朋文歡+黃祖輝

摘 要：由于研究方法的局限性以及對合作社服務功能的稍欠考慮，現(xiàn)有的關于合作社增收績效的研究結論有偏差，因此借助內生轉換模型（ESRM）來彌補已有研究在方法上的缺陷，并嘗試將合作社的服務功能納入實證分析框架。來自全國15省1 243位農戶的數(shù)據表明：（1）合作社并不必然提高社員收入，合作社只有在充分發(fā)揮其服務功能的情況下其增收效果才顯著；（2）在合作社發(fā)揮其服務功能，并校正樣本選擇偏差的前提下，合作社對農戶家庭農業(yè)收入的平均處理效應為0.706，并且非社員農戶在參與合作社的反事實情境下，其收入的提升幅度將超過社員農戶；（3）多方法的比較研究顯示，內生轉換模型是當前評價合作社增收績效比較嚴謹?shù)姆椒ā?/p>

關鍵詞：農民專業(yè)合作社；增收績效；服務功能；內生轉換模型

中圖分類號：F306.4 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）04-0057-10

引 言

農民專業(yè)合作社（以下簡稱合作社）作為其成員自愿聯(lián)合組成，并為滿足成員共同服務需求的自助經濟組織[1]，其組建、經營的要旨在于提高社員農戶收入，增進社員福利。（1）通過組建、參與合作社，小農戶能夠節(jié)約由不完全和非對稱信息以及資產專用性的存在而產生的交易費用[2-6]；（2）合作社提供的社會化服務能幫助小農戶實現(xiàn)規(guī)模經濟[7-9]；（3）通過聯(lián)合分散的小農戶：增強其市場談判能力[10-12]；完善社員與合作社間的利益聯(lián)接機制，使其獲得利潤返還[13]；分配合作社縱向一體化經營中產生的增值利潤[14-15]；提高農產品品質獲得產品溢價[16-17]等。

實證研究諸多證據表明農戶參與合作社能顯著改善其福利狀況。然而，從既有研究的方法和內容看，對合作社增收績效的考察仍有待完善和拓展。就方法而言，目前采用的研究方法主要有成本收益比較法[18]、基于OLS模型的多元線性回歸[13，19-20]、傾向得分匹配法（PSM）[21-25]、處理效應模型（treatment effect model）[26]以及基于自然實驗法的雙重差分模型（DID模型）[27-29]，等。當然，若農戶是否入社是外生給定的，那么成本收益比較法和OLS模型足以評價合作社的增收績效。但作為理性的個體，農戶的行為往往是追求最優(yōu)化的自我選擇結果，上述兩種方法由于忽視了農戶自選擇問題，其結論可能有偏。PSM法作為一種改進，能有效消除由年齡、受教育水平、經營規(guī)模等可觀測變量引起的樣本選擇偏差，但面對農戶興趣、合作意識、先天能力稟賦等不可觀測變量則顯得無能為力。處理效應模型能彌補PSM法的缺陷。該方法通過估計農戶入社決策模型，計算農戶入社的概率值，并將其作為自變量納入收入決定方程，由此可消除由不可觀測變量帶來的樣本選擇偏差。但美中不足的是該方法忽視了社員和非社員的結構性差異，沒有考慮處理效應的異質性[30-31]。DID模型盡管是當前評估政策效果應用最廣泛的研究工具之一，但DID模型有其嚴格的適用條件，要求樣本滿足隨機性和同質性假設前者是指實驗對象必須是被隨機選入處理組和對照組，即不存在樣本選擇偏差；后者要求實驗組和對照組除實驗者所操縱的實驗變項不同外，其他各方面都應達到近乎相同或完全相似的程度。。顯然，對合作社增收績效的評價并不滿足DID模型的前置假設。

