——以肉雞養(yǎng)殖戶為例
摘要：文章運(yùn)用2016年江蘇省11個(gè)縣（市、區(qū)）的規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的實(shí)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(cè)度了契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(duì)不同收入層次農(nóng)戶的收入效應(yīng)。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(duì)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(duì)低收入層次農(nóng)戶的收入產(chǎn)生顯著的提升作用，而對(duì)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(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶的增收效應(yīng)更為明顯。因此，加大對(duì)中低收入層次農(nóng)戶以及欠發(fā)達(dá)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(jìn)契約農(nóng)業(yè)組織模式創(chuàng)新，并鼓勵(lì)部分高收入層次農(nóng)戶自主經(jīng)營(yíng)，是有效推進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，實(shí)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(xiàn)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(jìn)小農(nóng)戶與大市場(chǎng)的銜接、降低農(nóng)戶市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、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(lái)，隨著中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程的推進(jìn)和對(duì)食品安全問(wèn)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(guó)得到了快速發(fā)展。然而，學(xué)者們對(duì)中國(guó)契約農(nóng)業(yè)的現(xiàn)實(shí)考察發(fā)現(xiàn)，在契約實(shí)踐過(guò)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(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的突出問(wèn)題。這凸顯了當(dāng)前“龍頭企業(yè)＋農(nóng)戶”契約模式的推廣對(duì)正處于深度轉(zhuǎn)型期的中國(guó)而言，更具復(fù)雜性和艱巨性，并再次引發(fā)人們的思考：中國(guó)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的收入效應(yīng)到底如何，契約農(nóng)業(yè)能否有效實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收的目標(biāo)？這是中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策需回答的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。
20世紀(jì)70年代以來(lái)，契約農(nóng)業(yè)對(duì)發(fā)展中國(guó)家農(nóng)戶的影響就成為學(xué)界的一個(gè)熱點(diǎn)研究問(wèn)題，并引起了廣泛的爭(zhēng)議及理論探討。契約農(nóng)業(yè)的支持者認(rèn)為，參與契約農(nóng)業(yè)能夠降低農(nóng)戶的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和交易成本，使小農(nóng)戶獲得生產(chǎn)資料、資金、市場(chǎng)信息和生產(chǎn)技術(shù)等支持，起到促進(jìn)農(nóng)戶增收、減少絕對(duì)貧困的作用。例如，Tripathi等、Miyata等學(xué)者的研究指出，發(fā)展中國(guó)家農(nóng)戶與大公司簽約后可以采用先進(jìn)的設(shè)備和技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)，并得到更高的報(bào)酬，提高其福利水平；Brithal等對(duì)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(chǎng)銷售成本及生產(chǎn)成本，顯著提高了農(nóng)戶的凈利潤(rùn)；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(bào)率；Mishra等對(duì)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(rùn)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(guò)向農(nóng)戶提供優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素、先進(jìn)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(diǎn)相反，一些學(xué)者因擔(dān)心契約農(nóng)業(yè)對(duì)小規(guī)模農(nóng)戶具有“擠出”效應(yīng)，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(duì)契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶增收效應(yīng)持否定的態(tài)度。