——以肉雞養(yǎng)殖戶為例

摘要：文章運用2016年江蘇省11個縣（市、區(qū)）的規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的實地調(diào)查數(shù)據(jù)，基于普通最小二乘回歸和Heckman選擇模型，從整體上測度了契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響；并引入分位數(shù)回歸模型，深入分析契約農(nóng)業(yè)對不同收入層次農(nóng)戶的收入效應。研究結(jié)果顯示，契約農(nóng)業(yè)在整體上能夠提高農(nóng)戶的人均養(yǎng)殖凈收入，但對不同收入層次農(nóng)戶的影響存在較大差異性，即契約農(nóng)業(yè)僅對低收入層次農(nóng)戶的收入產(chǎn)生顯著的提升作用，而對其他收入層次農(nóng)戶的增收作用并不顯著；此外，區(qū)域分樣本研究結(jié)果表明，契約農(nóng)業(yè)對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的增收效應更為明顯。因此，加大對中低收入層次農(nóng)戶以及欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的政策支持力度，積極推進契約農(nóng)業(yè)組織模式創(chuàng)新，并鼓勵部分高收入層次農(nóng)戶自主經(jīng)營，是有效推進我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)戶增收的關(guān)鍵所在。

關(guān)鍵詞：契約農(nóng)業(yè)；農(nóng)戶收入；分位數(shù)回歸；Heckman選擇模型

一、引言和文獻綜述

契約農(nóng)業(yè)（contract farming），又稱“訂單農(nóng)業(yè)”“合同農(nóng)業(yè)”，被視為農(nóng)業(yè)領(lǐng)域縱向協(xié)作模式的主要形式，在促進小農(nóng)戶與大市場的銜接、降低農(nóng)戶市場風險、增加農(nóng)戶收入、保障農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全等方面發(fā)揮著積極作用。近年來，隨著中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程的推進和對食品安全問題的關(guān)注，以“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”為代表的契約農(nóng)業(yè)模式在中國得到了快速發(fā)展。然而，學者們對中國契約農(nóng)業(yè)的現(xiàn)實考察發(fā)現(xiàn)，在契約實踐過程中不斷涌現(xiàn)出農(nóng)戶增收乏力、契約違約率居高不下等一系列困擾中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的突出問題。這凸顯了當前“龍頭企業(yè)＋農(nóng)戶”契約模式的推廣對正處于深度轉(zhuǎn)型期的中國而言，更具復雜性和艱巨性，并再次引發(fā)人們的思考：中國農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的收入效應到底如何，契約農(nóng)業(yè)能否有效實現(xiàn)農(nóng)戶增收的目標？這是中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策需回答的現(xiàn)實問題。

20世紀70年代以來，契約農(nóng)業(yè)對發(fā)展中國家農(nóng)戶的影響就成為學界的一個熱點研究問題，并引起了廣泛的爭議及理論探討。契約農(nóng)業(yè)的支持者認為，參與契約農(nóng)業(yè)能夠降低農(nóng)戶的市場風險和交易成本，使小農(nóng)戶獲得生產(chǎn)資料、資金、市場信息和生產(chǎn)技術(shù)等支持，起到促進農(nóng)戶增收、減少絕對貧困的作用。例如，Tripathi等、Miyata等學者的研究指出，發(fā)展中國家農(nóng)戶與大公司簽約后可以采用先進的設(shè)備和技術(shù)進行生產(chǎn)，獲得規(guī)模經(jīng)濟，并得到更高的報酬，提高其福利水平；Brithal等對印度奶農(nóng)的研究發(fā)現(xiàn)，契約農(nóng)業(yè)大幅降低農(nóng)戶的市場銷售成本及生產(chǎn)成本，顯著提高了農(nóng)戶的凈利潤；Simmons等研究印度尼西亞的家禽養(yǎng)殖戶和水稻種植戶，結(jié)果顯示參與契約農(nóng)業(yè)能夠顯著提升農(nóng)戶的資本回報率；Mishra等對尼泊爾高產(chǎn)品種水稻種植戶的研究發(fā)現(xiàn)，契約農(nóng)業(yè)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭的收入、利潤和產(chǎn)量，且小規(guī)模農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)能夠獲得更高的收益；張昆等發(fā)現(xiàn)，龍頭企業(yè)和農(nóng)戶之間建立緊密的契約關(guān)系不僅能夠直接提高農(nóng)戶的收入水平，而且還能通過向農(nóng)戶提供優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素、先進生產(chǎn)技術(shù)、信貸支持等服務(wù)，間接提高農(nóng)戶的收入。