就研究內容而言，學界對合作社增收機制的探討暗含著一個重要的前提，即合作社能否提高農戶收入不僅取決于農戶是否參與合作社，更在于合作社向其社員提供了哪些服務，換言之，合作社的服務功能是否得以發(fā)揮。然而，已有的研究僅僅是將農戶二元劃分為社員和非社員，而未將合作社的服務功能納入實證分析框架。自2007年《農民專業(yè)合作社法》頒布，并伴隨出臺一系列扶持優(yōu)惠政策以來，我國合作社在經歷數(shù)量急劇擴張的同時，合作社“假、空、死”等異化現(xiàn)象備受詬病，合作社的服務功能也趨于弱化[32]。在這一背景下，若不考察合作社的服務功能，而將獲得服務與未獲得服務的社員“混為一談”，顯然會造成研究結論的偏誤，這會相應低估“真實”合作社此處的“真實”合作社并非指符合國際合作社聯(lián)盟七項原則的經典合作社，而僅指真正發(fā)揮服務功能的合作社。的增收效果。當然，也得承認部分學者未將合作社的服務功能納入考察的一個重要原因是這些研究多是針對某一地區(qū)的典型案例，數(shù)據多源自某一個或幾個典型合作社。但該類研究的結論難以推斷全國，對當前我國合作社的增收效果也難有全局的把握。

本文將采用Maddala[33]等提出的內生轉換模型（ESRM）來彌補既有研究在方法上的缺陷。ESRM綜合考慮了可觀測和不可觀測變量導致的樣本選擇偏差，從而彌補了PSM法的不足。此外，ESRM分別擬合社員和非社員的收入決定方程，并結合反事實推斷分析，能突破處理效應模型中關于兩組農戶處理效應同質的不合理假設。當前，ESRM在國外的項目效果評價中得到比較廣泛的應用，Ma Wanglin & A. Abdulai[34]更是將其用于評析合作社的福利改進效果，這為本文提供了方法論借鑒。此外，針對當前合作社出現(xiàn)異化、服務功能弱化的基本現(xiàn)實，本文將根據社員農戶從合作社獲得的具體服務來審視合作社服務功能的發(fā)揮狀況，并在此基礎上，將社員進一步劃分為獲得和未獲得服務兩個組別，結合非社員樣本構成兩個子樣本，比較分析合作社對兩組社員增收績效的差異。

來自全國10余省份1 243位農戶的數(shù)據表明，合作社能否提高社員的收入水平取決于合作社能否有效發(fā)揮其服務功能。在合作社發(fā)揮其服務功能的前提下，參與合作社對任一隨機農戶的處理效應為0.706。并且，非社員在參與合作社的反事實情境下，其收入的增長幅度將明顯高于既有社員，因此，一個基本的政策啟示是在保證發(fā)揮合作社服務功能的前提下，鼓勵扶持非社員組建并參與合作社。另外，通過多種方法的比較研究，我們還發(fā)現(xiàn)對可觀測變量或不可觀測變量造成的選擇偏誤的忽視，均低估了“真實”合作社的增收績效。處理效應模型盡管在一定程度上解決了由選擇問題產生的估計偏差，但沒有考慮處理效應的異質性，內生轉換模型才是目前更為嚴謹?shù)姆治龇椒ā?

一、內生轉換模型和處理效應估計

（一）內生轉換模型（ESRM）

其中，Yi 為農戶i的家庭農業(yè)年收入（取對數(shù)）；Ci為農戶i是否為社員的虛擬變量，且Ci=1表示農戶i為合作社社員，Ci=0則反之；Xij為一組影響農戶收入的其他變量，包括戶主性別、年齡、受教育水平、家庭農業(yè)勞動力數(shù)量、農業(yè)收入主要來源、農業(yè)經營規(guī)模、專用性投資、村莊外部環(huán)境特征等；由于本文采用的數(shù)據為2009年和2015年的混合截面數(shù)據，因此（1）式右側還加入了年份虛擬變量；此外，為了控制地域差異對農戶收入的影響，（1）式還控制了省份虛擬變量；μ為服從獨立同分布的殘差項；α和β分別為對應的估計系數(shù)。

正如前文所述，若農戶是否為社員是隨機給定的，那么基于（1）式的OLS回歸便能得到農戶收入的無偏估計，α則刻畫了合作社對農戶收入的影響。然而，不少研究均表明農戶是否為社員并非隨機給定，而是諸多因素綜合作用的結果[21-26]，并且，這些因素可能同時影響農戶的決策與收入水平，由此產生樣本選擇性偏差。