比如，Singh、Maertens等學(xué)者指出，小農(nóng)戶獲得契約的機(jī)會(huì)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(dǎo)致農(nóng)村貧富差距擴(kuò)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(fēng)險(xiǎn)，發(fā)現(xiàn)盡管契約農(nóng)業(yè)能夠降低油棕價(jià)格沖擊的負(fù)面影響，但參與契約的農(nóng)戶仍易陷入貧困；Mwambi等對(duì)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(huì)增加發(fā)展中國(guó)家非參與者的不穩(wěn)定，破壞傳統(tǒng)農(nóng)戶家庭文化的強(qiáng)大關(guān)系，過(guò)度依賴經(jīng)濟(jì)作物，可能更容易導(dǎo)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(guó)山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化后指出，中國(guó)存在契約雙方市場(chǎng)能力不對(duì)等、契約農(nóng)戶增收乏力等問(wèn)題；徐健和王旭輝分析了中國(guó)北方五省不同契約農(nóng)業(yè)組織模式對(duì)農(nóng)戶收入的影響，結(jié)果顯示不同模式對(duì)農(nóng)戶增收效果存在差異，進(jìn)一步佐證了周立群和曹利群的觀點(diǎn)。由此可見(jiàn)，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(chǎng)機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)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(yīng)也可能會(huì)因?yàn)樾∞r(nóng)戶在市場(chǎng)中的弱勢(shì)地位而被削弱。因而，契約農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入的影響到底如何，學(xué)界并未達(dá)成共識(shí)，仍需進(jìn)一步研究。
事實(shí)上，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應(yīng)的分歧，亦反映了契約農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入的影響具有復(fù)雜性。通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，以往對(duì)于農(nóng)戶收入效應(yīng)的研究普遍采用最小二乘估計(jì)（OLS），即僅分析條件均值下的農(nóng)戶收入效應(yīng)，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(duì)不同收入水平農(nóng)戶的績(jī)效可能會(huì)具有不同的效果，這可能亦是導(dǎo)致契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(xiàn)來(lái)看，當(dāng)前針對(duì)契約農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)的研究仍局限在總體效應(yīng)方面，尚缺乏對(duì)不同收入層次農(nóng)戶的收入影響的系統(tǒng)分析及實(shí)證檢驗(yàn)；且在研究方法上，大多忽略了由于未觀測(cè)到的農(nóng)戶特征（如經(jīng)營(yíng)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(dǎo)致的測(cè)量偏差問(wèn)題。因此，采用單一的OLS進(jìn)行估計(jì)可能導(dǎo)致結(jié)果有偏，而引入能夠測(cè)度收入分布上差異效應(yīng)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(jìn)行契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應(yīng)研究，則更為科學(xué)、有效。
基于此，本文以中國(guó)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(duì)契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶收入效應(yīng)展開(kāi)了實(shí)證分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于2016年對(duì)江蘇省11個(gè)縣（市、區(qū)）的359戶規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的實(shí)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(cè)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(wèn)題的同時(shí)，進(jìn)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(duì)不同收入層次農(nóng)戶的影響差異，以期制定更具針對(duì)性的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策，實(shí)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(jī)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(shí)證分析及結(jié)果；最后為結(jié)論與政策啟示。
二、理論機(jī)制與模型設(shè)定
本文的研究目的是檢驗(yàn)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的收入效應(yīng)，主要通過(guò)肉雞養(yǎng)殖戶是否參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)其家庭人均養(yǎng)殖凈收入的影響效果進(jìn)行檢驗(yàn)。基于中國(guó)禽業(yè)產(chǎn)業(yè)化的特點(diǎn)，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(gòu)和最終產(chǎn)品銷售均由龍頭企業(yè)負(fù)責(zé)，而農(nóng)戶則需要按龍頭企業(yè)的統(tǒng)一要求進(jìn)行防疫及飼養(yǎng)管理，并預(yù)付保證金。契約農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入的影響機(jī)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(dǎo)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(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，從而增進(jìn)農(nóng)戶的收入水平。