農戶參加農民專業合作社對其收入的影響研究
——以海南省蔬菜種植戶為例

□蘇晨

（海南師范大學 海南 海口 570100）

1 相關研究

關于農戶參加農民專業合作社對其收入的影響，學者的觀點存在分歧。

大多數學者認為，農民專業合作社對農戶增收起積極作用。蘇群和陳杰（2014）[1]以江蘇省海安縣水稻農民專業合作社為例，通過PSM 方法進行分析，得出農民專業合作社能夠明顯提高水稻種植戶凈收益的結論。溫雪等（2019）[2]通過對3 個地區的調研發現，參加農民專業合作社對農戶的工資收入和家庭金融資產具有正向影響。劉同山和孔祥智（2019）[3]利用全國1 505 個種植業家庭農場的調查數據開展研究，得出農民加入農民專業合作社對增加銷售收入有顯著正向作用的結論。

部分學者認為農民專業合作社的增收作用有一定的局限性。朋文歡和黃祖輝（2017）[4]對全國15 個省份1 000 多位農民的調查結果表明，農民專業合作社并不必然提高社員收入，只有在充分發揮農民專業合作社服務功能的情況下，才對農民增收具有顯著效果。劉俊文（2017）[5]調查發現，參加農民專業合作社對貧困農民收入的增加有正向作用；貧困農民和非貧困農民的受益程度有明顯差異，貧困農民得到的益處比非貧困農民更大。張梅等（2019）[6]基于對429 個貧困戶的微觀調研數據，運用PSM 分析方法，得出參加農民專業合作社能顯著提高貧困戶收入的結論。

綜上所述，已有文獻就農民專業合作社對農民收入的影響進行了大量探索，但從產業范圍來看，涉及蔬菜產業的文獻很少；從區域范圍來看，針對海南省農民專業合作社的研究很少。

2 數據來源與樣本情況

2019 年1—2 月，課題組對海南省文昌市、儋州市、萬寧市、樂東縣、臨高縣、瓊海縣、澄邁縣、屯昌縣共8 縣（市）339 家蔬菜種植戶開展了實地問卷調查，問卷填寫均由戶主完成。在調研過程中，課題組采取隨機訪談方式，沒有對農戶類型進行篩選，沒有區分建檔立卡憑困戶和非建檔立卡貧困戶，因此調研數據能夠反映農民專業合作社的真實情況。

調查信息包括戶主個人信息和家庭基本情況，包括農戶戶主年齡、戶主受教育程度、家人外出打工情況、是否參加農民專業合作社、家庭人口數量、勞動人口數量和到農貿市場的距離等。此外，對于本研究有用的數據還包括農戶2018 年家庭總收入。

本次調研共入戶填寫問卷370 份，剔除數據缺失和數據有誤的樣本，最終獲取有效樣本339 份，樣本有效率為91.6%。

在有效問卷的339 戶農戶中，加入農民專業合作社農戶僅88 戶，占總數的25.96%。本次調研從7 個變量出發，分析了樣本蔬菜種植戶的基本情況，數據描述統計如表1 所示。本次問卷調查涉及的海南蔬菜種植戶具體情況如下。

表1 各變量的定義及描述性統計

第一，年齡方面。30 歲以下從事蔬菜種植有4 人，占比1.18%；蔬菜種植戶年齡大多數在30～60 歲，占比88.5%；60 歲以上占比10.32%。這與我國國情相符合，農村青壯年去城市打工，家里土地由父母或祖父母經營。這種情況現在是被認可的，但隨著老齡化趨勢繼續發展，缺少青壯年勞動力將成為蔬菜種植戶主要問題之一。

第二，受教育程度方面。初中及以下學歷占比92.04%。小學及以下學歷人數最多，有158 人；大專及以上僅有4 人。這說明種植戶的文化水平偏低，不利于提高蔬菜種植戶收入。

第三，家庭人口規模方面。家庭人口3～5 人的家庭，占比72.86%，是本次樣本的主體；家庭人口6 人以上的家庭有83 個，占比24.48%；家庭人口2 人及以下的家庭最少，占比2.65%。

第四，戶勞動力人數方面。戶勞動力2～3 人，占比89.09%；1 人及以下，占比7.96%；4 人及以上，占比2.95%。務農人口數量與家庭收入成正比，務農人數越多，家庭收入越高。

第五，家人外出務工方面。有家人外出務工占比45.13%，沒有家人外出務工占比54.87%，兩者相差9.74%。城市工作機會多，而且比傳統務農收入高，很多年輕人愿意去城市務工而不愿在家務農。發展農民專業合作社有利于留住勞動力，提高務農收入。

第六，到最近農貿市場的距離方面。距離5 km 以內占比75.52%，距離5～10 km 占比20.65%，距離10 km 以上占比3.83%。

第七，是否加入農民專業合作社方面。僅88 戶加入了農民專業合作社，占比25.96%；251 戶沒有加入農民專業合作社，占比74.04%。這說明海南蔬菜種植區對農民專業合作社的普及力度不是很大，并未充分鼓動農戶加入農民專業合作社中。參加農民專業合作社是及時獲取農業相關信息的關鍵，影響農戶把握市場走勢，進一步影響了農民選擇提高收入的方式。