二、樣本來源及描述性分析

（一）數(shù)據來源及描述性分析

本文所采用的數(shù)據源自“中國農民專業(yè)合作社成長機理與發(fā)展對策研究”和“農業(yè)產業(yè)組織體系與農民合作社發(fā)展”課題組分別于2009年和2015年的農戶調研。其中，前者覆蓋全國23省1 004位農戶，后者涵蓋25省1 032位農戶。由于兩次調研并非追蹤調查，故本文視其為混合截面數(shù)據，并對其做如下處理：（1）根據受訪者對“您家附近是否成立了合作社”的作答，剔除農戶因附近未組建合作社而無法參與的情形；（2）在此基礎上剔除關鍵變量缺失和邏輯明顯錯誤的樣本；（3）為排除測量誤差的影響，本文刪除0.5%的最高收入樣本和0.5%的最低收入樣本。處理后最終得到有效樣本1 243個，分布于全國15個省份2009年的數(shù)據來自安徽、河南、江西、湖北、浙江、江蘇、山東、湖南、重慶、貴州、四川、廣東、福建、云南、甘肅、內蒙古、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、新疆、山西。2015年的數(shù)據在2009年的基礎上還涵蓋了廣西、寧夏、陜西等數(shù)據，但不包括湖北的數(shù)據。處理后的總樣本分布于安徽、福建、廣東、廣西、河北、河南、黑龍江、湖北、江西、山東、山西、陜西、四川、新疆和浙江。 ，其中，社員樣本213個，非社員1 030個。表1比較了社員和非社員的基本信息，均值T檢驗的結果表明兩組農戶在戶主特征、家庭生產經營特征、外部環(huán)境特征以及對合作社的認知等方面均呈現(xiàn)出高度異質性，并且，社員的家庭農業(yè)收入明顯高于非社員。

此外，本文試圖將合作社的服務功能納入實證分析框架，具體的思路是依據社員能否從合作社獲得相應的服務，將社員樣本細分為社員Ⅰ和社員Ⅱ，其中，前者是指享受合作社提供的任一服務（調研中，合作社提供了多種服務形式）的社員，后者則是未獲得任何一種服務的社員。同樣，表1給出了兩組社員農戶（社員Ⅰ和社員Ⅱ）的基本特征，發(fā)現(xiàn)除在農業(yè)勞動力人數(shù)、農業(yè)收入來源及對合作社的認知存在顯著差異外，二者的其他特征趨于一致。社員Ⅰ的家庭農業(yè)收入則明顯高于社員Ⅱ。

（二）對合作社服務功能的考察

向社員提供服務是合作社組建運營的邏輯起點，大量的國際經驗表明，合作社可以通過向社員提供產品銷售、農資集體采購、農產品包裝保鮮及加工、技術信息與培訓以及信貸服務來幫助小農戶解決在現(xiàn)代市場發(fā)展中面臨的諸多難題[8]。從表2可知，農產品銷售服務是當前我國合作社的主要服務形式，2009年從合作社獲得該服務的社員比重高達67.01%。

農產品銷售服務本質上是合作社的一種產業(yè)化功能[37]，它源自我國1978年以來的農副產品市場化改革，目的在于解決分散農戶與現(xiàn)代大市場難以對接的矛盾。隨著合作社實力的壯大，其產業(yè)化功能將逐漸拓展，典型的包括將農產品的加工環(huán)節(jié)納入其經營范圍，從而獲得農產品加工附加值。但受制于合作社自身的經濟實力，當前合作社向其社員提供產品加工服務的較少，2009年這一比重僅為37.11%，2015年更是降至22.41%。

農資集體采購、技術指導與培訓服務屬合作社的合作化功能，其目的是以橫向一體化解決縱向一體化問題[37]。通過集體采購來擴大農資采購量，增強農戶的市場談判力，進而獲得優(yōu)質低價的農資；技術指導與培訓服務作為一種低門檻、規(guī)模效應和擴散效應明顯的服務形式，同樣備受合作社與社員的青睞。2009年獲得合作社農資采購服務、技術指導與培訓服務的社員占比高達62.89%和64.95%。

