加入合作社對糧食類家庭農(nóng)場收入影響的實證分析
——基于全國644家糧食類家庭農(nóng)場面板數(shù)據(jù)

來曉東，杜志雄，郜亮亮

(1.中國社會科學(xué)院大學(xué) 研究生院，北京 102488；2.中國社會科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，北京 100732)

一、引言

培育壯大新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要保障，各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之間的協(xié)同發(fā)展勢在必行。家庭農(nóng)場、合作社和龍頭企業(yè)作為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的重要生產(chǎn)經(jīng)營主體，是確保我國糧食供給和糧食安全的重要載體，更是實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、提高農(nóng)業(yè)綜合競爭力的中堅力量。但家庭農(nóng)場、合作社和龍頭企業(yè)在具體經(jīng)營中各有優(yōu)勢與不足，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中發(fā)揮著不同的作用與功能[1]?；诖?，2014年2月農(nóng)業(yè)部印發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)家庭農(nóng)場發(fā)展的指導(dǎo)意見》提出，“鼓勵工商企業(yè)通過訂單農(nóng)業(yè)、示范基地等方式，與家庭農(nóng)場建立穩(wěn)定的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，提高農(nóng)業(yè)組織化程度”，從而引導(dǎo)家庭農(nóng)場加強(qiáng)聯(lián)合與合作。2019年9月，中央農(nóng)辦、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、國家發(fā)展改革委、財政部等11家部門聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于實施家庭農(nóng)場培育計劃的指導(dǎo)意見》，鼓勵家庭農(nóng)場發(fā)展合作經(jīng)營，并提出“積極引導(dǎo)家庭農(nóng)場領(lǐng)辦或加入農(nóng)民合作社，開展統(tǒng)一生產(chǎn)經(jīng)營”，充分調(diào)動了家庭農(nóng)場加入合作社的積極性?？梢钥闯觯彝マr(nóng)場與其他新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之間的合作，尤其是與農(nóng)民合作社之間的合作受到了高度重視。

家庭農(nóng)場加入合作社是順應(yīng)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體協(xié)同發(fā)展的重要體現(xiàn)，學(xué)者們對此展開了一系列研究。相關(guān)研究集中在以下幾個方面：第一，對家庭農(nóng)場加入合作社的必要性進(jìn)行研究。家庭農(nóng)場以家庭生產(chǎn)經(jīng)營為主導(dǎo)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用，保障了中國未來農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展的穩(wěn)定性和持續(xù)性[2]。但是，家庭農(nóng)場的主要優(yōu)勢在于直接生產(chǎn)環(huán)節(jié)，在產(chǎn)前和產(chǎn)后環(huán)節(jié)則表現(xiàn)相對不足[3]。而合作社更加注重企業(yè)家精神，其宗旨在于為其成員提供高質(zhì)量服務(wù)[4]，且在對接企業(yè)、聯(lián)結(jié)市場方面，合作社的優(yōu)勢更加明顯[5-6]。研究表明，家庭農(nóng)場加入合作社有助于二者在生產(chǎn)經(jīng)營過程中優(yōu)勢互補、和諧共生[7-9]。第二，對家庭農(nóng)場加入合作社的影響因素展開研究。隨著家庭農(nóng)場土地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)場加入合作社的概率將逐漸上升[10]。劉文霞等的研究發(fā)現(xiàn)2016年內(nèi)蒙古和東北三省實行的玉米收儲制度改革政策也提高了當(dāng)?shù)赜衩最愞r(nóng)場加入合作社的概率[11]。第三，家庭農(nóng)場入社行為對其生產(chǎn)經(jīng)營影響的研究。一方面，家庭農(nóng)場加入合作社不僅有益于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)施條件、增強(qiáng)農(nóng)民主體地位[12]，而且對于農(nóng)場選擇環(huán)境友好型生產(chǎn)方式[13]和優(yōu)化農(nóng)業(yè)治理結(jié)構(gòu)[14]同樣具有促進(jìn)作用。同時，加入合作社的種糧大戶購買農(nóng)機(jī)和提供農(nóng)機(jī)服務(wù)的意愿更強(qiáng)，其農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)水平更高[15]。另一方面，家庭農(nóng)場加入合作社有助于提高農(nóng)場單產(chǎn)水平和純利潤[16]。此外，加入合作社對種植類農(nóng)場創(chuàng)新銷售渠道、增加銷售收入、提高畝均凈效益也具有顯著的正向作用[17]。對于普通農(nóng)戶而言，加入合作社也能提高其收入水平，且低收入水平的農(nóng)戶受益程度更高[18]。需要指出的是，一些研究低估了收入影響因素的復(fù)雜性，比如經(jīng)濟(jì)類作物與糧食類作物的畝均收入差距懸殊，即使同為糧食類的玉米農(nóng)場和水稻農(nóng)場不但有不同的生產(chǎn)資料投入，而且也面臨不同的產(chǎn)品銷售市場(在所享受的收購政策與價格上存在差別)。忽略這些多因素且有差別的影響，僅將糧食類農(nóng)場作為整體研究加入合作社對其收入的影響，得出的結(jié)論缺乏穩(wěn)健性。本文將對此進(jìn)行科學(xué)改進(jìn)。需要說明的是，本文的出發(fā)點依然是加入合作社對糧食類農(nóng)場的收入影響(并不是聚焦于某一作物農(nóng)場)，只是在進(jìn)行實證分析時，先對不同作物農(nóng)場進(jìn)行分析，如果不同作物農(nóng)場的結(jié)論一致，則可以得出加入合作社對糧食類農(nóng)場影響的結(jié)論。

