“產業興旺”與“生活富裕”
——基于CHIP(2013)調查數據的實證分析*

馬太超 ，鄧宏圖

(1.中國社會科學院 人口與勞動經濟研究所，北京 100006；2.廣州大學 新結構經濟學研究中心&經濟與統計學院，廣東 廣州 510006)

一、問題的提出

中國是農業大國，人口大國，更是小農大國，[1]2-23這是中國的基本國情。盡管城市化發展迅速，但龐大的人口基數意味著緊張的人地關系短期內無法有效緩解，分散的家戶式經營仍將長期存在。[2]30-47, [3]60-80全面建成小康社會背景下，為推動鄉村全面振興，必須進一步提高總量仍然龐大的農業人口的收入和福利。為將細碎化、分散經營的農戶納入現代化軌道，中央做出“將小農戶與現代農業有機銜接”的戰略部署。農村的“產業興旺”被視為鄉村振興的“牛鼻子”，各類合作經濟組織則被看作推動“產業興旺”和農民“生活富裕”的重要組織形式，因而受到學者和政府的高度重視。

在政策鼓勵下，龍頭企業、合作社等新型農業經營主體成為農業“產業興旺”的主導力量。學術界從理論和實證層面對合作經濟組織展開了研究與討論，其中對農民專業合作社的研究尤為突出。學者從產權、治理結構、資本和勞動的關系、合約穩定性等方面考察了合作社運行績效，加深了有關農業合約和農業組織形式的認識。但在快速發展的同時，合作社的“真實性”也受到學者的質疑。[4]41-45,[5]2-11盡管如此，目前普遍性的結論是合作經濟組織有力帶動了農戶，促進了現代農業的發展和農戶收入水平的提高。然而，這種判斷或是基于嚴謹的理論分析，或是研究者的實地觀察所得，合作經濟組織對農戶家庭收入影響的實證研究相對較少，更重要的是在實證層面缺乏對相關機制的檢驗。

在現有的實證研究中，張笑寒等[6]431-438利用江蘇省的微觀數據展開研究，認為加入合作社顯著提高了農戶收入水平，且不同合作社治理機制的增收效果存在差異。劉宇熒等[7]71-79和徐陽等[8]32-41均得出類似結論。溫雪等[9]149-154的研究表明加入合作社能夠顯著提高農戶收入和家庭金融資產余額。然而上述研究均是基于部分地區的調查數據，調研地區覆蓋面小，樣本代表性弱，無法反映全國基本情況。朋文歡、黃祖輝[10]57-66對15省調查數據的分析認為只有充分發揮服務功能的合作社才能提高農戶收入。盡管所用數據覆蓋面廣，但較少的樣本數降低了對全國情況的代表性。中國東中西部地區發展階段不同，合作社作用效果亦可能不同，但受數據限制，上述研究無法考察這一情形。本文利用CHIP(2013)微觀調查數據展開實證分析(1)需要說明的是，有關合作經濟組織的微觀數據很少。在能夠公開獲得的，且樣本量大、覆蓋地區廣的微觀數據中，CHIP(2013)是最符合本文研究目的的。盡管所用數據略顯“陳舊”，但數據背后所反映的信息卻并不隨著時間的推移而發生根本性變化，因而仍然能夠用來分析當前鄉村振興過程中的一些基本問題。，該數據覆蓋全國14個省份，涵蓋東中西部地區，樣本量大，具有較高代表性，能夠反映全國層面基本情況。同時，上述研究除數據代表性不足外，也并未探討合作社的增收機制，無法在實證層面說明合作社與農戶增收間的邏輯關系。然而對作用機制的分析至關重要，只有明確相關機制，才能采取切實可行的舉措完善合作經濟組織，進而推動鄉村振興。本文的主要創新之處在于從實證上尋找合作經濟組織增收效果的作用機制，在彌補既有研究數據代表性不足的缺陷的基礎上，通過嚴謹的實證方法探討其背后的作用機制。

