新形势下农户参与合作经济组织的行为特征、利益机制及决策效果，本文主要内容关键词为：农户论文,新形势下论文,特征论文,利益论文,机制论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
发轫于1978年并迅速在农村全面实施的家庭联产承包责任制赋予了农民生产经营的自主权，使农村生产力得到了空前解放。在此期间，农产品供给充足，农村商品交换活跃。已有研究表明，在1978-1984年间，农业增长速度由原来的2.9%提高到了7.7%，而家庭联产承包责任制改革对农业产出增长的贡献约占46.89%(Lin，1992)。随着“三农”领域的改革与发展，农民收入水平在该阶段得到了极大的提升，年均实际增速高达14.06%。理论界与实务界均认同推行家庭联产承包制为内容的农村第一步改革为中国“三农”领域带来了举世瞩目的“超常规增长”(农牧渔业部经济政策研究中心经济增长问题课题组，1987)。但是，伴随市场经济迅猛发展和国际竞争加剧，这种制度安排的局限性逐渐显露，其对农业生产的激励效应在农村经济改革后很快就达到了极限(骆友生、张红宇，1995；林毅夫，2012)。再者，1984年10月党的十二届三中全会发布了《关于经济体制改革的决定》，改革的重心开始由农村转向城市。这些因素使得农村家庭经营方式的局限在一定程度和一定范围内放大，很快就让农业和农村经济的发展遭遇了“滑铁卢”式打击，而立竿见影的后果便是1985-1991年间农民收入增长趋于停滞，年均实际增长率降低到了1.45%。 事实上，这种以农村土地细碎化、经营规模小微化为特征的传统经营方式不仅增加了农户的交易成本，而且使单个农户难以承担农业生产所面临的自然风险以及农产品销售所面临的市场风险，从而极大地限制了农业生产经营的规模效益和农业专业化、集约化发展，最终严重制约了农民收入可持续增长。自然地，农民为了规避或降低自身的风险因素并表达收入持续增长的诉求，将自发地产生对新型农业生产经营组织及制度的渴求。从1980年出现第一个农村专业技术协会开始，一种崭新的农业经营组织形式在中国大地悄然兴起，并以各种不同的形式蓬勃发展起来。2007年7月1日，《农民专业合作社法》的正式实施更是一个重要契机。党的十八届三中全会明确提出“推进家庭经营、集体经营、合作经营、企业经营等共同发展的农业经营方式创新，鼓励农村发展合作经济，扶持发展规模化、专业化、现代化经营”，而且允许财政项目资金直接投向符合条件的合作经济组织，进一步通过财政扶持与创新性补贴手段形成了促进农民专业合作社发展的激励机制。再加上《农民专业合作社法》对合作社的标准采取了较为宽松的尺度，以及国家和地方政府又制定并实施了一系列配套政策和法规。随着政策和法律环境的明显改善，各种农村新型专业合作经济组织应运而生①，并逐步成为现阶段适合农村经济社会发展的新型农业经营主体。相应地，2014年12月末，农民专业合作社总数已高达128.88万户②，比2010年增加了3倍多，比2013年底增长31.18%，出资总额也达到2.73万亿元，比2013年底增长44.15%；农民收入增速也在2010-2014年连续5年超过了城镇居民。 有文献表明，农民合作经济组织的重要作用是降低农户的交易成本(Riordan and Williamson，1985；Williamson，1991；Bijman and Hendrikse，2003)。例如，Riordan和Williamson(1985)提出，交易成本主要来源于资产专用性、交易的不确定性、交易的频率、交易双方的数量等因素，认为农民合作经济组织可以通过降低这些因素的实际影响程度来降低农户的交易成本，促进农业专业化发展，增加农户收入。大量研究均表明，由于农业投资的资产专用性较高(Caves and Petersen，1986；Shaffer，1987；Staatz，1987；Hendrikse and Veerman，2001)，农民合作经济组织能够降低由资产专用性引起的交易成本(Williamson，1991；Royer，1995)、能够较好地处理农业生产中诸如天气、市场价格、交易条件等不确定性因素的影响，提高生产专业化程度(Shaffer，1987；Fulton，1995)。农民合作经济组织相对于单个农民具有更低的交易频率和更强的市场开拓能力，可以降低交易风险和交易成本，确保农民获得相对稳定的收益(Ollila and Nilsson，1997；Sexton and Iskow，1988)，能够在引进新品种、推广新技术、开展业务培训等方面减少机会主义行为(Staatz，1984)，并形成反市场垄断的力量(Bijman and Hendrikse，2003)，从而降低交易成本。此外，也有学者对合作经济组织的成员行为与合作经济组织发展之间的关系进行了深入研究(Calvert，1959；Ole Borgen，2001；Nilsson et al.，2009，2012；Ollila et al.，2013，2014)，研究表明：随着合作经济组织的成员增加、不断地以不记名方式加入、合作经济组织的商业运作扩大和逐渐复杂，以及社会资本的引进，成员之间会变得愈加生疏，并由此产生不同观点和行为差异，不利于合作经济组织的发展和成员利益的保护，从而导致成员收入目标难以实现。 国内关于农民合作经济组织的研究也逐渐增多。由于合作经济组织是市场交易中的弱势群体对抗市场垄断、维护自身利益的组织形式(唐宗焜，2007)，因此在农业家庭经营的基础上引导和推动农民合作是我国农业和农村发展的关键(黄祖辉，2000)。