信貸服務是以資金互助的形式解決部分農戶在生產經營中面臨的資金緊約束。同樣，信貸服務在相當程度上受制于合作社的實力，2009年和2015年僅15.46%、12.07%的社員能夠獲得合作社的信貸服務。按股或按交易量分紅本質上并非合作社的一種服務形式，但由于分紅是合作社服務功能發(fā)揮的產物，并直接關系到社員農戶的收入水平，因此，本文同樣將其視為合作社的一種服務形式。樣本中，2009年僅27.84%的社員從合作社獲得分紅。

綜合視之，2009年社員Ⅰ的比重高達72.16%，但至2015年這一數(shù)值降至65.52%，社員獲得不同類型的服務的比重也均有所下降。盡管2009年和2015年的數(shù)據并非追蹤調研數(shù)據，但在隨機抽樣框架下，2015年社員Ⅰ所占比重較2009年下降近7個百分點反映出當前我國合作社服務功能弱化的趨勢。

三、實證研究結果

實證研究的思路是：首先，在不考慮合作社服務功能的情況下，采用1 243份農戶數(shù)據（全樣本）擬合內生轉換模型，并根據模型的擬合結果實現(xiàn)反事實推斷，估算合作社對社員農戶收入的處理效應。其次，本文嘗試將合作社的服務功能納入實證分析框架，具體操作是將社員Ⅰ、Ⅱ分別與非社員組成子樣本Ⅰ和Ⅱ，并分別擬合ESRM，進一步比較參與合作社對兩組社員農戶的處理效應差異。最后，本文將基于全樣本和子樣本，分別采用OLS模型和處理效應模型評價合作社的增收效果，并進一步比較各方法的優(yōu)劣。文中模型估計采用STATA 13.0軟件實現(xiàn)。

（一）總樣本回歸結果

表3中的Model 1是采用總樣本回歸的結果。就選擇模型（即農戶入社決策模型）而言，對合作社的了解程度是影響農戶行為的重要因素，該變量的系數(shù)為0.78，且在1%的水平上顯著。這與張晉華[26]、伊藤順一[21]等的實證結果一致。其次，農戶家庭農業(yè)勞動力稟賦越豐富，其參與合作社的可能性越高。原因可能在于該變量表征農業(yè)在農戶家庭經濟中的相對地位，家庭農業(yè)勞動力投入越多，農業(yè)的地位越高，農戶越寄希望于合作社幫助其解決生產經營中面臨的問題。農產品的生產特性、專用型投資、生產經營規(guī)模以及村莊地勢特征對微觀農戶的決策影響不顯著。就戶主特征而言，相比男性，女性更傾向于參與合作社，年齡和受教育程度的作用不顯著。

進一步比較Model 1中社員和非社員的收入決定方程，我們發(fā)現(xiàn)諸多解釋變量對兩組農戶家庭農業(yè)收入的影響不同，這也凸顯了OLS模型和處理效用模型的固有缺陷OLS模型和處理效應模型均假設兩組農戶的收入決定機制同質。 。在表3的Model 1中，農戶的年齡、農業(yè)勞動力數(shù)量、專用性投資均顯著作用于非社員農戶，但對社員農戶的影響不顯著；生產規(guī)模的擴大將有助于提高社員與非社員的收入水平，但對非社員的貢獻將明顯高于社員；和感性認識一致，農戶所在村莊位于山區(qū)不利于其收入提高，并且這種削減作用對社員更明顯；相比經濟作物或養(yǎng)殖業(yè)，主要從事糧食經營的農戶其收入水平顯著偏低，并且，這種負向作用對社員農戶的影響更大。最后，ρμ1 υ顯著，農戶的選擇模型與其收入決定方程的聯(lián)合獨立似然比通過檢驗，說明有必要糾正由不可觀測變量引起的樣本選擇偏誤。

