鄒 洋，王慶斌，季榮妹

(1.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；2.美國佛蒙特大學(xué)社區(qū)發(fā)展與應(yīng)用經(jīng)濟(jì)系，佛蒙特 05405)

一、引言和文獻(xiàn)回顧

農(nóng)民合作社的發(fā)展被認(rèn)為是增加農(nóng)民收益和幫助農(nóng)民克服其與有限市場力量相關(guān)的許多問題的一個有效途徑[1][2][3][4]。同時，農(nóng)民合作社可以帶動貧困農(nóng)戶增收、提升貧困農(nóng)戶的自我發(fā)展能力和擴(kuò)大貧困農(nóng)戶的賦權(quán)機(jī)會[5]，在我國全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、促進(jìn)脫貧攻堅成果鞏固的偉大工程中會發(fā)揮重要作用。在中國,因為大多數(shù)農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模很小,容易受到市場變化的影響[6],中國政府積極采取各種措施支持農(nóng)民合作組織的發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)合作和市場一體化[7]。從國家立法層面看，2003年3月開始實施的《中華人民共和國農(nóng)業(yè)法》規(guī)定：“鼓勵農(nóng)民在家庭承包經(jīng)營的基礎(chǔ)上自愿組成各類專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織”。《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》規(guī)定：“國家通過財政支持、稅收優(yōu)惠和金融、科技、人才的扶持以及產(chǎn)業(yè)政策引導(dǎo)等措施，促進(jìn)農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展”。2021年4月29日通過的《中華人民共和國鄉(xiāng)村振興促進(jìn)法》規(guī)定：“國家支持農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)場和涉農(nóng)企業(yè)、電子商務(wù)企業(yè)、農(nóng)業(yè)專業(yè)化社會化服務(wù)組織等以多種方式與農(nóng)民建立緊密型利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，讓農(nóng)民共享全產(chǎn)業(yè)鏈增值收益”。中國政府還制定了支持農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的具體政策，特別是，中國政府為農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展提供了重要的財政資金支持。從2007年到2017年，中央政府共撥款118億元用于支持農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展，年均增長21.48%。在分配公共預(yù)算資金方面，中央政府一般將資金分配給省級政府，以滿足地方支持農(nóng)民合作社發(fā)展的需要。這一做法為各地農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展奠定了財政基礎(chǔ)。省以下地方政府也經(jīng)常從預(yù)算中為農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展增加資金支持[8]。

過去十多年來,中國農(nóng)民專業(yè)合作社在政府的大力支持下發(fā)展迅速。2007年，農(nóng)民專業(yè)合作社的數(shù)量僅有2.6萬家；截至2011年第三季度末,相應(yīng)數(shù)量達(dá)到約48.4萬家[9]；到2016年，7200家合作社聯(lián)社成立[10]；到2017年7月底，農(nóng)民專業(yè)合作社增加到約193萬家[11]；截至2020年6月底，該數(shù)量已經(jīng)超過220萬家(1)參見網(wǎng)址https://www.moa.gov.cn/govpublic/zcggs/202010/t20201014_6354209.htm。我國農(nóng)民專業(yè)合作社在政府的大力支持下得到迅速發(fā)展，但合作社發(fā)展對實現(xiàn)政府的目標(biāo)(例如促進(jìn)農(nóng)民增收、促進(jìn)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展、減少貧困、縮小收入差距等)的作用到底如何，這是政府部門和相關(guān)研究人員非常關(guān)心的問題。

大多數(shù)關(guān)于農(nóng)民專業(yè)合作社增收效應(yīng)的文獻(xiàn)表明，農(nóng)戶加入專業(yè)合作社對其家庭收入的影響顯著為正(孫艷華等，2007[12]；張晉華等，2012[13]；寳劔久俊和佐藤宏，2016[14]；朋文歡和黃祖輝，2017[15])。合作社和企業(yè)是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的重要市場供給主體，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)市場會逐步形成多主體競爭性供給格局，隨著合作社實力不斷增強(qiáng)，能以更低的價格和更高的效用提升效應(yīng)，爭奪企業(yè)的市場份額，提升農(nóng)戶福利，同時迫使企業(yè)降低生產(chǎn)資料價格，提升惠顧農(nóng)戶的福利，并有助于農(nóng)戶總體福利的提升[16]。同時，很多研究認(rèn)為合作社的增收效應(yīng)對于不同種類的農(nóng)戶家庭存在差異。有的研究認(rèn)為，合作社的增收效應(yīng)對于大規(guī)模農(nóng)戶和高收入農(nóng)戶更明顯(蘇群和陳杰，2014[17]；胡聯(lián)，2014[18]；溫濤等，2015[19]；Ma和Abdulai，2016、2017[20][21])。但是，也有研究持相反觀點，認(rèn)為合作社的增收效應(yīng)對于低收入戶和貧困戶更明顯(伊藤順一等，2011[22]；劉俊文，2017[23]；趙曉峰和邢成舉，2016[24])。此外，有研究分析認(rèn)為合作社效率不高，需要加強(qiáng)服務(wù)功能(黃祖輝和朋文歡，2016[25]；朋文歡和黃祖輝，2017[15]；廖小靜等，2021[26])。

