外出務(wù)工對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響
——基于全國(guó)糧食種植業(yè)職業(yè)農(nóng)民的分析

曾俊霞，龍文進(jìn)，郜亮亮*

（1. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所，北京 100732；2. 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民是新型經(jīng)營(yíng)主體中的重要個(gè)體組成和高素質(zhì)代表[1]，被認(rèn)為是解決中國(guó)“誰(shuí)來(lái)種地”、提高中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者組織化程度的重要力量。政府將外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民作為新型經(jīng)營(yíng)主體的重點(diǎn)培育對(duì)象和鄉(xiāng)村人才振興重要的人才來(lái)源，期望他們能夠在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中發(fā)揮引領(lǐng)和帶動(dòng)作用，為鄉(xiāng)村振興貢獻(xiàn)堅(jiān)實(shí)的人才力量。一方面，在返鄉(xiāng)農(nóng)民工中，有相當(dāng)一部分依然從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[2-3]。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，尤其是糧食種植業(yè)生產(chǎn)事關(guān)國(guó)家糧食安全大局。特別是在新的國(guó)內(nèi)外形勢(shì)下，糧食生產(chǎn)的“壓艙石”作用更加突顯，牢牢把 14 億人的飯碗端在自己手里顯得尤為重要。另一方面，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體是確保我國(guó)糧食安全有效供給的重要載體，從事糧食種植業(yè)的外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民作為新型經(jīng)營(yíng)主體中的高素質(zhì)農(nóng)民代表，在保障糧食安全、提高農(nóng)業(yè)質(zhì)量和效益上有著重要作用。因此，研究外出返鄉(xiāng)后從事糧食種植業(yè)的農(nóng)民在農(nóng)民合作社中的引領(lǐng)作用就具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為農(nóng)民合作社對(duì)增進(jìn)農(nóng)民利益、改善農(nóng)民的市場(chǎng)地位具有重要作用[4]，是小農(nóng)戶(hù)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接的關(guān)鍵載體[5]。在有關(guān)農(nóng)民合作社的研究中，多數(shù)研究集中于討論農(nóng)民合作社的形成發(fā)展[6-7]、農(nóng)民加入合作社或聯(lián)合社的影響因素[8-11]，以及合作社對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、利益獲得的影響[12-15]。少數(shù)有關(guān)合作社負(fù)責(zé)人的研究多局限于理論或案例分析，缺乏大樣本實(shí)證研究。相比一般合作社成員，合作社負(fù)責(zé)人擁有更高的能力和更多的資源，能夠發(fā)揮更強(qiáng)的引領(lǐng)作用。從提高農(nóng)民組織化的程度看，如果將加入合作社視為農(nóng)民自身組織化程度提高的初級(jí)表現(xiàn)，那么成為合作社負(fù)責(zé)人則可以看作是促進(jìn)“組織”組織化程度提高的更高級(jí)表現(xiàn)。在人才匱乏的農(nóng)村，更加需要這些能夠提高農(nóng)民組織化程度、帶領(lǐng)農(nóng)民發(fā)展、加快鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵人才。

本文將聚焦返鄉(xiāng)后從事糧食種植業(yè)的農(nóng)民，研究外出務(wù)工對(duì)他們成為合作社負(fù)責(zé)人的影響。首先，返鄉(xiāng)農(nóng)民工是農(nóng)村稀缺性的人力資本和鄉(xiāng)村振興重要的人才來(lái)源，鄉(xiāng)村振興人才振興是關(guān)鍵，尤其是這些從農(nóng)村出去又回到農(nóng)村的返鄉(xiāng)人才。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)行為，尤其是他們?cè)谛滦徒?jīng)營(yíng)主體中的作用都非常值得關(guān)注，這將有助于從研究層面更加全面、深入地認(rèn)識(shí)該群體，并從政策層面積極促進(jìn)該群體在鄉(xiāng)村振興中發(fā)揮更大的作用。其次，在當(dāng)前全球糧食安全受到?jīng)_擊，世界糧食安全遭遇重大挑戰(zhàn)的時(shí)刻，研究關(guān)注糧食種植業(yè)領(lǐng)域的農(nóng)民及合作組織，將有助于增加對(duì)種糧農(nóng)民群體的深刻認(rèn)識(shí)，為進(jìn)一步優(yōu)化種糧農(nóng)民隊(duì)伍結(jié)構(gòu)、調(diào)動(dòng)種糧農(nóng)民的糧食生產(chǎn)積極性、保障國(guó)家糧食安全提供有力的支撐作用。因此，本文將使用2017年31個(gè)省、市、自治區(qū)的3 111名糧食種植業(yè)職業(yè)農(nóng)民的大樣本數(shù)據(jù)，分析外出務(wù)工和合作社負(fù)責(zé)人的基本情況，在此基礎(chǔ)上，采用二元模型（線性概率模型、Logit模型、Probit模型）、雙重穩(wěn)健模型（逆概率加權(quán)回歸修正模型、擴(kuò)展逆概率加權(quán)模型）、匹配模型（Mahalanobis近鄰匹配和傾向值PSM匹配）和多元定序模型等計(jì)量方法深入分析外出務(wù)工對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響及具體程度，并提出有助于外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展、發(fā)揮引領(lǐng)作用的政策建議。

