廖小靜，應(yīng)瑞瑤，鄧衡山，徐志剛

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210095；2.福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州350002)

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收入效應(yīng)與利益分配：農(nóng)民合作效果研究
——基于農(nóng)民專業(yè)合作社

不同角色農(nóng)戶受益差異的實(shí)證研究

廖小靜1，應(yīng)瑞瑤1，鄧衡山2，徐志剛1

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京210095；2.福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建福州350002)

本文基于對(duì)合作社本質(zhì)規(guī)定的討論，構(gòu)建了不同治理結(jié)構(gòu)下不同角色農(nóng)戶受益程度與機(jī)制的分析框架，結(jié)合我國合作社發(fā)展現(xiàn)實(shí)提出了合作社影響的相關(guān)研究假說，并利用對(duì)江蘇等3省18個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合作社全面調(diào)查獲取的18家設(shè)施蔬果合作社與相關(guān)農(nóng)戶的一手調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)?？偟膩碚f，由于我國合作社功能普遍很弱，合作社對(duì)普通成員生產(chǎn)和收入的促進(jìn)作用十分有限；而由于成員異質(zhì)性，核心成員受益程度普遍高于其他角色的農(nóng)戶。合作社治理結(jié)構(gòu)和功能完善及其可持續(xù)發(fā)展問題都需要引起高度關(guān)注。

農(nóng)民專業(yè)合作社；農(nóng)戶角色；受益差異；收入

一、引言

無論從理論還是國際經(jīng)驗(yàn)看，合作社都被認(rèn)為是有助于促進(jìn)農(nóng)民增收的組織制度創(chuàng)新。在理論上，合作社不僅可保留農(nóng)戶在生產(chǎn)環(huán)節(jié)的相對(duì)獨(dú)立性，避免生產(chǎn)環(huán)節(jié)勞動(dòng)監(jiān)督的難題，又可實(shí)現(xiàn)流通環(huán)節(jié)和部分生產(chǎn)環(huán)節(jié)的規(guī)模經(jīng)營，還能避免訂單農(nóng)業(yè)中由于契約雙方力量不對(duì)等容易違約的問題[1]；從國際經(jīng)驗(yàn)看，歐美等發(fā)達(dá)國家農(nóng)業(yè)合作社的銷售額通常占到本國農(nóng)產(chǎn)品銷售額的30%-60%，在增加農(nóng)民收入方面起到了重要的作用[2-3]。

自2007年《中國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布實(shí)施以來，中國合作社發(fā)展進(jìn)入了一個(gè)新的歷史發(fā)展階段。但關(guān)于中國合作社發(fā)展的情況和對(duì)小農(nóng)戶生產(chǎn)和收入的作用，學(xué)界爭議頗多，褒貶不一[4-5]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)我國農(nóng)民專業(yè)合作社在現(xiàn)實(shí)中發(fā)揮作用眾說紛紜，很大程度上是因?yàn)樵谘芯糠椒?、視角和?shù)據(jù)上存在分歧或不足。對(duì)合作社的作用要有更為深刻而準(zhǔn)確的認(rèn)識(shí)和判斷，現(xiàn)有研究存在的三方面不足之處必須得到改善。

首先，現(xiàn)有對(duì)中國農(nóng)民專業(yè)合作社收入效應(yīng)的評(píng)估主要運(yùn)用單案例分析方法和一期橫截面數(shù)據(jù)，研究結(jié)論的準(zhǔn)確性和普適性存在不足。一些研究通過單個(gè)合作社案例描述指出加入農(nóng)民專業(yè)合作社明顯增加了農(nóng)戶的收入[6-7]但單案例研究通常很難做到在控制其他條件不變的情況下探討因果效應(yīng)，結(jié)論嚴(yán)謹(jǐn)性不夠，研究結(jié)論由于案例的代表性問題也難以推廣到其他合作社。也有少數(shù)研究利用大樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)實(shí)證分析了加入合作社對(duì)農(nóng)戶增收的作用[8-10]，但其樣本農(nóng)戶或者只是來自于單個(gè)合作社影響研究結(jié)論的普適性，或者數(shù)據(jù)只是一期橫截面數(shù)據(jù)，無法處理高收入農(nóng)戶內(nèi)生選擇加入合作社導(dǎo)致合作社作用高估的研究結(jié)論偏差。

其次，既有對(duì)合作社收入效應(yīng)的研究通常將合作社假設(shè)同質(zhì)對(duì)待，忽視了合作社之間的差異。很多文獻(xiàn)指出，近年來我國農(nóng)民專業(yè)合作社雖然數(shù)量獲得了井噴式增長，但由社員自主創(chuàng)建的比例不高、真正規(guī)范的合作社不多、“空頭社”、“翻牌社”現(xiàn)象普遍。成立合作社演變成了大農(nóng)戶獲取國家政策支持和財(cái)政補(bǔ)貼的取利工具[11-12]。合作社發(fā)展質(zhì)量存在重大差異的現(xiàn)實(shí)無疑會(huì)影響到對(duì)合作社整體作用的評(píng)估。但現(xiàn)有對(duì)合作社收入效應(yīng)評(píng)估的研究多沒有將這樣的差異納入分析，致使既有文獻(xiàn)對(duì)上述現(xiàn)象的普遍性及其對(duì)合作社作用的影響都缺乏基本的判斷。