既有研究大都關(guān)注農(nóng)民專業(yè)合作社的增收效應(yīng)，很少有人分析農(nóng)民專業(yè)合作社的資產(chǎn)效應(yīng)。此外，目前大多數(shù)研究基于更早時期的中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)或樣本量小得多的自身調(diào)查數(shù)據(jù)。為彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的以上不足，本文首次使用由中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所和國家統(tǒng)計局2014年的CHIP數(shù)據(jù),考慮農(nóng)戶加入專業(yè)合作社這一變量的內(nèi)生性問題，實證檢驗農(nóng)民專業(yè)合作社的增收效應(yīng)，同時檢驗既有文獻(xiàn)忽視的農(nóng)民專業(yè)合作社的資產(chǎn)效應(yīng)，探究農(nóng)民專業(yè)合作社對持續(xù)促進(jìn)農(nóng)戶家庭增收和保障農(nóng)村農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的潛在影響，以期得出新的支持證據(jù)。我們還進(jìn)一步使用工具變量方法解決了農(nóng)戶加入專業(yè)合作社的自選擇問題。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分闡述農(nóng)戶加入合作社的收入效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)的實現(xiàn)機(jī)制；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源、變量定義和數(shù)據(jù)特征；第四部分實證分析農(nóng)戶加入專業(yè)合作社的收入效應(yīng)；第五部分實證分析農(nóng)戶加入合作社的資產(chǎn)效應(yīng)；最后為結(jié)論。

二、農(nóng)戶加入合作社的收入效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)的實現(xiàn)機(jī)制

(一)農(nóng)戶加入合作社的收入效應(yīng)實現(xiàn)機(jī)制

首先，合作社集體行動會帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)。與投資者所有企業(yè)相比較，在與農(nóng)民交易過程中，農(nóng)民合作社是更有利于節(jié)約交易費用的制度安排[27]。農(nóng)戶以一種理想的方式通過合作社集體行動[28][29]，決定了農(nóng)民合作社在農(nóng)業(yè)組織體系中的中心地位[11]。Platteau等(2014)發(fā)現(xiàn)，地方精英往往更多地參與集體行動[30][31]。以黨員農(nóng)戶為核心的農(nóng)村精英具有帶頭示范作用[32]，把普通農(nóng)民組織起來[33][34]，通過品牌建設(shè)、深加工、市場談判、簽署訂單、統(tǒng)一農(nóng)產(chǎn)品采購、統(tǒng)一檢驗、統(tǒng)一銷售、統(tǒng)一管理等方式，實現(xiàn)農(nóng)民個體家庭難以實現(xiàn)的農(nóng)產(chǎn)品高附加值，可以提高農(nóng)戶家庭收入水平[35]。合作社核心成員在產(chǎn)品的數(shù)量和質(zhì)量上依靠普通農(nóng)民的貢獻(xiàn)，使其能夠在數(shù)量上達(dá)到規(guī)模效應(yīng)，在質(zhì)量上達(dá)到增值效應(yīng)，從而節(jié)約交易成本，在市場上獲得相應(yīng)的議價能力[36]。合作化實際上就是農(nóng)民通過集體行動(如集中買賣、集體談判等)來擴(kuò)大規(guī)模和降低成本，規(guī)模經(jīng)濟(jì)是合作社建立和發(fā)展的基本動因之一[37]。例如，土地托管專業(yè)合作社向農(nóng)戶提供統(tǒng)一供應(yīng)農(nóng)資、統(tǒng)一機(jī)械化耕種、統(tǒng)一田間管理、統(tǒng)一灌溉、統(tǒng)一機(jī)械化收割、統(tǒng)一銷售等服務(wù)，實現(xiàn)規(guī)?；芾?，進(jìn)行大規(guī)模機(jī)械化生產(chǎn)，可以降低農(nóng)資購買成本，保證農(nóng)資產(chǎn)品質(zhì)量，改善農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施，提高農(nóng)戶單產(chǎn)[38][39]。盈利能力強(qiáng)、發(fā)展?jié)摿Υ蟆有?yīng)明顯的農(nóng)民合作社繼續(xù)走專業(yè)化的聯(lián)合發(fā)展道路，將家庭農(nóng)場和村域、鎮(zhèn)域的農(nóng)民合作社組織起來，成立聯(lián)合社，會進(jìn)一步形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢[40]。合作社積極推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品加工和銷售、餐飲、休閑以及鄉(xiāng)村文化產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)、教育產(chǎn)業(yè)、健身產(chǎn)業(yè)、醫(yī)養(yǎng)健康產(chǎn)業(yè)、綠色保健產(chǎn)業(yè)等新興產(chǎn)業(yè)有機(jī)整合，延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，實現(xiàn)三產(chǎn)融合發(fā)展，帶動村集體增收和村民致富[41]。