1 理論分析與研究假說(shuō)

返鄉(xiāng)農(nóng)民工在外務(wù)工期間獲得了什么？這些所得是否可能有助于他們返鄉(xiāng)后成為合作社負(fù)責(zé)人？這些是本文重要的理論支持。新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析表明農(nóng)村家庭根據(jù)勞動(dòng)力和資源狀況，安排家庭中的優(yōu)勢(shì)勞動(dòng)力向城市遷移，完成家庭發(fā)展的必要資本積累返鄉(xiāng)[16]，遷移期間獲得的技能和經(jīng)驗(yàn)的提升可幫助回流后獲得更好的發(fā)展[17]。結(jié)合新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和本文研究目標(biāo)，探討農(nóng)民工在務(wù)工期間所獲得的有形與無(wú)形資本可以提高他們返鄉(xiāng)后成為合作社負(fù)責(zé)人的可能性。

已有研究表明，農(nóng)民在外務(wù)工期間的人力資本、社會(huì)資本、財(cái)務(wù)資本和運(yùn)營(yíng)資本等都能夠得到不同程度的提高[18-20]，大多數(shù)農(nóng)民工返鄉(xiāng)后會(huì)將這些增加的資本帶回家鄉(xiāng)，并對(duì)村莊內(nèi)人力資本的配置、物質(zhì)資本的配置、生產(chǎn)技術(shù)的擴(kuò)散、自然資源的開(kāi)發(fā)與利用、勞動(dòng)力資源的就業(yè)等產(chǎn)生積極效 應(yīng)[21-22]。返鄉(xiāng)農(nóng)民工通過(guò)務(wù)工所增長(zhǎng)的技術(shù)技能、經(jīng)營(yíng)管理能力、企業(yè)家精神[23-24]和社會(huì)資本動(dòng)員能力[25]，提高返鄉(xiāng)后創(chuàng)業(yè)的概率[26-29]、創(chuàng)業(yè)的績(jī)效[30]。 返鄉(xiāng)農(nóng)民工在農(nóng)業(yè)上創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的魄力和能力明顯增強(qiáng)[31]，成為農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村治理領(lǐng)域新的精英[32-33]。

但是也有研究表明，返鄉(xiāng)農(nóng)民工從事農(nóng)業(yè)沒(méi)有優(yōu)勢(shì)可言，甚至還存在劣勢(shì)，因此就更談不上在組織中的帶領(lǐng)作用了。這是因?yàn)榉掂l(xiāng)可能是一種被迫的負(fù)向選擇行為[34]，返鄉(xiāng)回流可能是夾心層[35]、更可能是受教育水平低和年齡大[36]，返鄉(xiāng)農(nóng)民中教育程度相對(duì)高的反而較少?gòu)氖罗r(nóng)業(yè)而更多流向二、三產(chǎn)業(yè)[37]。這些不利因素使得務(wù)工返鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)的積極作用成為一個(gè)偽命題。在返鄉(xiāng)農(nóng)民工參與合作社方面，有研究發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工經(jīng)歷對(duì)加入合作社沒(méi)有顯著影響[38]，非農(nóng)就業(yè)等特殊經(jīng)歷對(duì)加入合作社甚至有部分負(fù)向影響[39]，因此返鄉(xiāng)農(nóng)民工成為合作社負(fù)責(zé)人的可能性反而降低。

