重”來衡量農(nóng)戶的專業(yè)化程度。

(4)家庭勞動力數(shù)量。契約通過提供生產(chǎn)資料和技術(shù)指導，可以在很大程度上減輕家庭勞動力的負擔，因此家庭勞動力數(shù)量較少的農(nóng)戶更有可能加入契約。

(5)社會資本。以往研究表明，村長在農(nóng)戶契約參與的選擇中扮演一個重要的角色(Miyata et al.，2009)，因此與村長關(guān)系的親疏對契約參與也會產(chǎn)生一定的影響。本文用“家里是否有村干部”表示該家庭與村長關(guān)系的親疏程度，衡量農(nóng)戶家庭的社會資本。

(六)數(shù)據(jù)來源

本文用于計算6個價格指標的價格數(shù)據(jù)來源于中國畜牧業(yè)信息網(wǎng)，為分省統(tǒng)計的宏觀數(shù)據(jù)。農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)為農(nóng)村固定觀察點2003—2012年的數(shù)據(jù)，研究對象為10年內(nèi)任意一年家禽經(jīng)營收入、家禽生產(chǎn)量、出售家禽金額均不為0且出售家禽金額占出售農(nóng)產(chǎn)品金額50%以上的農(nóng)戶*因為問卷中通過預訂合同銷售的金額并未分產(chǎn)品統(tǒng)計，因此無法直接識別出契約養(yǎng)殖戶，只能通過銷售額判定。若該戶的農(nóng)產(chǎn)品銷售額50%以上來自家禽且該戶通過預訂合同銷售，則我們認為其通過預訂合同銷售的產(chǎn)品為家禽，即契約養(yǎng)殖戶。。若預訂合同銷售金額大于0，則視為參與契約。由于本文所考察的并非靜態(tài)契約而是農(nóng)戶契約的動態(tài)變化，所以2003年視為基期不納入回歸分析樣本。

三、實證結(jié)果分析

(一)加入契約行為分析

從加入契約的回歸結(jié)果(見表2)中可以發(fā)現(xiàn)：(1)滯后期的年內(nèi)價格波動對農(nóng)戶的加入行為有顯著的正向影響，這一結(jié)果表明，滯后期年內(nèi)活雞價格波動越大，農(nóng)戶參與契約的概率越高，即削減風險的確是農(nóng)戶加入契約的重要動因*用價格波動幅度這一指標衡量波動程度與用市場價格方差衡量的結(jié)果基本一致(原因在于兩者高度相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.9656，并且在1%的顯著性水平下通過了檢驗)，所以本文匯報了計算簡便且能較好反映所探討問題的極差指標結(jié)果。。(2)年份虛擬變量的估計參數(shù)均為負值，這一結(jié)果表明，2005—2012年農(nóng)戶加入契約的概率均小于2004年，這一結(jié)果同樣表明，禽流感帶來的市場風險是農(nóng)戶契約參與的重要原因，并且隨后幾年的價格持續(xù)上漲降低了農(nóng)戶參與契約的概率。(3)土地對農(nóng)戶的加入行為有顯著的負向影響，說明加入契約的農(nóng)戶在種植業(yè)生產(chǎn)方面不具優(yōu)勢，這一結(jié)果與Simmons et al.(2005)的研究結(jié)論相一致。(4)滯后一期的養(yǎng)禽收入占家庭總收入的比重越高，其參與契約的概率越高，表明專業(yè)化程度越高的農(nóng)戶參與契約的概率越高。(5)此外，集聚程度對契約參與的影響是正向且顯著的，除了公司希望同相對集中的農(nóng)戶進行簽約以降低交易成本這個因素外，農(nóng)戶行為的相互影響與空間溢出是導致這一結(jié)果的重要原因(周力 等，2016)。

從第一階段回歸結(jié)果中我們可以看出工具變量(Cluster)對內(nèi)生變量有顯著的偏效應，因此農(nóng)戶集聚程度是一個強工具變量。此外，通過檢驗，工具變量與OLS回歸的殘差無顯著的相關(guān)性，并且與不使用工具變量的固定效應模型的估計結(jié)果一致，因此可以認為農(nóng)戶集中程度作為契約的工具變量具有合理性并且估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