其次，合作社合同銷售、標(biāo)準(zhǔn)化和品牌化建設(shè)具有明顯的增收效果。農(nóng)民合作社通過收獲前簽訂的銷售合同批量銷售農(nóng)產(chǎn)品,降低了農(nóng)產(chǎn)品價格波動的市場風(fēng)險。這一好處已從中國和許多其他國家的農(nóng)民合作社的經(jīng)驗中得到充分體現(xiàn)[42][43][44][45]。追求成員福利最大化的合作社比由投資者擁有的合作社更有動力投資于旨在提高質(zhì)量的創(chuàng)新，從而改善產(chǎn)品差異化的性質(zhì)和市場結(jié)構(gòu)[46]。合作社農(nóng)產(chǎn)品的品牌化可以使農(nóng)產(chǎn)品更加具有特色，價格會更高。通過在中國推廣農(nóng)產(chǎn)品的標(biāo)準(zhǔn)化和品牌化，加入合作社的會員農(nóng)民收入要比非會員農(nóng)民高出20%[9]。

第三，根據(jù)我國合作社法的規(guī)定，合作社的盈余分配以成員與合作社之間的協(xié)議為基礎(chǔ)，可分配盈余主要按照成員與合作社的交易量(額)比例返還，返還總額不低于可分配盈余的百分之六十；返還后的剩余部分，以成員賬戶中記載的出資額和公積金份額，以及本社接受國家財政直接補(bǔ)助和他人捐贈形成的財產(chǎn)平均量化到成員的份額，按比例分配給合作社成員。目前，我國農(nóng)民專業(yè)合作社一次利潤返還比較普遍，但是實施二次返還的不多。

最后，合作社會獲得政府的各項支持。根據(jù)農(nóng)民專業(yè)合作社法的相關(guān)規(guī)定，中央和地方財政應(yīng)當(dāng)分別安排資金，為農(nóng)民專業(yè)合作社開展信息、培訓(xùn)、農(nóng)產(chǎn)品(質(zhì)量)標(biāo)準(zhǔn)與認(rèn)證、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場營銷和技術(shù)推廣等服務(wù)提供支持。農(nóng)民合作社在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、加工、配送、服務(wù)等許多涉農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動中享有稅收優(yōu)惠。農(nóng)民合作社作為一種組織形式，可能帶來稅收優(yōu)惠等好處[47]。

