加入企業(yè)領(lǐng)辦型合作社提升了農(nóng)民收入嗎？
——來(lái)自欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

譚宇航，史 瓊，2

（1.貴州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025；2.貴州省農(nóng)業(yè)科學(xué)院 現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展研究所，貴州 貴陽(yáng) 550025）

一、引言

黨的十九大對(duì)實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略作出重大部署，其中“生活富裕”是鄉(xiāng)村振興的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)。習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)“小農(nóng)經(jīng)濟(jì)是富不起來(lái)的”，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接才是我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和鄉(xiāng)村振興事業(yè)沖破瓶頸的解決之道。近年來(lái)，以合作社為代表的利益聯(lián)結(jié)組織[1]、以村集體為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)集體經(jīng)濟(jì)組織[2]等逐漸成為促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展、帶動(dòng)農(nóng)民增收致富的主要橋梁。大量研究指出農(nóng)民專業(yè)合作社能夠通過(guò)整合生產(chǎn)要素[3]、優(yōu)化資源配置[4]、降低交易成本[5-6]、建立獨(dú)特的內(nèi)部治理機(jī)制[7]、構(gòu)建緊密的農(nóng)社關(guān)系[8]等方式促進(jìn)農(nóng)戶增收。截至2022 年，我國(guó)農(nóng)民合作社數(shù)量超過(guò)220 萬(wàn)家，成為銜接小農(nóng)戶生產(chǎn)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的核心載體[9]。

同時(shí)，中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社領(lǐng)辦主體日趨豐富多樣，主要包括大戶、村干部、企業(yè)、政府等[10-11]。相較于其他領(lǐng)辦主體，企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社的優(yōu)勢(shì)主要集中在資本[12]、人才[13]、技術(shù)[14]、管理[15]等方面。企業(yè)領(lǐng)辦型合作社已經(jīng)發(fā)展成為我國(guó)重要的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象[16]，是現(xiàn)階段推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化、帶動(dòng)農(nóng)民增收致富的重要組織形式。學(xué)術(shù)界現(xiàn)有對(duì)于企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的研究主要集中于存在意義和存在優(yōu)勢(shì)等方面，缺乏對(duì)于農(nóng)戶加入企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的增收機(jī)制、效應(yīng)等方面的研究。基于此，本文使用欠發(fā)達(dá)地區(qū)貴州省5 市10 縣的入戶調(diào)研數(shù)據(jù)，實(shí)證分析農(nóng)戶參加企業(yè)領(lǐng)辦型合作社帶來(lái)的收入效應(yīng)，探究企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的增收機(jī)制，進(jìn)一步豐富企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社的相關(guān)理論以及形成對(duì)應(yīng)的政策建議。

二、理論分析

根據(jù)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)相關(guān)理論，農(nóng)戶收入分為家庭經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入四大類。因此，企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶的增收效應(yīng)可從對(duì)農(nóng)戶四類收入的作用來(lái)解釋（見(jiàn)圖1）。

圖1 企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社的增收機(jī)制圖

（一）對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)性收入的影響

規(guī)模化組織化的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)有利于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時(shí)具有經(jīng)濟(jì)外部性：企業(yè)領(lǐng)辦型合作社擁有更加專業(yè)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，配備專業(yè)的農(nóng)業(yè)知識(shí)人才，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和質(zhì)量得以“雙提升”，有利于區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)和特色品牌的打造。無(wú)論是通過(guò)合作社“返租倒包”形式重新獲得土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的農(nóng)戶，還是一直選擇家庭經(jīng)營(yíng)土地的農(nóng)戶，都能夠通過(guò)合作社帶領(lǐng)鄉(xiāng)村發(fā)展的溢出效應(yīng)增加其經(jīng)營(yíng)性收入。

（二）對(duì)農(nóng)戶工資性收入的影響

企業(yè)領(lǐng)辦型合作社通過(guò)與村民簽訂勞務(wù)合同的方式形成利益聯(lián)結(jié)，將農(nóng)村勞動(dòng)力留在村莊中，在一定程度上解決了本地農(nóng)民的就業(yè)問(wèn)題。對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō)，本地村民更加熟悉土壤條件、氣候等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然因素，同時(shí)擁有比較成熟的種植技能，屬于高性價(jià)比的勞動(dòng)力投入，有利于保障合作社農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出。對(duì)農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，與合作社形成勞務(wù)關(guān)系，進(jìn)入合作社就業(yè)，能夠獲得合作社發(fā)放的工資，增加了其工資性收入。