現(xiàn)有研究結(jié)論不一致的一個(gè)重要原因是由樣本數(shù)據(jù)引起的。由于數(shù)據(jù)在樣本時(shí)間、地點(diǎn)、數(shù)量和代表性等差異，不同的研究得出的結(jié)論不盡一致。本文認(rèn)為外出務(wù)工會(huì)對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人產(chǎn)生影響，但到底是正向的還是負(fù)向的，以及影響的具體程度是什么，需要采用有代表性的大樣本做實(shí)證研究來(lái)回答?；谝陨侠碚摲治龊鸵延醒芯拷Y(jié)果，本文提出待驗(yàn)證的研究假說(shuō)：外出務(wù)工有助于返鄉(xiāng)農(nóng)民工成為合作社負(fù)責(zé)人。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年中央農(nóng)業(yè)廣播電視學(xué)校（農(nóng)業(yè)農(nóng)村部農(nóng)民科技教育培訓(xùn)中心）組織、中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所主要參與的農(nóng)民素質(zhì)發(fā)展追蹤調(diào)查。該調(diào)查是目前樣本量較大、具代表性的全國(guó)性職業(yè)農(nóng)民（或高素質(zhì)農(nóng)民）調(diào)查，這一調(diào)查數(shù)據(jù)也是農(nóng)業(yè)農(nóng)村部高素質(zhì)農(nóng)民年度發(fā)展報(bào)告的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。根據(jù)《“十三五”全國(guó)新型職業(yè)農(nóng)民培育發(fā)展規(guī)劃》，職業(yè)農(nóng)民是以農(nóng)業(yè)為職業(yè)、具有相應(yīng)的專(zhuān)業(yè)技能、收入主要來(lái)自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)并達(dá)到相當(dāng)水平的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)從業(yè)者。該調(diào)查樣本為研究返鄉(xiāng)農(nóng)民工是否更有可能成為合作社負(fù)責(zé)人提供了非常堅(jiān)實(shí)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。同時(shí)，大樣本數(shù)據(jù)還可以通過(guò)重置樣本、增加控制變量、變換計(jì)量模型等方法來(lái)增加結(jié)論的可靠性。

本次調(diào)查在全國(guó)31省、市、自治區(qū)（不含臺(tái)灣、香港和澳門(mén)特別行政區(qū)）進(jìn)行，具體抽樣原則為：在每個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）內(nèi)，按照各區(qū)縣的人均GDP排名把所有區(qū)縣分成高、中、低3層，每層隨機(jī)抽取2個(gè)區(qū)縣，共抽取6個(gè)區(qū)縣。在每個(gè)區(qū)縣內(nèi)，根據(jù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)民人均可支配收入把所有鄉(xiāng)鎮(zhèn)分成3層，每層隨機(jī)抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共抽取6個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)，隨機(jī)調(diào)查10名職業(yè)農(nóng)民。根據(jù)研究目的，并為使樣本具有代表性和變異性，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取10名職業(yè)農(nóng)民時(shí)應(yīng)依次遵循以種植業(yè)為主；盡可能分布在不同的村；盡可能具有不同的經(jīng)營(yíng)規(guī)模；盡可能在年齡、學(xué)歷、技能和接受培訓(xùn)等方面具有差異。

本次調(diào)查共獲得全國(guó)31個(gè)省市區(qū)181個(gè)區(qū)縣10 879個(gè)職業(yè)農(nóng)民的問(wèn)卷數(shù)據(jù)。剔除邏輯不通、嚴(yán)重缺失、異常值較多的樣本，共獲得全國(guó)31個(gè)省176個(gè)區(qū)縣1 140個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)5 154個(gè)村莊的9 736個(gè)有效職業(yè)農(nóng)民樣本，有效樣本比為89.74%。本次調(diào)查樣本的地區(qū)分布非常廣，可以比較全面的說(shuō)明目前全國(guó)職業(yè)農(nóng)民的發(fā)展?fàn)顩r。

鑒于本文的研究?jī)?nèi)容，研究樣本限制在糧食種植業(yè)農(nóng)民上。一方面，種植業(yè)與非種植業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)上有很大的差異，對(duì)土地、勞動(dòng)力、資金和技術(shù)等要求不一樣，因此排除那些沒(méi)有從事種植業(yè)的農(nóng)民（如純養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)民）有助于減少結(jié)果偏誤。另一方面，即使是種植業(yè)中，糧食作物種植業(yè)與經(jīng)濟(jì)作物種植業(yè)在利潤(rùn)化水平、組織化程度等也具備較大差異，把樣本限制在糧食作物種植業(yè)（即產(chǎn)值最高的種植作物為糧食類(lèi)作物）的農(nóng)民樣本中更加有助于減少結(jié)果偏誤，同時(shí)凸顯本研究在糧食安全上的意義。最終納入本文分析的農(nóng)民樣本量為3 111個(gè)。

2.2 變量選取

本文研究的因變量是一個(gè)二元虛擬變量，即是否是合作社負(fù)責(zé)人。自變量也是一個(gè)二元虛擬變量，即是否為外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民（外出單元為鄉(xiāng)鎮(zhèn)）。除了是否為外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民這一自變量外，控制變量包括：1）個(gè)人特征：年齡、性別、受教育水平、身體健康、黨員身份。這些指標(biāo)體現(xiàn)了個(gè)人的人力資本和部分社會(huì)資本。2）家庭特征：家庭16～60歲的勞動(dòng)人口數(shù)量。勞動(dòng)力數(shù)量是家庭人口結(jié)構(gòu)的體現(xiàn)，也是生產(chǎn)要素的重要體現(xiàn)。3）經(jīng)營(yíng)特征：首要（即產(chǎn)值最大的）農(nóng)作物種類(lèi)、經(jīng)營(yíng)土地面積。由于經(jīng)營(yíng)土地面積偏態(tài)分布嚴(yán)重，在模型中取其對(duì)數(shù)。4）地區(qū)固定效應(yīng)：鑒于不同地域在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、政府政策支持等差異，在模型中加入樣本所在縣的固定效應(yīng)或所在省的固定效應(yīng)。