與上述觀點相反，一些學者因擔心契約農(nóng)業(yè)對小規(guī)模農(nóng)戶具有“擠出”效應，使農(nóng)戶缺失自主權(quán)和商業(yè)決策權(quán)，容易被龍頭企業(yè)利用等，而對契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶增收效應持否定的態(tài)度。比如，Singh、Maertens等學者指出，小農(nóng)戶獲得契約的機會較少，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)傾向于與較大規(guī)模的農(nóng)戶簽訂契約，這將導致農(nóng)村貧富差距擴大；Cahyadi和Waibel研究了印度尼西亞小規(guī)模棕櫚油種植戶及其陷入貧困的風險，發(fā)現(xiàn)盡管契約農(nóng)業(yè)能夠降低油棕價格沖擊的負面影響，但參與契約的農(nóng)戶仍易陷入貧困；Mwambi等對肯尼亞坎德拉地區(qū)的鱷梨種植戶的案例研究表明，農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)并不能有效提高其家庭收入、農(nóng)業(yè)收入以及鱷梨種植收入；Runsten和Key發(fā)現(xiàn)，契約農(nóng)業(yè)會增加發(fā)展中國家非參與者的不穩(wěn)定，破壞傳統(tǒng)農(nóng)戶家庭文化的強大關(guān)系，過度依賴經(jīng)濟作物，可能更容易導致食物短缺，并被大企業(yè)利用；周立群和曹利群調(diào)查分析中國山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化后指出，中國存在契約雙方市場能力不對等、契約農(nóng)戶增收乏力等問題；徐健和王旭輝分析了中國北方五省不同契約農(nóng)業(yè)組織模式對農(nóng)戶收入的影響，結(jié)果顯示不同模式對農(nóng)戶增收效果存在差異，進一步佐證了周立群和曹利群的觀點。由此可見，契約農(nóng)業(yè)一方面為農(nóng)戶提供更好的生產(chǎn)條件和市場機會，從而促進了農(nóng)戶收入的提高，另一方面，農(nóng)戶的契約農(nóng)業(yè)收入效應也可能會因為小農(nóng)戶在市場中的弱勢地位而被削弱。因而，契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響到底如何，學界并未達成共識，仍需進一步研究。

事實上，現(xiàn)有文獻對契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應的分歧，亦反映了契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響具有復雜性。通過對文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，以往對于農(nóng)戶收入效應的研究普遍采用最小二乘估計（OLS），即僅分析條件均值下的農(nóng)戶收入效應，忽略了收入分布頂端和尾部的收入情況。而農(nóng)戶收入水平的差異反映了其資源稟賦的異質(zhì)性，如果充分考慮農(nóng)戶的收入差別，那么同樣的契約農(nóng)業(yè)組織模式對不同收入水平農(nóng)戶的績效可能會具有不同的效果，這可能亦是導致契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶影響的研究結(jié)論具有差異性的原因。但就已有的文獻來看，當前針對契約農(nóng)業(yè)收入效應的研究仍局限在總體效應方面，尚缺乏對不同收入層次農(nóng)戶的收入影響的系統(tǒng)分析及實證檢驗；且在研究方法上，大多忽略了由于未觀測到的農(nóng)戶特征（如經(jīng)營能力、勤奮、創(chuàng)新精神等）和契約參與變量可能存在內(nèi)生性所導致的測量偏差問題。因此，采用單一的OLS進行估計可能導致結(jié)果有偏，而引入能夠測度收入分布上差異效應的分位數(shù)回歸模型，以及充分考慮內(nèi)生性偏誤的Heckman選擇模型進行契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應研究，則更為科學、有效。

基于此，本文以中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平發(fā)展較快的肉雞養(yǎng)殖業(yè)為案例，對契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應展開了實證分析，數(shù)據(jù)來源于2016年對江蘇省11個縣（市、區(qū)）的359戶規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的實地調(diào)查。與以往研究不同的是，本文引入了Heckman選擇模型和分位數(shù)回歸方法，在解決未觀測到的農(nóng)戶特征與契約參與變量可能存在的內(nèi)生性偏誤問題的同時，進一步基于農(nóng)戶收入的條件分布，深入分析契約農(nóng)業(yè)對不同收入層次農(nóng)戶的影響差異，以期制定更具針對性的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策，實現(xiàn)農(nóng)戶增收的目的。

