農業產業化聯合體合聯機制績效實證研究

摘要：利用河北、安徽、江西等地的調查數據實證檢驗農業產業化聯合體的要素融合配置、功能合聯、聯盟共治和利益聯結機制對農業產業化聯合體績效的影響。研究結果表明，農業產業化聯合體的要素融合配置、功能合聯、聯盟共治和利益聯結機制與聯合體績效正相關，但要素融合配置效應不顯著。檢驗結果還表明，聯合體負責人的年齡、受教育程度和財政支農政策與聯合體績效顯著正相關，聯合體土地經營規模與聯合體績效呈倒“U”形關系。由此提出如下政策建議：一是健全市場機制，切實發揮市場在資源配置中的決定性作用;二是農業產業化聯合體土地經營規模須適度;三是須要規范健全政策扶持體系。

關鍵詞：農業產業化聯合體;合聯機制;聯合體績效

中圖分類號：F321文獻標志碼：A

文章編號：1002-1302（2021）01-0007-06

作者簡介：湯文華（1977—），男，江西臨川人，博士，副教授，主要從事農業經濟研究。E-mail：twh412@163.com。

中國是農業大國，農業人口眾多。“十三五”規劃綱要指出，到2020年我國城鎮化率要達到60%，按13億人口計算，我國還有5億多人生活在農村。即使按照西方一些發達國家的城鎮化率計算，比如未來我國城鎮化率達到75%，以10億人計，未來也還有2.5億人生活在農村。顯然，農業人口眾多對中國而言將是一種長期性的現象，而這也決定了中國農業發展的重要性。另外，由于我國人口眾多，耕地相對少，人地矛盾突出，農村土地細碎化問題嚴重，這制約了我國農業規模化現代化經營，一定程度上阻礙了我國農業現代化發展，要推進農業現代化、建設現代農業必須克服這一發展瓶頸。黨的十七屆、十八屆公投和2013—2017年中央一號文件指出，要用工業化的思路改造傳統農業，優化配置現代生產要素，推進土地適度規模經營，培育和構建包括家庭農場、種養大戶、農民專業合作社和農業企業等在內的新型農業經營與服務主體。黨的十八大以來，我國經濟社會發展進入到新時代，農業發展也進入到現代化發展的新階段。為了進一步推進我國農業現代化，黨的十九大報告提出鄉村振興戰略，要求構建“現代農業產業體系、生產體系、經營體系”，進行農業供給側結構性改革。其舉措之一就是培育各類新型農業經營主體，而農業產業化聯合體的發展是當前我國農業經營體制的又一次創新。“發展農業產業化聯合體是促進鄉村振興的重要舉措之一，農業產業化聯合體是構建現代農業經營體系、促進鄉村一二三產業融合和產業興旺的重要載體，也是實現小農戶和現代農業發展有機銜接的有效形式，是農業產業化發展到新階段的必然產物”[1]。可見，現階段我國大力發展農業產業化聯合體意義重大。

農業產業化聯合體是龍頭企業、農民合作社和家庭農場等新型農業經營主體以分工協作為前提，以規模經營為依托，以利益聯結為紐帶的一體化農業經營組織聯盟。聯合體的突出特點就是各類農業經營主體通過一定的聯合機制聯合在一起，聯合體的聯合機制是聯合體能否穩定健康發展的關鍵[2]。