二、理論分析

隨著農業市場化、社會化程度的加深，[11]45-50農戶面臨的市場條件不斷變化。分散且高度社會化的小農戶如何應對瞬息萬變的市場成為“三農問題”的重要內容。諸多研究為小農戶與大市場有效銜接提供了邏輯線索。[12]46-50,[13]2-17,[14]25-37這些研究均認為將農戶組織起來有助于提高其市場談判地位，進而提高其收入。盡管在具體聯合路徑和組織方式的選擇上不盡相同，但將農戶組織起來無疑是普遍共識。[15]186-196, [16]123-140

與經典合作社先合作化后產業化發展路徑不同，中國式合作經濟組織走的是先產業化后合作化道路。[17]80-95產業化意味著生產經營過程的組織化、規模化和專業化，產業化的發展過程就是“產業興旺”的實現過程。合作經濟組織與“產業興旺”間的邏輯關系體現在兩方面：一方面，合作經濟組織能將分散的農戶(尤其是農戶的承包地)納入締約結構，在擴大生產規模的同時節約生產成本；另一方面能在一定生產規模的支撐下，通過對分散農戶的統一組織，在一個或多個環節實現分工與專業化，延長產業鏈，提高農產品附加值。一定程度上可以認為合作經濟組織的發展與“產業興旺”是一枚硬幣不可分割的兩面。

現有研究認為，加入合作經濟組織對農戶家庭收入的影響主要有以下渠道。

第一，提高土地配置效率。土地是農業生產中最重要的生產要素之一，土地配置效率提高能夠提高土地產出率。保持農產品價格不變，則土地產出率提高意味著農戶農業收入的上升。然而在土地根據家庭人口均分的土地制度下，土地自由交易受到制度性限制，受限制的土地流轉不利于提高土地配置效率。隨著城鄉間勞動力流動壁壘的逐步消解，農業勞動力能夠流向城市工商業；與此同時，承包地確權頒證以及“三權分置”的施行推動了土地經營權的再配置，為實現土地和勞動力重新的、更富效率的配置提供了可能。受經濟利益驅使，行為主體具備足夠的激勵高效利用其所具有的生產要素。隨著要素自由流動程度不斷提高，土地將逐漸流向生產率更高的農戶或組織，從而提高土地產出率，提升農戶收入水平。

農業合作經濟組織往往以土地規模化利用為基礎。加入合作經濟組織的農戶有三種方式重新配置所承包土地：其一是將土地流轉給合作經濟組織，農戶獲得土地租金收入；其二是按照合作經濟組織的生產計劃和要求耕作土地(訂單農業)，農戶向合作經濟組織“銷售”土地產出物以獲得收益；其三是以承包地入股合作經濟組織，獲取分紅收益。無論是哪一種土地利用方式，在一定程度上均能實現土地資源的優化配置，進而提高農戶家庭收入。

第二，規模經濟性。以土地規模化利用為基礎，合作經濟組織能夠購買或租用大型機械從事農業生產以替代成本日益高昂的勞動力；同時，土地經營面積的提高有助于提升合作經濟組織生產經營過程中的分工與專業化水平，進而提高生產效率；此外，土地規模化經營能夠避免相鄰土地間各自獨立耕作時給彼此帶來的負外部性，降低生產成本。根據以上三點，在土地規模化利用的基礎上，合作經濟組織在農業生產中的規模經濟得以實現。多重因素的共同作用降低了生產總成本，進而降低單位產出的生產成本。保持其他條件不變，低成本的另一面即為高收益。因而規模經濟的發揮同樣有助于提高加入合作經濟組織的農戶家庭收入。

