青藏高原草地聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧民非農(nóng)就業(yè)與收入的影響：基于青海與甘肅牧區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

周 雪，董芮彤，秦昌勝，唐 增，王麗佳，張 巖

（蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 / 蘭州大學(xué)草地農(nóng)業(yè)科技學(xué)院, 甘肅 蘭州 730020）

青藏高原作為我國(guó)最重要的牧區(qū)，擁有著得天獨(dú)厚的資源優(yōu)勢(shì)，在生態(tài)建設(shè)、草牧業(yè)發(fā)展及民生改善方面發(fā)揮著重要作用，對(duì)我國(guó)實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、全面建成小康社會(huì)具有重要意義。青藏高原地處氣候敏感和生態(tài)脆弱區(qū)，對(duì)氣候變化和人類活動(dòng)反應(yīng)強(qiáng)烈[1]，其生態(tài)演變與地區(qū)發(fā)展一直頗受關(guān)注。但長(zhǎng)期以來(lái)草地承載力低、牲畜飼養(yǎng)方式粗放及草畜矛盾突出等問(wèn)題[2]，極大程度限制了青藏高原牧區(qū)生產(chǎn)效率和經(jīng)營(yíng)效益的提升[3]。面對(duì)生態(tài)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙重壓力，如何提高生產(chǎn)效率、促進(jìn)牧民增收成為青藏高原地區(qū)發(fā)展的重要問(wèn)題。

基于草原牧區(qū)實(shí)際調(diào)研情況，青藏高原牧區(qū)存在多種經(jīng)營(yíng)模式，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)在草原畜牧業(yè)生產(chǎn)變化格局中具有重要的過(guò)渡作用。牧民自愿將草地、牲畜、勞動(dòng)力、資金、技術(shù)、機(jī)械等整合進(jìn)行聯(lián)合生產(chǎn)，這可能是傳統(tǒng)畜牧業(yè)向現(xiàn)代畜牧業(yè)轉(zhuǎn)變的現(xiàn)實(shí)選擇。從理論上講，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)相對(duì)單戶而言，具有更大的制度收益[4]，通過(guò)優(yōu)化牧區(qū)生產(chǎn)要素和生產(chǎn)資源的配置，解放牧區(qū)剩余勞動(dòng)力，增大牧戶職業(yè)選擇空間，推動(dòng)牧區(qū)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，并制定合理的草地載畜量，對(duì)生態(tài)環(huán)境有效保護(hù)[5]。通過(guò)聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)釋放的剩余勞動(dòng)力，是導(dǎo)致勞動(dòng)力閑置還是實(shí)現(xiàn)非農(nóng)轉(zhuǎn)移？聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)能否真實(shí)推動(dòng)農(nóng)牧民實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)產(chǎn)轉(zhuǎn)業(yè)？又能否有效增加農(nóng)牧民非農(nóng)收入，促進(jìn)農(nóng)牧民增收？目前仍缺乏相關(guān)實(shí)證。諸多學(xué)者致力于研究聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的生成機(jī)理和運(yùn)行機(jī)制，更多地將聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)與生態(tài)環(huán)境聯(lián)系起來(lái)，而對(duì)農(nóng)牧民就業(yè)和收入的影響關(guān)注甚少。

據(jù)此，本研究將聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)與非農(nóng)就業(yè)相聯(lián)系，通過(guò)甘肅、青海農(nóng)村牧區(qū)357 戶牧民的家庭數(shù)據(jù)，考察青藏高原牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的影響因素，并分別采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit （endogenous switching probit,ESP)回歸和處理效應(yīng)模型（treatment effect model,TEM)實(shí)證評(píng)估聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)青藏高原農(nóng)村牧區(qū)居民非農(nóng)就業(yè)和家庭收入的影響，最終根據(jù)模型結(jié)果提出合理的政策建議，以期為提高生產(chǎn)效率、發(fā)展當(dāng)?shù)啬羺^(qū)經(jīng)濟(jì)、提高青藏高原農(nóng)村牧區(qū)居民收入提供理論基礎(chǔ)。