目前對農業產業化聯合體的研究主要集中在以下幾個方面：一是農業經營組織模式及其演化研究。鄭定榮首次提出農業產業化聯合體這一新概念，并且認為這種新型經營組織形式具有經營機構設置新、經營權限新和管理機制新等特點[3]。郭曉鳴等把產業化聯合體模式區分為龍頭企業帶動型、中介組織聯動型和合作社一體化模式[4]。龍方等分析了農業產業組織模式演進的動力機制，指出縱向一體化組織模式形成的動力在于消除了市場信息不對稱而產生的逆向選擇和降低交易成本，橫向一體化模式形成的動力在于可以消除市場壟斷，減少不確定性和降低市場風險[5]。湯吉軍等從比較制度的視角研究了農業產業化聯合體的制度優劣勢以及演化路徑[6]。二是研究不同農業經營主體的功能和作用。李炳坤認為，龍頭企業以市場需求為導向，通過采用先進技術和延伸產業鏈條，帶領農民闖市場，提高農民組織化程度[7]。錢克明等研究了農民專業合作社，指出農民專業合作社是現代農業社會化服務的主要提供者和服務者[8]。羅必良則強調了家庭經營在農業生產中的基礎性地位[9]。三是農業經營主體的問題及對策分析。陳念東基于交易成本理論的視角分析了產業組織的違約成本以及契約的穩定性，提出通過強化監督、提高違約成本、加大專用資產投資力度等方式以降低機會主義行為[10]。陳華彬認為，當前農業產業化聯合體存在產業連接不緊密、要素連接不緊密、利益連接不緊密和組織連接不緊密，必須加強這4個方面的建設和完善[11]。四是農業產業化聯合體的聯合機制研究。孫正東等研究了產業化聯合體的產業鏈接、要素流動和利益分配聯合機制[12-13]，蘆千文從交易成本、互信互利和管理要素角度研究了聯合體的聯合機制[14]，王志剛等則研究了契約分工、收益鏈接和要素流動機制[15]。

從現有文獻看，學界對農業產業化聯合體的研究尚顯不足。盡管一些學者對農業產業化聯合體的聯合機制做了初步研究，但主要是從理論上闡釋產業化聯合體聯合機制對聯合體績效的作用，鮮少有對產業化聯合體聯合機制績效的實證分析。因此，本研究以安徽、河北、江西等地的農業產業化聯合體的調查數據為基礎，對農業產業化聯合體的聯合機制績效進行實證分析。根據現有相關文獻以及農業農村部等頒發的《關于促進農業產業化聯合體發展的指導意見》，對農業產業化聯合體的要素融合配置機制、主體功能合聯機制、聯盟共治機制和利益聯結機制做實證分析。

1研究設計

1.1樣本數據來源

2019年6—8月和2019年12月至2020年1月，筆者所在的課題組對河北、安徽、江西、河南、寧夏、海南、江蘇、福建等省份的農業產業化聯合體進行調研。選擇這些省份調研主要是考慮到農業產業化聯合體當前在中國是個新鮮事物，一些地方正在培育與發展，而這幾個地區的農業產業化聯合體發展在全國是比較早的，也是發展得比較好的，一些地區也是全國試點省份。為了盡可能獲得可靠的數據資料，筆者所在的課題組采取了以下做法：（1）科學設計調查問卷。首先根據研究目的初步設計調查問卷，然后進行預調研，對預調研數據進行處理和信度效度檢驗，并征詢專家意見，對問卷進行修改完善，最后確定問卷終稿。（2）調研人員培訓。調查前，筆者對所有參與調查的人員展開了規范的調查培訓，使調查人員熟練掌握相關調查知識和技能。（3）隨機抽樣和典型抽樣相結合確定調查樣本。即首先在1個省份隨機選定一部分調查樣本，其次在這個省（市、區）的省級或市級示范農業產業化聯合體中進行隨機抽樣。省級或市級示范產業化聯合體與非省級或非市級示范產業化聯合體的比例按照政府部門統計在冊的2類聯合體的比例取定。因為實踐中全國產業化聯合體比較少，很多聯合體不規范，這樣選擇出來的樣本就更符合實際情況，更具有代表性。調研共發放調查問卷386份，獲得有效問卷378份，有效率為97.93%。