第三，市場議價權。市場經濟中產量最大化與收益最大化具有不同的經濟學含義。自給自足條件下，價格機制作用有限，產量最大化就是收益最大化。而在市場經濟中，收益既與產品產量有關，還與產品價格有關。分散經營的農戶面對市場時談判能力弱，通常是價格接受者。[18]15-32,[19]88-99農產品不易儲存的特點更凸顯了農戶在市場交易中的弱勢地位。在所生產農產品產量不變的條件下，提高市場議價權能提高農產品價格，從而提高收入。農戶可通過加入合作經濟組織來提升分散經營時不具備的市場議價權。由于合作經濟組織生產規模大，產品標準化程度高，且具備一定農產品儲存能力，因而其產品總量大、品質高，一些合作經濟組織甚至擁有為市場所認可的品牌。數量、質量和品牌三層因素賦予合作經濟組織一定的市場議價能力或產品定價權。給定合作經濟組織產品生產總量，市場議價能力的提高就意味著收入提升。一旦加入合作經濟組織，原本分散經營、作為價格接受者的農戶將轉變為具備一定市場勢力的生產者，從而提高自身收入水平。

基于以上分析，本文提出假說1：加入合作經濟組織能夠提高農戶家庭收入。

改革開放以來中國農村發生了極具經濟含義的變化。一方面，農村內部具有較高人力資本水平的勞動力由農業不斷流向城市工商部門，農業發展受人力資本的制約；另一方面，傳統農業收益率比較低，以逐利為本性的資本也不斷由農業流向工商業部門，由此引發農村人力資本和物質資本的雙重缺乏。在這一情況下合作經濟組織通常由經濟能人或政治能人組建，能人在合作經濟組織的運營中居于主導地位。[20]14-18, [21] 60-67農業大戶或龍頭企業組建合作社的主要目的在于降低土地流轉的交易成本，“迂回”地實現土地規模化經營。[22]2-16前述分析表明，無論通過何種途徑，合作經濟組織對農戶收入的促進均以土地規模化利用為前提。正是在土地規模化的基礎上，現代農業才能充分發揮分工與專業化的優勢，引進現代農業要素，在降低生產成本的同時提高經濟效益。據此，提出待驗證的另一假說：

假說2：合作經濟組織提高農戶家庭收入的一個作用機制在于，以農戶土地流轉行為作為中介，通過提高農戶參與土地流轉概率提高其家庭收入。

三、數據來源與模型設定

(一)數據來源

本文所用數據來自北京師范大學中國家庭收入調查(CHIP)2013年“中國居民收入調查”項目。該調查所涉及數據覆蓋全國14個省份，包括東中西部三個情況明顯不同的地區，具有一定代表性。根據研究需要，本文主要使用個體和家庭層面的相關數據。在對變量進行匹配整理后，去掉異常值和缺失值，同時僅保留擁有農村戶口的家庭，最終得到7166個有效樣本。東部、中部和西部地區樣本占比分別為31.31%，41.42和27.27%，樣本在地區間分布相對均勻，能夠大致反映全國層面的情況。

(二)模型設定

首先構建多元線性回歸模型進行估計，并探究變量間所蘊含的作用機制。計量模型為：

Ln(DPI_Per)i=αi+Organizationi+βi∑Xij+μi

其中，Ln(DPI_Per)i表示第i個家庭人均可支配收入的對數；Organizationi表示家庭是否加入合作經濟組織的虛擬變量；Xij為控制變量。由于數據是截面數據，可能存在異方差，因此在回歸中使用異方差穩健標準誤予以估計。另外，農戶是否加入合作經濟組織可能與家庭收入高度相關，因而“是否加入合作經濟組織”可能與“家庭人均可支配收入”互為因果。為緩解這一問題，本文剔除了樣本中2013年當年加入合作經濟組織的家庭，使農戶加入合作經濟組織在“前”，取得收入在“后”，從而盡可能避免二者間的互為因果。

(三)變量選擇

1．被解釋變量

由于家庭總收入與人口數有關，不同人口總數家庭間總收入的可比性并不強。加之所用數據是截面數據，無法根據家庭總收入的前后變化來考察合作經濟組織的作用，故以家庭人均可支配收入作為被解釋變量。為降低可能存在的異方差，在回歸中將人均可支配收入取對數。