1 文獻(xiàn)評(píng)述與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)評(píng)述

草原畜牧業(yè)是牧民最重要的生計(jì)來(lái)源，也是牧區(qū)的支柱產(chǎn)業(yè)，對(duì)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著舉足輕重的作用。長(zhǎng)期以來(lái)，超載放牧、草地退化等問(wèn)題嚴(yán)重影響了牧民的生產(chǎn)生活，對(duì)牧區(qū)生態(tài)環(huán)境與社會(huì)經(jīng)濟(jì)也產(chǎn)生了較大壓力[6]。為解決集體草地引發(fā)的“公地悲劇”問(wèn)題，借鑒農(nóng)區(qū)“家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制”的成功經(jīng)驗(yàn)，牧區(qū)草原產(chǎn)權(quán)制度也轉(zhuǎn)為承包制，推行“雙權(quán)一制”[7]。在草地承包到戶初期，由歷史文化和現(xiàn)實(shí)情況共同催化出聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的草地利用方式，因其在應(yīng)對(duì)草地退化和極端天氣等方面的優(yōu)勢(shì)，成為大量牧民應(yīng)對(duì)不確定風(fēng)險(xiǎn)的有效手段[8]。曹建軍等[9]將青藏高原單戶與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)進(jìn)行對(duì)比分析，發(fā)現(xiàn)聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)在生態(tài)效益、經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益方面均有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，有利于草原生態(tài)恢復(fù)和保護(hù)、降低草地維護(hù)管理成本、節(jié)約勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素投入，有助于鄰里和睦和傳統(tǒng)文化的傳承[10]。謝芳婷等[11]在林業(yè)經(jīng)營(yíng)模式研究中發(fā)現(xiàn)，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)既可以增加資金投入概率，又可以擴(kuò)大資金投入規(guī)模。申津羽等[12]將單戶、聯(lián)戶與股份經(jīng)營(yíng) 3 種形式的經(jīng)營(yíng)效率進(jìn)行比較，認(rèn)為在當(dāng)前社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下，南方林業(yè)采用聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的綜合效率高于單戶和股份經(jīng)營(yíng)。

當(dāng)前，聯(lián)戶放牧已成為普遍存在的草地經(jīng)營(yíng)方式[13]，具有文化傳統(tǒng)、地緣和血緣關(guān)系造就的易聯(lián)性[14]，有助于規(guī)?；?jīng)營(yíng)，釋放剩余勞動(dòng)力[15]，影響家庭勞動(dòng)力配置，進(jìn)而可能影響牧民非農(nóng)就業(yè)。而現(xiàn)有研究主要針對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社展開，周立群和曹利群[16]認(rèn)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的進(jìn)程是一個(gè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)組織演變和創(chuàng)新的過(guò)程，農(nóng)民合作組織在促進(jìn)農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)技術(shù)和提高農(nóng)產(chǎn)品安全、質(zhì)量和農(nóng)民增收方面有一定的積極影響[17-19]，加入合作社對(duì)兼業(yè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入和工資性收入產(chǎn)生正向效應(yīng)[20]，而非農(nóng)就業(yè)通過(guò)強(qiáng)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入也起到促進(jìn)作用[21]。