第三，現(xiàn)有對(duì)合作社收入效應(yīng)的研究基本將社員視為同質(zhì)的，忽略了社員受益程度的差異性。中國的合作社為了獲取政策支持，在成員邊界的判定標(biāo)準(zhǔn)上往往采用雙重標(biāo)準(zhǔn)，成員邊界不清楚，在不少合作社中普通成員通常只具有稱謂意義[11]。同時(shí)，“核心—外圍”成員結(jié)構(gòu)的存在不可避免地會(huì)導(dǎo)致內(nèi)部人控制，誘發(fā)社員利益沖突、利益侵占、小農(nóng)主體地位弱化等問題[13-14]。這些研究揭示了合作社發(fā)展過程中農(nóng)戶角色的沖突，但并未對(duì)這種沖突下農(nóng)戶受益程度的差異進(jìn)行量化研究和判斷。

本文試圖在對(duì)合作社收入效應(yīng)分析的過程中正視上述三個(gè)問題以期能對(duì)合作社作用有一個(gè)更為深入全面的認(rèn)識(shí)。一是基于對(duì)江蘇等3省18個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合作社全面調(diào)查獲取的18家設(shè)施蔬果合作社與相關(guān)農(nóng)戶的兩期面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)合作社對(duì)農(nóng)戶收入的平均影響，考察現(xiàn)有的農(nóng)民專業(yè)合作社從總體來看是否發(fā)揮了實(shí)質(zhì)性作用；二是分析成員和非成員在合作社中受益程度的差異，檢驗(yàn)合作社的成員邊界是否清晰及合作社的溢出效應(yīng)；三是分析合作社內(nèi)部普通社員和核心社員受益程度的差異，檢驗(yàn)合作社的益貧性。

本文先基于合作社的本質(zhì)規(guī)定和治理結(jié)構(gòu)提出合作社中農(nóng)戶受益差異的分析框架，并結(jié)合我國合作社發(fā)展的現(xiàn)實(shí)提出研究假說，進(jìn)而利用設(shè)施蔬果種植戶的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)*之所以選取設(shè)施蔬果這一產(chǎn)業(yè)，原因有兩個(gè)。一是不同產(chǎn)業(yè)間農(nóng)戶收入不可比，因此最好選取同一產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶進(jìn)行收入比較；二是從理論上來說，設(shè)施蔬果產(chǎn)業(yè)很適合發(fā)展合作社。設(shè)施農(nóng)業(yè)在化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等投入要遠(yuǎn)高于糧食和其他普通經(jīng)濟(jì)作物，同時(shí)，設(shè)施農(nóng)業(yè)的產(chǎn)品品質(zhì)鑒別難度大，組織化對(duì)減少信息不對(duì)稱的作用較大，組織化潛在收益明顯高于糧食作物和經(jīng)濟(jì)作物，組織化潛在利潤更大[15]。對(duì)研究假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究不僅有助于充實(shí)合作社理論中有關(guān)政策推動(dòng)、成員異質(zhì)性對(duì)合作社收入效應(yīng)影響的研究并提供經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，而且對(duì)于全面把握合作社的發(fā)展現(xiàn)狀及其影響，對(duì)現(xiàn)有政策進(jìn)行反思也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。后文安排如下：第二部分是分析框架和研究假說；第三部分是對(duì)合作社相關(guān)的不同角色農(nóng)戶收入進(jìn)行簡單比較分析；第四部分是用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)研究假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)；第五部分是全文總結(jié)與討論。

二、分析框架與研究假說

在合作社中，農(nóng)戶既是服務(wù)的提供者和惠顧者，也是組織的所有者，合作社與其它組織的本質(zhì)差別在于其可以實(shí)現(xiàn)“所有者與惠顧者同一”[16-17]。合作社能為社員帶來不同于其他組織的好處，就是建立在自我服務(wù)，即“所有者與惠顧者同一”的本質(zhì)規(guī)定之上的。它要求合作社盈余按惠顧額返還與合作社治理成員民主控制。也正因此，相對(duì)其他組織，合作社被認(rèn)為更有利于保護(hù)作為惠顧者的普通社員的利益[18]。但是，現(xiàn)實(shí)中合作社能否發(fā)揮其不同于其他組織獨(dú)特作用，必須符合以下三個(gè)條件：一是合作社要有實(shí)質(zhì)的活動(dòng)，提供社員所需要的服務(wù)，才能從根本上滿足社員“自我服務(wù)”的需要。二是作為一個(gè)組織，合作社必須有明確的成員邊界。否則，誰都可以享受合作社的服務(wù)，這樣合作社要么會(huì)成為以營利為目的公司，要么會(huì)成為公益組織。三是成員內(nèi)部異質(zhì)性不能過強(qiáng)。若成員間異質(zhì)性太強(qiáng)，比如成員的惠顧額差異太大，則盈余按惠顧額返還與民主控制之間就會(huì)產(chǎn)生不可調(diào)和的矛盾。因?yàn)榇藭r(shí)剩余索取權(quán)與控制權(quán)高度不匹配，而這種剩余索取權(quán)和控制權(quán)的不對(duì)稱安排將導(dǎo)致組織治理結(jié)構(gòu)無法穩(wěn)定[19-20]，合作社將無法信守“所有者與惠顧者同一”的治理結(jié)構(gòu)。