黄祖辉等(2002)对浙江省农民合作经济组织发展现状进行了探讨，认为影响农民合作经济组织发展的因素可归结为产品特性因素、生产集群因素、合作成员因素以及制度环境因素等。有学者指出，农民合作经济组织的交易协调机制有助于专业化分工程度的提高(徐金海，2008)，发展农民合作经济组织是促进农业专业化的有效途径(高帆，2005)。郭红东和蒋文华(2004)、卢向虎等(2008)研究表明，农户参与合作经济组织的行为受到户主的文化水平、户主年龄、生产的商品化程度和政府支持等多方面因素的影响。但从我国现实情况看来，目前农户合作程度较低，无论是依托农村能人、专业大户、涉农企业等社会力量，还是借助政府农技部门等途径，都难以有效激发农民参与合作经济组织的积极性，参与程度较低是长期困扰中国农民合作经济组织发展的突出问题，因此相当一部分合作经济组织自我发展能力和带动农户增收能力还较弱(孙亚范、余海鹏，2012)。周晔馨(2012)的研究表明，参加经济组织的回报率随个体收入水平显著上升，富人参加经济组织，在组织中可能有更大的发言权，而且能够使自己的物质资本和人力资本充分发挥作用。苏群、陈杰(2014)以江苏省海安县水稻合作社为例，通过PSM方法对稻农加入合作经济组织的增收效果进行了分析，研究结果显示：加入合作经济组织能够明显提高水稻种植户的净收益，且大规模农户的增收效果明显高于小规模农户，同时也证明了社员与非社员的水稻净收益之差基本上是由合作经济组织带来的。 上述研究表明，虽然学者们对农民合作经济组织的功能、参与者的动机及影响因素研究，但直接针对中国农民参与合作经济组织的利益实现渠道、机制及成员决策效果的实证文献却并不多见。目前，中国经济告别了两位数的增长态势，进入了次高速增长的“新常态”阶段，这种从高速增长向中高速增长的转型，已被越来越多的学者所认可(刘伟、苏剑，2014；黄群慧，2014；刘世锦，2014)③。随着中国经济进入新常态、改革进入深水区、经济社会发展进入新阶段，农业发展的内外部环境正在发生深刻变化，加快建设现代农业只有主动适应新常态，做好规划引导和服务农民，充分发挥其首创精神，使其成为转变农业发展方式、建设农业现代化的主体，农业、农村经济才能实现持续健康发展，最终才能切实保障农民收入平稳、快速增长(韩长赋，2015)。那么，农民合作经济组织缘何能够在新常态时期成为农村生产经营的有效组织形式？农民参与合作经济组织具有怎样的新趋势、新特征、新动力？是否能够有效促进农业专业化发展？农民参与合作经济组织的决策效果如何，是否能够实现其增收目标？这些都是当前加快推进农业发展方式转变，推进农业经营体制机制创新，全面提高农业现代化水平，扎实推进社会主义新农村建设必须解答的关键问题。基于此，本文拟构建一个理论模型，模拟分析现代农业经济发展过程中农民合作经济组织的有效性及其农户利益实现机制和渠道，揭示不同资源禀赋农民加入合作经济组织的行为特征和决策效果，并利用来自中国17省份68个县的农村微观调查数据进行实证检验，以此完善新形势下农民合作经济组织的研究框架，充实新型农业经营主体建设的研究内容。 本文的第二部分是一个新兴古典经济学模型及其推导的命题；第三部分是实证设计，包括实证分析的数据来源，变量的选择和模型设定；第四部分是实证结果分析，包括农户加入农民合作经济组织的利益实现、行为特征、决策效果及影响因素验证；最后给出结论和政策含义。 二、理论分析与命题提出 (一)模型基本假定与说明 首先，假设一个传统农村经济体中，农户作为其主要参与者，既是商品的生产者又是消费者，有相同的生产函数和时间约束。在其有限的时间里所能生产的东西只受他们掌握的经验性知识限制，而经验性知识由分工水平决定。假定在这个经济体中有两类用于最终消费的农产品被生产和消费，一类是粮食产品(x)，一类是非粮食产品(y)，所有的农户对这两类农产品都存在消费偏好。农户为了满足家庭对粮食产品(x)和非粮食产品(y)的消费，一是可以选择自己进行生产，二是选择从市场上进行购买，三是选择通过农民合作经济组织进行协调交换。
假定单个农户的劳动力总量为1，因而农户个体的劳动力禀赋约束就可以表示为：
农户个体的预算约束为：
第一种情况：如果农户生产的农产品在市场上进行交易，我们可以用柯布—道格拉斯型效用函数来刻画农户个体的效用：
方程(5)中，参数k(k∈[0，1])表示农产品市场的交易效率，故1-k(1-k∈[0，1])表示农产品市场的交易成本(如：运输成本、市场交易的手续费、市场价格和交易对手等信息搜集费用、讨价还价费用等)。 第二种情况：如果农户生产的农产品通过农民合作经济组织进行协调，我们同样可以用柯布—道格拉斯型效用函数刻画农户个体的效用：
方程(6)中，参数t(t∈[0，1])表示农民合作经济组织的协调效率，1-t(1-t∈[0，1])则表示协调成本，本文定义为保证契约履行的成本。杨丹(2011)指出，农民合作经济组织是由组织内部成员之间的一系列契约形成的，如果这些契约不能够履行，农民合作经济组织也就不能继续存在，因此本文定义协调成本为保证这些契约的履行所需要支付的成本。 柯布—道格拉斯效用函数确保了农户个体的多样化消费偏好，α和β分别表示农户对粮食产品(x)和非粮食产品(y)的偏好程度，本文令α=β=1，即农户对粮食产品(x)和非粮食产品(y)具有相同程度的偏好，这样，方程(5)和(6)就可以进一步化简为：