2.3 分析方法

由于本文主要考察外出務(wù)工對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響，因此基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

其中：L為是否是合作社負(fù)責(zé)人，MIG為是否外出務(wù)工的虛擬變量，Ci為控制變量，δi為各控制變量的系數(shù)，a為常數(shù)，β為待估系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

對(duì)于二元類(lèi)型的因變量，可以用線性概率模型（Linear Probability Mode, LPM）、Logit模型或Probit模型來(lái)估計(jì)自變量對(duì)因變量的影響。

由于外出務(wù)工存在自選擇問(wèn)題，外出務(wù)工與沒(méi)有外出務(wù)工的兩類(lèi)農(nóng)民可能存在系統(tǒng)性差異，一般的LPM、Logit或Probit模型可能遺漏了一些重要變量，模型存在反向因果的可能性（如成為合作社負(fù)責(zé)人可能反過(guò)來(lái)影響外出務(wù)工）。如果模型沒(méi)有更好地考慮內(nèi)生性問(wèn)題，模型結(jié)果可能是有偏的。借鑒已有相關(guān)研究[40-42]，本文將采用逆概率加權(quán)回歸修正模型（Inverse-Probability-Weighted Regression Adjustment，IPWRA）和擴(kuò)展逆概率加權(quán) 模型（Augmented Inverse-Probability Weighting，AIPW） 來(lái)試圖解決以上實(shí)證難題，以保證計(jì)量結(jié)果是無(wú)偏的。IPWRA和AIPW模型最大優(yōu)點(diǎn)在于其“雙重穩(wěn)健性”，即只要結(jié)果模型（outcome model）和選擇模型（selection model）中的任何一個(gè)模型的設(shè)置是正確的，模型估計(jì)出來(lái)的結(jié)果就是無(wú)偏的；即使結(jié)果模型和選擇模型的設(shè)置都是有問(wèn)題的，模型估計(jì)出來(lái)的結(jié)果的偏誤也相對(duì)較小。雙重穩(wěn)健模型也被用于研究合作社參與的影響[43]。在本文中，結(jié)果模型的因變量是“是否是合作社負(fù)責(zé)人”，選擇模型的因變量是“是否為外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民”。

除了雙重穩(wěn)健模型外，本文還使用了樣本篩選、傾向值匹配、多元定序模型等不同方法來(lái)對(duì)結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3 結(jié)果與分析

3.1 外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民與合作社負(fù)責(zé)人統(tǒng)計(jì)分析

調(diào)查樣本中的職業(yè)農(nóng)民近1/4的是外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民，近1/4的是合作社負(fù)責(zé)人。在3 111個(gè)糧食種植業(yè)農(nóng)民中，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民736人，占23.66%；沒(méi)有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民 2 375人，占76.34%。在所有的糧食種植業(yè)農(nóng)民中，合作社負(fù)責(zé)人有765人，占24.59%；非合作社負(fù)責(zé)人有2 346人，占75.41%（表1）。需要注意的是，調(diào)查樣本中合作社負(fù)責(zé)人的比例比一般的農(nóng)戶(hù)調(diào)查樣本中的比例要高，這是因?yàn)檎{(diào)查對(duì)象是職業(yè)農(nóng)民（或高素質(zhì)農(nóng)民），是農(nóng)民群體中的先進(jìn)生產(chǎn)力代表，是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的主力軍，從業(yè)綜合素質(zhì)明顯更高[44]。

表1 外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民和合作社負(fù)責(zé)人的基本情況Table 1 Descriptive statistics of leaders of agricultural cooperatives and returning rural migrants with non-farm work experiences

外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民中合作社負(fù)責(zé)人占比明顯更高。外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民中，34.65%是合作社負(fù)責(zé)人，而那些沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民中，21.47%是合作社負(fù)責(zé)人（表2），比前者低了13.18個(gè)百分點(diǎn)，這一差距具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。因此，從描述統(tǒng)計(jì)上看，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的比例要顯著地高于沒(méi)有外出經(jīng)歷的農(nóng)民。

表2 外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民與合作社負(fù)責(zé)人交叉表（%）Table 2 Cross analysis of leaders of agricultural cooperatives and returning rural migrants with non-farm work experiences (%)