本文余下的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論機制與模型設(shè)定；第三部分為數(shù)據(jù)和變量描述；第四部分是實證分析及結(jié)果；最后為結(jié)論與政策啟示。

二、理論機制與模型設(shè)定

本文的研究目的是檢驗農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的收入效應，主要通過肉雞養(yǎng)殖戶是否參與契約農(nóng)業(yè)對其家庭人均養(yǎng)殖凈收入的影響效果進行檢驗。基于中國禽業(yè)產(chǎn)業(yè)化的特點，本文所指的契約農(nóng)業(yè)特指“龍頭企業(yè)＋農(nóng)戶”的生產(chǎn)合同。在生產(chǎn)合同模式下，雞苗、飼料、藥品等生產(chǎn)資料的采購和最終產(chǎn)品銷售均由龍頭企業(yè)負責，而農(nóng)戶則需要按龍頭企業(yè)的統(tǒng)一要求進行防疫及飼養(yǎng)管理，并預付保證金。契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響機制主要在于：在生產(chǎn)合同模式下，龍頭企業(yè)為農(nóng)戶提供生產(chǎn)要素、資金、技術(shù)推廣和指導等方面的服務(wù)，能有效解決農(nóng)戶生產(chǎn)在資金、技術(shù)、信息等方面的瓶頸約束，提高農(nóng)戶的生產(chǎn)效率，降低農(nóng)戶的交易成本和市場風險，從而增進農(nóng)戶的收入水平。具體來說：（1）龍頭企業(yè)為簽約農(nóng)戶提供生產(chǎn)資料乃至信貸，這大大降低了農(nóng)戶的生產(chǎn)約束，有利于提升農(nóng)戶的生產(chǎn)效率進而促進農(nóng)戶增收；（2）農(nóng)戶參與契約本身可能就是為了獲取更先進的生產(chǎn)技術(shù)，龍頭企業(yè)往往具備技術(shù)創(chuàng)新能力，向農(nóng)戶推廣自己的新技術(shù)有利于農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)水平的提高，從而促進農(nóng)戶的收入增長；（3）從新品種采納角度看，生產(chǎn)合同這一緊密的縱向協(xié)作關(guān)系有利于促進農(nóng)戶的創(chuàng)新能力及先發(fā)優(yōu)勢價值，這提升了農(nóng)戶采納良種后的利潤率；同時，緊密的縱向協(xié)作關(guān)系能夠削弱供應鏈上下游的抗衡力量，增強自身的市場力量，這將有利于提升農(nóng)戶的盈利水平，提升農(nóng)戶品種改良行為的利益激勵，從而實現(xiàn)農(nóng)戶增收。

鑒于采用收入這一數(shù)值型因變量，本研究首先構(gòu)建了OLS回歸模型，其模型形式如下：

其中，Y為被解釋變量，表示農(nóng)戶家庭的人均養(yǎng)殖凈收入（在進行模型回歸時，為減小異方差影響，取自然對數(shù)形式），即養(yǎng)殖戶全年肉雞總產(chǎn)出的增加值；自變量中，X表示農(nóng)戶是否參與契約農(nóng)業(yè)，Z表示農(nóng)戶個體和家庭特征、養(yǎng)殖特征等一組控制變量向量；ε為隨機擾動項。

為了更好地考察契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響，在方程（1）的估計過程中，需要注意兩個關(guān)鍵性問題：

第一，內(nèi)生性問題。一方面，由于未觀測到的農(nóng)戶特征因素（例如個人能力、勤奮程度、創(chuàng)新精神等）可能會與農(nóng)戶的契約參與行為具有相關(guān)性，遺漏變量和測量誤差會導致模型的內(nèi)生性；另一方面，養(yǎng)殖大戶有可能存在“自選擇”行為，即“大戶選擇企業(yè)、企業(yè)選擇大戶”的馬太效應循環(huán)。因此，若采用單一的OLS回歸模型，估計結(jié)果可能會存在內(nèi)生性偏誤。為解決這一問題，本文擬同時采用Heckman選擇模型對樣本選擇或自選擇偏誤加以矯正。借鑒周力等學者的研究，選取農(nóng)戶養(yǎng)殖場是否位于簽約公司的覆蓋區(qū)域（距離公司30公里之內(nèi)）、農(nóng)戶從事肉雞養(yǎng)殖的機會成本（包括種植業(yè)收入和非農(nóng)收入）、農(nóng)戶從事肉雞養(yǎng)殖的預算約束（養(yǎng)雞借款）為工具變量。上述幾類變量會顯著影響農(nóng)戶的契約參與決策，但對農(nóng)戶肉雞養(yǎng)殖收益的影響是不確定且間接的。