為了深入理解合作社對(duì)不同角色農(nóng)戶生產(chǎn)和收入的影響及利益分配差異，根據(jù)上述合作社的本質(zhì)規(guī)定討論，本文構(gòu)建了一個(gè)在不同的合作社治理結(jié)構(gòu)下，不同角色農(nóng)戶受益程度差異和受益機(jī)制的分析框架(圖1)。假設(shè)有A、B兩個(gè)同質(zhì)的村莊，其中A村有一個(gè)合作社，B村沒有合作社。根據(jù)農(nóng)戶與合作社的關(guān)系，可以將兩村農(nóng)戶分成四種類型：A村中加入合作社的核心社員和普通社員，A村中沒有加入合作社的非社員，以及外村農(nóng)戶，即B村所有農(nóng)戶。假設(shè)合作社活動(dòng)不跨村，合作社對(duì)外村農(nóng)戶不會(huì)產(chǎn)生影響。按照上述三個(gè)條件，對(duì)A村合作社服務(wù)功能強(qiáng)弱、成員邊界和成員異質(zhì)性給予不同的假設(shè)，可以推斷出合作社對(duì)不同角色農(nóng)戶不一樣的影響。

(1)零效應(yīng)：如果合作社功能極弱，極端情況是一個(gè)空組織，那么其對(duì)社員生產(chǎn)和收入的作用將十分有限。在這種情況下，村A的核心社員、普通社員和非社員都無法從合作社受益，合作社對(duì)他們收入的影響與對(duì)外村農(nóng)戶沒有差異。

(2)收入效應(yīng)：如果合作社有功能，對(duì)社員生產(chǎn)和收入有作用，且合作社內(nèi)部社員能共同受益，但社員和非社員之間有清晰的邊界，非社員無法從合作社受益，那么，合作社核心社員和普通社員的受益程度將明顯大于非社員和外村農(nóng)戶，且合作社服務(wù)功能越強(qiáng)，這種差異將越明顯。同時(shí)，核心社員與普通成員之間，非社員和外村農(nóng)戶之間則都沒有明顯差異。

(3)利益分配效應(yīng)：如果合作社有作用，但成員間異質(zhì)性很強(qiáng)，合作社作用僅限于核心社員，普通社員將無法受益，非社員更無法受益，那么，合作社對(duì)核心社員收入的影響會(huì)與普通社員、非社員和外村農(nóng)戶三類農(nóng)戶有明顯差異，而后三類農(nóng)戶則無差異。

(4)溢出效應(yīng)：如果合作社有作用且內(nèi)部社員能夠共同受益，而且合作社社員與非社員之間邊界不清晰，即除了社員能夠從合作社受益，村A非社員也能受益，能享受到合作社的溢出效應(yīng)，那么，合作社對(duì)村A所有農(nóng)戶收入的影響將與外村農(nóng)戶有明顯差異。

基于上述分析框架，結(jié)合中國農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的現(xiàn)實(shí)，本文提出以下三個(gè)研究假說。

假說1：由于中國農(nóng)民專業(yè)合作社功能普遍較弱，總體上有合作社村的農(nóng)戶與沒有合作社村的農(nóng)戶之間的收入沒有差異，但功能很強(qiáng)合作社對(duì)其所在村農(nóng)戶會(huì)有正面影響。盡管中國農(nóng)民專業(yè)合作社目前數(shù)量很多，但其中大多數(shù)的服務(wù)功能都比較弱。一是中國合作社數(shù)量的急劇增加，一定程度上是由于政府的政策推動(dòng)，有相當(dāng)比例的合作社是出于政績考核壓力和獲取財(cái)政專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付資金而建立的[21-22]，這導(dǎo)致“空頭合作社”、“翻牌合作社”層出不窮。二是由于中國農(nóng)民專業(yè)合作社產(chǎn)生和發(fā)展于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化背景之下，其形成和發(fā)展不得不依賴于生產(chǎn)和運(yùn)銷大戶、農(nóng)村基層組織。在“強(qiáng)者牽頭，弱者參與”的農(nóng)民專業(yè)合作社內(nèi)部，合作社具有明顯的“產(chǎn)權(quán)鎖定”的特征，導(dǎo)致合作社呈現(xiàn)出明顯的功能弱化現(xiàn)象[23]。由于合作社無法為成員提供服務(wù)或功能較弱，就不能給成員帶來收益的改善，更不可能對(duì)同村的非社員有溢出效應(yīng)，因此，外村農(nóng)戶和有合作社村的農(nóng)戶在受益程度上就不會(huì)有明顯差異。