比較外出務(wù)工農(nóng)民和非外出務(wù)工農(nóng)民兩類(lèi)群體，可以發(fā)現(xiàn)在一些基本特征上存在差異。相對(duì)于沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民更年輕、男性比例更高、受教育水平更高、經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模更大、從事玉米生產(chǎn)的比例少（表3）。兩類(lèi)群體存在的這些系統(tǒng)性的差異，要求在模型中必須考慮相關(guān)的內(nèi)生性問(wèn)題。

表3 外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民與非外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民群體的特征差異Table 3 Difference in characteristics between leaders of agricultural cooperatives and returning rural migrants with non-farm work experiences

3.2 外出務(wù)工對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響分析

二元模型（LPM、Logit和Probit模型）結(jié)果顯 示，外出務(wù)工對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人均起到了顯著正向促進(jìn)作用，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著（表4），即外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的顯著更多。

表4 成為合作社負(fù)責(zé)人的影響因素分析Table 4 Determinants of being leaders of agricultural cooperatives

控制變量中，有一些變量對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人產(chǎn)生了顯著性影響，個(gè)體特征中，男性、受教育水平高的、身體健康的、是黨員的農(nóng)民都更有可能成為合作社負(fù)責(zé)人，而年齡對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響則呈倒U型，隨著年齡的增加農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的可能性先增加后減少；經(jīng)營(yíng)特征中家庭經(jīng)營(yíng)土地面積更多的農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的可能性更大。

通過(guò)以上二元模型結(jié)果可以得知外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的更多，但具體多出的程度仍然未知。這就需要計(jì)算模型中各變量的平均邊際效應(yīng)。在LPM、Logit和Probit模型結(jié)果中，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的概率增加了6.91、6.15和6.28個(gè)百分點(diǎn)（表5）。采用以上最低的概率6.15%與總樣本中合作社負(fù)責(zé)人占比24.59%相除得到25.01%，這就意味著外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的可能性至少增加了1/4，即本文的假說(shuō)“外出務(wù)工有助于返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人”成立。

表5 Logit模型中各變量的平均邊際貢獻(xiàn)Table 5 Average marginal effect of variables in the Logit models

為了避免由于外出務(wù)工這一自選擇帶來(lái)的可能內(nèi)生性，采用雙重穩(wěn)健模型來(lái)分析外出務(wù)工對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響，表6給出了IPWRA和AIPW模型中結(jié)果模型（外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民、非務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民）和選擇模型（是否外出務(wù)工返鄉(xiāng)）的結(jié)果。與結(jié)果模型相比，選擇模型增加了一個(gè)變量“有0～15歲孩子”；由于現(xiàn)在的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)特征并不直接影響之前的外出務(wù)工返鄉(xiāng)行為，因此在結(jié)果模型中沒(méi)有納入首要糧食作物和經(jīng)營(yíng)土地面積這兩個(gè)變量。結(jié)果顯示，有0～15歲孩子與外出務(wù)工返鄉(xiāng)呈顯著性正相關(guān)，即有小孩的農(nóng)民工更可能返鄉(xiāng)。

由于表6并不直接體現(xiàn)外出務(wù)工返鄉(xiāng)對(duì)成為合作社負(fù)責(zé)人的影響，加上外出務(wù)工對(duì)全體農(nóng)民和外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民兩類(lèi)群體成為合作社負(fù)責(zé)人的影響可能不同，在表7中分別計(jì)算總體平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect，ATE）和外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民（即干預(yù)組）的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect for the Treated，ATT）。在表6的結(jié)果模型中，雖然各變量對(duì)外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民和非外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民這兩類(lèi)群體的影響不盡相同，APWRA和AIPW兩類(lèi)方法出來(lái)的模型結(jié)果也有差異，但表7顯示IPWRA和AIPW模型得出的ATE非常接近，約為6個(gè)百分點(diǎn)（0.060 6和0.059 0），且都在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這反映的是：農(nóng)民有外出務(wù)工經(jīng)歷相比不外出務(wù)工成為合作社負(fù)責(zé)人的概率會(huì)增加6個(gè)百分點(diǎn)左右。IPWRA模型得出了ATT值為0.071 8，顯著性水平為1%，高于ATE值約1個(gè)百分點(diǎn)。這反映的是：外出務(wù)工農(nóng)民比不外出農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的概率增加了7.18個(gè)百分點(diǎn)。ATT比ATE高出1個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明外出務(wù)工對(duì)務(wù)工組農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響程度更大，比全體農(nóng)民多出1個(gè)百分點(diǎn)。

表6 雙重穩(wěn)健模型結(jié)果Table 6 Results of the Double Robust Models

表7 雙重穩(wěn)健模型中的外出務(wù)工返鄉(xiāng)對(duì)成為合作社負(fù)責(zé)人的平均處理效應(yīng)Table 7 Average treatment effect of non-farm work experiences on being leaders of agricultural cooperatives from the double robust models

