摘要：利用河北、安徽、江西等地的调查数据实证检验农业产业化联合体的要素融合配置、功能合联、联盟共治和利益联结机制对农业产业化联合体绩效的影响。研究结果表明，农业产业化联合体的要素融合配置、功能合联、联盟共治和利益联结机制与联合体绩效正相关，但要素融合配置效应不显著。检验结果还表明，联合体负责人的年龄、受教育程度和财政支农政策与联合体绩效显著正相关，联合体土地经营规模与联合体绩效呈倒“U”形关系。由此提出如下政策建议：一是健全市场机制，切实发挥市场在资源配置中的决定性作用;二是农业产业化联合体土地经营规模须适度;三是须要规范健全政策扶持体系。

关键词：农业产业化联合体;合联机制;联合体绩效

中图分类号：F321文献标志码：A

文章编号：1002-1302（2021）01-0007-06

作者简介：汤文华（1977—），男，江西临川人，博士，副教授，主要从事农业经济研究。E-mail：twh412@163.com。

中国是农业大国，农业人口众多。“十三五”规划纲要指出，到2020年我国城镇化率要达到60%，按13亿人口计算，我国还有5亿多人生活在农村。即使按照西方一些发达国家的城镇化率计算，比如未来我国城镇化率达到75%，以10亿人计，未来也还有2.5亿人生活在农村。显然，农业人口众多对中国而言将是一种长期性的现象，而这也决定了中国农业发展的重要性。另外，由于我国人口众多，耕地相对少，人地矛盾突出，农村土地细碎化问题严重，这制约了我国农业规模化现代化经营，一定程度上阻碍了我国农业现代化发展，要推进农业现代化、建设现代农业必须克服这一发展瓶颈。党的十七届、十八届公投和2013—2017年中央一号文件指出，要用工业化的思路改造传统农业，优化配置现代生产要素，推进土地适度规模经营，培育和构建包括家庭农场、种养大户、农民专业合作社和农业企业等在内的新型农业经营与服务主体。党的十八大以来，我国经济社会发展进入到新时代，农业发展也进入到现代化发展的新阶段。为了进一步推进我国农业现代化，党的十九大报告提出乡村振兴战略，要求构建“现代农业产业体系、生产体系、经营体系”，进行农业供给侧结构性改革。其举措之一就是培育各类新型农业经营主体，而农业产业化联合体的发展是当前我国农业经营体制的又一次创新。“发展农业产业化联合体是促进乡村振兴的重要举措之一，农业产业化联合体是构建现代农业经营体系、促进乡村一二三产业融合和产业兴旺的重要载体，也是实现小农户和现代农业发展有机衔接的有效形式，是农业产业化发展到新阶段的必然产物”[1]。可见，现阶段我国大力发展农业产业化联合体意义重大。

农业产业化联合体是龙头企业、农民合作社和家庭农场等新型农业经营主体以分工协作为前提，以规模经营为依托，以利益联结为纽带的一体化农业经营组织联盟。联合体的突出特点就是各类农业经营主体通过一定的联合机制联合在一起，联合体的联合机制是联合体能否稳定健康发展的关键[2]。

目前对农业产业化联合体的研究主要集中在以下几个方面：一是农业经营组织模式及其演化研究。郑定荣首次提出农业产业化联合体这一新概念，并且认为这种新型经营组织形式具有经营机构设置新、经营权限新和管理机制新等特点[3]。郭晓鸣等把产业化联合体模式区分为龙头企业带动型、中介组织联动型和合作社一体化模式[4]。龙方等分析了农业产业组织模式演进的动力机制，指出纵向一体化组织模式形成的动力在于消除了市场信息不對称而产生的逆向选择和降低交易成本，横向一体化模式形成的动力在于可以消除市场垄断，减少不确定性和降低市场风险[5]。汤吉军等从比较制度的视角研究了农业产业化联合体的制度优劣势以及演化路径[6]。二是研究不同农业经营主体的功能和作用。李炳坤认为，龙头企业以市场需求为导向，通过采用先进技术和延伸产业链条，带领农民闯市场，提高农民组织化程度[7]。钱克明等研究了农民专业合作社，指出农民专业合作社是现代农业社会化服务的主要提供者和服务者[8]。罗必良则强调了家庭经营在农业生产中的基础性地位[9]。三是农业经营主体的问题及对策分析。陈念东基于交易成本理论的视角分析了产业组织的违约成本以及契约的稳定性，提出通过强化监督、提高违约成本、加大专用资产投资力度等方式以降低机会主义行为[10]。陈华彬认为，当前农业产业化联合体存在产业连接不紧密、要素连接不紧密、利益连接不紧密和组织连接不紧密，必须加强这4个方面的建设和完善[11]。四是农业产业化联合体的联合机制研究。孙正东等研究了产业化联合体的产业链接、要素流动和利益分配联合机制[12-13]，芦千文从交易成本、互信互利和管理要素角度研究了联合体的联合机制[14]，王志刚等则研究了契约分工、收益链接和要素流动机制[15]。