圖1　合作社不同角色農(nóng)戶受益差異與機(jī)制分析框架

假說2：中國合作社普遍功能弱且成員界限不清晰，合作社對(duì)同村的社員和非社員收入的影響沒有明顯差異；但很少數(shù)功能強(qiáng)合作社會(huì)力圖設(shè)置邊界防止溢出效應(yīng)，合作社對(duì)同村社員和非社員收入影響有顯著差異。中國合作社往往采用雙重標(biāo)準(zhǔn)判定成員邊界：在爭取政府資助、尋求項(xiàng)目支持時(shí)，會(huì)盡可能擴(kuò)展自己的成員邊界，以獲得更多數(shù)量的“帶動(dòng)農(nóng)戶”，但凡與其交易的農(nóng)戶都被稱為合作社成員；但當(dāng)進(jìn)行盈余分配以及量化政府補(bǔ)助時(shí)，合作社又會(huì)盡可能縮小成員邊界，通常以持股成員或核心成員甚至少數(shù)發(fā)起人為判定標(biāo)準(zhǔn)，以減少利益外溢。而且，由于中國合作社普遍功能弱、服務(wù)少，成員受益程度很低，設(shè)置邊界本身也沒有意義。但對(duì)很少數(shù)功能強(qiáng)的合作社，核心成員為防止盈余分流、會(huì)努力設(shè)置成員邊界，防止溢出效應(yīng)發(fā)生，非社員與社員受益程度會(huì)有明顯差異。

假說3：由于中國農(nóng)民專業(yè)合作社成員間異質(zhì)性較大，農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)核心社員的影響會(huì)高于普通社員。中國絕大多數(shù)合作社的成員異質(zhì)性從成立之初就非常明顯。部分成員因?yàn)榫哂懈笊a(chǎn)規(guī)模、擁有更多的社會(huì)資本、物質(zhì)資本，主要充當(dāng)管理人員的角色，成為核心成員；普通農(nóng)戶則缺乏生產(chǎn)資源、人力資源和社會(huì)資源，且出于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避，主要充當(dāng)惠顧者的角色[24]。普通成員大多是名義社員或被動(dòng)參加者，與合作社的關(guān)系多只限于產(chǎn)品交易，日常管理和民主決策對(duì)于普通農(nóng)戶來說只是形同虛設(shè)[25]。在這種成員異質(zhì)性背景下，核心成員的受益程度會(huì)高于普通社員，一是核心成員的規(guī)模通常較大，絕對(duì)受益程度更高；二是核心成員通常擁有更多的資本，能夠在合作社中合理運(yùn)用，以增加其受益；三是核心成員通常會(huì)優(yōu)先利用銷售資源和采購資源；四是當(dāng)新技術(shù)引進(jìn)后，核心成員通常會(huì)優(yōu)先使用；五是當(dāng)外部提供財(cái)政支持和補(bǔ)貼時(shí)，核心成員也可能優(yōu)先獲益?！皬?qiáng)勢核心成員”與“弱勢普通農(nóng)戶”的合作的博弈結(jié)局通常被認(rèn)為，合作社的剩余控制權(quán)和索取權(quán)被掌握在核心社員手里，合作剩余的分配更多地通過股份分紅偏向核心成員[26]，普通社員受益大打折扣。

三、農(nóng)民專業(yè)合作社不同角色農(nóng)戶收入比較

本文分析數(shù)據(jù)來自課題組2014年9-10月在江蘇、吉林和四川三省9縣18個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)合作社的全面調(diào)查。調(diào)查最后訪問到了18個(gè)大棚蔬果合作社。調(diào)查對(duì)象包括大棚蔬果合作社的負(fù)責(zé)人，合作社所在村若干大棚種植農(nóng)戶，包括參加合作社的社員和非社員，村會(huì)計(jì)，以及同鎮(zhèn)沒有大棚果蔬合作社村的若干大棚種植戶。為了反映農(nóng)戶收入及特征的變化，調(diào)查收集了2008年和2013年兩期數(shù)據(jù)。調(diào)研共收集了255戶農(nóng)戶的數(shù)據(jù)，其中無合作社村農(nóng)戶、有合作社村非社員、有合作社村普通社員和核心社員*為了反映合作社內(nèi)部農(nóng)戶角色的差異，問卷中設(shè)置了“是否核心管理人員”問題選項(xiàng)，對(duì)核心成員和普通成員進(jìn)行區(qū)分。分別有40戶、80戶、115戶和20戶。

為了全面衡量合作社對(duì)農(nóng)戶的影響，本文選取了農(nóng)戶人均大棚收入、人均蔬果收入與人均總收入三個(gè)指標(biāo)。人均大棚收入是大棚扣除成本后的凈收入除以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口。選取人均蔬果收入是因?yàn)榇笈锓N植戶通常也會(huì)進(jìn)行露地蔬菜輪作。人均蔬果收入是大棚的凈收入與露地蔬果凈收入之和除以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口。人均總收入是家庭總收入除以家庭總?cè)丝?。同時(shí)，為了消除物價(jià)指數(shù)對(duì)收入的影響，本文的收入數(shù)據(jù)均使用當(dāng)年CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