總的來(lái)看，更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)碾p重穩(wěn)健模型也同樣支持外出務(wù)工顯著增加農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的概率這一結(jié)論，并且與前面的二元模型LPM、Logit和Probit結(jié)果系數(shù)基本一致（均在6個(gè)百分點(diǎn)左右），模型的穩(wěn)定性非常好。因此，本文可以得出：外出務(wù)工對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人具有顯著的影響，并且是正向地促進(jìn)作用，研究假說(shuō)得到證實(shí)。這也驗(yàn)證了新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論分析。農(nóng)民外出務(wù)工遷移實(shí)現(xiàn)了技術(shù)、資金、創(chuàng)業(yè)和管理能力等多方面的提升，返鄉(xiāng)的同時(shí)也實(shí)現(xiàn)了人力資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本等多重資本的回流，甚至實(shí)現(xiàn)了遷出地人力資本流失的逆轉(zhuǎn)，增強(qiáng)了家鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的企業(yè)活動(dòng)和創(chuàng)新精神，帶動(dòng)了家鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的可靠性，本文還通過(guò)重置樣本、更換計(jì)量模型等進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.3.1 樣本重置 一些無(wú)法觀測(cè)到的因素，可能同時(shí)影響是否外出務(wù)工以及是否加入合作社，可以通過(guò)重置樣本來(lái)降低這些因素的影響。比如，調(diào)查樣本數(shù)據(jù)顯示一些鄉(xiāng)鎮(zhèn)所有的農(nóng)民樣本都沒(méi)有外出務(wù)工經(jīng)歷，或都沒(méi)有加入合作社，亦或既不外出務(wù)工也不加入合作社。這些樣本可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生影響，因?yàn)榍疤釛l件不成立，即沒(méi)有外出務(wù)工農(nóng)民或沒(méi)有合作社導(dǎo)致外出務(wù)工對(duì)合作社的作用沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)。所以，為了盡可能地減少這些因素的影響，可以重置樣本，分類(lèi)排除以上樣本，對(duì)比模型結(jié)果是否一致穩(wěn)定。

重置樣本后，二元模型結(jié)果仍然一致穩(wěn)定，均支持外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民更有可能成為合作社負(fù)責(zé)人的結(jié)論（表8）。具體來(lái)看：排除沒(méi)有外出務(wù)工農(nóng)戶(hù)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)后，調(diào)查農(nóng)民樣本從3 111人減少到2 280人；排除沒(méi)有合作社成員的鄉(xiāng)鎮(zhèn)后，調(diào)查農(nóng)民樣本從 3 111人減少到2 913人；排除同時(shí)沒(méi)有外出務(wù)工農(nóng)戶(hù)和合作社成員的鄉(xiāng)鎮(zhèn)后，調(diào)查農(nóng)民樣本從3 111人減少到2 168人。三類(lèi)樣本的二元回歸模型中的平均邊際貢獻(xiàn)均在0.056 4～0.072 9之間，顯著性水平在5%或1%的水平上，結(jié)論非常穩(wěn)定。

表8 樣本篩選模型中外出務(wù)工返鄉(xiāng)對(duì)成為合作社負(fù)責(zé)人的平均邊際貢獻(xiàn)Table 8 Average marginal effect of non-farm work experiences on being leaders of agricultural cooperatives from the sample-selected models

3.3.2 匹配法 外出務(wù)工并非一種隨機(jī)現(xiàn)象，可能存在自選擇問(wèn)題，外出務(wù)工的農(nóng)民和沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民在很多特征上都存在差異性（表3），所以直接比較兩類(lèi)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的差異就可能會(huì)存在偏誤。采用匹配法構(gòu)建同質(zhì)性較強(qiáng)的外出務(wù)工返鄉(xiāng)組（干預(yù)組）和非外出務(wù)工返鄉(xiāng)組（控制組），有效控制兩組樣本在可觀測(cè)變量上系統(tǒng)性差異，可以在一定程度上解決由于樣本特征差異而導(dǎo)致的結(jié)果偏誤。本文分別使用兩種匹配方法（Mahalanobis近鄰匹配和傾向值PSM匹配）來(lái)驗(yàn)證之前結(jié)果的穩(wěn)健性。近鄰匹配方法、傾向值PSM匹配方法分別顯示外出務(wù)工可以提高農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的概率為7.97和10.51個(gè)百分點(diǎn)，顯著性水平為1% （表9）。兩種匹配方法均支持外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民更有可能成為合作社負(fù)責(zé)人的結(jié)論。