從契約收入效應的回歸結(jié)果(見表3)中我們發(fā)現(xiàn)：(1)當市場價格波動幅度(一年內(nèi)活雞市場最高價與最低價之差)較小時，加入契約可以顯著提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖經(jīng)營收入，但是隨著年內(nèi)價格波動幅度的增大，加入契約對養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響減弱甚至變?yōu)樨撝怠?2)當市場價格波動幅度變動率較小時(即價格的波動程度在年度間變化不大)，加入契約可以顯著提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖經(jīng)營收入，但是隨著價格波動幅度變動率的增大，加入契約對于養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響減弱甚至變?yōu)樨撝怠＿@一結(jié)果同樣表明，不僅價格年內(nèi)波動的增大會削弱契約的積極影響，價格年間波動程度的不同同樣使得契約的收入效應減弱。(3)當價格波動率較小時(即價格呈現(xiàn)下降趨勢)，加入契約可以顯著提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖經(jīng)營收入，但是隨著價格波動率的增大，加入契約對于養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響減弱甚至變?yōu)樨撝?。這一結(jié)果表明在價格持續(xù)上升時，加入契約對收入有顯著負向影響。(4)當相對隨機波動值較小時，加入契約可以顯著提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖經(jīng)營收入，但隨著相對隨機波動值的增大，加入契約對于養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響減弱甚至變?yōu)樨撝?。這一結(jié)果同樣表明當價格出現(xiàn)超出預期的上漲時，加入契約對農(nóng)戶而言是福利受損的。(5)當活雞價格遠高于雞苗價格和飼料價格即活雞市場利潤較大時，契約顯著降低了農(nóng)戶的養(yǎng)殖經(jīng)營收入。從上述結(jié)果中我們可以看出，在市場價格波動幅度較小或價格下跌時，加入契約可以提高收入，但當市場價格波動較大(無論是年內(nèi)還是年間)尤其是持續(xù)上漲時，加入契約反而降低了農(nóng)戶養(yǎng)殖收入。

表2 價格風險對農(nóng)戶加入契約行為的影響分析(第一階段)

注：***、**、*分別表示在1% 、5% 、10%的水平上顯著。

表3 加入契約對養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響分析(第二階段)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(二)退出契約行為分析

從退出契約的回歸結(jié)果中看出：市場風險并不是影響農(nóng)戶是否退出契約獨立養(yǎng)殖的主要因素，農(nóng)戶非農(nóng)資產(chǎn)、專業(yè)化程度、契約農(nóng)戶的集聚程度等是重要的影響因素。農(nóng)戶非農(nóng)資產(chǎn)越高，擁有的土地數(shù)量越少，退出契約的概率越大，這一結(jié)果表明，對于資產(chǎn)較少的小農(nóng)戶來說，契約的不穩(wěn)定性更強。同時，專業(yè)化程度越低的農(nóng)戶，退出契約的概率越大。此外，集聚程度對農(nóng)戶退出契約有顯著的負向影響，表明在農(nóng)戶分散的情況下，契約的穩(wěn)定性更差，原因在于公司同分散的農(nóng)戶簽約面臨較高的交易費用。

表4 價格風險對農(nóng)戶退出契約行為的影響分析

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

進一步分析農(nóng)戶退出契約對于養(yǎng)殖收入的影響。從回歸結(jié)果(見表5)中發(fā)現(xiàn)：(1)當市場價格波動幅度較小時，退出契約顯著降低了農(nóng)戶的養(yǎng)殖經(jīng)營收入，但隨著價格波動幅度的增大，退出契約對養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響變?yōu)檎怠Ｍ瑯?，市場價格波動幅度對契約戶的影響為負，對非契約戶的影響為正，這一結(jié)果表明，價格的大幅變動反而會給非契約戶帶來積極的影響(在價格波動上升的大背景下)。(2)價格波動率對契約戶的影響為負，對非契約戶的影響為正，這一結(jié)果同樣表明價格的上升會給非契約戶的收入帶來顯著的正向影響。(3)活雞價格與飼料價格比值的提高(即養(yǎng)殖利潤的提高)，對契約戶和非契約戶的收入均有顯著的正向影響。

表5 退出契約對養(yǎng)殖經(jīng)營收入的影響分析

(續(xù)表5)