表1　各類農(nóng)戶角色的收入比較

資料來源：作者根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

表1列出了2008年、2013年各類農(nóng)戶三種收入的均值、兩年變化的均值?？梢钥闯觯?008年外村農(nóng)戶和本村社員的人均大棚收入、人均蔬果收入、人均總收入的均值差異不大，到了2013年，核心社員的三類收入都普遍高于其他類型的農(nóng)戶。

為了進(jìn)一步分析合作社收入效應(yīng)在不同合作社之間的差異性，本文借鑒黃季焜等[27]對(duì)合作社服務(wù)功能測度的方法，對(duì)合作社功能強(qiáng)弱進(jìn)行了區(qū)分。首先，將合作社的服務(wù)功能分為四種，分別是技術(shù)服務(wù)、購買服務(wù)、銷售服務(wù)、資金借貸服務(wù)。然后，根據(jù)各項(xiàng)服務(wù)功能的強(qiáng)弱進(jìn)行賦值。如果合作社提供的技術(shù)服務(wù)為0項(xiàng)，則賦值為0，提供的技術(shù)服務(wù)有1-3項(xiàng)，賦值為1，大于3項(xiàng)賦值為2；如果是農(nóng)戶自己購買農(nóng)資，賦值為0；牽線購買，賦值為1，部分統(tǒng)一購買和全部統(tǒng)一購買農(nóng)資為2；如果是自己銷售，賦值0，牽線銷售賦值為1，買斷銷售為2；如果合作社沒有資金借貸服務(wù)，賦值為0，合作社擔(dān)保借款賦值為1，合作社直接借款賦值為2。最后，對(duì)各合作社的四項(xiàng)服務(wù)功能進(jìn)行等權(quán)重加權(quán)求和*為了檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性，本文還設(shè)置了三套不同的權(quán)重來對(duì)合作社的服務(wù)功能進(jìn)行加權(quán)求和。第1套權(quán)重，4類服務(wù)權(quán)重相等，均為25%；第2套權(quán)重，技術(shù)服務(wù)權(quán)重10%，其他3類服務(wù)權(quán)重各30%；第3套權(quán)重，技術(shù)服務(wù)權(quán)重10%，統(tǒng)一提供農(nóng)資權(quán)重20%，統(tǒng)一銷售權(quán)重30%，資金借貸權(quán)重40%。加權(quán)求和的得分在0-8分之間。但從三套權(quán)重的得分來看，差異不大。。樣本合作社服務(wù)功能普遍較弱，沒有任何功能的合作社占6個(gè)，得分最高的合作社也只有6分*18家樣本合作社中，11家無任何功能或功能很弱，7家功能較強(qiáng)。11家無功能和功能很弱的合作社中，3家是純雇工制公司，7家是基層政府組織為了獲得補(bǔ)貼而成立的合作社，1家是農(nóng)業(yè)園區(qū)注冊(cè)的合作社。功能較強(qiáng)的合作社中，4家實(shí)際上是公司(經(jīng)紀(jì)人)+農(nóng)戶，3家是大戶聯(lián)合團(tuán)購生產(chǎn)資料的模式。。

為便于比較討論以及實(shí)證分析，本文將合作社按功能強(qiáng)弱分為兩類，第一類是沒有功能和功能很弱的，即得分為0-4分的；第二類是功能較強(qiáng)的，得分為4-8分。從表2可以看出，總體來說，功能強(qiáng)的合作社，其社員的人均大棚收入增長值和人均蔬果收入增長值比功能弱的合作社所在村的社員要高；功能強(qiáng)的合作社，其核心社員的三類收入普遍高于功能弱的合作社的核心社員；功能強(qiáng)的合作社對(duì)非社員收入的影響并不明顯。

表2　合作社服務(wù)功能與不同角色農(nóng)戶收入變化的關(guān)系

資料來源：作者根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)實(shí)證分析：收入效應(yīng)、溢出效應(yīng)與利益分配

本文建立了以下兩個(gè)面板數(shù)據(jù)模型來研究合作社對(duì)不同角色農(nóng)戶收入影響的差異，考察合作社的收入效應(yīng)、利益分配與溢出效應(yīng)，以檢驗(yàn)文中的三個(gè)假說。這里分析的樣本將農(nóng)戶分為四類：無合作社村農(nóng)戶、有合作社村普通社員、核心社員、非社員。以無合作社村農(nóng)戶為基準(zhǔn)，如果普通社員、核心社員與外村農(nóng)戶相比收入有明顯差異，表明合作社有收入效應(yīng)；如果非社員與外村農(nóng)戶收入相比有差異，表明合作社對(duì)非社員有溢出效應(yīng)；如果核心社員與外村農(nóng)戶相比收入有差異，而普通社員與外村農(nóng)戶沒有差異，則表示合作社利益分配偏向核心社員。

incit=α+βM1it+φM2it+σM3it+Zitγjεi

(1)

incit=α+βM1it+φM2it+σM3it+λinter1it+χinter2it+θinter3it+Zitγi+εi

(2)