綜上所述，家庭農(nóng)場通過加入合作社實現(xiàn)了彼此優(yōu)勢互補、和諧共生，推動了家庭農(nóng)場持續(xù)、穩(wěn)定和高質(zhì)量發(fā)展。但是，通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，對于家庭農(nóng)場加入合作社的研究更多是基于理論分析層面(1)其中最為著名的是杜志雄曾經(jīng)提出的假設(shè)，“無論農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的特征如何，客觀上存在著對‘合作’的日常需要，但其是否將這種(日常)合作的需求轉(zhuǎn)化為合作的行動，取決于其參與合作收益的大小，而收益的大小又取決于其經(jīng)營規(guī)模的大小。相對于小規(guī)模農(nóng)戶，家庭農(nóng)場對農(nóng)資購買、農(nóng)產(chǎn)品加工銷售、運輸貯藏以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營技術(shù)等服務(wù)的需求更為迫切，其能從合作中獲得的效益更大”[19]，因而更具有合作的需求與行動。，實證分析層面也大多基于對家庭農(nóng)場入社行為的研究，鮮有文章研究家庭農(nóng)場尤其是糧食類農(nóng)場入社行為對其收入的影響。此外，確保糧食安全和糧食供給是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要任務(wù)，如何保護(hù)農(nóng)民種糧積極性，提高糧食生產(chǎn)效益更是保障我國糧食安全的重要基礎(chǔ)，這為本文研究提供了現(xiàn)實依據(jù)。因此，基于2014—2015年全國644家糧食類家庭農(nóng)場監(jiān)測數(shù)據(jù)，利用面板固定效應(yīng)模型的估計方法，實證分析小麥、玉米和水稻三類農(nóng)場加入合作社對其收入的影響作用，從而為家庭農(nóng)場與合作社協(xié)同發(fā)展提供理論依據(jù)(2)本文糧食類農(nóng)場指種植作物主要為小麥、玉米、水稻的家庭農(nóng)場。。接下來的內(nèi)容安排如下：第二部分是加入合作社對家庭農(nóng)場增收影響機(jī)制的理論分析；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源以及描述性統(tǒng)計分析；第四部分構(gòu)建計量模型并驗證本文假說；第五部分是研究結(jié)論及其政策含義。

二、理論分析：加入合作社對家庭農(nóng)場增收的影響機(jī)制

家庭農(nóng)場加入合作社通過優(yōu)勢互補、契約分工、要素互通和風(fēng)險共擔(dān)，促進(jìn)了家庭農(nóng)場整體效益的提升。本文將家庭農(nóng)場加入合作社的行為定義為家庭農(nóng)場通過合作社獲取農(nóng)資購買、土地流轉(zhuǎn)、技術(shù)指導(dǎo)、農(nóng)機(jī)服務(wù)、產(chǎn)品銷售等各類服務(wù)而開展的契約合作模式，并將入社行為對家庭農(nóng)場收入產(chǎn)生的影響劃分為降低生產(chǎn)資料交易成本、降低家庭農(nóng)場管理成本和提高家庭農(nóng)場銷售收入三個主要方面(3)除了生產(chǎn)型合作社(土地合作社等)外，農(nóng)戶加入合作社，通過合作購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入品、共同銷售產(chǎn)出品從而獲得購買低價降低成本、銷售高價提高銷售收入，是農(nóng)戶為什么要加入合作社的接近公理性的經(jīng)濟(jì)解釋。這里的討論旨在對家庭農(nóng)場加入合作社為何有增收效應(yīng)做前提性解釋，而非是需要驗證的假設(shè)。。

(一)降低生產(chǎn)資料交易成本

家庭農(nóng)場通過加入合作社主要降低了農(nóng)資交易成本和土地交易成本。一是合作社在良種供應(yīng)、農(nóng)資購買方面優(yōu)勢明顯，能夠降低家庭農(nóng)場農(nóng)資交易成本[20-21]。這可能是由于農(nóng)資聯(lián)購使得市場談判能力增強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料如種子、化肥、農(nóng)藥等的購買價格較單方面購買有所降低，進(jìn)而降低了畝均生產(chǎn)成本。二是土地流轉(zhuǎn)交易成本降低。有序開展土地流轉(zhuǎn)是實現(xiàn)家庭農(nóng)場規(guī)模經(jīng)營的一個必要環(huán)節(jié)。但是，由于土地規(guī)模流轉(zhuǎn)難度大以及土地承包關(guān)系的不穩(wěn)定性，家庭農(nóng)場土地細(xì)碎化問題突出，從而難以從事土地集中連片經(jīng)營，這是制約農(nóng)場增收的重要現(xiàn)實障礙。而合作社(如土地合作社)能夠穩(wěn)定土地承包關(guān)系，協(xié)助家庭農(nóng)場流轉(zhuǎn)土地并開展規(guī)模化、專業(yè)化經(jīng)營，為家庭農(nóng)場獲取規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益提供保障[22]。