（三）對(duì)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入的影響

除務(wù)工這種利益聯(lián)結(jié)方式外，農(nóng)民與企業(yè)領(lǐng)辦型合作社更多的聯(lián)結(jié)方式是通過(guò)土地流轉(zhuǎn)。農(nóng)戶以土地出租或土地入股等形式與合作社簽訂合同后，將土地出租給合作社經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶每年能夠固定得到土地租金，以土地入股合作社的農(nóng)戶還能根據(jù)合作社的經(jīng)營(yíng)情況獲得利潤(rùn)分紅，增加了農(nóng)戶的財(cái)產(chǎn)性收入。

（四）對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入的影響

首先，國(guó)家支持發(fā)展農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的建設(shè)項(xiàng)目，主要委托給農(nóng)民專業(yè)合作社實(shí)施。企業(yè)領(lǐng)辦型合作社作為助農(nóng)惠農(nóng)的經(jīng)濟(jì)組織，擁有更多的農(nóng)業(yè)專業(yè)人才，更集中連片的土地資源，獲得國(guó)家項(xiàng)目資金補(bǔ)助后，能夠創(chuàng)造出更大的價(jià)值財(cái)富，將做大的“蛋糕”分到有需要的農(nóng)戶手里，增加其轉(zhuǎn)移性收入，讓農(nóng)戶能夠真真切切體會(huì)到國(guó)家政策的傾斜。其次，企業(yè)領(lǐng)辦型合作社作為小農(nóng)戶與大市場(chǎng)的連接紐帶，能夠引領(lǐng)更多社會(huì)力量通過(guò)捐贈(zèng)等形式對(duì)部分極困難農(nóng)戶提供點(diǎn)對(duì)點(diǎn)愛(ài)心幫助，從而增加這類農(nóng)戶的轉(zhuǎn)移性收入，提升了農(nóng)戶的獲得感幸福感。

企業(yè)領(lǐng)辦農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶四大類收入都有一定程度上的促進(jìn)作用，基于此，本文提出如下研究假說(shuō)：加入企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社能夠提升農(nóng)民收入。

三、模型設(shè)定與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

為了深入探索企業(yè)引領(lǐng)的農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)于農(nóng)民收入的影響，2021 年6 月至2022 年5 月，貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩博研究生和貴州省農(nóng)業(yè)科學(xué)院的研究人員在貴州省多個(gè)市縣進(jìn)行了合作社實(shí)地調(diào)查。區(qū)域選取遵義市、畢節(jié)市等共5 市10 縣，具有一定的覆蓋性和代表性。此次調(diào)研采用的是配額抽樣方法，選擇具有企業(yè)引領(lǐng)型農(nóng)民專業(yè)生產(chǎn)合作社的鄉(xiāng)村，隨機(jī)選取村里農(nóng)戶作為調(diào)研對(duì)象，共發(fā)放問(wèn)卷520 份，回收問(wèn)卷共500 份，問(wèn)卷回收率達(dá)到96.15%。對(duì)出現(xiàn)明顯錯(cuò)誤、相關(guān)內(nèi)容重復(fù)及與本文研究主題不符等問(wèn)卷進(jìn)行作廢處理，最終獲得有效問(wèn)卷495 份，問(wèn)卷有效率達(dá)到99.00%。

（二）模型構(gòu)建

為了考察加入企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶的增收效應(yīng)，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

其中，yi表示第i 個(gè)農(nóng)戶的家庭年總收入。核心解釋變量為虛擬變量Di，Di=1 表示農(nóng)戶加入合作社，Di=0 表示農(nóng)戶未加入合作社。Xi是一系列控制變量，包括戶主個(gè)人特征和家庭特征變量等，μi是不可觀測(cè)的誤差項(xiàng)。

值得注意的是，本文選取農(nóng)戶是否參加合作社作為解釋變量，導(dǎo)致模型可能會(huì)存在除遺漏變量等之外的自選擇問(wèn)題。因?yàn)檗r(nóng)戶是否參與合作社本身是人為選擇的過(guò)程，農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭特征等多種因素都會(huì)對(duì)農(nóng)戶選擇是否參加合作社產(chǎn)生間接影響，從而導(dǎo)致農(nóng)戶家庭年總收入的差異一部分來(lái)自于農(nóng)戶是否參加合作社，另一部分則可能源于兩組農(nóng)戶自身的差異，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤。