上述模型(1)和(2)中，M1、M2和M3是取值為0和1的虛擬變量，M1為1時(shí)表示非社員；M2為1時(shí)表示普通社員；M3為1時(shí)表示核心社員；inter1是非社員M1與服務(wù)功能的交互項(xiàng)，inter2是普通社員M2與服務(wù)功能的交互項(xiàng)，inter3是核心社員M3與服務(wù)功能的交互項(xiàng)。服務(wù)功能變量根據(jù)第三部分功能得分設(shè)置的虛擬變量，0為功能弱，1為功能強(qiáng)。實(shí)證部分的服務(wù)功能變量均采用該指標(biāo)。

解釋變量Z是一組控制變量，包括農(nóng)戶戶主年齡、性別、受教育年限*年齡、性別和受教育年限三個(gè)變量的兩期數(shù)據(jù)不隨時(shí)間變化，因此在用固定效應(yīng)估計(jì)時(shí)被自動(dòng)省略。、大棚種植面積(畝)、蔬果種植面積(畝)、當(dāng)年是否經(jīng)營農(nóng)業(yè)、是否種植水果、所在村人均耕地面積(畝)、所在村人均收入(元)、所在村離最近高速公路距離(公里)。其中，蔬果種植面積是指大棚蔬果種植面積與露地蔬果種植面積之和。實(shí)證部分的控制變量均采用這些指標(biāo)。附表1對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中涉及的各變量進(jìn)行了描述統(tǒng)計(jì)。

考慮到村莊有無合作社，以及農(nóng)戶是否參與合作社在理論上存在自選擇問題，為此，研究專門比較了無合作社村農(nóng)戶、有合作社村農(nóng)戶2008年的人均大棚收入、人均蔬果收入和人均總收入以及部分家庭和村莊基本特征的差異。從表3可見，兩類樣本特征差異的t檢驗(yàn)結(jié)果表明，總體上看，2008年兩類村莊農(nóng)戶的收入和家庭基本特征沒有顯著差別，表明模型自選擇問題不是一個(gè)需要特別處理的問題。

模型(1)和(2)，包括后文的模型(3)-(6)都是面板數(shù)據(jù)模型，參數(shù)估計(jì)使用的數(shù)據(jù)是樣本農(nóng)戶2008和2013年兩期數(shù)據(jù)。這類模型參數(shù)估計(jì)的主要方法為固定效應(yīng)估計(jì)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)(RE)。至于選擇固定效應(yīng)估計(jì)量還是隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量一般采用Hausman檢驗(yàn)方法來確定。對(duì)本文模型(1)-(6)固定效應(yīng)估計(jì)量和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量比較的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，固定效應(yīng)估計(jì)量具有一致性，因此，后文討論都基于固定效應(yīng)估計(jì)量。

回歸結(jié)果見表4?；貧w結(jié)果表明，我們提出的三個(gè)假說均得到了驗(yàn)證。從模型1的回歸結(jié)果來看，總體來看，核心社員的收入明顯高于外村農(nóng)戶，普通社員與外村農(nóng)戶之間并沒有差異。說明總體上合作社對(duì)于核心社員存在收入效應(yīng)，而對(duì)于普通成員的作用不明顯。非社員與外村農(nóng)戶之間的收入差異不明顯，說明了我國合作社普遍較弱，合作社對(duì)于普通社員都無收入效應(yīng)，對(duì)于非社員的溢出效應(yīng)更無從談起。

從模型2的回歸結(jié)果來看，加入服務(wù)功能和農(nóng)戶角色的交互項(xiàng)之后，核心社員、普通社員與功能之間的交互項(xiàng)都顯著，這說明在服務(wù)功能強(qiáng)的合作社，核心社員和普通社員的收入是顯著高于服務(wù)功能弱的合作社的核心社員和普通社員的，即有收入效應(yīng)。但即使是功能強(qiáng)的合作社，非社員的收入與功能弱的合作社所在村的非社員相比并沒有什么差異，這說明普通社員與非社員之間的邊界還是比較清楚的，即使功能強(qiáng)的合作社對(duì)于非社員也并無溢出效應(yīng)。進(jìn)一步的，從核心社員、普通社員與功能的兩個(gè)交互項(xiàng)的系數(shù)來看，功能強(qiáng)的合作社，普通成員盡管能夠受益，但受益程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于核心成員。在5%的置信水平下，功能強(qiáng)的合作社，普通社員人均大棚收入平均和人均蔬果收入平均分別比功能弱合作社的普通成員高17906元和16580元。在1%的置信水平下，功能強(qiáng)的合作社，核心社員人均大棚收入平均和人均蔬果收入平均分別比功能弱合作社所在村的核心社員高36359元和37474元。