1.2 理論框架

農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)選擇一方面由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動(dòng)單位報(bào)酬決定[22]，另一方面也取決于農(nóng)戶個(gè)人的人力、社會(huì)資本狀況和勞動(dòng)力市場(chǎng)條件[23]。在偏遠(yuǎn)牧區(qū)，放牧生產(chǎn)活動(dòng)需要大量的家庭勞動(dòng)投入，在一定程度上束縛了勞動(dòng)力對(duì)非農(nóng)就業(yè)的參與。從理論上講，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)通過(guò)增加勞動(dòng)力替代型生產(chǎn)要素的投入[24]，提高牧業(yè)生產(chǎn)能力，可以對(duì)牧區(qū)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生直接影響。由此推測(cè)其影響非農(nóng)就業(yè)的可能路徑為通過(guò)統(tǒng)籌安排勞動(dòng)力、技術(shù)、機(jī)械、草地和牲畜進(jìn)行資源整合，進(jìn)一步解放了牧區(qū)剩余勞動(dòng)力，使牧民有更多選擇非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)，同時(shí)增強(qiáng)了牧戶之間的交流與信任程度，獲得更多的就業(yè)信息，從而促進(jìn)牧民非農(nóng)就業(yè)。

另外，在牧區(qū)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)中，諸多因素影響牧民家庭收入，已有研究表明合理利用土地資源、提高勞動(dòng)力資源利用度以及市場(chǎng)參與度可能是提高農(nóng)民收入的重要途徑[25]。結(jié)合牧民生產(chǎn)實(shí)際可以看出，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)能夠通過(guò)聯(lián)合牧戶，有效配置勞動(dòng)力和生產(chǎn)資源進(jìn)行放牧生產(chǎn)活動(dòng)，提高家庭生產(chǎn)要素的合理利用程度。在市場(chǎng)化體制下，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)擁有更多的信息來(lái)源和銷售渠道，有利于牧民生產(chǎn)與市場(chǎng)接軌。值得一提的是，組織化程度較低是制約農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素[26]，草原牧區(qū)在實(shí)行草原家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來(lái)，牧戶生產(chǎn)規(guī)模小、市場(chǎng)化組織程度低嚴(yán)重影響了牧民收入，通過(guò)合作組織進(jìn)行產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)被視為一種有效途徑。因此，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)通過(guò)聯(lián)合牧戶進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)，相對(duì)于家庭分散經(jīng)營(yíng)具有一定的優(yōu)勢(shì)，在穩(wěn)定農(nóng)牧收入的同時(shí)提高非農(nóng)收入，從而有利于牧民實(shí)現(xiàn)增收。據(jù)此，本研究構(gòu)建了聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)影響效應(yīng)的理論框架（圖1)。

圖1 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)影響效應(yīng)理論框架Figure 1 The theoretical framework of the effect ofmulti-household operation

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2017 年研究團(tuán)隊(duì)在甘肅、青海兩省進(jìn)行的實(shí)地入戶問(wèn)卷調(diào)查，主要調(diào)查內(nèi)容包括個(gè)人和家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息、草地和牲畜的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)信息以及偏好、感知等其他信息。調(diào)研采用分層隨機(jī)抽樣方法，分別在甘肅和青海兩省隨機(jī)抽取4 和6 個(gè)牧業(yè)縣，每個(gè)縣隨機(jī)抽取3 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2 個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取6 個(gè)牧戶。調(diào)查共覆蓋10 個(gè)縣、30 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、60 個(gè)村，獲得牧戶調(diào)查問(wèn)卷358 份。剔除異常數(shù)據(jù)1 戶，共獲得有效樣本357 戶，有效率達(dá)99.7%。樣本調(diào)查地區(qū)分布如表1 所列。

表1 調(diào)查樣本地區(qū)分布Table 1 Geographical distribution of the survey sample

2.2 變量設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的牧戶為163 戶，占樣本總數(shù)的45.7%；未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的牧戶為194 戶，占樣本總數(shù)的54.3%；有52.1%的牧戶家庭參與非農(nóng)就業(yè)（表2)。