1.2研究假設

根據《關于促進農業產業化聯合體發展的指導意見》和現有相關文獻的理論研究，提出以下研究假說：H1，要素融合配置與農業產業化聯合體績效正相關;H2，功能協同合聯與農業產業化聯合體績效正相關;H3，聯盟共治與農業產業化聯合體績效正相關;H4，利益合聯與農業產業化聯合體績效正相關。

1.3變量選擇

1.3.1被解釋變量現有多數有關文獻表明，考察農業經營組織或企業的經濟績效，主要使用經濟組織的利潤（率）、銷售收入等來測量。由于本研究數據來自實地調查，考慮到調研中真實數據的可獲得性，這里選取農業產業化聯合體2～3年的平均利潤（y）作為聯合體績效的代理變量。

1.3.2核心解釋變量（1）要素融合配置（Scj）。企業戰略聯盟理論認為，生產要素融合流動配置對企業聯盟績效產生正向影響，特別是聯盟內資金共享互通在聯盟中的重要作用。結合本研究目的，這里采用調查問卷中的“聯合體是否創建了互助基金”來測量生產要素融合配置。

（2）功能合聯（Gnj）。新興古典經濟學闡述了分工與協作能有力地促進組織績效與經濟成長[16]，王志剛等論述了農業產業化聯合體內部各主體分工協作促進了聯合體的合作收益[15]。因此，使用問卷中的聯合體各主體“功能定位是否明確”來測量聯合體各主體功能合聯機制。

（3）聯盟共治（Zlj）。根據公司治理理論可知，良好的公司治理結構是企業績效提升的關鍵[17-18]，而且股份制企業的公司治理結構更有利于促進企業民主共治，也較符合現代企業制度。因此，這里采用問卷中的“聯合體是否是股份合作制”來測量聯合體聯盟共治機制。

（4）利益聯結（Lfj）。孫正東等闡述了在農業產業化聯合體內部構建利益共享風險共擔機制對聯合體穩定健康發展的重要性[12-13]。據此，采用問卷中的“聯合體是否建立了利益風險機制”來測量聯合體利益聯結機制。

1.3.3控制變量新型農業經營主體發展的影響因素可以分為內部因素（如經營主體負責人特征、經營主體特征等）和外部因素（如政策支持、市場情況、環境氣候等），這里選取年齡（Age）、受教育程度（Edu）、土地經營規模（Sca）、財政支農政策（Fin）、距離市場遠近（Mar）等作為控制變量，以控制這些因素對聯合體經營績效的影響。

1.4模型設定及描述性統計

根據本研究的目的與變量間的關系，采用以下多元線性回歸模型。

其中：y是被解釋變量（平均利潤），要素融合配置（Scj）、功能合聯互補（Gnj）、聯盟共治（Zlj）、利益合聯（Lfj）為核心解釋變量，控制變量分別為受教育程度（Edu）、年齡（Age）、土地經營規模（Sca）、財政支農政策（Fin）、距離市場遠近（Mar），ε為誤差項。

變量含義及描述性統計見表1。

2模型回歸分析

2.1共線性、異方差、有效性分析

對于多變量回歸分析，往往會產生共線性問題，致使變量回歸系數產生不一致性。為了消除共線性問題，采用分層回歸法，最后得到9個解釋變量。同時經過方差膨脹系數（VIF）檢驗，每個解釋變量的方差膨脹系數VIF<10，平均方差膨脹系數=328，表明回歸模型基本沒有共線性問題。

異方差的處理，一是對部分變量數據取對數，二是對模型進行穩健性（robust）回歸。對模型回歸結果進行異方差檢驗，結果表明沒有異方差問題。

本模型采用普通最小二乘法進行變量系數回歸，可能因為模型設定偏誤而出現回歸結果無效，因此對模型回歸所得殘差進行正態性檢驗。通過殘差（ε）分位-狀態圖（模型擬合良好）及其偏度-峰度檢驗[P（偏度）=0.154>0.05，P（峰度）=0557>0.05]，結果表明模型設定良好。