因變量：養(yǎng)殖經(jīng)營收入2006-76282．5(56617．24)-88501．45(58218．49)-78347．38(55631．17)-35922．41(61468．86)-108907．2?(67285．27)-89152．8(56511．62)2007-61525．86(55354．52)-46042．3(59753．11)-44789．8(60402．23)20317．05(65359．16)16662．46(77730．7)-53678．86(56773．04)2008-88050．32(61526．05)-62210．85(63639．14)-117706．5(75154．62)-48232．6(60673．91)-22202．34(76740．82)-66750．08(61025．64)2009-176521．3??(85998．06)-148889．4?(84715．06)-133259?(82454．58)-98319．03(79052．03)-23874．08(111776．2)-134566．6(84439．5)201072116．26(91731．21)26859．05(98246．71)95971．37(85832．68)158548．1?(90768．02)108967．6(102859．5)82244．2(90234．57)201141448．53(106918．1)47338．48(123016．1)86291．16(103985．8)163176．8?(95744．72)166044．4(122272．5)121863．9(99459．49)2012-131588．3(165613．3)-147156．9(204697．6)-17795．51(147148．1)-34125．73(165389)154039．6(182784．7)23574．82(147530．2)R20．2580．2540．2910．2790．2480．244F1．89???1．79??1．92???1．94???1．32?1．93???Observations306306306306306306

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(三)退出養(yǎng)禽業(yè)行為分析

最后本文分析了農(nóng)戶退出養(yǎng)禽業(yè)的行為，從回歸結(jié)果(見表6)中我們發(fā)現(xiàn)，滯后期的年內(nèi)價格波動對農(nóng)戶退出養(yǎng)禽業(yè)有顯著的負向影響。這一結(jié)果表明，滯后期活雞價格波動越大，農(nóng)戶退出契約并退出家禽養(yǎng)殖業(yè)的概率越低。原因在于，在市場價格波動較大時，養(yǎng)禽業(yè)的前期固定資產(chǎn)投入較高(包括雞舍、喂養(yǎng)設(shè)備)，雞舍等專用性資產(chǎn)被租賃或者變賣的可能性降低，農(nóng)戶考慮到固定成本和沒有其他可供替代的生計來源，仍然會選擇繼續(xù)進行契約養(yǎng)殖。專業(yè)化程度這一變量的系數(shù)顯著為負同樣證明了較高的專用性投資使得農(nóng)戶退出養(yǎng)禽業(yè)的成本較高。并且在價格持續(xù)走高的的大背景下，退出養(yǎng)禽業(yè)并不會對家庭總收入產(chǎn)生顯著的正向影響，這一結(jié)果表明農(nóng)戶在退出養(yǎng)禽業(yè)后很難立刻找到其他更好的可供替代的生計來源。因而，對于小規(guī)模養(yǎng)殖戶而言，通過“公司+農(nóng)戶”的契約模式繼續(xù)養(yǎng)殖以獲得穩(wěn)定的養(yǎng)殖收益是最優(yōu)選擇。

表6 價格風險對農(nóng)戶退出養(yǎng)禽業(yè)的影響分析

(續(xù)表6)

因變量：是否退出養(yǎng)禽業(yè)(0=未退出契約；1=退出契約并退出養(yǎng)禽業(yè))Agriculturalasset-0．391(-0．931)-0．585(-0．917)-0．436(-0．906)-0．371(-0．909)-0．366(-0．911)-0．328(-0．886)Nonagriculturalasset-0．502(-3．845)-0．552(-3．559)-0．822(-3．642)-0．844(-3．685)-0．848(-3．678)-0．078(-3．607)Land102．5(-206．1)21．45(-163．6)26．71(-168．6)56．6(-166．8)59．26(-167．7)43．14(-168)Specializationt-1-0．726???(-0．242)-0．670???(-0．244)-0．596??(-0．233)-0．579??(-0．232)-0．575??(-0．237)-0．592??(-0．232)Labor0．030(-0．095)0．072(-0．095)0．047(-0．095)0．055(-0．094)0．055(-0．093)0．062(-0．093)Communitycapital-0．414(-0．475)-0．408(-0．451)-0．395(-0．453)-0．396(-0．452)-0．395(-0．453)-0．366(-0．45)Cluster-2．567???(-0．502)-2．116???(-0．476)-2．223???(-0．465)-2．238???(-0．466)-2．236???(-0．469)-2．311???(-0．471)20050．689??(-0．347)0．457(-0．332)0．520(-0．366)0．455(-0．366)0．415(-0．329)0．445(-0．33)20060．039(-0．335)-0．004(-0．326)-0．001(-0．326)-0．051(-0．347)-0．012(-0．334)-0．010(-0．325)2007-0．772??(-0．38)-0．842??(-0．378)-1．002???(-0．388)-0．966??(-0．395)-0．937??(-0．376)-0．950??(-0．371)2008-0．647(-0．396)-0．869??(-0．381)-0．663(-0．512)-0．866??(-0．39)-0．888??(-0．38)-0．895??(-0．379)20090．167(-0．485)0．293(-0．468)0．3290(-0．464)0．382(-0．462)0．362(-0．473)0．453(-0．469)2010-0．472(-0．459)0．084(-0．418)-0．007(-0．415)-0．015(-0．428)0．005(-0．42)0．154(-0．441)2011-0．312(-0．484)-0．572(-0．497)-0．422(-0．49)-0．465(-0．49)-0．463(-0．507)-0．295(-0．502)20120．034(-0．545)0．301(-0．53)0．451(-0．575)0．504(-0．89)0．325(-0．54)0．246(-0．548)P>Chi20．000．000．000．000．000．00Observations218218218218218218