(二)降低家庭農(nóng)場管理成本

合作社對家庭農(nóng)場的幫助主要表現(xiàn)在技術(shù)指導(dǎo)和農(nóng)機(jī)服務(wù)兩個方面，這有效降低了家庭農(nóng)場管理成本。一是技術(shù)指導(dǎo)提高了農(nóng)場綜合管理水平。通過開展生產(chǎn)技術(shù)、病蟲害防治培訓(xùn)指導(dǎo)，引導(dǎo)農(nóng)場主科學(xué)管理、合理施肥、統(tǒng)防統(tǒng)治，降低農(nóng)場綜合治理成本，增強(qiáng)風(fēng)險抵抗能力。二是農(nóng)機(jī)服務(wù)水平得到提升。擁有大型農(nóng)機(jī)具的家庭農(nóng)場在加入合作社后其農(nóng)機(jī)社會化服務(wù)水平得到提高，增加了農(nóng)機(jī)對外作業(yè)收入。而經(jīng)營規(guī)模較小的家庭農(nóng)場通常情況下未購買大型農(nóng)機(jī)具，加入合作社則滿足了其農(nóng)機(jī)服務(wù)的需求。如上海松江區(qū)農(nóng)委組建30家農(nóng)機(jī)專業(yè)合作社，開創(chuàng)“大機(jī)互助化、小機(jī)家庭化”的服務(wù)模式，提高了農(nóng)機(jī)服務(wù)綜合使用效率，降低了家庭農(nóng)場農(nóng)機(jī)具閑置成本[23]。

(三)提高家庭農(nóng)場銷售收入

通過加入合作社提高家庭農(nóng)場銷售收入具體體現(xiàn)在畝產(chǎn)水平提高、產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)優(yōu)價和產(chǎn)品銷售穩(wěn)定三個方面。一是加入合作社的農(nóng)場前期通過合作社引進(jìn)良種、開展綜合治理后，其畝產(chǎn)水平得到提高。如聞朝鮮家庭農(nóng)場在加入合作社后，2013年和2014年其單季稻每公頃產(chǎn)量均高于當(dāng)年村民單產(chǎn)水平[11]。二是單個農(nóng)場由于缺乏市場勢力，難以保障農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)優(yōu)價。家庭農(nóng)場與合作社聯(lián)合后，市場談判能力增強(qiáng)，通過協(xié)同定價避免農(nóng)產(chǎn)品被低價收購[24]。三是加入合作社的家庭農(nóng)場銷售關(guān)系通常較為穩(wěn)定。隨著農(nóng)產(chǎn)品同質(zhì)化現(xiàn)象日趨嚴(yán)重，市場競爭愈加激烈，導(dǎo)致部分農(nóng)場產(chǎn)品銷售受阻。而加入合作社的農(nóng)場由于可能與合作社簽訂了訂單合同，從而規(guī)避了農(nóng)產(chǎn)品滯銷風(fēng)險，農(nóng)場收入得到進(jìn)一步保障。

綜上，家庭農(nóng)場通過與合作社建立密切合作關(guān)系，使得生產(chǎn)資料交易成本、家庭農(nóng)場管理成本降低以及農(nóng)場銷售收入增加，綜合提高了農(nóng)場經(jīng)營效率和整體效益。因此，本文提出如下研究假說：在其他因素保持不變的情況下，家庭農(nóng)場加入合作社能夠提高農(nóng)場收入水平。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2014—2015年全國家庭農(nóng)場監(jiān)測項目。該項目由中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所“全國家庭農(nóng)場發(fā)展監(jiān)測研究”課題組對全國家庭農(nóng)場開展的長期固定監(jiān)測工作。截至2019年底已完成為期5年的家庭農(nóng)場監(jiān)測，監(jiān)測范圍覆蓋全國31個省，監(jiān)測內(nèi)容涵蓋家庭農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營各方面。

考慮到種植類農(nóng)場作物種類較復(fù)雜、專業(yè)化程度較低，本文選取糧食類家庭農(nóng)場作為數(shù)據(jù)分析樣本，并且以家庭農(nóng)場畝均純收入作為主要被解釋變量，同時對是否加入合作社對其他類別收入(勞均純收入、純收入和總收入)的影響作進(jìn)一步分析(4)對于家庭農(nóng)場而言，總收入和純收入所包含的收入來源及影響因素相對較為復(fù)雜，而勞均純收入則受到家庭農(nóng)場自有勞動力變化的動態(tài)影響，畝均純收入相對以上三種類別收入來說更具解釋力度，能夠更好地衡量家庭農(nóng)場入社行為對其收入的影響作用。。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，形成了一個包含644家糧食類家庭農(nóng)場共1288個有效樣本的2年面板數(shù)據(jù)集(表1)。