2．核心解釋變量

本文以農戶“是否加入合作經濟組織”的虛擬變量作為“產業興旺”的代理變量。若農戶加入合作經濟組織，取值為1，否則為0。由于缺乏針對現代農業的調查數據，因此本文將農民合作經濟組織看作現代農業部門的代表形式。在一定程度上，合作經濟組織的發展水平能夠代表現代農業的現狀，考察合作經濟組織對農戶家庭收入的影響可以在一定程度上反映現代農業對農戶家庭收入的作用。

雖然“假合作社”在現實中實際存在并受到學者的質疑[23]15-26, [24] 14-22，但并不會影響本文基本結論。一方面，針對農戶家庭的調查問卷可在一定程度上避免“假”合作社的影響。“假”合作社主要目的在于套取補貼，通常是為完成政府交代的行政任務而組建。受信息來源等的限制，農戶通常并不知曉這類合作社。相反，農戶對能夠帶來實質性增收的合作社印象深刻。另一方面，部分龍頭企業領辦的合作社也可歸為“假”合作社范疇，此類合作社由于社員與企業在剩余收益分配上的不均等被視為“異化”的合作社。然而此類合作社對普通農戶的“損害”更多表現在不均等的分配上，就絕對值而言，農戶收益仍然有所增加，所謂“損失”只是就與資本所有者的比較而言。盡管分析所用樣本無法排除“假”合作社的存在，但如果包含“假”合作社的樣本有力證明了合作經濟組織能夠提升農戶收入，則真正的合作社對農戶收入水平的提升作用必將更強。

3．控制變量

除核心解釋變量外，還存在其他影響家庭人均可支配收入的變量，這些因素也會影響核心解釋變量，遺漏這些變量會導致遺漏變量誤差進而降低模型估計的可信度。為使估計結果更準確，本文主要選擇個體層面和家庭層面的變量作為控制變量。個體層面的變量包括：戶主的年齡、性別、婚姻狀態、受教育程度、健康狀況、是否在當地從事非農產業等；家庭層面的因素為：家庭人口總數、是否有人是黨員、是否有人擁有非農業戶口、所承包土地面積、固定資產存量、家庭成員工資性收入等。此外，考慮到政策和市場因素的可能影響，模型還引入了省份虛擬變量以及市場化指數。

需要說明的是，在后文機制檢驗中涉及農戶土地流轉行為，影響土地流轉的關鍵變量是土地流轉費。由于土地流轉費用存在異常值，筆者對其進行了1%的縮尾處理。同時，為降低人均土地面積差異對估計結果的影響，同樣對人均土地面積進行1%的縮尾處理。

根據描述性統計(2)限于篇幅，正文未報告描述性統計結果，感興趣讀者可向作者索取。，樣本中加入合作經濟組織的農戶占比并不高，表明盡管目前中國合作經濟組織發展較快，但分散的、以家戶為單位的小農經營仍是中國農業生產的主導形式。此外，樣本家庭平均人數為4人；戶主平均年齡為51歲，反映了當前農村務農主體的老齡化趨勢；戶主受教育水平普遍偏低，多數人尚未完成初中教育；人均耕地面積不足2畝，一定程度上反映了我國農村緊張的人地關系。

四、實證結果

(一)基準回歸

表1是應用普通最小二乘法的回歸結果。模型1只加入因變量和核心解釋變量，估計結果顯示，在1%的顯著性水平上加入合作經濟組織提高了家庭人均可支配收入。加入控制變量后，模型2的結果仍支持上述結論，且回歸系數仍在1%的顯著性水平上顯著。命題1得證。