(二)三种不同结构模式的角点均衡 由农户个体最优决策的库恩—塔克条件可知，一个农户至多卖一种产品，且绝不购入和自给或出售同一种产品。根据以上假设和说明，我们可以分析以下3种结构模式，并求出角点解。 (1)农户自给自足的模式(A)。在这一模式中，农户各自生产粮食产品(x)和非粮食产品(y)两种农产品仅供自己进行消费，而不进行任何交换。由此可知，
。因此，单个农户的最优化决策问题可以表示为：
(2)农户进行专业化生产并通过市场进行交易的模式(D)。这一模式由两种农户个体最优化决策问题构成： 一是农户专业生产粮食产品(x)，但是需要通过市场卖出粮食产品(x)并买进非粮食产品(y)，即(x/y)的决策。在此决策中，
，农户的最优化决策问题为：
二是农户专业生产非粮食产品(y)，并通过市场交易卖出非粮食产品(y)，然后购买进粮食产品(x)，即(y/x)的决策。在此决策中，
，农户的最优化决策问题为：
在此均衡条件下，相对价格
揭示了瓦尔拉斯均衡机制下农户之间的相互影响过程，相对价格
是在完全竞争和自由选择中外生形成的，此时，个别农户只是该相对市场价格的接受者，并在此相对价格水平下与其他农户发生联系。从而个别农户提高劳动生产率或降低学习成本并不会导致整个市场的相对价格发生变化，但是，某一农户要是能提高其劳动生产率或者降低学习成本，该农户就能提升其市场竞争力，并能够获得更高的效用水平。因此，农户进行专业化生产并通过市场进行交易的模式D中，单个农户的最大效用值为：
(3)农户进行专业化生产并通过农民合作经济组织进行协调模式(C)。由于这一模式是通过农民合作经济组织进行协调，其实质就是作为农民合作经济组织成员的农户之间的一种策略性决策行为，其决策及其交互影响和交易价格由一个纳什议价机制来决定，因而我们就需要用纳什议价模型来求角点解。假定纳什议价博弈在专业化生产粮食产品(x)的农户甲和专业化生产非粮食产品(y)的农户乙之间进行。农户甲因为专业化生产粮食产品(x)，于是就会通过合作经济组织协调供给粮食产品(x)而需求非粮食产品(y)，可知
；相反，农户乙因为专业化生产非粮食产品(y)，需要通过合作经济组织协调其供给非粮食产品(y)并需求粮食产品(x)，可知
。从而得到农户甲和农户乙能够获得的分工净收益分别为：
因此，农户甲和农户乙所形成农民合作经济组织的最优化决策问题，实质上就等同于求一个使纳什积最大化的规划问题：
此相对价格
揭示了纳什议价机制下农户之间的相互影响过程。由于纳什议价是在农民合作经济组织内部的农户之间进行的，因此相对价格
是内生决定的。农民合作经济组织的协调效率t(是由于保证契约履行需要支付一定的成本(1-t)，是作为农民合作经济组织成员的农户的共同预期，也是作为一系列契约联结的农民合作经济组织存在的保证)只要大于市场交易效率(k)，农民合作经济组织就能替代市场交易保证分工的演进和农户效用水平的提高。但是必须注意的是，农民合作经济组织纳什议价机制下的供求平衡关系只在组织成员之间形成，是由事前契约规定的，参与纳什议价的双方中若有一方供求量发生变化或者退出，会使纳什议价机制遭到破坏。 求这个最优化决策问题的最优解，得到农户进行专业化生产并通过合作经济组进行协调的模式C中合作经济组织的最大效用值为：
从而，我们可以得到如下命题。 命题1：当农村商品市场逐渐扩大，市场交易效率足够大时，农村经济结构会从自给自足的自然经济状态逐步走向分工结构演进；而农民合作经济组织的形成是因为农户之间以互惠互利的合作为原则，并通过一系列契约联结为前提的，其特点主要在于其交易的协调效率(t)要明显高于市场的交易效率(k)，也即是t＞k。所以农民合作经济组织能够促使农村经济结构进一步从市场组织的分工形式向合作组织协调的分工形式演进，并使参与分工的农户获得更高的效用水平。因此只要满足t＞k，也即是说只要组织的协调效率大于市场的交易效率，农民合作经济组织就会逐渐形成并不断发展壮大；在农户层面则表现为农户参与农民合作经济组织的意愿更强烈、参与农民合作经济组织的行为更积极。 进一步分析分工演进和农民经济组织产生的临界值，令：
说明e越大，
越小，即满足
＜k＜t条件的通过农民合作经济组织协调交易的分工演进的临界条件越低，这意味着农民合作经济组织越容易产生。因此可以得出以下命题。 命题2：农户专业生产某种农产品所获得的专业化经济程度越高，农民合作经济组织越容易产生。因而通过农民合作经济组织协调分工能够使参与分工的农户获得更多专业化经济的好处，形成农户与农业合作经济组织的利益驱动机制，并由此在促进农业专业化的发展同时又能确保农民收入增长，最终实现农民合作经济组织发展和农民增收的良性循环。在农户层面则表现为：加入农民合作经济组织的农户进行农业专业化生产的意愿更强烈、进行农业专业化生产的行为更积极。 当满足
＜k＜t后，根据前述推导可知，单个农户的最大效用值为由式(20)决定。这意味着，k确定的情况下，在
和
越大、
和
越小时，单个农户能够获取更大的利益。由于参数
和
反映农户各自的资源禀赋，资源禀赋越好的农户其生产固定学习成本越低，即
和
越小；而
和
代表生产的专业化经济程度，专业化程度越高则
和