（三）實(shí)證方法

1.分位數(shù)回歸。若只采用普通最小二乘估計(jì)（OLS）進(jìn)行回歸，一方面只能得到農(nóng)民參與合作社對(duì)農(nóng)民增收的條件期望影響，另一方面估計(jì)結(jié)果易受極端值的影響導(dǎo)致出現(xiàn)偏誤。分位數(shù)回歸不易受極端值影響，相較于古典的“均值回歸”更具穩(wěn)健性與實(shí)用性。基于此，本文采用Koenker 和Bassett（1978）[17]提出的分位數(shù)回歸模型，在把握參加合作社對(duì)于農(nóng)戶家庭年總收入的條件期望影響的基礎(chǔ)上，對(duì)不同收入水平的農(nóng)戶進(jìn)行異質(zhì)性分析。

假設(shè)條件分布y|x 的總體q 分位數(shù)yq（x）是x 的線性函數(shù)，即：

其中，yq被稱為“q 分位數(shù)回歸系數(shù)”，其估計(jì)量γ^可以由以下最小化問(wèn)題來(lái)定義：

式（2）中，q 是估計(jì)時(shí)設(shè)定的分位數(shù)值，本文設(shè)定20%、50%和80%這3 個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)，分別代表低收入群體、中等收入群體和高收入群體，隨著農(nóng)戶收入的提高，表示農(nóng)戶的自身發(fā)展能力越強(qiáng)。

2.傾向得分匹配法。由于模型可能存在自選擇問(wèn)題，本文擬采用傾向得分匹配（PSM）進(jìn)行估計(jì)。該方法的基本思路是通過(guò)找尋特征相似的控制組（不加入合作社的農(nóng)戶），使其能夠模擬處理組（加入合作社的農(nóng)戶）的“反事實(shí)”狀態(tài)，從而對(duì)比分析農(nóng)戶在參加和不參加合作社兩種對(duì)立情形下的收入貧困減緩效果差異。該方法既不要求解釋變量嚴(yán)格外生，也不需要事先假定函數(shù)形式、參數(shù)約束和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)分布[18]，能有效解決自選擇偏誤引起的誤差和內(nèi)生性問(wèn)題。PSM 計(jì)算平均處理效應(yīng)的步驟如下：（1）將影響農(nóng)戶選擇加入合作社和農(nóng)戶家庭年總收入的相關(guān)變量納入匹配變量中來(lái)。（2）使用Logit 模型估計(jì)出農(nóng)戶是否加入合作社的條件概率，即傾向得分，并檢驗(yàn)匹配結(jié)果是否通過(guò)平衡性檢驗(yàn)以及匹配后處理組與對(duì)照組的擬合程度是否更優(yōu)。（3）使用傾向得分值進(jìn)行最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配，計(jì)算得到農(nóng)戶加入合作社的平均處理效應(yīng)。

假定Y1i為處理組的農(nóng)戶家庭年總收入，Y0i為對(duì)照組的農(nóng)戶家庭年總收入，Di表示處理變量，則參加合作社對(duì)農(nóng)戶家庭年總收入的因果影響，即農(nóng)戶加入合作社的平均處理效應(yīng)（ATT）可表示為：

（四）變量描述

本文研究企業(yè)領(lǐng)辦型合作社對(duì)于農(nóng)戶的增收效應(yīng)，被解釋變量為農(nóng)戶的家庭年總收入，核心解釋變量為農(nóng)戶是否參加企業(yè)領(lǐng)辦型合作社。基于現(xiàn)有文獻(xiàn)研究和調(diào)研地實(shí)際情況，控制變量從農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭基本特征、農(nóng)戶家庭稟賦特征等層面選取了戶主年齡、受教育年限、性別等9 個(gè)變量。調(diào)研結(jié)果顯示，參加企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的農(nóng)戶有150 戶，占樣本總量的30.30%，一定程度上說(shuō)明農(nóng)戶未來(lái)加入合作社的潛力較大。變量選取情況及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示。

表1 變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

從表1 可以看出，參加合作社的家庭，家庭年總收入對(duì)數(shù)均值為10.867，比沒(méi)有參加合作社的家庭高0.410，均值T 檢驗(yàn)結(jié)果初步表明，農(nóng)戶參加合作社對(duì)于農(nóng)戶家庭增收具有顯著的促進(jìn)作用。同時(shí)樣本農(nóng)戶在戶主性別、是否建檔立卡、離最近市場(chǎng)距離等指標(biāo)上都表現(xiàn)出顯著差異，一定程度上說(shuō)明農(nóng)戶參與合作社的行為存在自選擇問(wèn)題，若忽視該問(wèn)題，將會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）分位數(shù)回歸結(jié)果

考察企業(yè)領(lǐng)辦型合作社對(duì)農(nóng)戶的增收效應(yīng)，先用OLS 總體回歸，然后用分位數(shù)回歸進(jìn)一步考察合作社對(duì)不同收入水平下的農(nóng)戶家庭總收入影響的異質(zhì)性。表2 同時(shí)給出了OLS 基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果和具有代表性分位點(diǎn)的結(jié)果。