相關控制變量的符號基本符合理論預期。第一，家庭人數越多，家庭人均可支配收入越低；第二，政治身份和受教育水平對家庭收入均有顯著正向影響；第三，如果有家庭成員外出務工，或在本地從事非農產業，抑或家庭人均固定資產越高，家庭收入也越高；第四，戶主年齡與家庭收入存在非線性關系，在一定范圍內，年齡提高可能伴隨個體經驗和能力的提升，從而促使收入增加，然而一旦年齡過大，體力的下降以及非農工作機會的降低則將拉低家庭人均可支配收入；第五，人均承包土地面積越大，家庭人均可支配收入越高。

表1 基準回歸結果

(二)穩健性檢驗

為盡可能提高前述分析結果的有效性和可信度，本文從兩個角度展開穩健性檢驗。

第一，將因變量由家庭人均可支配收入調整為家庭總收入。相關結果見表2。由模型1和2可知，加入合作經濟組織顯著提高了家庭總收入。

第二，雖然CHIP(2013)的數據為截面數據，但仍提供了樣本家庭2012年和2011年的收入信息。假定家庭基本情況(前述控制變量)在短期內不變，依次剔除2012年和2011年加入合作經濟組織的樣本，以驗證加入合作經濟組織對家庭2012年和2011年收入的影響。除對戶主年齡進行調整外，本文使用2013年的控制變量近似代替2012年和2011年的基本情況，有關結果見表3。表3說明，假定家庭基本情況在2011—2013年基本不變，在控制影響家庭收入的有關變量后，加入合作經濟組織同樣提高了2012年和2011年的家庭人均可支配收入，且在1%的顯著性水平上通過了檢驗。

表2 穩健性檢驗1

表3 穩健性檢驗2

(三)機制分析

基準回歸表明加入合作經濟組織有助于提高家庭人均可支配收入，但未對二者間的作用機制展開說明。根據理論部分的探討，筆者概括出三個可能的機制。

作用機制一：土地流轉發生率。合作經濟組織通常經營較大面積的土地，這些土地或是從農戶手中流轉而來，或是以入股形式吸納農戶加入。一般而言，加入合作經濟組織能夠促進農戶流轉土地，提高土地配置效率。在技術、資本等要素投入不變的情況下，由于個體比較稟賦的差異性，單純的土地要素在不同主體間的再配置就可提高生產效率。因此，加入合作經濟組織有可能通過促進農戶的土地流轉行為來提高其家庭收入。

作用機制二：規模經濟。通常，土地轉入方既可能是同樣從事分散經營的農戶，也可能是專業大戶、合作社等新型農業經營主體。單純根據農戶是否流轉土地的行為無法判斷土地流轉去向。然而對加入合作經濟組織的農戶而言，其土地往往會流轉給合作經濟組織。合作經濟組織可以借社員“入社”的土地獲得大面積的土地經營權，實現規模化經營，降低單位土地的生產成本。在其他條件不變的情況下，降低成本就意味著提高收入。因而規模化經營所帶來的效率提升性也是合作經濟組織提高農戶家庭收入的一個可能機制。

作用機制三：市場議價權。由于具有一定經營規模，合作經濟組織生產的產品數量大且質量可靠，從而具有一定的市場談判能力和定價權，能夠利用自身的議價能力提高產品銷售價格進而促進農戶家庭收入的提高。

受數據可得性限制，缺乏有關合作經濟組織生產成本的數據，對其議價權的大小同樣缺乏可資利用的統計指標，因而只能對第一個作用機制予以檢驗。具體結果見表1的模型2～4。模型4的結果說明加入合作經濟組織顯著提高了農戶當年參與土地流轉的概率。模型2說明在不考慮土地流轉對農戶家庭收入的影響時，加入合作經濟組織在1%的顯著性水平上提高了家庭人均可支配收入。然而當加入“土地是否流轉”一項后，核心解釋變量的顯著性下降(顯著性水平由1%下降到5%)，且系數絕對值也在下降(由0.126下降為0.118)。根據方穎、趙揚[25]138-148，劉行、李小榮[26]91-105以及阮榮平等[27]171-184對機制檢驗的研究思路，作為作用機制的“土地流轉”通過了統計檢驗。加入合作經濟組織的確可以通過推動農戶的土地流轉行為來提高農戶的家庭人均可支配收入。命題2得證。