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表7 退出養(yǎng)禽業(yè)對家庭總收入的影響分析

(續(xù)表7)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

四、結(jié)論與討論

本文通過6個指標全面測度了市場價格的波動幅度與變動趨勢，實證檢驗了市場風險對于農(nóng)戶契約動態(tài)的影響，同時探討了不同風險背景下農(nóng)戶契約動態(tài)變化對養(yǎng)殖收入和家庭總收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：一方面，市場價格波動性是導致農(nóng)戶契約發(fā)生動態(tài)變化的原因之一，市場價格波動幅度增大，會顯著提高農(nóng)戶參與契約的概率；另一方面，契約對農(nóng)戶收入的影響會因市場風險的不同而發(fā)生方向性的改變，契約對農(nóng)戶收入的積極影響僅當市場價格波動較小或價格下跌時顯著，當市場價格在年內(nèi)或者年間發(fā)生大幅度波動尤其是價格呈現(xiàn)上升趨勢時，契約的福利效應減弱甚至為負，此時退出契約反而能顯著提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖收入。因此農(nóng)戶在選擇是否加入契約時面臨著風險與收益的權(quán)衡，公司承擔大部分的“跌價風險”是需要農(nóng)戶犧牲部分“漲價收益”與其進行交換的。但是由于公司與農(nóng)戶投入單位要素的機會成本不等，兩者化解風險的能力懸殊，即使公司從合作剩余中多分配一些利益也是合理的(萬俊毅 等，2010)。小規(guī)模農(nóng)戶本身存在抗風險能力弱的問題，穩(wěn)定的收益對其來講更為重要，所以從流程價格制度撫平價格波動的角度來說，契約保障小農(nóng)利益實現(xiàn)包容性增長。但是企業(yè)的“風險溢價”收益應保持在合理范圍，當市場價格大幅上漲時，企業(yè)應通過合理調(diào)整流程價格使得契約農(nóng)戶相較非契約農(nóng)戶具有收益優(yōu)勢。

近年來，政府通過各項扶持政策，努力推進畜禽養(yǎng)殖規(guī)模化、標準化、產(chǎn)業(yè)化，試圖通過扶持農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)實現(xiàn)扶持農(nóng)民的最終目標。本文的研究結(jié)果表明，雖然契約幫助小農(nóng)戶承擔了大部分的跌價風險，但是在市場價格持續(xù)走高的情況下，契約對農(nóng)戶收益的積極影響則被削弱。說明多數(shù)的“公司+農(nóng)戶”契約模式中，農(nóng)戶處于弱勢地位，合作剩余的分配權(quán)仍由企業(yè)掌控。如若企業(yè)持續(xù)獲得較高的風險溢價收益致使契約戶收益持續(xù)低于非契約戶，農(nóng)戶加入契約的激勵就會下降，乃至退出契約。這樣，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程勢必受阻。因此，政府應加強對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)的監(jiān)督，實施龍頭企業(yè)財務(wù)公開制度，進行透明化的利潤分配，使得參與契約的農(nóng)戶能夠獲得合理的“漲價收益”。

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