表2 分位數(shù)回歸結(jié)果

OLS 結(jié)果顯示，參加合作社對(duì)農(nóng)戶家庭年總收入具有顯著的正向影響，表明參加合作社可以給農(nóng)戶帶來(lái)52.04%（exp（0.419）-1）的收入回報(bào)。同時(shí)，

戶主年齡對(duì)家庭年總收入的影響是顯著負(fù)向的，而戶主受教育年限和所擁有的土地面積對(duì)家庭年總收入的影響是顯著正向的。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，隨著家庭年總收入分位數(shù)的增加，是否參加合作社的分位數(shù)系數(shù)都為正且呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢(shì)。說(shuō)明加入合作社能夠增加農(nóng)民的家庭總收入，但在不同家庭收入水平上，農(nóng)戶是否參加合作社對(duì)于農(nóng)戶家庭總收入的影響存在差異。企業(yè)領(lǐng)辦型的農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)于家庭年總收入處于低、中收入水平農(nóng)戶的增收效應(yīng)明顯，對(duì)家庭總收入處于高水平農(nóng)戶的作用并不明顯。對(duì)于中低收入水平的農(nóng)戶而言，一方面由于家庭的自身發(fā)展實(shí)力不足，缺乏資金、技術(shù)、人才等進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，導(dǎo)致土地撂荒率上升或者利用率低下，低水平的家庭分散經(jīng)營(yíng)造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不高，家庭增收面臨困難。這部分農(nóng)戶通過(guò)各種形式與合作社進(jìn)行利益聯(lián)結(jié)，能夠有效解決其在資金、技術(shù)、就業(yè)等方面的困難，從而使得農(nóng)戶在短期內(nèi)突破發(fā)展瓶頸，家庭總收入明顯增加；另一方面，農(nóng)戶原本的家庭年總收入基數(shù)小，合作社帶動(dòng)農(nóng)民增收易收獲明顯效果。而對(duì)于高收入水平的農(nóng)戶而言，由于家庭的原本收入較高，明顯的增收比較困難，且農(nóng)戶家庭自身已經(jīng)擁有持續(xù)穩(wěn)定的收入來(lái)源，具備可持續(xù)發(fā)展能力，外界力量的注入對(duì)其作用可能微乎其微。因此，是否加入合作社對(duì)于這部分農(nóng)戶的作用并不明顯。

（二）傾向得分匹配

1.傾向得分匹配結(jié)果。本文研究參與企業(yè)領(lǐng)辦型合作社對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響，計(jì)算參與合作社的平均處理效應(yīng)（ATT）首先選取戶主年齡、戶主受教育年限、戶主性別、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、家里是否有村干部、是否建檔立卡、土地面積、生產(chǎn)性資產(chǎn)支出對(duì)數(shù)、離最近市場(chǎng)的距離對(duì)數(shù)等變量進(jìn)行Logit回歸，得出傾向得分的估計(jì)值。其次，分別進(jìn)行一對(duì)四傾向得分近鄰匹配、半徑為0.01 的半徑匹配和核匹配，表3 匯報(bào)了匹配結(jié)果。

表3 傾向評(píng)分匹配ATT 結(jié)果

近鄰匹配結(jié)果顯示，參加合作社的平均處理效應(yīng)為49.6%，在1%的水平上顯著，說(shuō)明加入合作社農(nóng)戶的家庭年總收入比沒(méi)加入合作社的農(nóng)戶顯著高64.21%（exp（0.496）-1）。同時(shí)，半徑匹配和核匹配的估計(jì)結(jié)果與最近鄰匹配的估計(jì)結(jié)果存在較小差異，但是三者之間的處理效應(yīng)的方向和趨勢(shì)是一致的，一定程度上說(shuō)明了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。綜上，傾向得分匹配回歸結(jié)果說(shuō)明合作社對(duì)于農(nóng)戶的家庭年總收入具有顯著正向作用，平均增收61.66%（exp（0.480）-1），企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的增收效果明顯。

2.平衡性檢驗(yàn)。首先，本文對(duì)傾向得分匹配中處理組和對(duì)照組兩組樣本間的平衡性問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表4）顯示匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對(duì)值均小于10%，表明所有變量經(jīng)過(guò)匹配后，其偏差都有所減少，匹配結(jié)果較好地滿足了平衡性要求。

表4 平衡檢驗(yàn)結(jié)果

同時(shí)，匹配前后處理組和對(duì)照組的擬合情況（見(jiàn)圖2）也說(shuō)明匹配后處理組和對(duì)照組的擬合程度比匹配前更優(yōu)。