越大。因此可以得出以下命题。 命题3：由于不同农户家庭自身资源禀赋不同，所以也可能导致不同农户参与农民合作经济组织的决策效果各异。两种极端的情况可能是：拥有更多资源禀赋的农户在合作经济组织中有更大的发言权，而且能够使自己的物质资本、社会资本和人力资本都得到充分地发挥，故该农户参与合作经济组织的决策效果更明显，所获取的经济效益更大。相反，资源禀赋较差的农户因为自身人力资本、社会资本和物质资本等资源要素严重积累不足，在合作经济组织中的地位远远低于资源禀赋好的成员，其参与合作经济组织的决策收益明显低于资源禀赋好的成员。 三、实证设计：数据来源、变量选择与模型设定 为了充分了解农民参与合作经济组织的行为特征和决策效果，本文将利用一个来自中国17省份农村的微观调查数据对以上3个理论命题进行实证验证。 (一)数据来源 本文用于检验各命题的数据来源于“国家社科重大招标项目”课题组在2014年发起的“要素集聚与农民收入增长”问卷调查。调查问卷主要内容涉及农户家庭基本情况、农户生产经营情况(包括农户收入支出情况、家庭劳动力等)、农户加入农民经济组织情况等方面。为了对问卷进行初步测试，课题组成员于2014年1月在重庆市北碚区、四川省广安市、河南省许昌市、福建省漳州市等地与农户面对面进行了预调查。为了降低地区差异对调查结果的影响，同时为了提高问卷的针对性和可信度以及完整性，在预调查结束后，我们对调查问卷做了进一步修改和完善。最后，根据区域经济发展水平和农村经济特点，课题组于2014年2月初到3月末和7月初到8月末选取了三大经济地带的17个省份70个县(市)的农户家庭，对2013年的家庭基本情况进行了正式调查，所有问卷均由调查者采用一问一答的方式完成。问卷调查采用分层随机抽样的方法，分层依据主要是按照国家统计局关于农户家庭人均纯收入对总体进行5分层的方式，然后确定在每个县的每层中抽取10个农户家庭进行问卷访谈。每个县固定发放50份问卷，共发放问卷3500份，最后共回收68个县的问卷3318份，问卷回收率为94.8%，最终得到有效问卷3162份。回收问卷的样本县(市、区)分布如表1所示。 (二)变量选取和度量 本文主要目的在于检验农户参与合作经济组织(包括专业合作社、股份合作社和专业协会)的行为特征、利益实现机制及其决策效果。其中，参与农民合作经济组织的行为特征主要通过农户是否加入合作经济组织和是否愿意加入合作经济组织这两方面来进行检验，农户参与合作经济组织的利益实现机制及决策效果主要是通过农户加入合作经济组织对其生产专业化的影响和是否加入合作经济组织对其家庭人均收入的影响效果进行检验。 因此，本文涉及的所有变量包括：农户是否加入合作经济组织(organization：变量取值为1表示农户加入了合作经济组织，变量取值为0表示农户未加入合作经济组织)，农户是否愿意加入合作经济组织(org_wish：变量取值为1表示农户愿意加入合作经济组织，变量取值为0表示农户不愿意加入合作经济组织)，参加农民合作经济组织能显著提高家庭收入(coo_eff：变量取值为1，表示组织协调效率高于市场交易效率，能够显著提高家庭收入；变量取值为0，表示组织协调效率低于市场交易效率，不能够显著提高家庭收入)，农户专业化意愿(spec_wish：变量取值为1表示农户愿意参与专业化生产，变量取值为0表示农户不愿意参与专业化生产)④，生产环节专业化(specialization：分化程度为0～10之间的连续数值，取值越大表示专业化程度越高)。农户家庭收入(FI)、区域经济环境(EE)、物质资本(PC)、人力资本(HC)、社会资本(SC)、家庭特征(FC)作为主要控制变量。除了关于农户参与合作经济组织的行为特征和反映农民合作经济组织协调效率变量以外，我们对每一组变量类别都设置了一系列的具体变量和替代变量，具体各变量的设置及其描述性统计结果如表2所示。 (三)实证模型设定 对于命题1和命题2的实证检验，由于因变量分别为农户是否加入农民合作经济组织(
)、农户参与合作经济组织意愿(
)和农户的专业化意愿(
)，都是取值为0和1的两分类变量，因此本文建立Probit回归模型来进行检验，同时我们也考虑到了模型存在异方差的问题，模型形式如下：
对于命题2的另一实证检验，由于农户的农业生产环节专业化(
)是取值为0到10的限制因变量，因此本文建立Tobit回归模型来进行检验，模型形式如下：
方程(29)至方程(32)中的x是包括了农户家庭收入(FI)、区域经济环境(EE)、物质资本(PC)、人力资本(HC)、社会资本(SC)、家庭特征(FC)一系列变量(参考表2)。
对于命题3的实证检验，本文主要是为了检验农户参与合作经济组织的决策效果，由于采用农户收入以及收入结构这一数值型因变量，因此本文首先通过建立OLS回归模型来进行检验，模型形式如下： Y=β′X+ε (33) 该模型中Y即为农户收入及其收入结构变量，X是包括是否加入农民合作经济组织自变量和区域经济环境(EE)、物质资本(PC)、人力资本(HC)、社会资本(SC)、家庭特征(FC)等控制变量。为了更清楚地反映不同收入层次的农户参与合作经济组织的决策效果差异，我们在对方程(33)采用OLS回归的基础之上，进一步利用分位数回归(Quantile Regression)的方法进行检验。分位数回归方法最早是由Koenker和Bassett(1978)提出来的，之后得到广泛应用。因为相比于OLS回归，分位数回归则可以选取任一分位数进行参数估计，并且估计量不容易受到样本中奇异值的影响，使估计结果更加稳健、可靠。另外需要指出的是，实证过程中，我们将数量级较大的变量均进行了对数处理，其中包括收入变量、省经济发展水平、农户家庭住房总价值、农户家庭金融负债和农户年度礼金支出。