2.2.1 因變量和處理變量

根據(jù)本研究的試驗(yàn)設(shè)計(jì)，在分析聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶參與非農(nóng)就業(yè)的影響時(shí)，將非農(nóng)就業(yè)作為因變量，牧戶家中有人從事非農(nóng)工作賦值為1，沒有人從事非農(nóng)工作賦值為0；將聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)作為處理變量，參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)賦值為1，未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)賦值為0。對(duì)于聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶家庭收入的影響，分別將家庭人均總收入、農(nóng)牧收入和非農(nóng)收入作為因變量，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)作為處理變量。其中，家庭人均總收入為年末家庭成員總收入的平均，包括家庭成員的工資、獎(jiǎng)金、補(bǔ)貼以及農(nóng)業(yè)收入。為縮小變量的絕對(duì)數(shù)值，將家庭人均年收入進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

2.2.2 控制變量

借鑒高夢(mèng)滔和姚洋[27]、寧光杰[28]的方法，以及結(jié)合牧區(qū)生產(chǎn)和生活的實(shí)際情況及數(shù)據(jù)可得性，以家庭為單位，本研究選取勞動(dòng)力年齡、性別、人數(shù)和教育程度作為反映牧戶家庭的勞動(dòng)力特征，選取學(xué)生、老人數(shù)量、互聯(lián)網(wǎng)使用情況和家庭儲(chǔ)蓄狀況作為反映牧戶家庭的社會(huì)特征，選取草地面積、生產(chǎn)財(cái)產(chǎn)和草地流轉(zhuǎn)情況作為反映牧戶家庭的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征，用地區(qū)變量控制地區(qū)差異帶來(lái)的影響，以青海牧區(qū)為參照組。

2.2.3 識(shí)別變量

內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型與處理效應(yīng)模型均需一個(gè)識(shí)別變量來(lái)實(shí)現(xiàn)，合適的工具變量需與是否參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)決策有關(guān)，但與非農(nóng)就業(yè)和家庭收入無(wú)直接關(guān)系。本研究選取親戚身份地位，即“親戚中是否有人是村干部或村民代表”作為識(shí)別變量。牧戶的聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與行為在一定程度上與政策執(zhí)行、上級(jí)領(lǐng)導(dǎo)及親戚鄰舍行為有關(guān)。一般而言，村干部或村民代表具有一定的話語(yǔ)權(quán)，如果牧戶親戚為村干部或村民代表可能更容易聯(lián)合親屬?gòu)氖侣?lián)戶經(jīng)營(yíng)，與牧戶是否參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)有直接關(guān)系。此外，親戚為村干部或村民代表是牧戶家庭本身外的沖擊變量，且村干部或村民代表一般不會(huì)選擇從事非農(nóng)就業(yè)，與牧戶家庭非農(nóng)就業(yè)無(wú)直接關(guān)系，同時(shí)與牧戶家庭收入也無(wú)直接關(guān)系。

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1 參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)非農(nóng)就業(yè)影響的模型設(shè)定

鑒于是否參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)是牧戶自我選擇的結(jié)果，參與組與非參與組的自身?xiàng)l件不同，存在選擇偏差，因此直接通過(guò)普通最小二乘估計(jì)（ordinary least square, OLS)會(huì)產(chǎn)生偏差估計(jì)。考慮到本研究結(jié)果變量為二元變量，因此采用ESP 模型對(duì)牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)其非農(nóng)就業(yè)的影響進(jìn)行分析。

ESP 模型包括2 個(gè)階段，首先建立參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的選擇模型，依據(jù)Ito 等[29]的隨機(jī)效用框架，牧戶是否參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)取決于其參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的效用（D1i*)和不參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的效用（D0i*)之差，若Di*=D1i*-D0i*＞ 0，則牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)。本研究定義牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的選擇方程：

式（1)中：Di為 虛擬變量，若Di=1表示牧戶i參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，若Di=0表 示牧戶i未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)；Zi為可能影響聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)選擇的外生解釋變量向量（如年齡、性別、草地面積等)，具體變量如表2 所列； εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Variable definition and descriptive statistics

聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)牧戶可能進(jìn)一步緩解勞動(dòng)力，提高牧業(yè)生產(chǎn)效率，從而導(dǎo)致聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)與非聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)之間