為反映合作社對農戶收入的影響，本文根據（7）和（8）式計算出了在消除樣本選擇偏差后，兩組農戶的農業(yè)收入水平（取自然對數(shù)Ln）。此外，還根據（9）和（10）式分別計算出社員在不參與合作社以及非社員在參與合作社兩種反事實情境下的收入水平。最后根據（11）和（12）式計算出ATT為0.236，ATU為0.428。說明加入合作社能顯著提高農戶的收入水平，并且非社員農戶參與合作社，其增收幅度將更明顯。

（二）子樣本回歸結果

當然，以上分析并未考慮合作社服務功能發(fā)揮與否。對此，本文將分別基于子樣本Ⅰ和Ⅱ，重新擬合ESRM。模型擬合結果分別見表3中的Model 2 Model 2中，選擇模型的估計結果和Model 3同樣十分接近，為節(jié)省篇幅，本文并未給出。和表4中的Model 3。在Model 2中，非社員農戶收入決定方程的擬合結果和全樣本回歸的結果十分接近，各變量無論是系數(shù)方向、顯著性均表現(xiàn)出一致。在社員農戶方面則表現(xiàn)出不同，具體而言，戶主的年齡、農戶家庭農業(yè)勞動力對社員的收入有顯著作用，而年份變量則變得不顯著。Model 2下半部的諸多證據同樣表明有必要糾正由不可觀測變量引起的樣本選擇性偏誤。

為了更清晰地反映合作社對農戶的增收效果，本文給出了兩組農戶分別在兩種情境下家庭農業(yè)收入的概率密度分布（見圖1 a和b）。圖1a顯示，若社員農戶不參與合作社，其收入的概率密度分布曲線將明顯左移，說明在剔除樣本選擇偏差的情況下，社員參與合作社能有效提升其收入水平，ATT為0.548。圖1b則顯示，非社員在參與合作社的反事實情境下，其收入的概率密度分布曲線大幅度右移，因此，若非社員農戶參與合作社，其收入將大幅提升，進一步比較發(fā)現(xiàn)，其收入提升的幅度（ATU=0.718）明顯大于社員收入的提升幅度。因此，一個基本的政策啟示在于當前應鼓勵非社員農戶參與合作社。

在Model 3中，ρμ0 υ和ρμ1 υ 均變得不顯著，聯(lián)合獨立似然比檢驗也未通過，說明對選擇偏誤的糾正沒有必要，基于OLS模型的多元線性回歸便能得到（1）式的無偏估計。表4中的Model 4為OLS模型的估計結果，其中“參與合作社”變量為負，但統(tǒng)計上并不顯著。換言之，若農戶不能從合作社獲得相應的服務，參與或不參與合作社對其收入并沒有實質性影響。

（三）多方法的比較研究

表5給出了全樣本和子樣本Ⅰ基于OLS模型和處理效應模型的研究結果文中未給出PSM法估算結果的原因是在計算PS值時，顯著影響農戶決策行為的變量較少，這可能影響匹配的效果，從而給研究結論造成偏差。。比較發(fā)現(xiàn)，OLS模型由于忽視農戶行為決策的內生性問題，從而造成研究結論的嚴重偏誤；處理效應模型盡管一定程度上解決了由樣本選擇問題產生的估計偏差，但是沒有考慮到處理效應的異質性問題。當前，對合作社增收績效的考察，比較嚴謹?shù)姆椒ㄊ莾壬D換模型。此外，比較子樣本Ⅰ和全樣本的研究結果，我們還能得出的結論：忽視合作社服務功能，均會不同程度地低估“真實”合作社提高社員農戶收入水平的作用。