圖2 匹配前后傾向得分值擬合情況圖

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文被解釋變量反映農(nóng)戶的家庭收入，除了用家庭年總收入作為反映指標(biāo)外，還可以將家庭總?cè)丝诩{入進(jìn)來(lái)，使用家庭年人均純收入作為被解釋變量進(jìn)行回歸。OLS 回歸、分位數(shù)回歸以及傾向得分匹配結(jié)果如表5、表6 所示。第一，OLS 估計(jì)結(jié)果顯示，參加合作社對(duì)農(nóng)戶家庭年人均純收入具有顯著的正向影響，參加合作社可以給農(nóng)戶帶來(lái)43.62%（exp（0.362）-1）的收入回報(bào)。第二，隨著家庭年人均純收入分位數(shù)的增加，分位數(shù)回歸結(jié)果同樣說(shuō)明參加合作社的回歸系數(shù)呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢(shì)，且參加合作社對(duì)家庭年人均純收入處于中低水平的農(nóng)戶具有顯著作用，對(duì)高水平農(nóng)戶家庭的作用不顯著。第三，PSM 結(jié)果（見(jiàn)表6）三種匹配方法結(jié)果相似，都說(shuō)明加入合作社對(duì)于農(nóng)戶的家庭年總收入具有顯著正向作用，平均增收45.35%（exp（0.374）-1）。綜上，本文的實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 分位數(shù)回歸結(jié)果

表6 傾向得分匹配結(jié)果

六、研究結(jié)論與建議

本文利用貴州省5 市10 縣的調(diào)研數(shù)據(jù)作為樣本，通過(guò)OLS 回歸、分位數(shù)回歸、傾向得分匹配等方法實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社的增收效應(yīng)，得出以下結(jié)論：（1）企業(yè)領(lǐng)辦型合作社能夠促進(jìn)農(nóng)戶收入增加。OLS 結(jié)果顯示，參加合作社對(duì)農(nóng)戶家庭年總收入具有顯著的正向影響，參加合作社可以給農(nóng)戶帶來(lái)收入回報(bào)。同時(shí)考慮農(nóng)戶“自選擇”問(wèn)題對(duì)回歸的影響，傾向得分匹配（PSM）的實(shí)證結(jié)果表明加入合作社的農(nóng)戶比沒(méi)加入合作社的農(nóng)戶擁有更高的收入，合作社對(duì)于農(nóng)戶的家庭年總收入具有顯著正向作用。（2）企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)于中低收入水平農(nóng)戶的增收效應(yīng)顯著，對(duì)于高收入水平農(nóng)戶的作用不明顯。本文利用20%、50%、80%三個(gè)分位點(diǎn)分別代表低、中、高三種收入水平的農(nóng)戶，分位數(shù)回歸結(jié)果顯示隨著家庭年總收入分位數(shù)的增加，是否參加合作社的分位數(shù)系數(shù)都為正且呈現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢(shì)。合作社對(duì)于家庭年總收入處于低、中收入水平農(nóng)戶的增收效應(yīng)明顯，對(duì)家庭總收入處于高水平農(nóng)戶的作用并不明顯。

為進(jìn)一步推進(jìn)企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社帶動(dòng)農(nóng)戶增收，本文提出如下建議：一是政府層面需要加大對(duì)企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的政策和資金支持。政策傾斜和資金支持是加強(qiáng)農(nóng)業(yè)企業(yè)領(lǐng)辦合作社動(dòng)力的根本途徑，也是推動(dòng)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有效銜接、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)農(nóng)民增收的必然要求。二是企業(yè)層面需要積極發(fā)揮示范帶動(dòng)作用，要進(jìn)一步帶動(dòng)更多的涉農(nóng)企業(yè)加入領(lǐng)辦合作社的隊(duì)伍，進(jìn)一步增加企業(yè)領(lǐng)辦型農(nóng)民專業(yè)合作社的數(shù)量，同時(shí)加強(qiáng)合作社之間的聯(lián)動(dòng)，逐步形成鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)集群，真正做到助農(nóng)惠農(nóng)，早日實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。三是農(nóng)戶層面需要激發(fā)強(qiáng)大的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力，增加農(nóng)戶參加合作社的積極性。調(diào)研顯示，現(xiàn)階段加入企業(yè)領(lǐng)辦型合作社的農(nóng)戶數(shù)量有進(jìn)一步擴(kuò)大的空間，更多的農(nóng)戶與合作社形成利益聯(lián)結(jié)，有利于分散農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)，保證更多農(nóng)戶的持續(xù)穩(wěn)定增收。