的非農(nóng)就業(yè)參與率不同。在第二階段，使用Probit模型來(lái)檢測(cè)非農(nóng)就業(yè)參與變量與一組關(guān)于聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)選擇的解釋變量之間的關(guān)系，為分析聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與對(duì)牧戶非農(nóng)就業(yè)的影響，構(gòu)建牧戶非農(nóng)就業(yè)參與決策模型：

式（2)中：因變量Y為一個(gè)潛在變量，表示牧戶i參與非農(nóng)就業(yè)的傾向，如果牧戶參與非農(nóng)就業(yè)，則Yi=1，否則為Yi=0；Xi為 控制變量向量；Di為牧戶i參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的變量；β和φ為待估參數(shù)； μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為排除聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與的潛在內(nèi)生性，ESP 模型需要在第一階段估計(jì)中包含至少一個(gè)識(shí)別變量。本研究使用牧戶親戚身份變量作為識(shí)別變量。

在建立牧戶非農(nóng)就業(yè)參與決策模型的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建參與組與非參與組2 個(gè)子樣本的非農(nóng)就業(yè)決策模型，具體表示如下：

2.3.2 牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)決策的處理效應(yīng)估計(jì)

在分析影響牧戶選擇參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的重要因素以及聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與牧戶和聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)未參與牧戶參與非農(nóng)就業(yè)的決定因素時(shí)，通過(guò)比較真實(shí)情景與反事實(shí)假設(shè)情景下參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)牧戶和未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)牧戶的非農(nóng)就業(yè)參與的處理效果，從而估計(jì)牧戶聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與決策的平均處理效應(yīng)。參與者平均處理效應(yīng)（average treatment effect on the treated, ATT)和未參與者平均處理效應(yīng)（average treatment effect on the untreated, ATU)的計(jì)算方法如下所示：

式（4a)和（4b)中：N1和N0分別代表合作成員和非成員的樣本數(shù)；Pr(Y1=1|D=1，X=x)和Pr(Y0=1|D=0，X=x)是在觀察到的情況下參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)牧戶和未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)牧戶參加非農(nóng)就業(yè)的預(yù)測(cè)概率，而Pr(Y0=1|D=1，X=x)和Pr(Y1=1|D=0，X=x)分 別是在相反事實(shí)背景下這2 組牧戶的非農(nóng)就業(yè)參與預(yù)測(cè)概率。

2.3.3 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧民家庭收入的影響模型

牧戶參加聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)有利于規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，可能提高牧民收入，縮小收入差距。因此，進(jìn)一步研究了參加聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶家庭收入的作用。建立聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧民家庭收入的影響效應(yīng)模型如下：

式中：Fi為結(jié)果變量，包括牧戶i家庭人均年收入的對(duì)數(shù)、農(nóng)牧收入的對(duì)數(shù)以及非農(nóng)收入的對(duì)數(shù)；Di與Xi與 上述變量一致； ρ和 ν 為 待估參數(shù)； σi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從零均值正態(tài)分布。

如前文所述，牧戶根據(jù)自身特征選擇是否參加聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，采用OLS 回歸直接估計(jì)聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)家庭收入的影響也可能存在自選擇偏差。因此，本研究采用處理效應(yīng)模型來(lái)分析聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)家庭收入的作用。

利用處理效應(yīng)模型，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的選擇機(jī)制表示如下：

式中：Di是 觀測(cè)到的聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與情況，Di=1代表聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，Di=0代 表非聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)；Xi是解釋變量的向量，與式（2)所定義的變量相同； δ和 κ為待估參數(shù)； ξi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從零均值正態(tài)分布；Ti表示工具變量（牧戶親戚身份變量)，與前文的識(shí)別變量相同。為檢驗(yàn)工具變量的有效性，對(duì)均包含識(shí)別變量的選擇方程和結(jié)果方程分別運(yùn)行Probit 模型和OLS 模型。結(jié)果表明，親戚身份地位變量顯著影響牧民聯(lián)戶決策（P＜ 0.05)，但對(duì)非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶收入無(wú)顯著影響（P＞ 0.1)，證實(shí)工具變量的有效性和高效性。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)非農(nóng)就業(yè)的影響效應(yīng)