具體來(lái)說(shuō)：（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(jìn)而促進(jìn)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(jìn)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(jìn)農(nóng)戶的收入增長(zhǎng)；（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(jìn)農(nóng)戶的創(chuàng)新能力及先發(fā)優(yōu)勢(shì)價(jià)值，這提升了農(nóng)戶采納良種后的利潤(rùn)率；同時(shí)，緊密的縱向協(xié)作關(guān)系能夠削弱供應(yīng)鏈上下游的抗衡力量，增強(qiáng)自身的市場(chǎng)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(lì)，從而實(shí)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(jìn)行模型回歸時(shí)，為減小異方差影響，取自然對(duì)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(gè)體和家庭特征、養(yǎng)殖特征等一組控制變量向量；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。
為了更好地考察契約農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入的影響，在方程（1）的估計(jì)過(guò)程中，需要注意兩個(gè)關(guān)鍵性問(wèn)題：
第一，內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，由于未觀測(cè)到的農(nóng)戶特征因素（例如個(gè)人能力、勤奮程度、創(chuàng)新精神等）可能會(huì)與農(nóng)戶的契約參與行為具有相關(guān)性，遺漏變量和測(cè)量誤差會(huì)導(dǎo)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(yīng)循環(huán)。因此，若采用單一的OLS回歸模型，估計(jì)結(jié)果可能會(huì)存在內(nèi)生性偏誤。為解決這一問(wèn)題，本文擬同時(shí)采用Heckman選擇模型對(duì)樣本選擇或自選擇偏誤加以矯正。借鑒周力等學(xué)者的研究，選取農(nóng)戶養(yǎng)殖場(chǎng)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(jī)會(huì)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(yù)算約束（養(yǎng)雞借款）為工具變量。上述幾類變量會(huì)顯著影響農(nóng)戶的契約參與決策，但對(duì)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(shí)際情形難以滿足模型（1）對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)作出同方差與服從正態(tài)分布的假定，進(jìn)而會(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)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(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)獨(dú)立同分布的假設(shè)，故本文擬進(jìn)一步運(yùn)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(yīng)。相比較于樣本均值回歸，該模型具備以下優(yōu)勢(shì)：一是克服隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)強(qiáng)假定的偏離所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤；二是估計(jì)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(duì)于條件分布的刻畫(huà)更為細(xì)致，便于探討契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(duì)于任意的0 綜上所述，本文的計(jì)量分析主要包括三部分：一是通過(guò)OLS多元回歸模型檢驗(yàn)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(yùn)用Heckman選擇模型，選擇工具變量以檢驗(yàn)OLS模型是否存在內(nèi)生性問(wèn)題；鑒于前述回歸模型的結(jié)果只能描述平均水平，本文計(jì)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(duì)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(lái)源 本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2016年春季對(duì)江蘇省11個(gè)縣(市、區(qū))的規(guī)?；怆u養(yǎng)殖戶的問(wèn)卷調(diào)查。江蘇省作為中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平最高的省份之一，同時(shí)又是中國(guó)禽肉生產(chǎn)大省，在禽業(yè)養(yǎng)殖的規(guī)?；?、家禽出欄量、禽蛋產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)政策扶持力度等指標(biāo)方面排名靠前?？梢?jiàn)，以江蘇省肉雞養(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(yùn)行“龍頭企業(yè)＋農(nóng)戶”契約模式的肉雞龍頭企業(yè)。在每個(gè)采樣地點(diǎn)隨機(jī)選擇35個(gè)符合要求的農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一訪談，收集農(nóng)戶的個(gè)體和家庭基本信息，以及2015年的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)及契約參與情況等信息。本次調(diào)查共收回有效問(wèn)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(jì)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(gòu)和最終產(chǎn)品銷售均由龍頭企業(yè)負(fù)責(zé)，而農(nóng)戶則需要按龍頭企業(yè)的統(tǒng)一要求進(jìn)行防疫及飼養(yǎng)管理，并預(yù)付保證金。