从现有文献看，学界对农业产业化联合体的研究尚显不足。尽管一些学者对农业产业化联合体的联合机制做了初步研究，但主要是从理论上阐释产业化联合体联合机制对联合体绩效的作用，鲜少有对产业化联合体联合机制绩效的实证分析。因此，本研究以安徽、河北、江西等地的农业产业化联合体的调查数据为基础，对农业产业化联合体的联合机制绩效进行实证分析。根据现有相关文献以及农业农村部等颁发的《关于促进农业产业化联合体发展的指导意见》，对农业产业化联合体的要素融合配置机制、主体功能合联机制、联盟共治机制和利益联结机制做实证分析。

1研究设计

1.1样本数据来源

2019年6—8月和2019年12月至2020年1月，笔者所在的课题组对河北、安徽、江西、河南、宁夏、海南、江苏、福建等省份的农业产业化联合体进行调研。选择这些省份调研主要是考虑到农业产业化联合体当前在中国是个新鲜事物，一些地方正在培育与发展，而这几个地区的农业产业化联合体发展在全国是比较早的，也是发展得比较好的，一些地区也是全国试点省份。为了尽可能获得可靠的数据资料，笔者所在的课题组采取了以下做法：（1）科学设计调查问卷。首先根据研究目的初步设计调查问卷，然后进行预调研，对预调研数据进行处理和信度效度检验，并征询专家意见，对问卷进行修改完善，最后确定问卷终稿。（2）调研人员培训。调查前，笔者对所有参与调查的人员展开了规范的调查培训，使调查人员熟练掌握相关调查知识和技能。（3）随机抽样和典型抽样相结合确定调查样本。即首先在1个省份随机选定一部分调查样本，其次在这个省（市、区）的省级或市级示范农业产业化联合体中进行随机抽样。省级或市级示范产业化联合体与非省级或非市级示范产业化联合体的比例按照政府部门统计在册的2类联合体的比例取定。因为实践中全国产业化联合体比较少，很多联合体不规范，这样选择出来的样本就更符合实际情况，更具有代表性。调研共发放调查问卷386份，获得有效问卷378份，有效率为97.93%。

1.2研究假设

根据《关于促进农业产业化联合体发展的指导意见》和现有相关文献的理论研究，提出以下研究假说：H1，要素融合配置与农业产业化联合体绩效正相关;H2，功能协同合联与农业产业化联合体绩效正相关;H3，联盟共治与农业产业化联合体绩效正相关;H4，利益合联与农业产业化联合体绩效正相关。

1.3变量选择

1.3.1被解释变量现有多数有关文献表明，考察农业经营组织或企业的经济绩效，主要使用经济组织的利润（率）、销售收入等来测量。由于本研究数据来自实地调查，考虑到调研中真实数据的可获得性，这里选取农业产业化联合体2～3年的平均利润（y）作为联合体绩效的代理变量。

1.3.2核心解释变量（1）要素融合配置（Scj）。企业战略联盟理论认为，生产要素融合流动配置对企业联盟绩效产生正向影响，特别是联盟内资金共享互通在联盟中的重要作用。结合本研究目的，这里采用调查问卷中的“联合体是否创建了互助基金”来测量生产要素融合配置。

（2）功能合联（Gnj）。新兴古典经济学阐述了分工与协作能有力地促进组织绩效与经济成长[16]，王志刚等论述了农业产业化联合体内部各主体分工协作促进了联合体的合作收益[15]。因此，使用问卷中的联合体各主体“功能定位是否明确”来测量联合体各主体功能合联机制。

（3）联盟共治（Zlj）。根据公司治理理论可知，良好的公司治理结构是企业绩效提升的关键[17-18]，而且股份制企业的公司治理结构更有利于促进企业民主共治，也较符合现代企业制度。因此，这里采用问卷中的“联合体是否是股份合作制”来测量联合体联盟共治机制。