第二，農(nóng)戶收入的實際情形難以滿足模型（1）對隨機誤差項作出同方差與服從正態(tài)分布的假定，進而會導致模型估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。Koenke和Basset于1978年提出的分位數(shù)回歸模型，能夠放寬樣本均值回歸對隨機誤差項獨立同分布的假設(shè)，故本文擬進一步運用分位數(shù)回歸模型研究契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應。相比較于樣本均值回歸，該模型具備以下優(yōu)勢：一是克服隨機擾動項強假定的偏離所導致的估計偏誤；二是估計結(jié)果不易受收入離群值的影響，穩(wěn)健性較好；三是分位數(shù)回歸對于條件分布的刻畫更為細致，便于探討契約農(nóng)業(yè)對不同收入層次農(nóng)戶效用影響的差異性。本文定義Qq［Ln(Y)］代表q分位上的農(nóng)戶收入水平，對于任意的0

綜上所述，本文的計量分析主要包括三部分：一是通過OLS多元回歸模型檢驗農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)是否顯著提升了他們的人均養(yǎng)殖凈收入；二是運用Heckman選擇模型，選擇工具變量以檢驗OLS模型是否存在內(nèi)生性問題；鑒于前述回歸模型的結(jié)果只能描述平均水平，本文計量的第三部分是采用分位數(shù)回歸方法，深入剖析契約農(nóng)業(yè)對不同收入層次農(nóng)戶的人均養(yǎng)殖凈收入的影響差異。

三、數(shù)據(jù)和變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2016年春季對江蘇省11個縣(市、區(qū))的規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的問卷調(diào)查。江蘇省作為中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平最高的省份之一，同時又是中國禽肉生產(chǎn)大省，在禽業(yè)養(yǎng)殖的規(guī)模化水平、家禽出欄量、禽蛋產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)政策扶持力度等指標方面排名靠前?？梢姡越K省肉雞養(yǎng)殖戶為樣本具有一定的代表性。調(diào)查樣本分布于江蘇的南部、中部和北部，樣本地均有運行“龍頭企業(yè)＋農(nóng)戶”契約模式的肉雞龍頭企業(yè)。在每個采樣地點隨機選擇35個符合要求的農(nóng)戶進行一對一訪談，收集農(nóng)戶的個體和家庭基本信息，以及2015年的生產(chǎn)經(jīng)營及契約參與情況等信息。本次調(diào)查共收回有效問卷359份，其中，參與生產(chǎn)合同的契約農(nóng)戶有290戶。

（二）自變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計分析

本研究關(guān)心的核心解釋變量為契約參與變量，若農(nóng)戶和龍頭企業(yè)簽訂生產(chǎn)合同（稱為“契約農(nóng)戶”），該變量取值為1，否則取值為0。在生產(chǎn)合同模式下，雞苗、飼料、藥品等生產(chǎn)資料的采購和最終產(chǎn)品銷售均由龍頭企業(yè)負責，而農(nóng)戶則需要按龍頭企業(yè)的統(tǒng)一要求進行防疫及飼養(yǎng)管理，并預付保證金。需要說明的是，本文定義的“獨立養(yǎng)殖戶”是指未與龍頭企業(yè)簽訂生產(chǎn)合同的規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶，他們的生產(chǎn)資料的采購和最終商品銷售由其自主經(jīng)營且自負盈虧，價格隨行就市。

此外，文獻研究表明，農(nóng)戶的個體特征、生產(chǎn)特征、家庭資產(chǎn)等也是影響農(nóng)戶收入的因素。因此本文加入了一系列控制變量：戶主年齡、受教育程度、家庭人口、勞動力數(shù)量、養(yǎng)殖規(guī)模、養(yǎng)殖經(jīng)驗、養(yǎng)殖品種、專用性投資、家庭資產(chǎn)等。