四、检验各命题的实证分析结果 (一)命题1的检验：农户加入农民合作经济组织的行为特征分析 由于农户加入农民合作经济组织的行为特征方程可能存在异方差，使用一般Probit模型进行检验，所得出的结果将不再可靠。于是本文对方程(29)使用异方差的Probit模型进行检验，结果如表3所示，似然比检验(LR)的p值为0.0000，这说明农户加入农民合作经济组织的行为特征方程存在明显的异方差，使用异方差的Probit模型进行检验是合适的。从表3结果可以看出：农户家庭中有人外出务工能够显著促进农户加入农民合作经济组织，但是农户家庭的外出务工收入显著抑制农户加入农民合作经济组织，这说明一方面农户家庭内部从事农业和非农产业的劳动力分工能够有效促使留在农村专业从事农业生产的农民产生合作的需求，从而促进了农民合作经济组织的形成和发展；另一方面如果家庭外出务工收入越多，表明农民从事非农产业比从事农业更具比较优势，因而将不会选择加入农民合作经济组织。而家庭粮食种植面积和其他土地面积与农户加入农民合作经济组织呈显著的正向相关关系，并且前者的系数明显小于后者，这说明农户所拥有的土地资源禀赋越多，会产生更强烈的合作需求，因此能够促进农民合作经济组织的形成和发展；由于粮食种植面积的系数明显小于非粮食经营土地面积的系数，因此我们可以得到另一个可能的结论，农民合作经济组织从事的农业生产更偏向于非粮食生产。农业收入、转移性收入、地理环境、村主干道类型、户主文化程度、共产党员户和户主性别与加入农民合作经济组织之间呈显著的正向相关关系，而做生意收入、亲友官员户和家庭人口规模与加入农民合作经济组织之间呈显著的负向相关关系，其他因素对农户加入农民合作经济组织的影响不显著。此外，农民合作经济组织的协调效率对农户加入农民合作经济组织行为决策的影响显著为正。 (二)命题1的检验：农户加入农民合作经济组织意愿的特征分析 命题1中的方程(30)的实证检验结果(如表4所示)同样拒绝“同方差”的原假设，说明使用异方差的Probit模型对农户加入农民合作经济组织意愿的影响因素进行检验是必要且准确的。从表4的结果可以看出：农户是否愿意加入农民合作经济组织主要取决于家庭劳动力分工情况、家庭收入来源、家庭土地经营情况、地理环境好坏和家里是否有党员。农户家庭内部从事农业和非农产业的劳动力分工能够促使留在农村专业从事农业生产的农民产生合作的意愿，这主要是由于外出务工从事非农生产的主要是青壮年劳动力，而留守农村从事农业生产的基本上都是老人和小孩儿；农户家庭农业收入、转移性收入和所拥有的土地资源禀赋越多，会产生更强烈的合作意愿；农户所处的地理环境越好(主要指平原地区)，农户参与合作的意愿越强烈，主要是因为相对于山区和丘陵地带而言，平原地区的农业生产经营更容易实现规模化和机械化；作为拥有党员的农户家庭，通常情况下均为那些综合条件占优的农户家庭，这些家庭不但拥有广泛的人际关系，其交际和沟通范围与其能力也明显大于一般农户，因此从这一层面讲，要进一步发展农民合作经济组织，一定程度上可以依靠“羊群效应”特征，让部分党员家庭“身先士卒”，靠他们的示范效应推广农民合作经济组织。同样，组织协调效率对农户加入农民合作经济组织行为意愿的影响显著为正，其系数和显著性明显大于，对农户加入农民合作经济组织行为决策的影响，于是命题1得证。
(三)命题2的检验：合作经济组织对农户专业化生产的影响 对于本文命题2的方程(31)同样使用异方差的Probit模型进行检验，结果如表5所示，似然比检验(LR)的p值为0.0000，这说明使用异方差的Probit模型进行检验是合适的。农户的生产环节专业化水平方程(32)检验结果如表5所示。根据两个模型的回归结果可知，农户加入农民合作经济组织能够显著促进农户的农业专业化生产意愿，从而促进农业生产环节的专业化发展。这说明通过农民合作经济组织协调分工能够使参与分工的农户获得更多专业化经济的好处，形成农户与农业合作经济组织的利益驱动机制，命题2也因此得到论证。此外，方程(31)中家庭农业收入、非粮食经营土地面积、金融负债量、户主的文化程度与农户专业化意愿均呈显著的正向相关关系，家庭有外出务工人员与农户专业化意愿呈显著的负向相关关系，这说明能农户家庭的农业收入上升、非粮食经营土地面积的扩大、金融负债量越多和户主的文化程度越高，均能够显著增加农户的专业化生产意愿。方程(32)中农户家庭农业收入、非粮食经营土地面积、村主干道类型、农户所处省份的经济发展水平、住房总价值、金融负债和农户家庭有党员均有利于农户的农业生产环节分化；农户家庭有外出务工人员不利于农户的农业生产环节分化。两个模型中农户家庭农业总收入、非粮食经营土地面积、金融负债和家庭有外出务工人员对农户专业化发展的影响一致，这充分说明了加大农户的信贷支持和提升农户家庭的农业总收入均能够显著提升农业专业化发展，但是这一结果势必会进一步加剧农村地区的土地经营非粮化趋势。因此，这两个模型从不同的侧面验证了农民合作经济组织能够有效促进农业专业化发展的命题，但同时应重视对农地经营非粮化现象的控制。 (四)命题3的检验：农户加入合作经济组织的决策效果——收入效应 1.总体效应 为了详细考察农户加入合作经济组织的决策效果，我们将农户收入作为衡量其经济效益的因变量，农户是否加入合作经济组织作为解释变量，同时也考虑了其他变量的影响。在运用分位数回归估计时，我们共同给出了QR_10、QR_30、QR_50、QR_70、QR_90这5个具有代表性的分位点，并将这个5个代表性分位点的农户分别称之为最低收入组农户、中低收入组农户、中等收入组农户、中高收入组农户和最高收入组农户，随着农户收入的不断提高，也即是说该农户的资源禀赋越好。