需要說(shuō)明的是，本文定義的“獨(dú)立養(yǎng)殖戶”是指未與龍頭企業(yè)簽訂生產(chǎn)合同的規(guī)模化肉雞養(yǎng)殖戶，他們的生產(chǎn)資料的采購(gòu)和最終商品銷售由其自主經(jīng)營(yíng)且自負(fù)盈虧，價(jià)格隨行就市。 此外，文獻(xiàn)研究表明，農(nóng)戶的個(gè)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(dòng)力數(shù)量、養(yǎng)殖規(guī)模、養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)、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(jì)詳見(jiàn)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(dòng)力人數(shù)為2人，平均肉雞年出欄量約為5萬(wàn)只。受訪農(nóng)戶家庭的人均養(yǎng)殖凈收入為2.5萬(wàn)元，專用性投資為23萬(wàn)元。 表2呈現(xiàn)了獨(dú)立養(yǎng)殖戶與契約農(nóng)戶的特點(diǎn)以及各變量差異的t檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，契約農(nóng)戶與獨(dú)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(dú)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(shuō)明獨(dú)立養(yǎng)殖戶擁有更多的營(yíng)運(yùn)資本。 四、實(shí)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(jì)結(jié)果如表3（左欄）所示。在估計(jì)過(guò)程中，本文采用了White異方差來(lái)校正截面數(shù)據(jù)所帶來(lái)的異方差性。此外需要說(shuō)明的是，考慮到凈收入數(shù)值存在負(fù)數(shù)的情況，取自然對(duì)數(shù)后該類樣本會(huì)因出現(xiàn)缺失值而被剔除，本文通過(guò)觀察樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)值，在不影響分析結(jié)論的情況下，將上述樣本取對(duì)數(shù)后的收入值用0值進(jìn)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(duì)農(nóng)戶收入的影響。表3中的OLS估計(jì)結(jié)果顯示，契約參與變量在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)（估計(jì)參數(shù)為1.886），表明與市場(chǎng)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(xiàn)的研究結(jié)論相一致，說(shuō)明農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)能夠降低市場(chǎng)交易成本、獲取信貸支持和技術(shù)指導(dǎo)，進(jìn)而提高農(nóng)戶的生產(chǎn)效益。 控制變量的估計(jì)結(jié)果顯示，家庭人口規(guī)模變量對(duì)農(nóng)戶的收入具有顯著負(fù)向影響（估計(jì)參數(shù)為-0.311），而養(yǎng)殖規(guī)模變量和養(yǎng)殖年限變量對(duì)農(nóng)戶的收入具有顯著正向影響（估計(jì)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(zhǎng)，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(huì)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(huì)越高，規(guī)模效應(yīng)所帶來(lái)的平均生產(chǎn)成本的下降能夠促進(jìn)農(nóng)戶的增收。養(yǎng)殖年限反映了農(nóng)戶飼養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)的豐富程度，農(nóng)戶肉雞養(yǎng)殖年限越長(zhǎng)，其飼養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)就越豐富，農(nóng)戶可能會(huì)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(zhǎng)。此外，結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)、專用性投資等變量對(duì)農(nóng)戶收入的影響并不顯著，可能的原因是，目前我國(guó)的肉雞養(yǎng)殖業(yè)對(duì)技術(shù)、資本等要素的要求相對(duì)較低，即農(nóng)戶的進(jìn)入壁壘并不高，因此農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)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(jì)結(jié)果如表3（右欄）所示。該模型包括兩個(gè)方程，“選擇方程”用于估計(jì)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(wèn)題。如表3所示，第一階段的工具變量的估計(jì)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(jì)參數(shù)分別為0.264、-2.08e-06、-0.054、-0.039）。此處本文進(jìn)行了過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，結(jié)果顯示p值均大于0.1，因而可認(rèn)為所有工具變量均為外生。然而，Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)未在至少10%的水平上拒絕原假設(shè)（卡方統(tǒng)計(jì)量為2.708，p值為0.443），因此，本文認(rèn)為契約參與變量不是內(nèi)生解釋變量。此外，模型估計(jì)結(jié)果中代表兩方程誤差項(xiàng)之間相關(guān)性的athrho值不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p值為0.461），說(shuō)明樣本不存在選擇偏差問(wèn)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(guò)檢驗(yàn)，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(jì)結(jié)果中，其他解釋變量估計(jì)系數(shù)的大小及作用方向與OLS估計(jì)結(jié)果基本一致，這意味著使用Heckman和OLS沒(méi)有系統(tǒng)性的差異，同時(shí)也更好地驗(yàn)證了本研究估計(jì)結(jié)果的可靠性。 （二）分位數(shù)回歸模型 借鑒李長(zhǎng)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(diǎn)、0.25分位點(diǎn)、0.5分位點(diǎn)、0.75分位點(diǎn)和0.9分位點(diǎn)，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(yàn)在各分位點(diǎn)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(gè)分位點(diǎn)的回歸系數(shù)不完全相同。分位數(shù)回歸模型的估計(jì)結(jié)果如表4所示。 從表4可以看出，在0.1和0.25分位點(diǎn)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(guò)了檢驗(yàn)（估計(jì)參數(shù)分別為8.898和1.239）。這表明契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(jìn)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(shì)，對(duì)其增加物質(zhì)資本等投入，會(huì)使得邊際產(chǎn)出效果更為明顯。具體來(lái)說(shuō)，在生產(chǎn)合同模式下，龍頭企業(yè)會(huì)為農(nóng)戶提供生產(chǎn)要素、資金、信息、技術(shù)推廣和指導(dǎo)等服務(wù)，農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)后能夠立即彌補(bǔ)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(shuō)明了農(nóng)村地區(qū)的貧困群體能夠通過(guò)參與契約農(nóng)業(yè)而受益。 而在0.5和0.75分位點(diǎn)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(jì)參數(shù)分別為0.159和0.031），但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這意味著當(dāng)前的契約農(nóng)業(yè)模式在利益分配機(jī)制等方面尚存在不完善的地方，無(wú)法保護(hù)弱勢(shì)農(nóng)戶的切身利益。事實(shí)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(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)龍頭企業(yè)產(chǎn)生嚴(yán)重依賴并喪失在談判中的議價(jià)能力，進(jìn)而使得雙方市場(chǎng)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(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)倷C(jī)制，且在契約設(shè)計(jì)時(shí)并未有效解決契約雙方市場(chǎng)權(quán)力不均衡的問(wèn)題，則現(xiàn)有的契約模式就不能有效地促進(jìn)農(nóng)戶增收。 需要注意的是，0.9分位點(diǎn)回歸模型的估計(jì)結(jié)果顯示，契約參與變量不顯著且為負(fù)（估計(jì)參數(shù)為-0.002），說(shuō)明契約農(nóng)業(yè)未能促進(jìn)極高收入層次農(nóng)戶的增收，相反還具有一定的負(fù)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(fēng)險(xiǎn)承受能力較高，且在經(jīng)營(yíng)能力、資金、信息等方面具有優(yōu)勢(shì)，因而具有一定的經(jīng)濟(jì)實(shí)力及創(chuàng)收能力，這類農(nóng)戶若選擇自主經(jīng)營(yíng)，可能會(huì)獲得比固定利潤(rùn)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(biāo)準(zhǔn)差為因變量進(jìn)行了實(shí)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(dān)的風(fēng)險(xiǎn)，這也說(shuō)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(duì)農(nóng)戶收入的影響不能以均值回歸結(jié)果來(lái)判定?？傮w來(lái)看，契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不平衡，而蘇南、蘇中和蘇北的差距亦是中國(guó)東部、中部和西部三大區(qū)域發(fā)展差距的縮影。考慮到契約農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入的影響可能存在地區(qū)差異，有必要進(jìn)一步展開(kāi)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(duì)數(shù)形式）為因變量，重復(fù)前述的實(shí)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(diǎn)關(guān)注的契約參與變量的估計(jì)結(jié)果。 表5中的OLS和Heckman選擇模型的估計(jì)結(jié)果均顯示，契約參與變量在各分樣本中都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)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(jìn)一步的分位數(shù)回歸模型的估計(jì)結(jié)果卻表明，契約農(nóng)業(yè)僅對(duì)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(diǎn)）的收入產(chǎn)生顯著的正向影響，而對(duì)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(duì)蘇北和蘇中地區(qū)高收入層次農(nóng)戶的增收效應(yīng)呈現(xiàn)出正向影響作用，而對(duì)蘇南地區(qū)高收入層次農(nóng)戶的增收效應(yīng)卻呈現(xiàn)出負(fù)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(duì)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(shì)。