2.2內生性討論

回歸分析中往往因為變量存在內生性而導致變量估計值產生不一致，因此須要對回歸模型內生性問題進行檢驗及處理。

首先，對多個變量進行相關系數檢驗以及采用分層回歸，最后得到9個解釋變量，一定程度上可以避免遺漏重要解釋變量，以消除內生性。

其次，模型是否遺漏解釋變量的高次項，對模型進行拉姆齊（Ramsey）內生性檢驗，模型檢驗概率P=0.0213<0.05，表明模型存在內生性。

根據相關經濟學理論，本回歸模型中存在內生性問題的變量可能是受教育程度和土地經營規模這2個解釋變量。先在模型中加入受教育程度的平方項進行回歸，[JP2]其系數不顯著，模型共線性問題嚴重，排除受教育程度存在內生性;再加入土地經營規模的平方項進行回歸，[JP2]模型回歸結果良好。對回歸結果進行內生性檢驗，模型檢驗概率P=0.2190﹥005，可以認為模型基本上不存在內生性。

2.3回歸結果分析

首先，將4個核心解釋變量和控制變量一起放入回歸模型中對被解釋變量進行回歸，得到模型（1），結果見表2。回歸結果顯示，功能合聯和聯盟共治在1%水平上與聯合體績效正相關，分別以16956和1.4605的強度促進聯合體績效提升，假說2和假說3得到驗證。[JP2]利益聯結機制在10%的水平上與聯合體績效正相關，表明利益聯結機制越強越有利于聯合體績效提高，假說4得到檢驗。要素融合配置的系數為正，但不顯著，原因可能是聯合體當前正處于培育與發展的初級階段，聯合體內部的要素融合流動配置效率不高，假說1沒有得到驗證。

控制變量中，聯合體負責人年齡和土地經營規模在1%的水平上與聯合體績效正相關，但土地經營規模的作用更大。聯合體負責人的受教育程度和財政支農政策在5%的水平上與聯合體績效呈正相關，表明受教育程度和財政支農政策都有利于提高聯合體績效。距離市場遠近在13.0%的水平上與聯合體績效負相關，表明離市場越遠，聯合體績效越低。土地經營規模的平方項在13.2%的水平上與聯合體績效負相關，表明土地經營規模與聯合體績效呈倒“U”形關系，即土地經營規模要適度，而不是土地經營規模越大越好。

然后，分別把單個核心解釋變量和控制變量放入模型中回歸，得到模型（2）至模型（5）。4個模型中，核心解釋變量功能合聯、聯盟共治和利益聯結機制都在1%的水平上與聯合體績效正相關，表明此三者對聯合體績效具有較強的提升作用，只有要素融合配置的正向效應不顯著。聯合體負責人年齡和土地經營規模在1%的水平上與聯合體績效正相關。聯合體負責人受教育程度在模型（3）和模型（4）中以1%以及在模型（5）中以10%的顯著性水平與聯合體績效正相關。財政支農政策在模型（4）和模型（5）中以5%以及在模型（3）中以10%的顯著性水平與聯合體績效正相關。距離市場遠近的系數在模型（3）、模型（4）和模型（5）中均為負，且顯著性水平大致在15%～33%之間，表明離市場越遠，其越不利于聯合體績效提高。土地經營規模的平方項在模型（3）和模型（5）中以5%以及在模型（4）中以21%的顯著性水平與聯合體績效負相關，表明土地經營規模與聯合體績效呈倒“U”形關系。