（4）利益联结（Lfj）。孙正东等阐述了在农业产业化联合体内部构建利益共享风险共担机制对联合体稳定健康发展的重要性[12-13]。据此，采用问卷中的“联合体是否建立了利益风险机制”来测量联合体利益联结机制。

1.3.3控制变量新型农业经营主体发展的影响因素可以分为内部因素（如经营主体负责人特征、经营主体特征等）和外部因素（如政策支持、市场情况、环境气候等），这里选取年龄（Age）、受教育程度（Edu）、土地经营规模（Sca）、财政支农政策（Fin）、距离市场远近（Mar）等作为控制变量，以控制这些因素对联合体经营绩效的影响。

1.4模型设定及描述性统计

根据本研究的目的与变量间的关系，采用以下多元线性回归模型。

其中：y是被解释变量（平均利润），要素融合配置（Scj）、功能合联互补（Gnj）、联盟共治（Zlj）、利益合联（Lfj）为核心解释变量，控制变量分别为受教育程度（Edu）、年龄（Age）、土地经营规模（Sca）、财政支农政策（Fin）、距离市场远近（Mar），ε为误差项。

变量含义及描述性统计见表1。

2模型回归分析

2.1共线性、异方差、有效性分析

对于多变量回归分析，往往会产生共线性问题，致使变量回归系数产生不一致性。为了消除共线性问题，采用分层回归法，最后得到9个解释变量。同时经过方差膨胀系数（VIF）检验，每个解释变量的方差膨胀系数VIF<10，平均方差膨胀系数=328，表明回归模型基本没有共线性问题。

异方差的处理，一是对部分变量数据取对数，二是对模型进行稳健性（robust）回归。对模型回归结果进行异方差检验，结果表明没有异方差问题。

本模型采用普通最小二乘法进行变量系数回归，可能因为模型设定偏误而出现回归结果无效，因此对模型回归所得残差进行正态性检验。通过残差（ε）分位-状态图（模型拟合良好）及其偏度-峰度检验[P（偏度）=0.154>0.05，P（峰度）=0557>0.05]，结果表明模型设定良好。

2.2内生性讨论

回归分析中往往因为变量存在内生性而导致变量估计值产生不一致，因此须要对回归模型内生性问题进行检验及处理。

首先，对多个变量进行相关系数检验以及采用分层回归，最后得到9个解释变量，一定程度上可以避免遗漏重要解释变量，以消除内生性。

其次，模型是否遗漏解释变量的高次项，对模型进行拉姆齐（Ramsey）内生性检验，模型检验概率P=0.0213<0.05，表明模型存在内生性。

根据相关经济学理论，本回归模型中存在内生性问题的变量可能是受教育程度和土地经营规模这2个解释变量。先在模型中加入受教育程度的平方项进行回归，[JP2]其系数不显著，模型共线性问题严重，排除受教育程度存在内生性;再加入土地经营规模的平方项进行回归，[JP2]模型回归结果良好。对回归结果进行内生性检验，模型检验概率P=0.2190﹥005，可以认为模型基本上不存在内生性。

2.3回归结果分析

首先，将4个核心解释变量和控制变量一起放入回归模型中对被解释变量进行回归，得到模型（1），结果见表2。回归结果显示，功能合联和联盟共治在1%水平上与联合体绩效正相关，分别以16956和1.4605的强度促进联合体绩效提升，假说2和假说3得到验证。[JP2]利益联结机制在10%的水平上与联合体绩效正相关，表明利益联结机制越强越有利于联合体績效提高，假说4得到检验。要素融合配置的系数为正，但不显著，原因可能是联合体当前正处于培育与发展的初级阶段，联合体内部的要素融合流动配置效率不高，假说1没有得到验证。

控制变量中，联合体负责人年龄和土地经营规模在1%的水平上与联合体绩效正相关，但土地经营规模的作用更大。联合体负责人的受教育程度和财政支农政策在5%的水平上与联合体绩效呈正相关，表明受教育程度和财政支农政策都有利于提高联合体绩效。距离市场远近在13.0%的水平上与联合体绩效负相关，表明离市场越远，联合体绩效越低。土地经营规模的平方项在13.2%的水平上与联合体绩效负相关，表明土地经营规模与联合体绩效呈倒“U”形关系，即土地经营规模要适度，而不是土地经营规模越大越好。