表9 匹配后的外出務(wù)工返鄉(xiāng)對(duì)成為合作社負(fù)責(zé)人的 平均處理效應(yīng)（ATE）Table 9 Average treatment effect of non-farm work experience on being leaders of agricultural cooperatives from the matching models

3.3.3 多元定序模型 合作社負(fù)責(zé)人可以看成是合作社一般成員的“升級(jí)”，而合作社一般成員可以看成是非合作社成員的“升級(jí)”，因此將因變量從二元變量（是否為合作社負(fù)責(zé)人）擴(kuò)展為合作社負(fù)責(zé)人、合作社一般成員和非合作社成員3個(gè)分類(lèi)，采用定序Logit或定序Probit模型就可以刻畫(huà)出外出務(wù)工對(duì)不同合作社成員級(jí)別之間的影響，而不僅局限在最高級(jí)別合作社負(fù)責(zé)人層面。定序Logit和定序Probit模型的結(jié)果均一致穩(wěn)定（表10），相比沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民不加入合作社（即非合作社成員）的概率要低7.6個(gè)百分點(diǎn)左 右，而加入合作社成為合作社一般成員的概率要高近2個(gè)百分點(diǎn)，加入合作社并成為合作社負(fù)責(zé)人的概率要高近6個(gè)百分點(diǎn)。因此，多元定序模型不僅表明外出務(wù)工可以顯著增加農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的概率，同時(shí)也刻畫(huà)出了外出務(wù)工有助于農(nóng)民在合作社成員級(jí)別中的“進(jìn)級(jí)”。

表10 多元定序模型中外出務(wù)工返鄉(xiāng)對(duì)成為合作社成員級(jí)別的平均邊際貢獻(xiàn)Table 10 Average marginal effect of non-farm work experiences on being leaders of agricultural cooperatives from the ordered models

3.4 外出務(wù)工促進(jìn)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的機(jī)理探討

計(jì)量模型分析表明，外出務(wù)工顯著地促進(jìn)了返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人，但具體如何影響還需要進(jìn)一步的機(jī)理探討。根據(jù)以往理論可知，農(nóng)民在外出務(wù)工期間，人力資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本都得到了提高，尤其是和組織成長(zhǎng)有關(guān)的經(jīng)營(yíng)管理、創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新等能力的提升幫助他們返鄉(xiāng)后在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更早實(shí)現(xiàn)規(guī)?；⒓s化、品牌化和優(yōu)質(zhì)化生產(chǎn)，從而獲得農(nóng)戶(hù)中的領(lǐng)先地位和政府更多的政策支持，發(fā)揮在組織中的引領(lǐng)作用。利用本文調(diào)查數(shù)據(jù)，以下將從人力資本提升、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入和政府政策支持三個(gè)角度來(lái)嘗試闡述外出務(wù)工對(duì)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的影響機(jī)制。

在人力資本提升上，一方面，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民獲得各種技術(shù)證書(shū)的比例高于沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民。調(diào)查樣本顯示，在外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民中，70.11%的獲得新型職業(yè)農(nóng)民證書(shū)，16.71%的獲得農(nóng)民技術(shù)人員職稱(chēng)，7.07%的獲得國(guó)家職業(yè)資格證書(shū)，這些比例要比沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民分別高出5.82、2.48和0.46個(gè)百分點(diǎn)。另一方面，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民接受各種培訓(xùn)的比例、有繼續(xù)教育意愿的比例都更高。調(diào)查樣本顯示，外出務(wù)工的農(nóng)民中，接受過(guò)農(nóng)業(yè)培訓(xùn)的比例高達(dá)91.3%，希望通過(guò)職業(yè)教育獲得農(nóng)業(yè)職業(yè)教育學(xué)歷的比例為84.84%，正在接受學(xué)歷教育的比例為19.7%，這些比例要比沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民分別高出4.56、8.76和4.07個(gè)百分點(diǎn)。外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民較高的人力資本，與其自身固有的人力資本高有關(guān)，也與在外出務(wù)工期間增加的人力資本有關(guān)。

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入上，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民明顯多于沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民。以農(nóng)機(jī)總價(jià)值為例，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民家庭農(nóng)機(jī)總價(jià)值投入為12.24萬(wàn)元，比沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民高2.63萬(wàn)元。外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入多，與在外出務(wù)工期間增加的經(jīng)濟(jì)資本有關(guān)，也可能和他們?cè)谕獬鰟?wù)工期間增加的企業(yè)家精神有關(guān)。

在政治資本上，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民獲得的政治網(wǎng)絡(luò)資源和政策支持要更多。調(diào)查樣本顯示，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民中，有3.42%的擔(dān)任過(guò)縣級(jí)及以上人大代表或政協(xié)委員，12.02%的獲得縣級(jí)及以上表彰或獎(jiǎng)勵(lì)，比沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民分別高出1.14和2.51個(gè)百分點(diǎn)。從政策支持上看，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民平均獲得2.4項(xiàng)政策支持，而沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民獲得2項(xiàng)政策支持。更多的政治網(wǎng)絡(luò)資源和政策支持使得外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民更有可能成為合作社負(fù)責(zé)人。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