綜上，無論是核心解釋變量一起回歸還是單獨加入模型回歸，4個核心解釋變量都與聯合體績效具有正相關關系，只不過要素融合配置的作用性稍微弱一點。控制變量中，聯合體負責人年齡和土地經營規模在5個模型中都以1%的顯著性水平與聯合體績效正相關，表明這兩者的績效作用較強。聯合體受教育程度和財政支農政策在5個模型中以1%～10%的顯著性水平正相關于聯合體績效，表明此二者的績效效應較強。離市場遠近在5個模型中的系數均為負，盡管顯著性不足，但也在一定程度上表明，離市場較遠會對聯合體績效造成負面影響。土地經營規模的平方項在5個模型中的系數符號為負，而且在其中3個模型中都以5%的顯著性水平與聯合體績效負相關，表明土地經營規模與聯合體績效呈倒“U”形關系。

3.4穩健性檢驗

為了驗證模型回歸結果是否具有穩定性，對其進行穩健性檢驗。一是使用聯合體2～3年的平均銷售收入作為被解釋變量進行回歸，二是使用聯合體總人數替代土地經營規模進行回歸，模型回歸結果見表3。2種回歸結果表明，4個核心解釋變量中，功能合聯、聯盟共治和利益聯結與聯合體績效顯著正相關，要素融合配置不顯著，但符號為正。控制變量中，聯合體負責人年齡和受教育程度都與聯合體績效顯著正相關。土地經營規模以22.5%的顯著性水平正相關于聯合體績效，其平方項系數為負;離市場遠近的系數為負，且不顯著。檢驗結果表明，模型回歸結果具有穩健性。

4結論與政策建議

4.1結論

農業產業化聯合體是龍頭企業、農民合作社和家庭農場等新型農業經營主體以分工協作為前提，以規模經營為依托，以利益聯結為紐帶的一體化農業經營組織聯盟，是供給側結構性改革新形勢下我國農業經營組織制度的創新，是適應農業現代化發展的新事物。利用調研數據實證檢驗農業產業化聯合體的要素融合配置、功能合聯、聯盟共治和利益聯結機制對農業產業化聯合體績效的影響。研究結果表明，要素融合配置、功能合聯、聯盟共治和利益聯結機制與農業產業化聯合體的績效正相關，但要素融合配置機制的績效效應不顯著。檢驗結果同時表明，聯合體負責人年齡、受教育程度、財政支農政策與聯合體績效顯著正相關，土地經營規模與聯合體績效呈倒“U”形關系。聯合體距離市場遠近與其績效顯著負相關，表明距離市場越遠越不利于聯合體績效的提高。

4.2政策建議

一是健全市場機制，切實發揮市場在資源配置中的決定性作用。研究結果表明，生產要素融合配置雖然正相關于聯合體績效，但并不顯著，表明生產要素配置效率不高。這與筆者在調研當中看到的現象比較一致。從調研中可以發現，許多地方政府把組建培育農業產業化聯合體納入地方政府經濟發展規劃，而且對相關部門進行定期考核，結果導致一些地方政府深度介入農業產業化聯合體的經營，有些地方政府事無巨細統攬包攬，把應該由聯合體自己決策的事情也管了，這種做法相當于取消了聯合體自主經營權，聯合體資源有效配置效率大打折扣。所以，當地政府可以健全完善市場環境，把聯合體自主經營權交還給聯合體，這樣才能提高要素資源配置效率。

二是聯合體土地經營規模要適度，不可盲目貪多求大。研究結果表明，土地經營規模與聯合體績效呈倒“U”形關系，表明聯合體經營中，土地規模遵循邊際遞減規律。因此，農業產業化聯合體須要根據自身實際情況經營適度規模土地，不是土地規模越大越好。同時，當地政府不能因為扶貧攻堅，打著產業扶貧的借口硬搞拉郎配，壘大戶，招致多方受損，結果得不償失。