然后，分别把单个核心解释变量和控制变量放入模型中回归，得到模型（2）至模型（5）。4个模型中，核心解释变量功能合联、联盟共治和利益联结机制都在1%的水平上与联合体绩效正相关，表明此三者对联合体绩效具有较强的提升作用，只有要素融合配置的正向效应不显著。联合体负责人年龄和土地经营规模在1%的水平上与联合体绩效正相关。联合体负责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%的显著性水平与联合体绩效正相关。财政支农政策在模型（4）和模型（5）中以5%以及在模型（3）中以10%的显著性水平与联合体绩效正相关。距离市场远近的系数在模型（3）、模型（4）和模型（5）中均为负，且显著性水平大致在15%～33%之间，表明离市场越远，其越不利于联合体绩效提高。土地经营规模的平方项在模型（3）和模型（5）中以5%以及在模型（4）中以21%的显著性水平与联合体绩效负相关，表明土地经营规模与联合体绩效呈倒“U”形关系。

综上，无论是核心解释变量一起回归还是单独加入模型回归，4个核心解释变量都与联合体绩效具有正相关关系，只不过要素融合配置的作用性稍微弱一点。控制变量中，联合体负责人年龄和土地经营规模在5个模型中都以1%的显著性水平与联合体绩效正相关，表明这两者的绩效作用较强。联合体受教育程度和财政支农政策在5个模型中以1%～10%的显著性水平正相关于联合体绩效，表明此二者的绩效效应较强。离市场远近在5个模型中的系数均为负，尽管显著性不足，但也在一定程度上表明，离市场较远会对联合体绩效造成负面影响。土地经营规模的平方项在5个模型中的系数符号为负，而且在其中3个模型中都以5%的显著性水平与联合体绩效负相关，表明土地经营规模与联合体绩效呈倒“U”形关系。

3.4稳健性检验

为了验证模型回归结果是否具有稳定性，对其进行稳健性检验。一是使用联合体2～3年的平均销售收入作为被解释变量进行回归，二是使用联合体总人数替代土地经营规模进行回归，模型回归结果见表3。2种回归结果表明，4个核心解释变量中，功能合联、联盟共治和利益联结与联合体绩效显著正相关，要素融合配置不显著，但符号为正。控制变量中，联合体负责人年龄和受教育程度都与联合体绩效显著正相关。土地经营规模以22.5%的显著性水平正相关于联合体绩效，其平方项系数为负;离市场远近的系数为负，且不显著。检验结果表明，模型回归结果具有稳健性。

4结论与政策建议

4.1结论

农业产业化联合体是龙头企业、农民合作社和家庭农场等新型农业经营主体以分工协作为前提，以规模经营为依托，以利益联结为纽带的一体化农业经营组织联盟，是供给侧结构性改革新形势下我国农业经营组织制度的创新，是适应农业现代化发展的新事物。利用调研数据实证检验农业产业化联合体的要素融合配置、功能合联、联盟共治和利益联结机制对农业产业化联合体绩效的影响。研究结果表明，要素融合配置、功能合联、联盟共治和利益联结机制与农业产业化联合体的绩效正相关，但要素融合配置机制的绩效效应不显著。检验结果同时表明，联合体负责人年龄、受教育程度、财政支农政策与联合体绩效显著正相关，土地经营规模与联合体绩效呈倒“U”形关系。联合体距离市场远近与其绩效显著负相关，表明距离市场越远越不利于联合体绩效的提高。

4.2政策建议

一是健全市场机制，切实发挥市场在资源配置中的决定性作用。研究结果表明，生产要素融合配置虽然正相关于联合体绩效，但并不显著，表明生产要素配置效率不高。这与笔者在调研当中看到的现象比较一致。从调研中可以发现，许多地方政府把组建培育农业产业化联合体纳入地方政府经济发展规划，而且对相关部门进行定期考核，结果导致一些地方政府深度介入农业产业化联合体的经营，有些地方政府事无巨细统揽包揽，把应该由联合体自己决策的事情也管了，这种做法相当于取消了联合体自主经营权，联合体资源有效配置效率大打折扣。所以，当地政府可以健全完善市场环境，把联合体自主经营权交还给联合体，这样才能提高要素资源配置效率。