3 變量選取和模型構建

3.1 變量選取

3.1.1 被解釋變量

選擇樣本農戶2018 年總收入作為被解釋變量，研究農戶參加農民專業合作社對其收入的影響。為了消除異方差和更加直觀體現蔬菜種植戶收入，選取收入的對數作為因變量，按照實際收入的對數值進行研究，因此被解釋變量為農戶2018 年家庭總收入的對數值（lny）。

3.1.2 核心解釋變量

主要研究加入農民專業合作社對農戶收入是否有影響，因此選取核心解釋變量為“是否加入農民專業合作社（enter）”。沒有加入農民專業合作社的種植戶賦值為0，加入農民專業合作社的種植戶賦值為1。

3.1.3 控制變量

選取種植戶其他方面作為控制變量，包括年齡、受教育程度、家庭人口規模、戶勞動力人數、家人是否外出務工、到最近農貿市場的距離等。各變量的定義及描述性統計，見表1。

3.2 模型構建

通過上述數據描述，很難得出種植戶參加農民專業合作社對農戶收入有促進作用。為了對數據進行量化分析以找出兩者之間的關系，需要構建計量模型。建立加入農民專業合作社對農戶收入影響的多元線性回歸模型如下。

式中，β0為待估參數，ε為隨機誤差項。

4 實證分析

以實地數據和多元回歸模型構建，運用統計軟件Stata 15 對海南省蔬菜種植戶參加農民專業合作社對其收入的影響進行多元回歸分析，具體回歸結果如表2 所示。

由表2 可以看出，參加農民專業合作社對蔬菜種植戶家庭收入有顯著的正面影響。除年齡和家庭人口規模外，其他變量對種植戶收入的影響都是正面的。

表2 回歸結果

年齡（age）的系數為負，且在1%水平上顯著，說明種植戶戶主越年輕，家庭總收入越高。家庭人口規模（farm）的系數為負，這可能是因為隨著家庭人口擴大，需要更多人照顧家庭而不能從事蔬菜種植，從而導致收入下降。

受教育程度（edu）的系數為正，在1%水平上顯著，說明種植戶的文化程度越高，越容易接受新鮮事物，對蔬菜種植技術的投入越多，因此收入比文化程度低的種植戶多。務農人數（agr）的系數為正，在5%水平上顯著，說明種植戶務農人數越多，種植效果越好，種植戶可以從其中獲得可觀的收入。家人外出務工人數（out）對農戶收入有著正向的影響，在1%水平上顯著，表明有家人外出務工且務工時間長的種植戶有更強地加入農民專業合作社的意愿，主要原因在于他們想要通過加入農民專業合作社使蔬菜種植得到更好的發展。到最近農貿市場的距離（dis）的系數為正，在10%水平上顯著。這可能是因為在距離農貿市場更遠的地方，客戶在比較種植戶和農貿市場的距離之后，選擇了距離自己更近的種植戶，種植戶更容易賣出自己種植的蔬菜，從而增加收入。

5 結論與建議

5.1 結論

在海南省339 家蔬菜種植戶調研數據基礎上，建立多元回歸模型，分析加入農民專業合作社對農戶收入的影響，得出以下結論。第一，參加農民專業合作社對增加蔬菜種植戶收入有顯著的正向作用，農民專業合作社的發展有利于蔬菜種植業長遠發展。第二，農戶的年齡和家庭人口規模對蔬菜種植戶收入有顯著的負面影響，不利于農戶收入增加。第三，受教育程度、務農人數、家人外出務工人數、到農貿市場的距離等變量有利于農戶實現增收。

5.2 建議

第一，要繼續鼓勵蔬菜種植戶加入當地有發展前途的農民專業合作社。樣本中只有25.96%的種植戶加入了農民專業合作社，還有很多種植戶沒有加入農民專業合作社。只有積極加入當地的農民專業合作社，才能切實提高種植戶收入，改善種植戶生活環境，有利于農村地區脫貧和實現鄉村振興。

第二，應通過教育提高農戶文化水平。從課題組調研數據發現，農戶平均受教育水平為2.49，而種植戶蔬菜經營水平在很大程度上被種植戶自身文化程度限制。回歸結果顯示，種植戶文化程度對農戶收入水平提高有積極影響。因此，政府要監督農戶履行義務教育，支持和鼓勵其接受高等教育，從而使農戶在實踐獲得更多收益。

第三，合理安排轉出土地的農戶再就業。轉出土地的農戶失去了農業收入，需要新的收入來源。農戶對土地具有很強的依賴性，只有對農戶再就業進行合理安排，才能在真正意義上將農戶種植成本轉化為經濟收入，從而使農戶家庭總收入增加。

第四，政府需要加大對農民專業合作社發展的扶持力度。政府應吸引社會資金投入，借助各種展銷會延伸農民專業合作社發展范疇，實現生產銷售一體化，實現農業經濟速度和質量的雙重發展。