(四)異質性分析(3)限于篇幅，已略去相關結果。

我國耕地面積在地區間的分布存在明顯差異，合作經濟組織對不同耕地面積的家庭的增收效果是否存在差異？以樣本農戶家庭人均耕地面積的平均數為基準，本文將樣本農戶劃分為“土地大戶”和“土地小戶”。分樣本回歸結果表明，加入合作經濟組織僅對人均耕地面積小的家庭有顯著影響。原因可能在于，“土地小戶”受制于自身稟賦(如家庭具有的資本少、土地規模小等)，外部選擇空間較小，除加入合作經濟組織外沒有其他更好地應對市場的方式。而“土地大戶”則相對具有較多資本(貨幣資本、社會資本等)，除加入合作經濟組織外還能通過其他途徑提高家庭收入。這說明合作經濟組織對小農戶的組織帶動作用更強，間接證明了將分散經營且面積狹小的農戶組織起來的必要性。

此外，個體戶口性質不同，主要收入所依賴的產業就不同。合作經濟組織的主要服務對象是農業從業者，包含了非農成員的家庭樣本可能會影響估計結果的準確性。為排除戶口性質的可能影響，在剔除成員有非農戶口的家庭后對模型進行重新估計，同樣證實了前述基本結論。

(五)可能存在的內生性

根據計量經濟學理論，內生性主要來自三個方面：互為因果、遺漏變量和測量誤差。

首先，互為因果。農戶是否加入合作經濟組織并非完全外生，而是農戶的自主選擇。如果是否加入合作經濟組織的決策與家庭收入存在相關性，則加入合作經濟組織便與農戶家庭收入互為因果。為此本文已在前述實證分析中剔除2013年加入合作經濟組織的樣本以盡可能避免互為因果。

其次，遺漏變量。由于有關合作經濟組織的系統性、代表性數據極為有限，加之CHIP(2013)的數據又是截面數據，因此無法控制村莊等更高層面的相關因素。不過本文認為，即便可能遺漏更高層面的變量從而引發遺漏變量問題，但是否加入合作經濟組織仍然是家庭決策，影響家庭這一決定的主要變量應當集中在個體和家庭層面。即使存在遺漏變量，但如果所遺漏變量并不影響農戶是否加入合作經濟組織的決策或影響不大，則遺漏此類變量并不會導致嚴重的內生性。

最后，測量誤差。一是合作經濟組織的真實性問題。這一點前文已有說明，即只要農戶自身能夠明確其是否愿意加入合作經濟組織，則此類合作經濟組織通常是有一定作用的，從而降低了假合作經濟組織存在的可能性。由此類測量誤差導致的估計偏差并不嚴重。二是在調查過程中農戶可能低報家庭收入。盡管存在此類“瞞報”“低報”問題，但如果在農戶低報自身收入水平的情況下加入合作經濟組織能夠促進其家庭收入的提高，那么若以實際收入作為因變量，則合作經濟組織對農戶家庭收入的影響將更為明顯和顯著。因而，上述測量誤差問題并不影響前述分析的基本結論。

(六)傾向得分匹配

農戶是否加入合作經濟組織并非隨機分配，而是受其他因素影響，因此可能存在選擇偏差。如何解決由此引發的樣本自選擇問題是因果推斷的核心。盡管前述分析以剔除2013年新加入合作經濟組織的樣本的形式來降低互為因果的可能性，但兩變量間基于經濟邏輯的互為因果仍無法完全排除。為此，本小節采用傾向得分匹配法重新估計合作經濟組織對農戶家庭收入的影響。