同时也给出了OLS估计结果以作参考，在进行OLS回归时，为了避免异方差的存在而导致的回归结果偏误，我们使用稳健标准误，因为在大样本情况下，若使用稳健标准误，则所有参数估计、假设检验均可照常进行。由于分位数回归结果更具可靠性，故我们将重点围绕分位数结果进行展开，其中分位数回归的系数详细变化如图1所示，对命题3的方程(33)的检验结果如表6所示，具体如下。 (1)OLS回归结果显示农户加入农民合作经济组织对农户家庭收入的影响为正，但不显著。分位数回归结果显示，对不同收入层次的农户而言，农户加入农民合作经济组织与其收入之间存在明显的差异，其中加入农民合作经济组织仅对最高收入组(QR_90)农户增收具有显著的促进作用，对最低收入组农户增收的影响为负但不显著，对其他收入组农户增收具有正向影响但均不显著，并且随着条件分布的不断增加，其弹性系数处于不断波动的变动过程中(参考图1)，但是总的来说，资源禀赋好的农户参加合作经济组织所获取的收益更明显，资源禀赋较差的农户越难以通过加入合作经济组织而促进收入增长，这一结论正好论证了命题3。
(2)区域经济环境方面。地理环境仅对中高收入组和最高收入组农户增收具有显著的正向促进作用，并且随着条件分布由低端向高端变动，其弹性系数呈逐渐增加的趋势。村主干道类型与最低收入组、中低收入组和中等收入组农户增收均具有显著的正向影响，并且随着条件分布由低端向高端变动，其弹性系数先逐渐增大，到0.40分位点之后又急剧下降。村生态环境与各收入层次农户收入之间均呈正向相关关系，但其影响均不显著，其系数表现为明显的两端高中间低的形态；省经济发展水平对各收入层次农户收入的影响系数均显著为正，并且随着条件分布由低端向高端变动，其弹性系数先快速上升，到0.1分位点之后又不断下降，然后到0.75分位点之后又有所上升。 (3)物质资本方面。农户家庭住房总价值对农户收入的影响系数在不同农户收入层次间均显著为正，并且其系数大小也仅存在微弱的差异，系数的波动幅度最小。农户家庭经营土地面积与其收入的影响主要取决于土地经营的用途，其中，农户粮食种植土地面积仅对最低收入组农户收入具有正向影响作用，但效果不显著，对其他收入组农户收入的影响均显著为负；而非粮食经营土地面积对所有收入组农户收入的影响均显著为正，但是其系数随着条件分布的增加呈逐渐下降的趋势。这说明收入越低的农户，对土地的依赖性越高，但是依赖程度明显偏向于非粮食种植土地。金融负债仅对中高收入组和最高收入组农户收入具有正向显著作用，对最低收入组和中等收入组农户的影响为正但不显著，对中低收入组农户的影响为负不显著，并且随着条件分布的不断增加，其弹性系数先急速降低，在0.15分位点处之后表现为不断波动上升的形态。这说明我国最广大的农户增收可能面临着自身资本积累不足和外援融资能力不足的双重约束，其结果将会是收入越低的农民因为自身资本积累的天然不足和外源资本获取能力较差，使其所受到的金融抑制程度越大而越难以摆脱其收入增长困境；而收入越高的农民因为自身资本积累的优势和较高的外源融资能力，其收入增长不断走向良性轨道。
(4)人力资本方面。户主文化程度对不同收入层次的农户收入均存在负向影响作用，并且对中高收入组农户的收入具有显著的负向影响。农户家庭中高中及以上学历人数对不同收入组农户收入的影响存在极大的差异，其系数在最低收入组显著为负，在中低收入组农户表现为负但不显著，相反在中高收入组和最高收入组农户间均表现为显著为正，并且随着条件分布由低端向高端变动，其弹性系数呈逐渐扩大的趋势。因此可以直观地认为，在农村地区，教育的边际贡献对高收入组更为有利，人力资本确实是拉开农户收入差距的原因(高梦滔、姚洋，2006)。一方面可能是因为当前农村家庭对教育的重视度明显不够且正在逐渐降低，另一方面可能是由于社会底层人们通过教育实现“从贫困走向富裕”的道路越来越受阻，因此直接导致农村家庭孩子的高中及以上入学率极低。我们的调查数据也表明，2013年的外出务工家庭中15～20岁和21～30岁的外出务工人群占比分别为12.32%和34.58%；而在这15～20岁之间的务工人群中，小学毕业人数占比16.24%，中学毕业人数占比68.41%，高中毕业人数占比15.35%；在这21～30岁之间的务工人群中，小学毕业人数占比23.20%，中学毕业人数占比54.45%，高中毕业人数占比20.23%，大学专科、本科及以上毕业人数占比3.12%。 (5)社会资本方面。共产党员户家庭对各收入组农户的收入均有正向的影响作用，但是仅对中高收入组农户的影响显著，而亲友官员户仅对中等收入组农户收入具有显著的正向影响作用；相反，家庭年度礼金支出对各收入层次的农户收入均有着显著的正向促进作用，但是其弹性系数随着条件分布不断上升表现出不断降低形态。这说明社会网络型社会资本(共产党员户和亲友官员户)并没有成为农户的资本，主要是因为农户普遍拥有的社会资本较低，从表2可以看出，分别仅有22%和12%的家庭属于共产党员户和亲友是政府官员。