① 同方差檢驗(yàn)采用的是Levene穩(wěn)健檢驗(yàn)方法。

注：括號(hào)里是標(biāo)準(zhǔn)差

表4　合作社對(duì)四類農(nóng)戶影響差異的估計(jì)結(jié)果

注：1.括號(hào)里是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

2.“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

(二)收入效應(yīng)的進(jìn)一步驗(yàn)證：合作社對(duì)有合作社村農(nóng)戶與無合作社村農(nóng)戶收入影響的差異

本文建立了以下兩個(gè)面板數(shù)據(jù)模型來進(jìn)一步驗(yàn)證合作社對(duì)社員的收入效應(yīng)，即檢驗(yàn)文中的假說1。這里將農(nóng)戶分為兩類：有合作社村農(nóng)戶和無合作社村(外村)農(nóng)戶。以無合作社村農(nóng)戶為基準(zhǔn)，如果兩類農(nóng)戶收入有明顯差異，表明合作社有收入效應(yīng)。

incit=α+βM1it+Zitγj+εi

(3)

incit=α+βM1it+φinterit+Zitγj+εi

(4)

上述模型(3)和(4)中，i代表農(nóng)戶，t代表時(shí)間。模型中被解釋變量inc代表農(nóng)戶的人均大棚種植收入、人均蔬果種植收入、人均總收入。M1是代表農(nóng)戶類型的虛擬變量，取值1表示有合作社村的農(nóng)戶，取值0表示沒有合作社村的農(nóng)戶。inter是解釋變量M1與服務(wù)功能的交互項(xiàng)。

從表5的模型估計(jì)結(jié)果來看，研究假說1得到了進(jìn)一步驗(yàn)證。模型3結(jié)果顯示，總體上看，有合作社村農(nóng)戶的收入并沒有顯著高于外村農(nóng)戶。模型3中，關(guān)鍵解釋變量系數(shù)都不顯著，也就是說，中國農(nóng)民專業(yè)合作社普遍功能較弱，對(duì)其所在村的農(nóng)戶的平均影響并不明顯。合作社不能為社員提供服務(wù)或者提供的服務(wù)有限，社員就不能從中獲得收益，非社員就更不可能從中獲得溢出效應(yīng)。但是，加入合作社功能與角色交互項(xiàng)后的模型4結(jié)果表明，服務(wù)功能較好的合作社所在村的農(nóng)戶的人均大棚收入平均和人均蔬果收入平均顯著高于功能較差的合作社所在村的農(nóng)戶，但人均總收入平均并沒有明顯的差異。對(duì)人均大棚收入、人均蔬果收入的兩個(gè)回歸方程中，關(guān)鍵解釋變量有合作社村農(nóng)戶與功能的交互項(xiàng)均在5%的置信水平下具有顯著性。功能好的合作社，其所在村的農(nóng)戶的人均大棚收入平均和人均蔬果收入平均比功能弱合作社所在村的農(nóng)戶分別高14778元和13690元。

(三)溢出效應(yīng)的進(jìn)一步驗(yàn)證：合作社對(duì)非社員和社員收入影響的差異

本文建立了以下兩個(gè)面板數(shù)據(jù)模型來研究合作社對(duì)非社員是否有溢出效應(yīng)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)文中假說2。這里把農(nóng)戶分成三類：無合作社村農(nóng)戶、有合作社村非社員和社員。以無合作社村農(nóng)戶為基準(zhǔn)，如果社員與其有明顯差別，而非社員與其沒有差別，則無溢出效應(yīng)；如果非社員與其也有明顯差別，則有溢出效應(yīng)。

incit=α+βM1it+φM2it+Zitγi+εi

(5)

incit=α+βM1i+φM2it+φinter1it+λinter2it+Zitγj+εi

(6)

上述模型(5)和(6)中，M1和M2是取值0和1的虛擬變量，M1取值1表示有合作社村的非社員，M2取值1代表有合作社村的社員。inter1是解釋變量M1與服務(wù)功能的交互項(xiàng)，inter2是解釋變量M2與服務(wù)功能的交互項(xiàng)。兩模型中其他變量和符號(hào)涵義與模型1相同。

從回歸結(jié)果表6來看，假說2得到了進(jìn)一步驗(yàn)證。模型5的估計(jì)結(jié)果表明，總體上非社員、外村農(nóng)戶之間的收入沒有明顯差異，社員與外村農(nóng)戶的人均大棚收入平均差異在10%的置信水平下顯著，但這種差異從模型1的結(jié)果我們可以看出，是由核心社員所帶來的。模型6的估計(jì)結(jié)果表明，加入農(nóng)戶角色和服務(wù)功能的交互項(xiàng)之后，功能好的合作社社員的大棚收入平均和蔬果收入平均比功能弱合作社社員要高，而即使功能好的合作社，其非社員的收入平均與功能弱的合作社所在村的非社員并無差異。這說明在我國功能比較好的農(nóng)民專業(yè)合作社中，成員邊界相對(duì)比較清晰，合作社并無明顯的溢出效應(yīng)。在1%的置信水平下，功能好的合作社，其社員大棚收入平均和人均蔬果收入平均比功能弱合作社所在村的社員分別高24922元和24261元。