二是联合体土地经营规模要适度，不可盲目贪多求大。研究结果表明，土地经营规模与联合体绩效呈倒“U”形关系，表明联合体经营中，土地规模遵循边际递减规律。因此，农业产业化联合体须要根据自身实际情况经营适度规模土地，不是土地规模越大越好。同时，当地政府不能因为扶贫攻坚，打着产业扶贫的借口硬搞拉郎配，垒大户，招致多方受损，结果得不偿失。

三是要规范健全政策扶持体系。首先，扶持政策须要细化精准。例如，目前国家层面对于高标准农田建设补贴45000元/hm2，[JP+1]但在调研中发现，能够进行高标准农田建设的几乎都是省级示范产业化联合体，对于其他的联合体实际上得不到此项政策扶持。基于此，政府须梳理各项扶持政策，政策制定要细化、精准。其次，脚踏实地培养农村人才，而且要长期做好农村人才培养工作。调研中发现，联合体依然有一半以上的负责人没有大专及以上文凭，实际从事种养的绝大多数仍然是45岁以上的农民。因此，在培养农村人才方面，应该加大力度。在大学招生时，如果有愿意到农村从事农业的可以免费读大学;强化农村职业教育培训，对于系统参加职业培训的农民可以給予奖励;提高农村工作者的待遇，最少不能低于当地公务员的待遇，使涉农工作真正成为体面的工作。最后，加大资金支持力度并规范资金用途。调研中发现，国家层面诸多政府扶持资金都要求地方政府进行资金配套，但地方政府财政有限，结果要么没有配套，要么资金交叉挪用。例如，一些地方政府就把农村产业发展扶持资金与扶贫攻坚资金互相交叉挪用，拆东墙补西墙，结果导致资金使用效率不高。在培育和发展农业产业化联合体过程中，须要建立健全政策扶持体系，使得各项农村工作都有法可依，规范推进，使农业产业化联合体发展行稳致远。

参考文献：

[1]叶贞琴.发展农业产业化联合体促进乡村振兴[N].农民日报，2017-11-06（001）.

[2]周昊天.乡村振兴战略下农业产业化联合体创新发展研究——运营特征、发展困境和路径分析[J].江苏农业科学，2019，47（17）：32-35.

[3]郑定荣.重新构建农村经营新体制——农业产业化联合体问题探讨[J].广东经济，2003（10）：26-28.

[4]郭晓鸣，廖祖君，付娆.龙头企业带动型、中介组织联动型和合作社一体化三种农业产业化模式的比较——基于制度经济学视角的分析[J].中国农村经济，2007（4）：40-47.

[5]龙方，任木荣.农业产业化产业组织模式及其形成的动力机制分析[J].农业经济问题，2007，28（4）：34-38.

[6]汤吉军，戚振宇，李新光.农业产业化组织模式的动态演化分析——兼论农业产业化联合体产生的必然性[J].农村经济，2019（1）：52-59.

[7]李炳坤.发展现代农业与龙头企业的历史责任[J].农业经济问题，2006（9）：4-8.

[8]钱克明，彭廷军.关于现代农业经营主体的调研报告[J].农业经济问题，2013，34（6）：4-7.

[9]罗必良.家庭经营仍是新型农业经营体系基础[J].中国合作经济，2014（3）：5.

[10]陈念东.农业产业化生产经营模式中利益主体的行为博弈及优化策略[J].理论探讨，2013（2）：79-83.

[11]陈华彬.乡村振兴视阈下农业产业化联合体研究——产生机理、运营机制和实证分析[J].重庆理工大学学报（社会科学版），2019，33（3）：36-45.

[12]孙正东.现代农业产业化联合体的理论分析和实践范式研究[D].北京：北京交通大学，2016.

[13]陈定洋.供给侧改革视域下现代农业产业化联合体研究[J].科技进步与对策，2016（13）：78-83.

[14]蘆千文.现代农业产业化联合体：组织创新逻辑与融合机制设计[J].当代经济管理，2017，39（7）：38-44.

[15]王志刚，于滨铜.农业产业化联合体概念内涵、组织边界与增效机制：安徽案例举证[J].中国农村经济，2019（2）：60-80.

[16]杨小凯、黄有光、张玉纲.专业化与经济组织：一种新兴古典微观经济学框架[M].北京：经济科学出版社，2000.

[17]白重恩，刘俏，陆洲，等.中国上市公司治理结构的实证研究[J].经济研究，2005，40（2）：81-91.

[18]杨典.公司治理与企业绩效——基于中国经验的社会学分析[J].中国社会科学，2013（1）：72-94.