表1 家庭農(nóng)場樣本概況

(二)描述性統(tǒng)計

各類家庭農(nóng)場是否加入合作社與畝均純收入的關(guān)系見表2。

表2 各類家庭農(nóng)場是否加入合作社與畝均純收入的關(guān)系

總體看，加入合作社的糧食類農(nóng)場畝均純收入高于未加入合作社的農(nóng)場，2014年和2015年，加入合作社的糧食類農(nóng)場畝均純收入比未加入合作社的糧食類農(nóng)場分別多25.96元和126.54元。平均來看，加入合作社的糧食類農(nóng)場畝均純收入均值同樣高于未加入合作社的糧食類農(nóng)場。這表明，加入合作社有助于提高糧食類農(nóng)場畝均純收入水平。

接下來，分作物種類進(jìn)一步比較家庭農(nóng)場入社行為對畝均純收入的影響，比較結(jié)果如下：第一，2014—2015年，各類家庭農(nóng)場加入合作社的比例逐漸上升。其中，小麥類農(nóng)場加入合作社的占比在各類農(nóng)場中增幅最大(從26.73%到41.54%)，提高了14.81百分點；玉米類農(nóng)場和水稻類農(nóng)場加入合作社的占比增加幅度相對較小，分別為4.44%和0.54%，這表明，隨著家庭農(nóng)場的發(fā)展，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之間的合作更加緊密，協(xié)同發(fā)展、互促共贏成為二者的共同目標(biāo)。第二，除玉米類農(nóng)場畝均純收入外，加入合作社的其他各類農(nóng)場畝均純收入均值均高于未加入合作社的農(nóng)場。從畝均純收入均值來看，加入合作社的小麥類和水稻類農(nóng)場畝均純收入均值分別高出未加入合作社的農(nóng)場137.18元和110.15元，而玉米類農(nóng)場畝均純收入均值較未加入合作社的玉米類農(nóng)場略低12.07元。這表明，除玉米類農(nóng)場畝均純收入均值發(fā)生小幅波動外，加入合作社為小麥、玉米和水稻類農(nóng)場帶來的增收效益與糧食類農(nóng)場保持基本一致，這進(jìn)一步說明加入合作社能夠提高家庭農(nóng)場畝均純收入水平。

通過比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)場主個人特征不同，其農(nóng)場畝均純收入也存在一定差異(表3)。

表3 農(nóng)場主特征與家庭農(nóng)場畝均純收入的關(guān)系

第一，隨著農(nóng)場主教育程度提高，家庭農(nóng)場畝均純收入水平呈現(xiàn)先下降后上升的發(fā)展趨勢。從表3可以看出，教育程度為小學(xué)及以下的農(nóng)場主其農(nóng)場畝均純收入水平最高，平均值達(dá)到730.18元。可能的解釋是，教育程度為小學(xué)及以下的農(nóng)場主大多年齡較大，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的時間較長，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、社會網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建、人力資本積累等方面已相對較為成熟，從而在生產(chǎn)經(jīng)營中占據(jù)優(yōu)勢地位。

第二，從畝均純收入均值來看，按照從事規(guī)模經(jīng)營年限的組別順序，家庭農(nóng)場畝均純收入分別為590.59元、588.96元、754.06元和711.64元?？梢钥闯?，農(nóng)場主從事規(guī)模經(jīng)營年限范圍在(0，2]和(2，4]的農(nóng)場組別在畝均純收入方面僅表現(xiàn)出細(xì)微差異，畝均純收入差值僅為1.63元。因此，基本可以認(rèn)為農(nóng)場畝均純收入隨農(nóng)場主規(guī)模經(jīng)營年限增加呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(5)在對糧食類農(nóng)場2年面板數(shù)據(jù)的分析中，按照四分法原則對規(guī)模經(jīng)營年限進(jìn)行分組，規(guī)模經(jīng)營年限小于等于2年、小于等于4年、小于等于7年的農(nóng)場占比分別為18.09%、50.31%和77.80%。。