四、結論、啟示與討論

（一）結論

基于全國15個省1 243份農戶調研數(shù)據，本文首次將合作社的服務功能性納入實證分析框架，并結合內生轉換模型考察了合作社對社員農戶家庭農業(yè)收入的影響。研究結果表明：（1）合作社并不必然提高社員農戶的收入水平，合作社的增收效應能否發(fā)揮關鍵取決于其服務功能性是否得以充分發(fā)揮，換言之，社員農戶能否從合作社獲得滿足其需求的服務是合作社提高農戶收入的前提條件。對合作社服務功能性的不加考察，明顯低估了“真實”合作社的增收效果。（2）合作社在充分發(fā)揮服務功能的情況下，其對任一隨機農戶的平均處理效應為0.623，并且非社員農戶在參與合作社的反事實情境下，其收入的提升幅度將明顯高于社員農戶（ATU>ATT）。（3）基于不同方法的比較研究發(fā)現(xiàn)，內生轉換模型既消除了由可觀測變量和不可觀測變量引起的選擇偏誤，又考慮了處理效應的異質性問題，具有OLS模型和處理效應模型無法比擬的優(yōu)勢，是當前評價合作社增收績效較為嚴謹?shù)姆椒ā?/p>

（二）啟示

本文的政策啟示是規(guī)范合作社運營，促使其服務功能得以充分發(fā)揮，保證社員切實從合作社獲得滿足其需求的服務。然而，針對當前我國多數(shù)合作社異化和服務功能弱化等事實，本文以為要轉換合作社“先發(fā)展，后規(guī)范”的發(fā)展路徑，在保證合作社增量的同時，重點優(yōu)化存量，通過制定激勵和監(jiān)管并重的合作社發(fā)展政策，實現(xiàn)我國合作社發(fā)展從數(shù)量擴張到質量提升的轉變。當然，在肯定加大對合作社的監(jiān)督考核的必要性時，將何種指標納入監(jiān)督考核體系顯得尤為關鍵。是參考國際合作社聯(lián)盟制定的合作社七項基本原則，還是根據我國《農民專業(yè)合作社法》規(guī)定的五原則？本文認為應立足社員，考察社員能否從合作社獲得滿足其需求的服務，合作社最終能否帶動社員增收才是根本。誠如徐旭初所言，現(xiàn)實中的合作社是否為合作社，不在于他們理論上符合某種原則，而在于實踐上究竟如何[38]。

（三）討論

根據本文的研究結論，引申出一個值得討論的話題，即現(xiàn)實中，農民專業(yè)合作社是否真如部分學者[39]所言，是社會弱勢群體的聯(lián)合？合作社是否真的能帶動小農戶？換言之，農民合作究竟是哪些人的合作？本文的研究結果表明，當前，農民合作更多地體現(xiàn)為農村“精英”，或農村弱勢群體中的“精英”分子的合作，合作社存在“精英俘獲”問題。樣本選擇偏差的存在是“精英俘獲”問題的有力證明，社員和非社員特征變量的差異也適當?shù)胤从吵鲞@一問題。當前，若政府決策部門將扶持農民合作社發(fā)展作為農民增收的一個重要手段，那么需要謹慎地看到政策受益群體的局限性，若一味地扶持現(xiàn)有合作社發(fā)展，以實現(xiàn)當前社員農戶收入的提高，將有可能導致農村內部收入差距的進一步擴大。政府決策部門應在保證合作社充分發(fā)揮其服務功能的前提下，鼓勵引導非社員組建并參與合作社。

需要說明的是，數(shù)據的局限性使得本文仍存在諸多問題需要改進。例如，盡管本文嘗試將合作社的服務功能納入實證分析框架，但在操作層面上也僅是根據社員能否從合作社獲得服務而將其做簡單的二元劃分，處理方式略顯“粗糙”。由此產生的問題是本文并未考慮到不同類型的服務對農戶增收效果的差異，以及多種服務可能存在的疊加效應。此外，基于本文采用的研究方法和掌握的資料，也并未克服已有研究的一個通病，即忽視合作社對非社員的“溢出效應”。由于村民之間的頻繁互動，合作社提供的技術、市場信息等可能在社員和非社員間傳遞，從而間接影響非社員的收入水平。最后，合作社自身的異質性對農戶收入的影響也是本文考察的薄弱點。

參考文獻：

[1] 唐宗焜. 合作社功能和社會主義市場經濟[J].經濟研究，2007（12）：11-23.