表3 中（1)列為牧戶聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)選擇方程的估計(jì)，（2)、（3)兩列分別為聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)參與者與未參與者的非農(nóng)就業(yè)方程的ESP 估計(jì)結(jié)果。其中， ρ1、ρ0與其聯(lián)合獨(dú)立似然比檢驗(yàn)至少在5%的水平上顯著，表明有必要糾正由“自選擇”引起的選擇偏誤，驗(yàn)證使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的正確性。負(fù)的選擇偏差意味著非農(nóng)就業(yè)參與率低于平均水平的牧戶更有可能參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，這是由于聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)相對(duì)單戶而言，有望為參與者帶來(lái)更高的生態(tài)收益與經(jīng)濟(jì)收益[9]。

表3 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)決策模型與非農(nóng)就業(yè)參與模型聯(lián)立估計(jì)結(jié)果(內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit, ESP)Table 3 Estimation result of multi-household operation decision model and non-agricultural employment participation model (endogenous switching probit , ESP)

從選擇方程來(lái)看，草地流轉(zhuǎn)越多、儲(chǔ)蓄越少的牧戶更傾向于聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)。這是由于草地轉(zhuǎn)入的牧戶原有草地面積較小，無(wú)法滿足規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營(yíng)的需求，從而需要更多的草地來(lái)提高生產(chǎn)效率[30]。富裕家庭相對(duì)擁有較多資源，可通過(guò)購(gòu)買飼草料、搭建棚圈、調(diào)整舍飼比例等改變生計(jì)方式，多元化抵御各類風(fēng)險(xiǎn)，所以參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的概率較低，而儲(chǔ)蓄較少的牧民家庭相對(duì)生產(chǎn)方式單一且應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)能力薄弱，為了能夠更強(qiáng)地面對(duì)牧區(qū)生產(chǎn)中的不確定性，從而更可能通過(guò)整合資源，選擇聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，降低風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)?yè)p失的可能性。對(duì)地區(qū)因素而言，青海牧區(qū)的牧戶相對(duì)于甘肅農(nóng)村牧區(qū)牧戶更傾向于參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)。

通過(guò)聯(lián)戶參與組與未參與組對(duì)非農(nóng)就業(yè)水平的影響效應(yīng)方程結(jié)果可知，勞動(dòng)力人數(shù)越多的牧戶家庭參與非農(nóng)就業(yè)的概率越大。其原因在于，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化、電氣化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)強(qiáng)度逐漸降低，勞動(dòng)力的不可替代性逐漸減弱，較少的勞動(dòng)力即可滿足當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求，而剩余勞動(dòng)力隨即轉(zhuǎn)入非農(nóng)就業(yè)當(dāng)中[31]。另外，受教育水平和互聯(lián)網(wǎng)使用情況分別對(duì)未參與組和參與組的非農(nóng)就業(yè)起到促進(jìn)作用，加強(qiáng)偏遠(yuǎn)地區(qū)教育仍是解決剩余勞動(dòng)力的重要途徑[32]。而家中老人數(shù)量顯著抑制未參與組牧戶的非農(nóng)就業(yè)概率（P＜ 0.05)，出于贍養(yǎng)老人等原因，牧民外出務(wù)工的傾向降低。

牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)非農(nóng)就業(yè)決策的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果和基于反事實(shí)框架的假設(shè)結(jié)果如表4所列。