此外，通過比較發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)場經(jīng)營特征與畝均純收入也存在一定的關(guān)系(表4)(6)農(nóng)場畝均農(nóng)資投入、農(nóng)場雇工支出、土地經(jīng)營面積、農(nóng)機(jī)具總值均按照四分法原則進(jìn)行分組，土地平均租金和農(nóng)場土地塊數(shù)均按照二分法原則進(jìn)行分組，此處不再對各分界點數(shù)值進(jìn)行描述。。如糧食類示范農(nóng)場畝均純收入均值略低于非示范農(nóng)場，畝均純收入分別為668.85元和648.23元。畝均農(nóng)資投入方面，農(nóng)場畝均農(nóng)資投入小于250元對應(yīng)的畝均純收入最低，為630.59元；而農(nóng)場畝均農(nóng)資投入大于等于650元對應(yīng)的畝均純收入最高，為729.30元(7)農(nóng)場畝均農(nóng)資投入包括直接投入和間接投入兩個部分，其中直接投入包括種子、化肥、農(nóng)藥等直接生產(chǎn)資料投入，間接投入為農(nóng)機(jī)作業(yè)成本。。農(nóng)場雇工支出方面，農(nóng)場雇工支出小于2萬元對應(yīng)的畝均純收入最高，達(dá)到730.46元；而當(dāng)雇工支出大于等于9萬元時，農(nóng)場畝均純收入最低，為582.01元。土地經(jīng)營規(guī)模方面，家庭農(nóng)場土地經(jīng)營面積與畝均純收入呈負(fù)向關(guān)系，土地經(jīng)營規(guī)模越大，農(nóng)場畝均純收入越低。這說明，土地經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大降低了家庭農(nóng)場畝均純收入水平。租金方面，租金小于500元/年的農(nóng)場畝均純收入均值為642.81元，而租金大于等于500元/年的農(nóng)場畝均純收入均值為676.04元。農(nóng)場土地塊數(shù)方面，土地塊數(shù)越多，畝均純收入越低，這與土地細(xì)碎化經(jīng)營制約農(nóng)場效益增值的觀點相一致。土地整理方面，就畝均純收入均值來看，對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理的農(nóng)場畝均純收入低于未對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理的農(nóng)場。由于描述性統(tǒng)計并未考慮到個體和時間效應(yīng)，這并不能說明土地整理制約了畝均純收入的增長，本文將在下文計量分析中對此進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。另外，從家庭農(nóng)場擁有的農(nóng)機(jī)具總值來看，農(nóng)機(jī)具總值越高，其畝均純收入水平越低。

表4 家庭農(nóng)場經(jīng)營特征與畝均純收入的關(guān)系

四、計量分析

(一)模型設(shè)定

為進(jìn)一步分析是否加入合作社對糧食類家庭農(nóng)場收入的影響，建立如下模型：

(1)

控制變量由家庭農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營特征變量(農(nóng)場生產(chǎn)投入變量和經(jīng)營特征變量)和農(nóng)場主特征變量兩部分組成。農(nóng)場生產(chǎn)投入變量(畝均農(nóng)資投入、雇工支出、農(nóng)機(jī)具總值、土地流轉(zhuǎn)平均租金、土地經(jīng)營面積)用來考察農(nóng)場農(nóng)資投入、勞動力雇傭成本、農(nóng)機(jī)設(shè)備總值、土地租金成本以及土地經(jīng)營規(guī)模大小對農(nóng)場收入的影響。在控制了農(nóng)場生產(chǎn)投入變量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對家庭農(nóng)場經(jīng)營特征變量(土地塊數(shù)、是否對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理、畝均化肥施用量是否比周邊農(nóng)戶少、畝均農(nóng)藥施用量是否比周邊農(nóng)戶少、是否示范類農(nóng)場)進(jìn)行控制。如考慮到同等土地經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)場可能在地塊數(shù)量方面存在差異以及是否對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理對農(nóng)場收入的影響，本文進(jìn)而對農(nóng)場土地塊數(shù)、是否對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理變量進(jìn)行控制。此外，畝均化肥或農(nóng)藥施用量是否比周邊農(nóng)戶少這兩個控制變量用于考察農(nóng)場化肥、農(nóng)藥減量施用對農(nóng)場收入的影響，是否示范類農(nóng)場變量則用來檢驗示范類農(nóng)場是否具有更高的收入水平。農(nóng)場主特征變量(農(nóng)場主性別、農(nóng)場主年齡、農(nóng)場主年齡平方項、農(nóng)場主教育程度、農(nóng)場主從事規(guī)模經(jīng)營年限)用來考察農(nóng)場主個人特征對家庭農(nóng)場收入的影響，其中農(nóng)場主年齡平方項變量用來檢驗?zāi)挲g對家庭農(nóng)場收入的邊際影響作用(9)農(nóng)場主年齡平方項變量在下文回歸結(jié)果中呈現(xiàn)，在表5變量描述性統(tǒng)計結(jié)果中未體現(xiàn)。。