(二)農(nóng)戶加入合作社的資產(chǎn)效應(yīng)實現(xiàn)機(jī)制

首先，機(jī)械化和規(guī)模化的優(yōu)越性以及政府農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼的支持作用會激勵農(nóng)戶購買先進(jìn)適用的農(nóng)業(yè)機(jī)械?！吨腥A人民共和國農(nóng)業(yè)機(jī)械化促進(jìn)法》第二十七條規(guī)定：“中央財政、省級財政應(yīng)當(dāng)分別安排專項資金，對農(nóng)民和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營組織購買國家支持推廣的先進(jìn)適用的農(nóng)業(yè)機(jī)械給予補(bǔ)貼”。農(nóng)戶以補(bǔ)貼價格購買國家支持推廣的農(nóng)業(yè)機(jī)械，以購買的農(nóng)機(jī)入股合作社，進(jìn)行機(jī)械化生產(chǎn)，既能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，又能減少勞動力投入、從而解放大量勞動力，同時規(guī)模經(jīng)營也可以降低運(yùn)輸和管理成本[48][49]，合作社成員身份會帶來投資凈收益的增加[20][21]。2009年國務(wù)院常務(wù)會議決定“實施土壤有機(jī)質(zhì)提升和深松作業(yè)補(bǔ)貼”。同年12月31日，《中共中央國務(wù)院關(guān)于加大統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展力度進(jìn)一步夯實農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)的若干意見》明確提出“大力推廣機(jī)械深松整地”。2013年我國對納入《全國農(nóng)機(jī)深松整地作業(yè)實施規(guī)劃(2011—2015年)》的省份在農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼資金中安排補(bǔ)助資金用于在適宜地區(qū)實行農(nóng)機(jī)深松整地作業(yè)補(bǔ)助，補(bǔ)貼對象為直接從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的個人和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營組織。這些政策會進(jìn)一步激勵農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)，通過加入合作社提供規(guī)?；?、專業(yè)化和社會化服務(wù)，不僅可以獲得服務(wù)費收入，還可以額外獲得政府補(bǔ)貼。而農(nóng)戶實現(xiàn)了更大幅度的增收，又可以進(jìn)一步激勵其購買更多先進(jìn)適用的農(nóng)機(jī)，并保障其能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)機(jī)的購買。

其次，國家農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼等政策對合作社的傾斜作用。《2010年農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼實施指導(dǎo)意見》提出農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼的首要目標(biāo)為“調(diào)動農(nóng)民購買農(nóng)業(yè)機(jī)械的積極性，提高農(nóng)民購買農(nóng)業(yè)機(jī)械能力，擴(kuò)大農(nóng)戶直接受益范圍，促進(jìn)農(nóng)民增收”；在基本原則中提出“向農(nóng)民專業(yè)合作服務(wù)組織傾斜”；在補(bǔ)貼對象確定方面提出，當(dāng)申請補(bǔ)貼人數(shù)超過計劃指標(biāo)時，“補(bǔ)貼對象的優(yōu)選條件是：農(nóng)民專業(yè)合作組織，農(nóng)機(jī)大戶、種糧大戶”“同時，對報廢更新農(nóng)業(yè)機(jī)械、購置主機(jī)并同時購置配套農(nóng)具的要優(yōu)先補(bǔ)貼”。各地在實踐中對合作社在農(nóng)機(jī)報廢更新和獲得農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼等方面實行傾斜政策。

第三，政府農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼的杠桿作用。2010年全國農(nóng)民人均純收入僅為5919元，而補(bǔ)貼機(jī)具的單機(jī)售價一般都在數(shù)千元乃至萬元以上，一些大型機(jī)具甚至達(dá)到幾十萬、上百萬元，政府補(bǔ)貼在30%以下，有些地方在中央補(bǔ)貼的基礎(chǔ)上還進(jìn)行累加補(bǔ)貼。(2)例如，在江蘇、安徽、重慶等地，地方財政對于農(nóng)民購買水稻插秧機(jī)還進(jìn)行補(bǔ)貼，農(nóng)民在購買時補(bǔ)貼比例已經(jīng)超過50%、60%。參見http://www.amic.agri.gov.cn/subsidy/details/185/8764/191。由于農(nóng)機(jī)購買價格一般較高，農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)，政府補(bǔ)貼一般低于30%，這撬動了加入合作社農(nóng)戶大量的資金投入(資金來源于農(nóng)戶自有資金和銀行貸款等)；而且各地農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼對合作社購買農(nóng)機(jī)數(shù)量的限制更加寬松，結(jié)果帶來更高的資產(chǎn)效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義和數(shù)據(jù)特征

(一)數(shù)據(jù)來源

本文實證分析使用的數(shù)據(jù)來源于中國社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所和國家統(tǒng)計局2014年進(jìn)行調(diào)查得到的2013年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)。針對2013年全國范圍內(nèi)農(nóng)村居民的收入情況，該調(diào)查共收集了來自15個省份234個縣區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)。首先，我們剔除了缺失或無效的數(shù)據(jù)。其次，考慮2013年農(nóng)民家庭收入可能影響他們在2013年或2014年加入合作社的決定，為了消除這種互為因果可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，我們刪除了2013年和2014年加入合作社的農(nóng)戶數(shù)據(jù)。最后，實證分析使用的觀測值有8125個。對于反映家庭信息的變量，如家庭可支配收入、家庭擁有土地、家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)指標(biāo),都除以家庭人數(shù)得到人均指標(biāo),以與教育水平、性別、婚姻狀況、年齡、健康狀況、村干部身份、是否外出打工等個人信息相對稱。各變量名及其定義如表1所示。(3)限于篇幅，此處省略變量的描述性統(tǒng)計報告，作者備索。