結(jié)合公式（4a)和（4b)，使用ESP 模型的估計(jì)系數(shù)來(lái)計(jì)算聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)非農(nóng)就業(yè)參與的平均處理效果（ATT 和ATU)。結(jié)果顯示，牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)其非農(nóng)就業(yè)的平均處理效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上有顯著的正向影響（表4)。選擇聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)增加了49.2%的非農(nóng)就業(yè)參與概率；同時(shí)，基于反事實(shí)框架，如果未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的牧戶進(jìn)行聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)生產(chǎn)活動(dòng)，其非農(nóng)就業(yè)參與概率將增加50.7%，這表明聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可以顯著促進(jìn)牧民非農(nóng)就業(yè)。由此也可以看出，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)非農(nóng)就業(yè)的推動(dòng)作用大概在50%左右，仍存在較大提升空間。另外，當(dāng)?shù)啬撩衤?lián)戶經(jīng)營(yíng)參與率僅為45.7%，說(shuō)明超過(guò)半數(shù)的牧戶可通過(guò)規(guī)?；?jīng)營(yíng)進(jìn)一步釋放勞動(dòng)力，提升資源配置效率。結(jié)合實(shí)地調(diào)研情況分析，當(dāng)?shù)啬撩裰饕陨贁?shù)民族為主，多為藏族和蒙古族，在生活習(xí)慣、文化習(xí)俗方面存在較大差異，受教育水平普遍偏低，語(yǔ)言溝通存在障礙，缺少牧業(yè)生產(chǎn)之外的其他職業(yè)技能。且當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)化程度較低，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)較少，在一定程度上限制了剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。

表4 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶非農(nóng)就業(yè)參與的平均處理效應(yīng)Table 4 The average treatment effect of multi-household operation on non-agricultural employment participation of herdsmen

3.2 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧民收入的影響效應(yīng)

為考察聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)家庭收入的影響機(jī)理，本研究采用處理效應(yīng)模型分別對(duì)家庭總收入、農(nóng)牧收入和非農(nóng)收入的影響進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證結(jié)果如表5 所列。需要說(shuō)明的是，由于部分牧戶家庭收入為零，在取對(duì)數(shù)后造成部分樣本缺失。下表中誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù) Ath（ρ)為負(fù)且在5%的水平上顯著，同樣驗(yàn)證聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)模型存在自選擇偏差，這意味著低于牧區(qū)平均家庭收入的牧戶更傾向于參加聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)。簡(jiǎn)而言之，牧戶認(rèn)為參加聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可能相對(duì)單純自身放牧而言能提高家庭收入，通過(guò)聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)，整合資源，產(chǎn)生規(guī)模效益，節(jié)約成本，釋放勞動(dòng)力，獲得更大的經(jīng)濟(jì)效益。

第一階段選擇方程的估計(jì)結(jié)果如表5 中（1)所列，牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)的決定因素與前文考察結(jié)果基本一致，本研究重點(diǎn)關(guān)注聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)收入的影響作用。由估計(jì)結(jié)果可知，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)家庭總收入和非農(nóng)收入均有顯著的正向影響（P＜ 0.05)，其邊際效應(yīng)分別為1.211 和1.400，使用表2 中樣本均值作為參考，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)使總收入與非農(nóng)收入分別提高88.40%和133.48%，非農(nóng)收入翻至兩倍以上，但對(duì)農(nóng)牧收入并無(wú)顯著影響（P＞ 0.1)。由此可看出，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)主要是通過(guò)提高非農(nóng)收入來(lái)影響牧民家庭總收入，同時(shí)起到穩(wěn)定農(nóng)牧收入的作用。但值得注意的是，家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)牧戶家庭收入具有顯著負(fù)向作用（P＜ 0.01)，家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多，家庭各項(xiàng)收入反而越低。這主要來(lái)自兩方面的原因，一是勞動(dòng)力數(shù)量越多的家庭人口規(guī)模越大，所需供養(yǎng)人口越多，分散了家庭的勞動(dòng)力收益；二是勞動(dòng)生產(chǎn)率低下，牲畜出售規(guī)模遠(yuǎn)小于生產(chǎn)規(guī)模，牲畜出欄率較低，農(nóng)牧收入較少，且勞動(dòng)力非農(nóng)參與率較低，導(dǎo)致非農(nóng)收入受限，從而使得人均總收入處于較低水平。