為使匹配結果更為可靠，選擇在農戶做出是否加入合作經濟組織前的“前定變量”作為匹配變量，即以家庭人數、政治身份、年齡、性別、婚姻狀態、受教育年限、健康狀況和人均耕地面積等作為匹配變量。為節約空間，此處略去Logit模型估計結果，直接考察匹配質量。參照鄭建、周曙東[28]62-69的研究方法，匹配質量檢驗包括各個變量的平衡性檢驗以及所有變量的綜合性檢驗，相關結果見表4。

平衡性檢驗(4)限于篇幅，已略去具體檢驗結果，感興趣讀者可向作者索取。表明，政治身份、受教育年限在匹配前的處理組和對照組間存在顯著差異，匹配后差異不再顯著。匹配后處理組和對照組相關變量的差異均顯著變小，表明處理組和對照組更具可比性，匹配效果較好，應用PSM方法估計處理效應較為合適。在表4關于匹配變量的綜合檢驗中，似然比檢驗值(LR)、整體平均偏差(Mean Bias)以及B值在匹配后均顯著下降，說明匹配的整體效果較好。平衡性檢驗和綜合檢驗的結果共同表明在應用傾向得分匹配后，處理組和控制組間基于匹配變量的差異已基本消除，根據PSM方法得到的估計結果較為可信。

表4 匹配結果綜合檢驗

本文采用多種匹配方法進行估計，表5所展示的是ATT的估計結果。可以發現，無論是采取何種匹配方法，估計結果均表明加入合作經濟組織對家庭人均可支配收入有顯著正向影響，且估計結果均通過了顯著性檢驗。盡管不同匹配方式下估計系數的大小存在一定差異，但采用多種匹配方式并未改變估計的基本結論，表明估計結果較為穩健，不受模型設定的影響。

表5 處理效應

五、結語

本文以“是否加入合作經濟組織”作為核心分析變量，實證考察了鄉村振興五大目標中“產業興旺”對“生活富裕”的影響，并驗證其作用機制。主要結論有以下幾點：第一，“產業興旺”促進了“生活富裕”，加入合作經濟組織能夠顯著提高農戶家庭人均可支配收入；第二，合作經濟組織提高家庭收入的機制之一在于通過促進農戶的土地流轉行為，在土地規模化經營的基礎上提高生產效率，進而提高農戶家庭收入；第三，合作經濟組織對農戶家庭收入的影響存在異質性，加入合作經濟組織能夠顯著提高人均耕地面積低于樣本人均耕地面積平均數的“土地小戶”家庭的人均可支配收入，對人均耕地面積較高的農戶家庭收入的影響在統計上不顯著，間接表明合作經濟組織對小農戶的帶動作用更強。考慮到普通最小二乘法無法解決可能的樣本自選擇問題，筆者采用傾向得分匹配法重新估計，結果仍然支持“產業興旺促進農戶生活富裕”的基本結論。

現代農業的發展在本質上就是農業的組織化、科技化和分工與專業化程度不斷提高的過程。合作經濟組織是現代農業的有效組織形式，能夠通過促進農戶土地流轉行為，引進大型農業機械、生物技術等方式實現小農戶與現代農業的有機銜接，因而成為連接“小農戶”與“大市場”的組織中介。因此，需進一步完善土地流轉有關制度，建立運轉良好的土地交易市場，加快推進“三權分置”，為合作經濟組織的發展提供制度支持和政策保證。

總之，本文的核心結論表明，推動農業的產業化能夠切實帶動和組織原本分散經營的農戶，并提高其收入水平。這說明，建立在合約選擇基礎上的合作經濟組織能夠實現與農戶的激勵兼容，這是確保合作經濟組織和農戶之間的合作得以順利進行的前提。本研究的政策含義在于，未來需要大力發展具有真正組織帶動功能的、切實提高農戶收入水平的合作經濟組織，并以此為組織中介，將小農戶與現代農業的發展有機銜接，最終逐步實現由傳統農業向現代農業的轉型，進而實現鄉村全面振興。