變量定義及描述統(tǒng)計詳見表1。本次調(diào)查中，受訪農(nóng)戶的平均年齡接近49歲，平均受教育年限為7.5年。受訪農(nóng)戶家庭平均養(yǎng)雞勞動力人數(shù)為2人，平均肉雞年出欄量約為5萬只。受訪農(nóng)戶家庭的人均養(yǎng)殖凈收入為2.5萬元，專用性投資為23萬元。

表2呈現(xiàn)了獨立養(yǎng)殖戶與契約農(nóng)戶的特點以及各變量差異的t檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，契約農(nóng)戶與獨立養(yǎng)殖戶在養(yǎng)殖規(guī)模、專用性投資、人均養(yǎng)殖凈收入等方面均具有顯著的差別。然而，從表2看，獨立養(yǎng)殖戶的平均專用性資產(chǎn)均要明顯高于契約農(nóng)戶，這說明獨立養(yǎng)殖戶擁有更多的營運資本。

四、實證分析及結(jié)果

（一）OLS回歸模型和Heckman選擇模型

1. OLS回歸模型

OLS回歸模型的估計結(jié)果如表3（左欄）所示。在估計過程中，本文采用了White異方差來校正截面數(shù)據(jù)所帶來的異方差性。此外需要說明的是，考慮到凈收入數(shù)值存在負數(shù)的情況，取自然對數(shù)后該類樣本會因出現(xiàn)缺失值而被剔除，本文通過觀察樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計值，在不影響分析結(jié)論的情況下，將上述樣本取對數(shù)后的收入值用0值進行替代（下同），以規(guī)避大量樣本的缺損現(xiàn)象。

本文特別關(guān)注契約參與變量對農(nóng)戶收入的影響。表3中的OLS估計結(jié)果顯示，契約參與變量在1%的顯著性水平下通過檢驗（估計參數(shù)為1.886），表明與市場交易模式相比，契約農(nóng)業(yè)在整體上能夠顯著提升農(nóng)戶的人均養(yǎng)殖凈收入。這與既有文獻的研究結(jié)論相一致，說明農(nóng)戶通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營能夠降低市場交易成本、獲取信貸支持和技術(shù)指導，進而提高農(nóng)戶的生產(chǎn)效益。

控制變量的估計結(jié)果顯示，家庭人口規(guī)模變量對農(nóng)戶的收入具有顯著負向影響（估計參數(shù)為-0.311），而養(yǎng)殖規(guī)模變量和養(yǎng)殖年限變量對農(nóng)戶的收入具有顯著正向影響（估計參數(shù)分別為0.034和0.058）。這表明，農(nóng)戶的家庭人口數(shù)越少、養(yǎng)殖規(guī)模越大、養(yǎng)殖年限越長，農(nóng)戶家庭的人均養(yǎng)殖凈收入就越高。不難理解，較多的家庭人口數(shù)量會降低人均產(chǎn)出，而農(nóng)戶的養(yǎng)殖規(guī)模越大，其肉雞養(yǎng)殖的商品化程度和專業(yè)化程度可能會越高，規(guī)模效應所帶來的平均生產(chǎn)成本的下降能夠促進農(nóng)戶的增收。養(yǎng)殖年限反映了農(nóng)戶飼養(yǎng)經(jīng)驗的豐富程度，農(nóng)戶肉雞養(yǎng)殖年限越長，其飼養(yǎng)經(jīng)驗就越豐富，農(nóng)戶可能會更敢于創(chuàng)新并嘗試新技術(shù)、新產(chǎn)品，從而有利于收入的增長。此外，結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)、專用性投資等變量對農(nóng)戶收入的影響并不顯著，可能的原因是，目前我國的肉雞養(yǎng)殖業(yè)對技術(shù)、資本等要素的要求相對較低，即農(nóng)戶的進入壁壘并不高，因此農(nóng)戶的經(jīng)營效果與家庭資產(chǎn)關(guān)聯(lián)度較低。