(二)估計方法

為盡可能解決模型中可能存在的遺漏變量問題，本文使用面板雙向固定效應(yīng)模型對(1)式進(jìn)行估計。第一，從理論上講，面板雙向固定效應(yīng)模型能夠解決不隨時間變化但隨個體而異的和不隨個體變化但隨時間變化的遺漏變量問題。一方面，通過使用面板雙向固定效應(yīng)模型有效解決了家庭農(nóng)場所在地地形地貌、農(nóng)場主戶籍歸屬、農(nóng)場主從業(yè)經(jīng)歷、農(nóng)場主個人能力以及農(nóng)場主性格等遺漏變量問題。另一方面，在使用面板雙向固定效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，對農(nóng)場主個人特征變量、農(nóng)場經(jīng)營特征變量進(jìn)行控制。同時，考慮到家庭農(nóng)場所在地區(qū)以及省份差異可能對收入產(chǎn)生一定的影響，本文在所有回歸方程中對地區(qū)、省份等一系列虛擬變量進(jìn)行進(jìn)一步控制。此外，不同作物種類(小麥、玉米或水稻)的家庭農(nóng)場在收入方面可能具有差異性，本文在表6模型(4)和表7模型(1)—模型(3)中通過控制作物類別虛擬變量以解決農(nóng)場收入可能因經(jīng)營作物不同而發(fā)生變化的問題?？紤]到家庭農(nóng)場是否選擇加入合作社會受到農(nóng)場所在縣有無合作社以及合作社數(shù)量的影響，進(jìn)而會對農(nóng)場收入產(chǎn)生影響，本文將“各縣家庭農(nóng)場加入合作社的占比”作為各縣合作社數(shù)量的代理變量，并對此進(jìn)行控制，從而進(jìn)一步確保估計結(jié)果的一致性。第二，本文在對混合回歸、隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的方法選擇上進(jìn)行了統(tǒng)計檢驗。其中，LM檢驗在1%水平上拒絕了“不存在個體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，同時Hausman檢驗在1%水平上拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型，故本文選擇采用固定效應(yīng)模型對(1)式進(jìn)行估計。第三，在樣本回歸分析中，本文首先分作物種類對小麥、玉米和水稻家庭農(nóng)場是否加入合作社對畝均純收入的影響進(jìn)行分析，以考察是否加入合作社對不同作物類別的農(nóng)場收入影響是否具有一致性；然后對糧食類農(nóng)場(小麥、玉米和水稻的混合樣本農(nóng)場)是否加入合作社對畝均純收入的影響進(jìn)行估計；最后對糧食類農(nóng)場是否加入合作社對勞均純收入、純收入和總收入的影響作進(jìn)一步分析。

(三)內(nèi)生性討論

本文可能存在的內(nèi)生性問題主要體現(xiàn)在兩個方面：一是遺漏變量。“能力”強(qiáng)的農(nóng)場主不但會加入合作社甚至?xí)I(lǐng)辦合作社，由此而導(dǎo)致樣本存在“自選擇”問題。本質(zhì)上，這種“自選擇”問題主要源于遺漏變量[25]，特別是遺漏家庭農(nóng)場主的“能力”變量。為此，本文將農(nóng)場主教育程度、從事規(guī)模經(jīng)營年限等變量作為“能力”變量的代理變量并加以控制。同時，本文使用2014和2015年兩期面板數(shù)據(jù)并采用了面板雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸估計，控制了那些不隨時間變化但會影響被解釋變量和關(guān)鍵解釋變量的因素，比如“能力”，特別是那些影響農(nóng)場主加入合作社且也影響其畝均純收入的因素。因此，本文存在遺漏變量的可能性較低。二是反向因果關(guān)系。家庭農(nóng)場加入合作社可能會提高農(nóng)場畝均純收入，但家庭農(nóng)場畝均純收入的高低并不會對農(nóng)場是否加入合作社產(chǎn)生必然聯(lián)系。這是因為，家庭農(nóng)場是否加入合作社與當(dāng)?shù)赜袩o合作社、合作社數(shù)量的多少以及合作社與家庭農(nóng)場之間距離的遠(yuǎn)近有著必然聯(lián)系。因此，這就會導(dǎo)致家庭農(nóng)場可能受限于當(dāng)?shù)貨]有合作社或者合作社位置較為偏遠(yuǎn)而不能選擇加入合作社，這一行為與家庭農(nóng)場畝均純收入的高低無關(guān)。所以，反向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題在本文計量分析中可以基本忽略。此外，本文還進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗以克服可能存在的內(nèi)生性問題，比如分樣本回歸和替換被解釋變量(勞均純收入、純收入和總收入)。結(jié)果顯示，表6和表7中的各回歸結(jié)果均保持一致。綜上，本文較好地解決了模型中可能存在的內(nèi)生性問題。

(四)估計結(jié)果

表6中，模型(1)—模型(3)分別是玉米、小麥和水稻類農(nóng)場加入合作社對畝均純收入影響的OLS固定效應(yīng)模型估計結(jié)果；模型(4)為糧食類農(nóng)場加入合作社對畝均純收入影響的OLS固定效應(yīng)模型估計結(jié)果。表7中，模型(1)—模型(3)分別為糧食類農(nóng)場加入合作社對勞均純收入、純收入和總收入影響的OLS固定效應(yīng)模型估計結(jié)果。總的來看，表6和表7中各列F值均較大，模型估計效果良好，具體估計結(jié)果解釋如下：

1.玉米類家庭農(nóng)場加入合作社對其畝均純收入具有顯著的正向影響作用

如表6模型(1)所示，是否加入合作社變量的估計系數(shù)為正，且在1%水平上顯著；該變量估計系數(shù)為0.0225，即在控制其他變量不變的前提下，加入合作社的玉米類家庭農(nóng)場畝均純收入較未加入合作社的玉米類家庭農(nóng)場高出225元。這一畝均純收入增值相當(dāng)于2014年和2015年玉米類家庭農(nóng)場畝均純收入均值的1/3(10)具體值為37.24%，2014—2015年521家玉米類農(nóng)場畝均純收入均值為604.14元。。