表1 變量定義

(二)數(shù)據(jù)特征

由于8125個農(nóng)戶中僅約3%參與合作社，參與和非參與樣本之間的比例較為懸殊，估計結(jié)果可能會出現(xiàn)較大偏誤?？紤]到該問題，在后面實證分析中我們采用Logit模型估計影響農(nóng)戶加入合作社決定的因素及其邊際效應(yīng)，并估計考慮稀有事件對Logit模型進(jìn)行修正的補(bǔ)對數(shù)-對數(shù)模型及其邊際效應(yīng)，兩者相差不大，表明約3%的農(nóng)戶加入合作社的事件不會帶來明顯的稀有事件偏差[50]。

從總體來看，我們使用的樣本數(shù)據(jù)分布在北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、云南和甘肅14個省市的167個縣，與CHIP調(diào)查樣本15個省份只差一個，使用的樣本縣數(shù)占CHIP調(diào)查樣本縣數(shù)的比例約為71.38%，所以本文使用的樣本數(shù)據(jù)與CHIP隨機(jī)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)在區(qū)域分布上相差不大，具有代表性。

四、農(nóng)民專業(yè)合作社收入效應(yīng)的實證分析

首先，我們給出實證檢驗的計量估計模型；其次，對農(nóng)戶選擇是否加入合作社決定的影響因素進(jìn)行Logit模型估計；再次，考慮依可測變量的農(nóng)戶加入合作社的自選擇偏差問題，利用PSM模型估計農(nóng)民專業(yè)合作社的增收效應(yīng)；最后，考慮依不可測變量的農(nóng)戶加入專業(yè)合作社的自選擇偏差問題，利用處理效應(yīng)模型(TEM)估計農(nóng)戶加入合作社的增收效應(yīng)。

(一)估計模型

為了檢驗合作社對農(nóng)戶家庭收入的影響在統(tǒng)計上是否顯著，構(gòu)建如下回歸模型：

lnperhincome2013i=γ0+γ1coopi+∑γjXij+εi

(1)

其中,X表示M個控制變量，包括家庭人均擁有土地、農(nóng)忙季節(jié)勞動時間、家庭規(guī)模、受教育程度、婚姻狀況、年齡、性別、年齡和性別交叉項、健康狀況、是否村干部、是否在本地從事工資性工作、是否在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動、是否外出打工以及東中西部三個地區(qū)虛擬變量；γ0,γ1和γj(j=2,3,4,…,M+1)為待估計參數(shù)；εi為誤差項。

本文將農(nóng)戶選擇是否加入合作社的決定方程式表示為:

coopi=θZi+ωi

(2)

其中，θ是待估計參數(shù)向量；Zi是影響農(nóng)戶選擇是否加入合作社的協(xié)變量向量，包括家庭人均擁有土地、農(nóng)忙季節(jié)勞動時間、家庭規(guī)模、受教育程度、婚姻狀況、年齡、性別、年齡和性別交叉項、健康狀況、是否在本地從事工資性工作、是否在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動、是否外出打工、各省實施促進(jìn)合作社發(fā)展辦法的年數(shù)以及東中西部三個地區(qū)虛擬變量等；ωi是誤差項。

(二)Logit模型估計

首先，本文對式(2)進(jìn)行估計。為便于解釋Logit估計結(jié)果，表2第(1)列報告Logit模型幾率而非系數(shù)估計值，第(2)列和第(3)列分別報告Logit模型和考慮稀有事件對Logit模型進(jìn)行修正的補(bǔ)對數(shù)-對數(shù)模型的平均邊際效應(yīng)估計結(jié)果。