2. Heckman選擇模型

Heckman選擇模型的估計結(jié)果如表3（右欄）所示。該模型包括兩個方程，“選擇方程”用于估計農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的概率，而“結(jié)果方程”是關(guān)于人均養(yǎng)殖凈收入的方程，與契約參與變量、控制變量以及逆米爾斯比率一起矯正自選擇問題。如表3所示，第一階段的工具變量的估計結(jié)果表明，農(nóng)戶處于公司覆蓋區(qū)域、農(nóng)戶養(yǎng)殖借款越少、農(nóng)戶非農(nóng)收入和種植業(yè)收入越低，則參加契約農(nóng)業(yè)的概率越高（估計參數(shù)分別為0.264、-2.08e-06、-0.054、-0.039）。此處本文進行了過度識別檢驗，結(jié)果顯示p值均大于0.1，因而可認為所有工具變量均為外生。然而，Hausman內(nèi)生性檢驗未在至少10%的水平上拒絕原假設(shè)（卡方統(tǒng)計量為2.708，p值為0.443），因此，本文認為契約參與變量不是內(nèi)生解釋變量。此外，模型估計結(jié)果中代表兩方程誤差項之間相關(guān)性的athrho值不具有統(tǒng)計學意義（p值為0.461），說明樣本不存在選擇偏差問題。

值得注意的是，契約參與這一核心解釋變量在5%的顯著性水平下通過檢驗，這一結(jié)果肯定了契約農(nóng)業(yè)在整體提升農(nóng)戶收入方面的關(guān)鍵作用。此外，在Heckman選擇模型的估計結(jié)果中，其他解釋變量估計系數(shù)的大小及作用方向與OLS估計結(jié)果基本一致，這意味著使用Heckman和OLS沒有系統(tǒng)性的差異，同時也更好地驗證了本研究估計結(jié)果的可靠性。

（二）分位數(shù)回歸模型

借鑒李長生和張文琪、溫濤等的研究，本文在分位數(shù)回歸中選取了0.1分位點、0.25分位點、0.5分位點、0.75分位點和0.9分位點，以區(qū)分極低收入組、低收入組、中等收入組、高收入組和極高收入組之間的收入差距。在模型回歸之前，本文用命令“test［q10=q25=q50=q75=q90］: contract”檢驗在各分位點回歸中，契約參與變量(contract)的系數(shù)是否相同，結(jié)果顯示p=0.067，表明在10%的顯著性水平上各個分位點的回歸系數(shù)不完全相同。分位數(shù)回歸模型的估計結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，在0.1和0.25分位點的回歸模型中，契約參與變量的回歸系數(shù)均為正值，且分別在1%和10%的顯著性水平下通過了檢驗（估計參數(shù)分別為8.898和1.239）。這表明契約農(nóng)業(yè)對低收入層次農(nóng)戶的人均養(yǎng)殖凈收入產(chǎn)生顯著的促進作用。由于低收入層次農(nóng)戶擁有的物質(zhì)資本較為匱乏，家庭資源稟賦通常處于劣勢，對其增加物質(zhì)資本等投入，會使得邊際產(chǎn)出效果更為明顯。具體來說，在生產(chǎn)合同模式下，龍頭企業(yè)會為農(nóng)戶提供生產(chǎn)要素、資金、信息、技術(shù)推廣和指導等服務(wù)，農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)后能夠立即彌補自身在資金、技術(shù)、信息等方面的缺乏，緩解農(nóng)戶生產(chǎn)的瓶頸約束，因此這類農(nóng)戶的養(yǎng)殖收入受到契約農(nóng)業(yè)的影響較為顯著。該結(jié)果亦說明了農(nóng)村地區(qū)的貧困群體能夠通過參與契約農(nóng)業(yè)而受益。

而在0.5和0.75分位點的回歸模型中，雖然契約參與變量的回歸系數(shù)為正數(shù)（估計參數(shù)分別為0.159和0.031），但未通過顯著性檢驗，這意味著當前的契約農(nóng)業(yè)模式在利益分配機制等方面尚存在不完善的地方，無法保護弱勢農(nóng)戶的切身利益。事實上，傳統(tǒng)的“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”的契約農(nóng)業(yè)組織模式易誘使農(nóng)戶投資于專用性資產(chǎn)、調(diào)整生產(chǎn)模式等，導致農(nóng)戶對龍頭企業(yè)產(chǎn)生嚴重依賴并喪失在談判中的議價能力，進而使得雙方市場權(quán)利不均衡，農(nóng)戶難以分享契約農(nóng)業(yè)的增值效益。正如劉鳳芹指出，若契約本身缺乏較好的風險分攤機制，且在契約設(shè)計時并未有效解決契約雙方市場權(quán)力不均衡的問題，則現(xiàn)有的契約模式就不能有效地促進農(nóng)戶增收。