除核心解釋變量外，其他解釋變量對糧食類農(nóng)場畝均純收入也產(chǎn)生了一定影響。由表6模型(1)可以看出，農(nóng)場主年齡變量的估計系數(shù)為正且在5%水平上顯著，而農(nóng)場主年齡平方項變量的估計系數(shù)為負(fù)且在5%水平上顯著，這與表6模型(4)的估計結(jié)果一致。這表明農(nóng)場主年齡越大，該農(nóng)場畝均純收入水平越高，但隨著農(nóng)場主年齡的增長，其對農(nóng)場畝均純收入的邊際影響先上升后下降。這意味著農(nóng)場主年齡對農(nóng)場畝均純收入的影響呈現(xiàn)“倒U型”。此外，畝均農(nóng)資投入對畝均純收入具有正向影響且在5%水平上顯著，這進(jìn)一步證明了農(nóng)資投入與農(nóng)場產(chǎn)出的正向關(guān)系。同時發(fā)現(xiàn)，是否示范類農(nóng)場和是否對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理兩個變量分別在1%和5%水平上顯著，且對畝均純收入均具有正向影響。這意味著玉米類示范農(nóng)場較非示范農(nóng)場在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方面畝均純收入水平更高，對轉(zhuǎn)入地進(jìn)行整理也能夠提高玉米類農(nóng)場畝均純收入水平。

2.小麥、水稻類家庭農(nóng)場加入合作社對其畝均純收入具有顯著的正向影響作用

由表6的模型(2)和模型(3)可以看出，是否加入合作社變量的估計系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著，該變量估計系數(shù)分別為0.0236和0.0132。這表示，在控制其他變量不變的前提下，小麥和水稻類家庭農(nóng)場加入合作社分別能夠提高該農(nóng)場畝均純收入236元和132元。通過比較可以看出，加入合作社對小麥和玉米類農(nóng)場畝均純收入的影響效果基本一致，而水稻類農(nóng)場加入合作社帶來的畝均純收入增值相對較小。

從其他解釋變量來看，土地流轉(zhuǎn)平均租金、土地經(jīng)營面積(對數(shù))和土地塊數(shù)對畝均純收入也產(chǎn)生了一定影響。由表6模型(2)和模型(3)可以看出，土地流轉(zhuǎn)平均租金(對數(shù))分別在10%和5%水平上對小麥和水稻農(nóng)場畝均純收入產(chǎn)生了負(fù)向影響作用。土地經(jīng)營面積方面，表6的模型(2)和(3)中該變量估計系數(shù)均為負(fù)，但只有模型(3)在10%的水平上顯著。通過對比表6各模型后，仍然可以認(rèn)為，土地規(guī)模的增大降低了糧食類農(nóng)場尤其是水稻類農(nóng)場的畝均純收入水平。這一判斷與家庭農(nóng)場適度規(guī)模經(jīng)營的理念相一致[26]。土地塊數(shù)方面，表6模型(2)中該變量在1%水平上對小麥類農(nóng)場畝均純收入產(chǎn)生了負(fù)向影響，這可能是因為農(nóng)場土地塊數(shù)越多，其土地細(xì)碎化程度越高，使得農(nóng)場呈現(xiàn)土地碎片化經(jīng)營，從而制約了農(nóng)場收入增加。

3.即使考慮到作物類別差異，用玉米、小麥和水稻混合的樣本農(nóng)場數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在控制作物類別后，加入合作社對農(nóng)場畝均純收入也具有顯著的正向影響作用

由表6模型(4)可以看出，是否加入合作社變量的估計系數(shù)為正且在1%水平上顯著。這意味著，在其他變量保持不變的前提下，加入合作社能夠提高糧食類農(nóng)場畝均純收入178元。此外，在作物類別虛擬變量中，以小麥為基準(zhǔn)，玉米和水稻虛擬變量的系數(shù)均不顯著。這進(jìn)一步表明，至少對于糧食類家庭農(nóng)場來說，加入合作社對家庭農(nóng)場畝均純收入的影響并不會因種植作物種類不同而發(fā)生顯著變化。

4.若不考慮其他類別收入影響因素的異質(zhì)性，加入合作社對糧食類農(nóng)場其他類別收入仍具有顯著的正向影響作用

由表7模型(1)—模型(3)可以看出，是否加入合作社變量的估計系數(shù)均為正且在1%水平上顯著。這說明，即使考慮到勞均純收入、純收入和總收入影響因素的差異性，加入合作社對其仍具有正向促進(jìn)作用。此外，農(nóng)機(jī)具總值和土地經(jīng)營面積(對數(shù))兩個變量的系數(shù)在其他收入類別估計結(jié)果中均表現(xiàn)為顯著的正向性。一般來講，農(nóng)機(jī)具總值在一定程度上衡量了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，而農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高是建立在規(guī)模經(jīng)營的基礎(chǔ)上。因此，農(nóng)機(jī)具總值越高的家庭農(nóng)場其土地經(jīng)營規(guī)?？赡茉酱?。這意味著，土地經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大和農(nóng)機(jī)具總值增加能夠明顯提高勞均純收入、純收入和總收入，為家庭農(nóng)場帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但這并不能提高畝均效益。