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(jìn)而促進(jìn)增收。相較于蘇北地區(qū)，蘇南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，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(kāi)始試點(diǎn)契約農(nóng)業(yè)模式，并探索出臺(tái)多樣化的農(nóng)業(yè)支持政策。因而對(duì)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(chǎng)環(huán)境下，高收入農(nóng)戶因在經(jīng)營(yíng)能力和資金方面具有優(yōu)勢(shì)，其采取獨(dú)立經(jīng)營(yíng)模式可能會(huì)獲得比契約農(nóng)業(yè)模式下的固定利潤(rùn)更高的收益。因此，契約農(nóng)業(yè)對(duì)收入水平偏低的蘇北地區(qū)農(nóng)戶的收入有明顯的促進(jìn)作用，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的蘇南地區(qū)，契約農(nóng)業(yè)對(duì)高收入層次農(nóng)戶的收入效應(yīng)為負(fù)。 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(shí)證檢驗(yàn)了契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(jì)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(jìn)一步的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，契約農(nóng)業(yè)僅對(duì)低收入層次農(nóng)戶的收入具有顯著的正向影響，但對(duì)其他收入層次農(nóng)戶的增收作用并不明顯，甚至對(duì)高收入層次農(nóng)戶呈現(xiàn)負(fù)向的收入效應(yīng)，即契約農(nóng)業(yè)對(duì)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(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，契約農(nóng)業(yè)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶的增收效應(yīng)更為明顯。上述結(jié)論有效論證了當(dāng)前契約農(nóng)業(yè)能夠促進(jìn)小農(nóng)戶與大市場(chǎng)的有效銜接，使參與契約農(nóng)業(yè)的小農(nóng)戶獲取來(lái)自專業(yè)化經(jīng)濟(jì)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(dòng)機(jī)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(dǎo)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(duì)中低收入層次農(nóng)戶以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的政策支持力度。政府應(yīng)加大契約農(nóng)業(yè)的政策支持力度，尤其幫助和鼓勵(lì)低收入層次農(nóng)戶以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)，通過(guò)把分散的小農(nóng)戶有效組織起來(lái)，規(guī)避市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、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(jìn)“小農(nóng)戶”與“大市場(chǎng)”的銜接，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶增收目標(biāo)。 （2）積極扶持和推進(jìn)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(jìn)農(nóng)戶增收，但從本研究結(jié)果來(lái)看，目前的模式對(duì)中高收入型農(nóng)戶的作用并未發(fā)揮出來(lái)，其原因在于龍頭企業(yè)和農(nóng)戶雙方的市場(chǎng)勢(shì)力不對(duì)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(chǎng)權(quán)利不均衡問(wèn)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(dǎo)農(nóng)民合作經(jīng)濟(jì)組織的良性發(fā)展，建立合理的盈余分配制度，將促進(jìn)中小型契約農(nóng)戶的利益保障；與此同時(shí)，龍頭企業(yè)或合作組織還應(yīng)增加對(duì)農(nóng)戶的技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)頻率，通過(guò)提高農(nóng)戶的養(yǎng)殖技術(shù)、強(qiáng)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(lì)部分高收入層次農(nóng)戶自主經(jīng)營(yíng)。對(duì)于處于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)且具備一定經(jīng)濟(jì)實(shí)力、家庭資源稟賦較高的農(nóng)戶，可通過(guò)大力支持和培育其自辦加工企業(yè)、家庭農(nóng)場(chǎng)等新型生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式，激勵(lì)這類高收入層次農(nóng)戶選擇自主經(jīng)營(yíng)，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(shí)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(jìn)一步研究。 作者簡(jiǎn)介：侯晶，女，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生。應(yīng)瑞瑤，男，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士 生導(dǎo)師。周力，男，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。 中國(guó)鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）2018年第3期 (掃一掃，更多精彩內(nèi)容！)