需要注意的是，0.9分位點回歸模型的估計結(jié)果顯示，契約參與變量不顯著且為負（估計參數(shù)為-0.002），說明契約農(nóng)業(yè)未能促進極高收入層次農(nóng)戶的增收，相反還具有一定的負向影響作用?？赡艿慕忉屖?，“龍頭企業(yè)＋農(nóng)戶”契約模式下農(nóng)戶通常獲得的是固定收益，而高收入層次農(nóng)戶因其自身的家庭資源稟賦和風險承受能力較高，且在經(jīng)營能力、資金、信息等方面具有優(yōu)勢，因而具有一定的經(jīng)濟實力及創(chuàng)收能力，這類農(nóng)戶若選擇自主經(jīng)營，可能會獲得比固定利潤更高的收益。

另外，本文還采用農(nóng)戶在2015年中每一批次的養(yǎng)雞收入數(shù)據(jù)，以單位肉雞養(yǎng)殖凈收入的標準差為因變量進行了實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)能夠降低其獲取收入而承擔的風險，這也說明了這類高收入層次農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的目的可能是為了“求穩(wěn)”而非“賺錢”。

以上分析表明，各分位數(shù)水平下的回歸結(jié)果與均值回歸結(jié)果并不相同，故契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響不能以均值回歸結(jié)果來判定?？傮w來看，契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響隨著農(nóng)戶收入水平的提高而降低。

（三）地區(qū)差異研究

受地理位置、資源稟賦以及文化傳統(tǒng)的影響，江蘇省南部和北部地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展極不平衡，而蘇南、蘇中和蘇北的差距亦是中國東部、中部和西部三大區(qū)域發(fā)展差距的縮影?？紤]到契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響可能存在地區(qū)差異，有必要進一步展開基于地域的分組研究。

本文仍定義人均養(yǎng)殖凈收入（取自然對數(shù)形式）為因變量，重復前述的實證步驟?；貧w結(jié)果如表5所示，受篇幅所限，正文僅列出了重點關(guān)注的契約參與變量的估計結(jié)果。

表5中的OLS和Heckman選擇模型的估計結(jié)果均顯示，契約參與變量在各分樣本中都通過了顯著性檢驗，這說明契約農(nóng)業(yè)在整體上能夠顯著提升江蘇各地區(qū)農(nóng)戶的收入水平。然而，進一步的分位數(shù)回歸模型的估計結(jié)果卻表明，契約農(nóng)業(yè)僅對蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)低收入層次農(nóng)戶（0.1和0.25分位點）的收入產(chǎn)生顯著的正向影響，而對中高收入層次農(nóng)戶的影響并不明顯。需要注意的是，模型結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，參與契約農(nóng)業(yè)對蘇北和蘇中地區(qū)高收入層次農(nóng)戶的增收效應呈現(xiàn)出正向影響作用，而對蘇南地區(qū)高收入層次農(nóng)戶的增收效應卻呈現(xiàn)出負向影響作用。

可能的原因是，江蘇省蘇北地區(qū)農(nóng)村居民收入水平相對較低，基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)體系較為薄弱，在資金、技術(shù)、信息等獲取方面處于劣勢。在這種背景下，農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)能夠明顯降低自身的生產(chǎn)約束，提高生產(chǎn)效率，進而促進增收。相較于蘇北地區(qū)，蘇南地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，農(nóng)村交通和通信條件便利，農(nóng)村居民收入水平普遍高于蘇北地區(qū)，且蘇南地區(qū)較早開始試點契約農(nóng)業(yè)模式，并探索出臺多樣化的農(nóng)業(yè)支持政策。因而對蘇南地區(qū)高收入農(nóng)戶而言，契約農(nóng)業(yè)降低其自身生產(chǎn)約束的功能較弱，而且在良好的外部政策和市場環(huán)境下，高收入農(nóng)戶因在經(jīng)營能力和資金方面具有優(yōu)勢，其采取獨立經(jīng)營模式可能會獲得比契約農(nóng)業(yè)模式下的固定利潤更高的收益。因此，契約農(nóng)業(yè)對收入水平偏低的蘇北地區(qū)農(nóng)戶的收入有明顯的促進作用，而對于經(jīng)濟發(fā)達的蘇南地區(qū)，契約農(nóng)業(yè)對高收入層次農(nóng)戶的收入效應為負。