[2] Bonus H. The Cooperative Association As a Business Enterprise： A Study in the Economics of Transactions[J].Journal of Institutional and Theoretical Economics， 1986，142（2）：310-339.

[3] Staatz J M. Farmers Incentives to Take Collective Action via Cooperatives： A Transaction Cost Approach[J].Cooperative Theory： New Approaches，1987，18：87-107.

[4] Holloway G，Nicholson C，Delgado C，et al.Agroindustrialization Through Institutional Innovation Transaction Costs，Cooperatives and Milk-market Development in the East-african Highlands[J].Agricultural Economics，2000，23（3）：279-288.

[5] Hellin J，Lundy M，Meijer M.Farmer Organization，Collective Action and Market Access in Meso-America[J].Food Policy，2009，34（1）：16-22.

[6] 林堅，馬彥麗.農業(yè)合作社和投資者所有企業(yè)的邊界——基于交易費用和組織成本角度的分析[J].農業(yè)經濟問題，2006（3）：16-20.

[7] 苑鵬. 農民專業(yè)合作經濟組織發(fā)展的未來展望[J].農村經營管理，2008（11）：10-12.

[8] 黃季焜，鄧衡山，徐志剛.中國農民專業(yè)合作經濟組織的服務功能及其影響因素[J]. 管理世界，2010（5）：75-81.

[9] 黃祖輝，高鈺玲. 農民專業(yè)合作社服務功能的實現(xiàn)程度及其影響因素[J].中國農村經濟，2012（7）：4-16.

[10] Trebbin A.Linking Small Farmers to Modern Retail Through Producer Organizations-experiences With Producer Companies in India[J].Food Policy，2014，45：35-44.

[11] 黃祖輝.農民合作：必然性、變革態(tài)勢與啟示[J].中國農村經濟，2000（8）：4-8.

[12] 苑鵬.中國農村市場化進程中的農民合作組織研究[J].中國社會科學，2001（6）：63-73.

[13] 孫艷華，周力，應瑞瑤. 農民專業(yè)合作社增收績效研究——基于江蘇省養(yǎng)雞農戶調查數(shù)據的分析[J]. 南京農業(yè)大學學報（社會科學版），2007（2）：22-27.

[14] 牛若峰.論市場經濟與農民自由聯(lián)合[J]. 中國農村經濟，1998（7）：73-75.

[15] 杜吟棠. 農業(yè)產業(yè)化經營和農民組織創(chuàng)新對農民收入的影響[J]. 中國農村觀察，2005（3）：9-18.

[16] Moustier P，Tam P T G，Anh D T，et al.The Role of Farmer Organizations in Supplying Supermarkets With Quality Food in Vietnam[J].Food Policy，2010，35（1）：69-78.

[17] 施晟，衛(wèi)龍寶，伍駿騫. “農超對接”進程中農產品供應鏈的合作績效與剩余分配——基于“農戶+合作社+超市”模式的分析[J]. 中國農村觀察，2012（4）：14-28.

[18] 黃祖輝，梁巧.小農戶參與大市場的集體行動——以浙江省箬橫西瓜合作社為例的分析[J]. 農業(yè)經濟問題，2007（9）：66-71.

[19] 蔡榮. “合作社+農戶”模式：交易費用節(jié)約與農戶增收效應——基于山東省蘋果種植農戶問卷調查的實證分析[J]. 中國農村經濟，2011（1）：58-65.

[20] 溫濤，王小華，楊丹，等. 新形勢下農戶參與合作經濟組織的行為特征、利益機制及決策效果[J].管理世界，2015（7）：82-97.

[21] 伊藤順一，包宗順，蘇群.農民專業(yè)合作社的經濟效果分析——以南京市西瓜合作社為例[J]. 中國農村觀察，2011（5）：2-13.

[22] Ito J， Bao Z， Su Q. Distributional Effects of Agricultural Cooperatives in China： Exclusion of Small Holders and Potential Gains on Participation[J].Food Policy， 2012，37（6）：700-709.

[23] 蘇群，陳杰.農民專業(yè)合作社對稻農增收效果分析——以江蘇省海安縣水稻合作社為例[J].農業(yè)技術經濟，2014（8）：93-99.