表5　合作社對(duì)外村農(nóng)戶和本村農(nóng)戶影響差異的估計(jì)結(jié)果

注：1.括號(hào)里是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤；

2.“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

五、總結(jié)與討論

本文從理論上分析了不同角色農(nóng)戶在合作社中受益程度和機(jī)制的差異，并基于255戶大棚蔬果種植戶、18家大棚蔬果合作社的兩期數(shù)據(jù)，對(duì)合作社的收入效應(yīng)和利益分配進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，少數(shù)功能好的合作社對(duì)農(nóng)戶的收入效應(yīng)明顯，其所在村的農(nóng)戶收入明顯高于外村，并且成員邊界相對(duì)清晰，對(duì)非社員并沒有溢出作用；但普遍來看，只有核心社員顯著受益，其他三種類型的農(nóng)戶之間的收入平均并沒有太大差異?？傮w來說，合作社收益分配偏向于核心成員，即使合作社功能較好，核心成員的受益程度也明顯高于普通社員。這驗(yàn)證了本文提出的假說。

既有文獻(xiàn)認(rèn)為，合作社是社會(huì)弱勢群體之間的聯(lián)合，在一定程度和范圍內(nèi)促進(jìn)了公平，所以應(yīng)該對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社的建立和發(fā)展給予政策支持[28]。

表6　合作社對(duì)非社員和社員影響差異的估計(jì)結(jié)果

注：1.括號(hào)里是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤

2.“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

這也是為什么近年來中央1號(hào)文件將合作社的發(fā)展作為農(nóng)村改革的重點(diǎn)工作之一。但這都是以合作社的“益貧性”功能為既定前提。然而，由于農(nóng)戶間異質(zhì)性太強(qiáng)，現(xiàn)實(shí)中的合作社并沒有“兌現(xiàn)”其“益貧性”功能，政策支持的初衷也遠(yuǎn)未實(shí)現(xiàn)。造成這種結(jié)果的根本原因是，在成員異質(zhì)性的條件下，民主決策基本流于形式，從而無法按照合作社原則來組建真正的合作社。盡管許多合作社在章程中明確規(guī)定了社員(代表)大會(huì)是最高權(quán)力機(jī)構(gòu)、一人一票等民主管理的條款，但多數(shù)情況下，普通社員很大程度會(huì)受到核心成員影響，不免出現(xiàn)“選舉不過是確認(rèn)，討論不過是告知，監(jiān)督不過是附議”的現(xiàn)象[29]，無法實(shí)現(xiàn)民主決策，利益分配自然也就不可能偏向于普通社員。

因此，如果政策的目標(biāo)是促進(jìn)真正的合作社的產(chǎn)生和發(fā)展，那么，政策的重大調(diào)整就是必須的——應(yīng)由物質(zhì)支持轉(zhuǎn)向制度建構(gòu)[30]。不能盲目地對(duì)合作社進(jìn)行財(cái)政支持，否則，我國合作社的“泛合作化”將“公司+農(nóng)戶”、“農(nóng)民經(jīng)紀(jì)人+農(nóng)戶”以及農(nóng)民合伙企業(yè)等多種組織歸到合作社名下，無法被真正的合作社所享受[31]。政府盲目對(duì)合作社進(jìn)行物質(zhì)支持不僅可能導(dǎo)致打著合作社旗號(hào)套取財(cái)政資金的組織越來越多，并且利益分配會(huì)因此偏向即使不成立合作社也會(huì)得到較高收益的核心成員，從而違背了合作社的“益貧性”。實(shí)際上，國際社會(huì)的普遍經(jīng)驗(yàn)是不要給予合作社過多的物質(zhì)支持，合作社真正需要的是制度建構(gòu)，如外部代理人支持等[32-33]。

附表1　計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型各變量的描述統(tǒng)計(jì)量

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(本文責(zé)編：王延芳)

The Income Effect and Benefit Distribution：Analysis on the Effect of Farmers’ Cooperation

LIAO Xiao-jing1，YING Rui-yao1，DENG Heng-shan2，XU Zhi-gang1

(1.CollegeofEconomicsandManagement，NanjingAgricultureUniversity，Nanjing210095,China;2.CollegeofEconomics，F(xiàn)ujianAgricultureandForestryUniversity，F(xiàn)uzhou350002,China)

This study based on the discussion of the nature of Farmers Professional Cooperatives (FPC)，constructs a structure about gain mechanism with different roles in the FPC，puts forward hypothesis combining with the reality of China and checks out the hypothesis with 18 vegetable FPCs from 3 provinces 21 towns .Conclusion shows that FPC pays little promotion to production or income，because of poor function of FPC in our country.The core members are generally higher than other farmers because of the heterogeneity of members.Regarding to sustainable development，the government needs to pay attention to improve management structure.

Farmers Professional Cooperatives；the role of famers；benefit difference；income

2015-10-12

2016-03-08

本研究獲得國家社會(huì)科學(xué)基金(13&ZD160和14ZDA038)、國家自然科學(xué)基金(71573133和71103040)、“中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院科技創(chuàng)新工程”(ASTIP-IAED-2015-03)、江蘇省高校優(yōu)勢學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目(PAPD)和南京農(nóng)業(yè)大學(xué)“中國糧食安全研究中心”和江蘇省高校現(xiàn)代糧食流通與安全協(xié)同創(chuàng)新中心的資助。

廖小靜(1981-)，女，四川大竹人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。通訊作者:徐志剛。

F325.12

A

1002-9753(2016)05-0030-13