三是要規范健全政策扶持體系。首先，扶持政策須要細化精準。例如，目前國家層面對于高標準農田建設補貼45000元/hm2，[JP+1]但在調研中發現，能夠進行高標準農田建設的幾乎都是省級示范產業化聯合體，對于其他的聯合體實際上得不到此項政策扶持。基于此，政府須梳理各項扶持政策，政策制定要細化、精準。其次，腳踏實地培養農村人才，而且要長期做好農村人才培養工作。調研中發現，聯合體依然有一半以上的負責人沒有大專及以上文憑，實際從事種養的絕大多數仍然是45歲以上的農民。因此，在培養農村人才方面，應該加大力度。在大學招生時，如果有愿意到農村從事農業的可以免費讀大學;強化農村職業教育培訓，對于系統參加職業培訓的農民可以給予獎勵;提高農村工作者的待遇，最少不能低于當地公務員的待遇，使涉農工作真正成為體面的工作。最后，加大資金支持力度并規范資金用途。調研中發現，國家層面諸多政府扶持資金都要求地方政府進行資金配套，但地方政府財政有限，結果要么沒有配套，要么資金交叉挪用。例如，一些地方政府就把農村產業發展扶持資金與扶貧攻堅資金互相交叉挪用，拆東墻補西墻，結果導致資金使用效率不高。在培育和發展農業產業化聯合體過程中，須要建立健全政策扶持體系，使得各項農村工作都有法可依，規范推進，使農業產業化聯合體發展行穩致遠。

參考文獻：

[1]葉貞琴.發展農業產業化聯合體促進鄉村振興[N].農民日報，2017-11-06（001）.

[2]周昊天.鄉村振興戰略下農業產業化聯合體創新發展研究——運營特征、發展困境和路徑分析[J].江蘇農業科學，2019，47（17）：32-35.

[3]鄭定榮.重新構建農村經營新體制——農業產業化聯合體問題探討[J].廣東經濟，2003（10）：26-28.

[4]郭曉鳴，廖祖君，付嬈.龍頭企業帶動型、中介組織聯動型和合作社一體化三種農業產業化模式的比較——基于制度經濟學視角的分析[J].中國農村經濟，2007（4）：40-47.

[5]龍方，任木榮.農業產業化產業組織模式及其形成的動力機制分析[J].農業經濟問題，2007，28（4）：34-38.

[6]湯吉軍，戚振宇，李新光.農業產業化組織模式的動態演化分析——兼論農業產業化聯合體產生的必然性[J].農村經濟，2019（1）：52-59.

[7]李炳坤.發展現代農業與龍頭企業的歷史責任[J].農業經濟問題，2006（9）：4-8.

[8]錢克明，彭廷軍.關于現代農業經營主體的調研報告[J].農業經濟問題，2013，34（6）：4-7.

[9]羅必良.家庭經營仍是新型農業經營體系基礎[J].中國合作經濟，2014（3）：5.

[10]陳念東.農業產業化生產經營模式中利益主體的行為博弈及優化策略[J].理論探討，2013（2）：79-83.

[11]陳華彬.鄉村振興視閾下農業產業化聯合體研究——產生機理、運營機制和實證分析[J].重慶理工大學學報（社會科學版），2019，33（3）：36-45.

[12]孫正東.現代農業產業化聯合體的理論分析和實踐范式研究[D].北京：北京交通大學，2016.

[13]陳定洋.供給側改革視域下現代農業產業化聯合體研究[J].科技進步與對策，2016（13）：78-83.

[14]蘆千文.現代農業產業化聯合體：組織創新邏輯與融合機制設計[J].當代經濟管理，2017，39（7）：38-44.

[15]王志剛，于濱銅.農業產業化聯合體概念內涵、組織邊界與增效機制：安徽案例舉證[J].中國農村經濟，2019（2）：60-80.

[16]楊小凱、黃有光、張玉綱.專業化與經濟組織：一種新興古典微觀經濟學框架[M].北京：經濟科學出版社，2000.

[17]白重恩，劉俏，陸洲，等.中國上市公司治理結構的實證研究[J].經濟研究，2005，40（2）：81-91.

[18]楊典.公司治理與企業績效——基于中國經驗的社會學分析[J].中國社會科學，2013（1）：72-94.