[24] Fischer E， Qaim M. Linking Smallholders to Markets：Determinants and Impacts of Farmer Collective Action in Kenya[J].World Development，2012，40（6）：1 255-1 268.

[25] Verhofstadt E，Maertens M.Can Agricultural Cooperatives Reduce Poverty？ Heterogeneous Impact of Cooperative Membership on Farmers Welfare in Rwanda[J]. Applied Economic Perspectives and Policy，2015，37（1）86-106.

[26] 張晉華，馮開文，黃英偉. 農民專業(yè)合作社對農戶增收績效的實證研究[J]. 中國農村經濟，2012（9）：4-12.

[27] 薛鳳蕊，喬光華，姜冬梅. 土地合作社對農戶收入影響評價[J].農業(yè)經濟問題，2012（5）：34-39.

[28] 張會萍，倪全學，楊國濤.農村土地信用合作社對農戶家庭收入的影響分析——基于寧夏平羅縣225個農戶的實證調查[J].農業(yè)技術經濟，2011（12）：94-99.

[29] 胡聯(lián).貧困地區(qū)農民專業(yè)合作社與農戶收入增長——基于雙重差分法的實證分析[J].財經科學，2014（12）：117-126.

[30] Rao E J O，Qaim M.Supermarkets，F(xiàn)arm Household Income，and Poverty：Insights From Kenya[J].World Development，2011，39（5）：784-796.

[31] 李雪松，黃彥彥. 房價上漲、多套房決策與中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率[J].經濟研究，2015（9）：100-113.

[32] 黃祖輝，朋文歡. 農民合作社的生產技術效率評析及其相關討論——來自安徽碭山縣5鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）果農的證據[J]. 農業(yè)技術經濟，2016（8）：4-14.

[33] Maddala G S. Limited-dependent and Qualitative Variables in Econometrics[M]. Cambridge：Cambridge University Press， 1986：283-287.

[34] Ma W，Abdulai A.Does Cooperative Membership Improve Household Welfare？ Evidence From Apple Farmers in China[J].Food Policy，2016，58：94-102.

[35] 郭紅東，蔣文華. 影響農戶參與專業(yè)合作經濟組織行為的因素分析——基于對浙江省農戶的實證研究[J].中國農村經濟，2004（5）：10-16.

[36] 孫亞范. 現(xiàn)階段我國農民合作需求與意愿的實證研究和啟示——對江蘇農戶的實證調查與分析[J].江蘇社會科學，2003（1）：204-208.

[37] 徐旭初.談談合作社的真假：合作化、產業(yè)化和社會化[J].中國農民合作社，2015（12）：37.

[38] 徐旭初.農民專業(yè)合作：基于組織能力的產權安排——對浙江省農民專業(yè)合作社產權安排的一種解釋[J]. 浙江學刊，2006（3）：177-182.

[39] 國魯來. 農民合作組織發(fā)展的促進政策分析[J].中國農村經濟，2006（6）：4-11.

Abstract： Owing to the limitations of research methods and neglecting cooperatives service function， the conclusions of existing studies on cooperatives performance for income-increasing may not hold truth. This paper uses endogenous switching regression model （ESRM） to make up the shortages of the research methods in previous researches， and attempts to bring cooperatives service function into the analysis framework. The evidence of 1 243 smallholders from 14 provinces in China reveals that： （1） Cooperatives do not necessarily increase farmers income， and they work only when they play their roles of serving their members. （2） In this premise as well as eliminating sample selection bias， cooperatives average treatment effect is 0.706. Furthermore， if non-members were cooperatives members， their income would improve at a rate exceeding that of existing members. （3） By comparing the results conducted by different methods， such as OLS model， treatment effect model and ESRM， we find that ESRM is a relatively rigorous method for investigating cooperatives performance for income-increasing. The results of this research are of great value for the academic researches as well as the practice of the cooperatives.

Key words：farmer cooperative； performance for income-increasing； service function； endogenous switching regression model （ESRM）

（責任編輯：馬欣榮）