图1 农民收入影响因素的分位数回归系数变化图 (6)家庭特征方面。户主性别对农户收入具有正向的影响作用，但仅对中低收入组农户的收入具有显著的促进作用，对其他收入组的影响均不显著。户主年龄与农户家庭收入均存在负相关关系，其中对中低收入组、中等收入组和中高收入组农户的影响显著。人口规模对农户收入具有显著的正向影响，但是收入越低和收入越高的农户实现增收对人口规模的依赖程度要明显高于其他收入农户(如图1所示)。农户外出务工家庭的系数在0.10、0.30和0.50分位点处均显著为正，在0.70和0.90分位点处分别为正和负，但都不显著，这说明收入越低的农户家庭，其收入对外出务工的依赖性越强，相反，收入越高的农户对外出务工的依赖性越弱，最高收入组农户完全不依赖务工收入。 2.结构效应 同样的道理，我们使用农户收入结构作为被解释变量对农户加入合作经济组织的决策效果进行进一步考察，也使用稳健标准误，结果如下(参见表7)：(1)农户加入农民合作经济组织仅仅对农户家庭的农业收入具有显著正向影响，对外出务工收入和做生意收入的影响均显著为负，对国家职工工资收入和转移性收入的影响为正但不显著，对财产性收入的影响为负但不显著。(2)区域经济环境方面。地理环境对外出务工收入和做生意收入的影响均显著为正，对家庭农业收入和转移收入的影响显著为负；村主干道类型对家庭农业收入和转移收入的影响显著为正，对其他类型的收入影响不显著；村生态环境仅对农户财产性收入的影响显著为正；省经济发展水平对除了国家职工工资收入以外的所有类型的收入都具有正向的显著影响。(3)物质资本方面。住房总价值对家庭农业收入、国家职工工资收入、外出务工收入和做生意收入的影响均显著为正，对财产性收入的影响为正但不显著；粮食种植土地面积对农户家庭农业收入的影响显著为正，对外出务工收入和做生意收入的影响显著为负，对财产性收入的影响为正但不显著；非粮食经营土地面积对做生意收入影响显著为负，对农业收入、转移收入和财产性收入的影响均显著为正；金融负债对外出务工收入的影响显著为负，对做生意收入和转移性收入的影响显著为正。(4)人力资本方面。户主文化程度和家庭中高中及以上学历人数都仅对国家职工工资收入的影响显著为正，户主文化程度和家庭中高中及以上学历人数分别对外出务工收入和做生意收入的影响显著为负，这一结论间接反映出了农村地区拿国家工资的人员均属于高学历拥有者，相反学历越高的人越不会外出务工和从事商业经营活动。(5)社会资本方面。共产党员户对农业收入的影响为负但不显著，对其他收入的影响均不显著；亲友官员户对做生意收入的影响显著为正，对财产性收入的影响显著为负；礼金支出对农业收入、外出务工收入和做生意收入的影响均显著为正。(6)家庭特征方面。户主性别对农业收入和外出务工收入的影响均显著为正；户主年龄仅对国家职工工资收入的影响显著为正；家庭人口规模对国家职工工资收入和转移性收入的影响不显著，对其他收入的影响均显著为正；外出务工家庭对非务工收入的影响均显著为负。 (五)命题3检验的稳健性分析
由于不同地区之间的经济发展和组织化程度都存在差异，表8清楚地展示了农户加入合作经济组织这一决策效果的区域差异，我们可以得到如下研究结论：(1)农户加入农民合作经济组织对东部地区农户收入的影响为负但不显著，对中部地区和西部地区农户收入的影响均为正但都不显著。(2)区域经济环境方面。地理环境对东部地区农户收入的影响显著为负，对中部地区农户收入的影响为负但不显著，对西部地区农户收入的影响为正但不显著；省经济发展水平对各地区农户收入的影响均显著为正，但是其系数表现为明显的由东向西剧烈递减的趋势，其中东、中、西地区的系数分别为2.0809、1.2252和0.4073。这些结论充分说明了东部地区农户收入并不依赖地理环境、村生态环境等自然条件和基础设施，相反西部地区对这些因素的依赖较强，但是区域经济发展水平对本地区农户收入的影响作用在东部地区表现尤为突出，也显示了地区经济发展水平与农户收入这种“水涨船高”的特征。(3)物质资本方面。住房总价值对对东部地区和西部地区农户收入的影响显著为正，其东部地区的系数远远大于西部地区，对中部地区农户收入的影响为正但不显著。粮食种植土地面积对各地区农户收入的影响均为负，东部地区和西部地区显著，而中部地区不显著；非粮食经营土地面积对各地区农户收入的影响均显著为正，并且其系数由大到小依次为中部地区(0.0483)、东部地区(0.0248)和西部地区(0.0147)。金融负债对东部地区农户收入的影响显著为正，对中部地区农户收入的影响显著为负，对西部地区农户收入的影响为正但不显著。这些结论充分说明了经济越发达地区，金融发展程度越高，农户自身的物质资本积累越多且具有较强的外援融资能力，因此对收入的正向影响越明显；农户家庭经营土地类别对其收入的影响说明了农户欲实现收入增长，必须降低现有种植粮食的土地而进一步增加其他用途的土地，并且西部地区农户种粮土地对农户收入的负向影响要远远大于东部和中部地区。(4)人力资本方面。户主文化程度对东部地区农户收入的影响为正但不显著，对中部和西部地区农户收入的影响均为负但不显著。高中以上学历人数对东部地区农户收入的影响为负但不显著，对中部地区农户收入的影响显著为正，对西部地区农户收入的影响为正但不显著。这些结论进一步说明了人力资本并未成为当前农户家庭增收的显著资本，一方面可能因为当前农村地区家庭户主的人力资本积累本省程度相对偏低；另一方面可能是因为本调查数据是截面数据，显示的高中以上学历人数可能大部分是在校学生，因此高学历并不能带来高收入。(5)社会资本方面。共产党员户对东部和中部地区农户收入的影响为负但均不显著，对西部地区户收入的影响显著为正。亲友官员户对东部和中部地区农户收入的影响为负但均不显著，对西部地区农户收入的影响为正但不显著。礼金支出对各地区农户收入的影响均显著为正，并且中部地区的系数要明显大于东部和西部地区。仅从社会网络(本文中包括共产党员户和亲友官员户)考察社会资本与农户收入之间的关系，我们可以发现西部地区农户比其他地区更依赖与社会关系，特别是家里有党员成为了农户增收的一项重要指标。(6)家庭特征方面。户主性别对各地区农户收入的影响均为正，但是只有西部地区表现为显著；户主年龄对各地区农户收入的影响均为负且系数均较小，但只有中部地区表现为不显著；家庭人口规模对各地区农户收入的影响均显著为正，其系数表现为至东向西递减的趋势(如表8所示)；外出务工家庭对各地区农户收入影响均为正，但是只有西部地区表现为显著，这说明西部地区农户家庭收入更依赖于务工收入，我们的调查数据显示东、中、西各地区有外出务工家庭的务工收入占家庭总收入的平均值分别为58.73%、65.07%和75.76%。