五、結(jié)論與啟示

本文基于江蘇省359戶規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，實證檢驗了契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響。研究結(jié)論如下：（1）OLS回歸模型和Heckman選擇模型的估計結(jié)果均表明，農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)在整體上能夠顯著提升其人均養(yǎng)殖收入水平；（2）進一步的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，契約農(nóng)業(yè)僅對低收入層次農(nóng)戶的收入具有顯著的正向影響，但對其他收入層次農(nóng)戶的增收作用并不明顯，甚至對高收入層次農(nóng)戶呈現(xiàn)負向的收入效應，即契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶收入的影響隨著農(nóng)戶收入水平的提高而降低；（3）地區(qū)分組的模型估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，契約農(nóng)業(yè)對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的增收效應更為明顯。上述結(jié)論有效論證了當前契約農(nóng)業(yè)能夠促進小農(nóng)戶與大市場的有效銜接，使參與契約農(nóng)業(yè)的小農(nóng)戶獲取來自專業(yè)化經(jīng)濟的益處，在一定程度上形成了龍頭企業(yè)與農(nóng)戶的利益驅(qū)動機制；然而，不同農(nóng)戶家庭由于其自身資源稟賦及所處區(qū)域的不同，可能導致其參與契約農(nóng)業(yè)的收入效果存在明顯差異。

基于上述結(jié)論，本文提出如下啟示：

（1）加大對中低收入層次農(nóng)戶以及欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的政策支持力度。政府應加大契約農(nóng)業(yè)的政策支持力度，尤其幫助和鼓勵低收入層次農(nóng)戶以及欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)，通過把分散的小農(nóng)戶有效組織起來，規(guī)避市場風險、降低節(jié)約成本，以獲取規(guī)?；皩I(yè)化生產(chǎn)效益，有效促進“小農(nóng)戶”與“大市場”的銜接，實現(xiàn)小農(nóng)戶增收目標。

（2）積極扶持和推進契約農(nóng)業(yè)組織模式創(chuàng)新和發(fā)展?！褒堫^企業(yè)＋農(nóng)戶”型契約農(nóng)業(yè)模式雖然在整體上有助于促進農(nóng)戶增收，但從本研究結(jié)果來看，目前的模式對中高收入型農(nóng)戶的作用并未發(fā)揮出來，其原因在于龍頭企業(yè)和農(nóng)戶雙方的市場勢力不對等。新型契約農(nóng)業(yè)組織模式將有助于緩解龍頭企業(yè)和中小型農(nóng)戶之間的市場權(quán)利不均衡問題，并有利于農(nóng)戶獲取契約農(nóng)業(yè)的增值效益，所以積極引導農(nóng)民合作經(jīng)濟組織的良性發(fā)展，建立合理的盈余分配制度，將促進中小型契約農(nóng)戶的利益保障；與此同時，龍頭企業(yè)或合作組織還應增加對農(nóng)戶的技術(shù)指導和培訓頻率，通過提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖技術(shù)、強化與農(nóng)戶間的關(guān)系紐帶，有效增加契約農(nóng)業(yè)參與者的收益。

（3）鼓勵部分高收入層次農(nóng)戶自主經(jīng)營。對于處于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)且具備一定經(jīng)濟實力、家庭資源稟賦較高的農(nóng)戶，可通過大力支持和培育其自辦加工企業(yè)、家庭農(nóng)場等新型生產(chǎn)經(jīng)營模式，激勵這類高收入層次農(nóng)戶選擇自主經(jīng)營，以獲取農(nóng)產(chǎn)品加工和銷售等非農(nóng)環(huán)節(jié)的更高收益。

此外，本研究可能給出了一些間接的證據(jù)證明在契約農(nóng)業(yè)中違約的往往是大戶。加入契約雖然能使大戶更加專業(yè)化，但大戶收入實際上卻減少，因而他們可能違約甚至選擇退出契約。但這些超出了本研究的范疇，有待進一步研究。

    作者簡介：侯晶，女，南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院博士生。應瑞瑤，男，南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院教授，博士 生導師。周力，男，南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院教授，博士生導師。

    中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版）2018年第3期

(掃一掃，更多精彩內(nèi)容！)