研究表明，從事糧食種植業(yè)的職業(yè)農(nóng)民中，在控制了個(gè)體、家庭、地區(qū)等特征后，相比沒(méi)有外出務(wù)工的農(nóng)民，外出務(wù)工返鄉(xiāng)的農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的比例要顯著高出至少6個(gè)百分點(diǎn)?？紤]到總樣本中合作社負(fù)責(zé)人的占比約為25%，外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民成為合作社負(fù)責(zé)人的可能性至少增加了1/4，外出務(wù)工有助于返鄉(xiāng)農(nóng)民工成為合作社負(fù)責(zé)人。影響機(jī)制分析表明農(nóng)民在外出務(wù)工遷移期間，增加的人力資本、經(jīng)濟(jì)資本等使得他們返鄉(xiāng)后能更好地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并獲得更多的政策支持，從而在農(nóng)民組織化中發(fā)揮引領(lǐng)作用。需要加以說(shuō)明的是，職業(yè)農(nóng)民和中國(guó)廣大的小農(nóng)戶(hù)在人力資本、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等方面存在顯著的差異，因此本文的研究結(jié)論在小農(nóng)戶(hù)層面推廣可能存在一定的限制。

受到國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展新格局的影響，未來(lái)可能會(huì)有越來(lái)越多的外出務(wù)工農(nóng)民返鄉(xiāng)并加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者隊(duì)伍。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，自2008年以來(lái)，2020年外出務(wù)工農(nóng)民人數(shù)首次出現(xiàn)下降，比上一年減少了466萬(wàn)人。外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和鄉(xiāng)村振興中將發(fā)揮更多更具引領(lǐng)帶動(dòng)性的作用。

4.2 政策啟示

外出務(wù)工返鄉(xiāng)農(nóng)民不僅實(shí)現(xiàn)了家鄉(xiāng)人力資本流失的逆轉(zhuǎn)，而且在一些新型經(jīng)營(yíng)主體中還發(fā)揮了引領(lǐng)帶頭作用，對(duì)于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有積極意義。

1）政府應(yīng)鼓勵(lì)那些從事生產(chǎn)力水平較低的農(nóng)業(yè)活動(dòng)的青年農(nóng)民外出就業(yè)，通過(guò)外出務(wù)工增加其物質(zhì)資本和人力資本的積累，為未來(lái)返鄉(xiāng)做準(zhǔn)備。在當(dāng)前傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的階段，農(nóng)村仍然有大量的勞動(dòng)力從事效率不高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，他們當(dāng)中很多人沒(méi)有外出務(wù)工經(jīng)歷，人力資本水平也不高，可以通過(guò)外出務(wù)工全面提升自己的綜合素質(zhì)。未來(lái)，可能有一部分人留在城市，但是也會(huì)有一部分人選擇返鄉(xiāng)，成為素質(zhì)較高的返鄉(xiāng)農(nóng)民工群體再次投身農(nóng)業(yè)。應(yīng)當(dāng)看到，在當(dāng)前階段，吸引更多優(yōu)質(zhì)返鄉(xiāng)農(nóng)民工的前提是擁有更多外出農(nóng)民工。

2）政府應(yīng)大力吸引那些優(yōu)秀的外出務(wù)工農(nóng)民返鄉(xiāng)，鼓勵(lì)他們投身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和鄉(xiāng)村振興事業(yè)。通過(guò)鄉(xiāng)村人才制度改革，破除人才流動(dòng)壁壘，吸引返鄉(xiāng)農(nóng)民工等返鄉(xiāng)下鄉(xiāng)人才從城市流動(dòng)到農(nóng)村，優(yōu)化農(nóng)村勞動(dòng)力的隊(duì)伍結(jié)構(gòu)；對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民工進(jìn)行摸底調(diào)查，更好地掌握他們的普遍需求，創(chuàng)造良好的政策環(huán)境，以便將其外出時(shí)期積累的人力資本和物質(zhì)資本更加順利地轉(zhuǎn)換為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)；通過(guò)基礎(chǔ)設(shè)施、金融信貸等政策扶持幫助返鄉(xiāng)農(nóng)民工更好地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，充分發(fā)揮其在各個(gè)新型經(jīng)營(yíng)主體中的引領(lǐng)作用，推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的高效發(fā)展；加大農(nóng)民培訓(xùn)，持續(xù)提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工的人力資本和社會(huì)資本，為鄉(xiāng)村振興提供人才支撐。