表5 聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)決策與家庭收入模型聯(lián)立估計(jì)結(jié)果(處理效應(yīng)模型)Table 5 The results of simultaneous estimation of multi-household operation decision and household income model (treatment effect model)

理論上講，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可通過(guò)以下2 個(gè)渠道對(duì)牧戶家庭收入產(chǎn)生影響：第一，節(jié)約生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，影響農(nóng)牧收入。聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可降低草地排他成本、水源獲取成本與草畜平衡監(jiān)督成本等，有利于實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，提高生產(chǎn)效率，獲得規(guī)模效益[33]。第二，資源重新配置，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)，影響非農(nóng)收入。牧戶參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)將生產(chǎn)要素和生產(chǎn)資源重新整合，提高牧業(yè)勞動(dòng)力配置效率，解放牧區(qū)剩余勞動(dòng)力，并有效促進(jìn)其向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高非農(nóng)收入。本研究通過(guò)實(shí)證研究證實(shí)了這2 條渠道在調(diào)研地區(qū)的影響作用。

目前，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)作為一種自發(fā)性的非正式生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)合作模式，仍然存在規(guī)模小、效益低、制約性差等問(wèn)題，缺乏相應(yīng)的規(guī)章制度，組織架構(gòu)較為脆弱，聯(lián)戶內(nèi)部利益分配不均，容易導(dǎo)致聯(lián)戶分散或解體狀況發(fā)生[9]。

4 結(jié)論及政策建議

本研究通過(guò)ESP 模型，研究青藏高原地區(qū)聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶非農(nóng)就業(yè)的影響，分析了參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)和未參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶非農(nóng)就業(yè)的作用效果，采用處理效應(yīng)模型評(píng)估聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)牧戶家庭收入的作用效果。主要結(jié)論如下：

第一，參與聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可有效促進(jìn)牧戶非農(nóng)就業(yè)。其中，參與組牧戶的非農(nóng)就業(yè)參與率提高了49.2%；而未參與組牧戶若選擇聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)進(jìn)行生產(chǎn)，其參加非農(nóng)就業(yè)的可能性將增加50.7%。在青藏高原牧區(qū)的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過(guò)程中，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可起到重要推動(dòng)作用。

第二，聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)可顯著提高牧民家庭收入水平。聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)一方面優(yōu)化資源配置，解放剩余勞動(dòng)力，促進(jìn)其向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高牧民非農(nóng)收入；另一方面降低生產(chǎn)、監(jiān)管等成本，提高生產(chǎn)效率，穩(wěn)定農(nóng)牧收入。在牧區(qū)生產(chǎn)組織架構(gòu)中，聯(lián)戶具有重要的過(guò)渡作用。

基于上述結(jié)論，本研究提出以下建議：第一，優(yōu)化牧民合作行為，正規(guī)化牧民合作組織，可通過(guò)合作社等方式代替聯(lián)戶經(jīng)營(yíng)模式，提升規(guī)模效益，促進(jìn)牧民增收。通過(guò)引導(dǎo)和鼓勵(lì)牧戶整合生產(chǎn)和物質(zhì)資本進(jìn)行集約化經(jīng)營(yíng)，有力促進(jìn)牧戶改善生產(chǎn)環(huán)境，降低生產(chǎn)成本，增加牧民收益。第二，推動(dòng)牧區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加適宜非農(nóng)工作崗位，同時(shí)提高牧區(qū)居民受教育水平，廣泛開展牧戶就業(yè)培訓(xùn)與職業(yè)技能培訓(xùn)，培育更多的職業(yè)牧民。