五、结论和启示 本文构建了一个新兴古典经济学模型，并进行实证分析对相关命题进行检验，结果表明：(1)农户加入合作经济组织的意愿和行为主要受到家庭劳动力分工、收入结构分布、土地经营情况、地理环境等因素的影响。其中，家庭经营土地面积、农业收入、转移性收入、地理环境、共产党员户和家庭有外出务工人员对加入农民合作经济组织或参与农民合作经济组织意愿有显著的正向影响；外出务工收入、做生意收入和家庭人口规模对加入农民合作经济组织或参与农民合作经济组织意愿有显著的负向影响。(2)农户加入农民合作经济组织能够显著促进农户的农业专业化生产意愿和行为，从而促进农业生产环节的分工和农业专业化发展。此外，农户家庭农业收入、非粮食经营土地面积和金融负债的提升均能够有效促进农户的农业专业化生产意愿和农业生产环节的分工和农业专业化发展。(3)农户加入农民合作经济组织的决策效果受到农户资源禀赋等多种因素影响。农户加入农民合作经济组织、区域经济环境、物质资本、人力资本、社会资本和家庭特征因素对不同收入层次的农户收入和不同来源收入以及不同地区农户收入的影响均表现出明显的差异。全国情况来看，资源禀赋高的农户家庭参加农民合作经济组织对收入的促进作用明显强于资源禀赋低的农户家庭，农户加入农民合作经济组织对农户家庭的农业收入、做生意收入、转移性收入和财产性收入的影响均显著为正。上述结论有效论证了当前农民合作经济组织能够促使农村经济结构从市场组织的分工形式向合作组织协调的分工形式演进，使参与分工的农户获得更多专业化经济的好处，形成农户与农业合作经济组织的利益驱动机制，但不同农户家庭自身资源要素的禀赋不同，可能导致其决策效果存在明显差异。 本研究得到的政策启示在于：(1)农业生产方式正由过去的“人力+畜力+精耕细作+分散经营”逐步转变为现阶段的“人力资本+机械化+现代科技+农民合作经济组织+适度规模经营”。以互惠、互利的合作为原则的农民合作经济组织是当前家庭承包经营制度下的一种有效经营组织形式，应该加大政策扶持力度，积极发展农民合作经济组织，通过把分散的小农户有效地组织起来，节约交易费用，规避自然风险和市场风险，以获得农业专业化和规模化生产效益，实现小农户和大市场的有效衔接。(2)农民合作经济组织的形成和发展以及对农民收入的促进作用应该以农户所拥有的劳动力、土地、资金等资源禀赋保障为基础，做到“人尽其才和物尽其用”。一方面，需要实施新型职业农民培育工程，对农民进行专业技术培训，以提高劳动力素质，更要强化农民接受教育与加强教育投资的认知；另一方面，应主动适应各地区农村发展实际、农业生产季节性特点和农民的现实需求，不断深化农村金融改革和制度创新，尽可能由点及面地推广试点土地流转收益保证贷款，给农村土地注入金融要素。(3)依托合作经济组织发展适度规模经营，应该着力保护耕地，努力在提高粮食生产能力上挖掘新潜力，严格控制农村土地的非粮化以保障粮食安全供给，还要注重保护农村弱势群体的经济利益，防止内部成员收入差距扩大趋势，以保障农业专业化生产惠及到更广大的农民群体。 ①农民专业合作经济组织的组织形式和活动方式多种多样，按照农民合作的紧密程度，归纳为以下3种主要类型：专业合作社、股份合作社和专业协会。专业合作组织作为农民专业合作经济组织典型形式，可以认为是农民联合自助组织的目标模式；股份合作社是在合作制基础上实行股份制的一种新型合作经济组织；专业协会是一种较为松散的合作形式，包括农业服务协会和专业协会等。 ②数据来源于中国农民合作社研究网(http://www.ccfc.zju.edu.cn/a/shujucaiji/20150126/19633.html)。 ③2001-2010年中国GDP年均实际增速分别高达10.49%，而2011年、2012年和2013年中国GDP的实际增速分别下降至了9.30%、7.65%、7.67%(同期农民收入实际增速分别为11.20%、11.38%和9.31%)，2014年中国GDP各季度实际增速分别只有7.4%、7.5%、7.3%。中国经济增长前沿课题组(2013)预测未来5年中国经济增长为6.4%～7.8%，刘世锦(2014)预测2015年中国经济增长为7.3%，未来10年的平均增长速度为6.5%。2015年3月李克强总理作政府工作报告指出中国2015年GDP预期目标增长7%左右。 ④农户生产专业化是指农户围绕某种农产品的生产培育，将种、养、加过程和产、供、销环节联为一体的专业生产经营系列，做到每个环节的专业化与一体化协同相结合，使每一种农产品都将原料、初级产品、中间产品制作成为最终产品进入市场，从而有利于提高产业链的整体效率和经济效益。
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