表7 家庭農(nóng)場加入合作社對其他類型收入影響的估計結(jié)果 N=1288

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用2014—2015年644家糧食類家庭農(nóng)場面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，主要結(jié)論如下：第一，無論是小麥類農(nóng)場、玉米類農(nóng)場還是水稻類農(nóng)場，加入合作社均能夠有效提高家庭農(nóng)場畝均純收入水平；第二，農(nóng)場主年齡與畝均純收入呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，隨著農(nóng)場主年齡增長，其對農(nóng)場畝均純收入的邊際影響作用先上升后下降；第三，土地經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大能夠帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但抑制了家庭農(nóng)場畝均純收入的提高，家庭農(nóng)場適度規(guī)模經(jīng)營才是更適宜、更合意的生產(chǎn)經(jīng)營方式；第四，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度提高能夠顯著增加農(nóng)場勞均純收入、純收入和總收入，但對于提高農(nóng)場畝均純收入并無明顯作用；第五，土地細(xì)碎化經(jīng)營制約了家庭農(nóng)場各類收入的增加，對流轉(zhuǎn)土地進(jìn)行整理則有助于提高農(nóng)場各類收入水平。

綜合以上研究結(jié)論，提出以下政策建議：第一，鼓勵并支持家庭農(nóng)場加入或領(lǐng)辦合作社以及組建具有合作經(jīng)濟(jì)功能的家庭農(nóng)場聯(lián)盟和協(xié)會。充分發(fā)揮合作社互助經(jīng)濟(jì)組織平臺作用，促進(jìn)家庭農(nóng)場與合作社形成優(yōu)勢互補、產(chǎn)業(yè)融合、利益共享的互助合作體系，為家庭農(nóng)場在農(nóng)資購買、技術(shù)指導(dǎo)、農(nóng)機(jī)服務(wù)和產(chǎn)品銷售等方面提供幫助，從而增強(qiáng)家庭農(nóng)場市場競爭能力、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益。此外，支持各地組建家庭農(nóng)場聯(lián)盟和協(xié)會，通過家庭農(nóng)場聯(lián)盟或協(xié)會來降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料購買成本，提高農(nóng)產(chǎn)品市場價格談判能力，穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場銷售關(guān)系，增強(qiáng)家庭農(nóng)場健康發(fā)展的可持續(xù)性和穩(wěn)定性。第二，全面推廣家庭農(nóng)場主培訓(xùn)制度，尤其是加強(qiáng)青壯年農(nóng)場主及新建家庭農(nóng)場主的培訓(xùn)工作，不斷提升家庭農(nóng)場專業(yè)化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；图s化生產(chǎn)水平。各地對家庭農(nóng)場主的培訓(xùn)工作應(yīng)體現(xiàn)針對性和具體性，需按照家庭農(nóng)場類型以及種養(yǎng)品種開展特定的指導(dǎo)培訓(xùn)，全面提高農(nóng)場主綜合素質(zhì)能力。第三，堅持家庭農(nóng)場適度規(guī)模經(jīng)營的發(fā)展理念。家庭農(nóng)場經(jīng)營發(fā)展要適應(yīng)自身生產(chǎn)力，規(guī)避經(jīng)營規(guī)模過大或過小引致的農(nóng)場收益降低的經(jīng)營風(fēng)險。在充分考慮家庭經(jīng)營特征的前提下，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)因地制宜，合理確定家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模并予以積極引導(dǎo)，提高農(nóng)場主適度規(guī)模經(jīng)營的科學(xué)發(fā)展意識。第四，優(yōu)化完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)平臺建設(shè)，保障土地流轉(zhuǎn)有序高效進(jìn)行。當(dāng)?shù)卣畱?yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)地市場交易平臺建設(shè)，對農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易信息予以及時公布，增強(qiáng)流轉(zhuǎn)雙方信息獲取的可得性、便利性和及時性。同時，依托農(nóng)村土地合作社等平臺優(yōu)勢，鼓勵和支持土地流轉(zhuǎn)重點向家庭農(nóng)場傾斜，為家庭農(nóng)場開展土地流轉(zhuǎn)提供有效幫扶，解決好農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的土地細(xì)碎化等突出問題，引導(dǎo)家庭農(nóng)場土地集中連片與適度規(guī)模經(jīng)營。第五，推動當(dāng)?shù)卣_展土地宜機(jī)化整治，鼓勵具備條件的家庭農(nóng)場自行開展土地整理工作，為農(nóng)場機(jī)械化生產(chǎn)經(jīng)營提供保障。通過土地平整、陡坡緩坡化等綜合改造改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營條件，為中大型農(nóng)機(jī)具作業(yè)提供便利，提高農(nóng)地綜合利用率和土地產(chǎn)出率，進(jìn)而提高家庭農(nóng)場經(jīng)營效益。