表2 Logit模型估計結(jié)果(4)由于多重共線性，估計時省略了中部虛擬變量。表4同。

根據(jù)表2第(1)列的估計結(jié)果，身體健康狀況差的農(nóng)戶加入合作社的幾率約是身體好的80%；在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的農(nóng)戶加入合作社的幾率約是沒有在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動農(nóng)戶的60%；外出打工的農(nóng)戶加入合作社的幾率約是沒有外出打工農(nóng)戶的60%；東部地區(qū)農(nóng)戶加入合作社的幾率約為其他地區(qū)的60%，而西部地區(qū)農(nóng)戶加入合作社的幾率高出其他地區(qū)約50%。根據(jù)表2第(2)列和第(3)列的估計結(jié)果，Logit模型和補(bǔ)對數(shù)-對數(shù)模型估計出的平均邊際效應(yīng)和顯著性水平基本一致，這表明約3%的農(nóng)戶加入合作社的稀有事件偏差不明顯。其中，身體健康狀況、實施促進(jìn)合作社發(fā)展辦法的年數(shù)、是否在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動、是否外出打工、是否屬于東部地區(qū)這些變量對農(nóng)戶參加合作社決定的影響在統(tǒng)計上均顯著為負(fù)，表明身體健康狀況越差、實施促進(jìn)合作社發(fā)展辦法的年數(shù)越長、在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動、外出打工、屬于東部地區(qū)農(nóng)戶越少加入合作社；而西部地區(qū)虛擬變量在1%的顯著性水平下顯著為正，表明西部地區(qū)農(nóng)戶更多地加入合作社；其他變量的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上均不顯著。

(三)PSM估計

由于可能遺漏同時影響農(nóng)戶家庭收入和是否加入專業(yè)社決定的可觀測和不可觀測因素(例如能力和動機(jī))，即式(1)和式(2)的誤差項可能存在相關(guān)關(guān)系，會導(dǎo)致農(nóng)戶是否加入合作社這一解釋變量存在內(nèi)生性問題。因此，本文使用Abadie和Imbens所提出的正確標(biāo)準(zhǔn)誤(AI穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤)進(jìn)行PSM估計[51]，結(jié)果如表3所示。表3第(1)列報告對全部樣本估計時coop的系數(shù)，第(2)列和第(3)列分別報告市場化總指數(shù)[52]小于和大于樣本均值的兩個子樣本估計時coop的系數(shù)。

表3 PSM估計結(jié)果(收入效應(yīng))

根據(jù)表3，在不同情況下，農(nóng)戶加入合作社的平均處理效應(yīng)在統(tǒng)計上均顯著為正，說明農(nóng)戶加入合作社有利于促進(jìn)家庭人均可支配收入的增加。特別的，對于市場化程度高的省份，農(nóng)戶加入合作社的增收效應(yīng)更大，表明農(nóng)民合作社的發(fā)展是增加農(nóng)民收益和幫助農(nóng)民克服其與有限市場力量相關(guān)的許多問題的途徑之一。

(四)TEM估計

對式(1)和式(2)，本文選擇各省實施促進(jìn)合作社發(fā)展辦法的年數(shù)作為工具變量，處理效應(yīng)模型(TEM)的MLE估計結(jié)果如表4第(1)列所示(5)限于篇幅，此處省略對工具變量的討論，作者備索。。為了對比，考慮到同一調(diào)查點不同農(nóng)戶誤差項之間有關(guān)聯(lián)，回歸標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在747個調(diào)查點層面(6)根據(jù)國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測中心發(fā)布的農(nóng)村住戶十三位數(shù)樣本編碼(地區(qū)/住戶編碼)，前六位數(shù)表示省市(縣)，省市(縣)后面的兩位數(shù)表示調(diào)查點，調(diào)查點后面的三位數(shù)表示住宅，最后兩位數(shù)表示住戶，所以調(diào)查點取樣本編碼前八位數(shù)。，采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的OLS估計結(jié)果如表4第(2)列所示。

表4 處理效應(yīng)模型的MLE估計結(jié)果(收入效應(yīng))

從表面看，表4的Wald似然比檢驗結(jié)果意味著不存在內(nèi)生性，可直接進(jìn)行OLS估計，但是也可能存在其他模型設(shè)定誤差，或者忽略了高次項或互動項。TEM估計出的農(nóng)戶加入合作社對農(nóng)戶家庭人均可支配收入的平均處理效應(yīng)約為0.16。其他在統(tǒng)計上顯著的系數(shù)估計結(jié)果解釋如下。在1%及5%的顯著性水平下，對農(nóng)戶家庭人均可支配收入產(chǎn)生顯著正的影響的變量包括家庭人均擁有土地(lnperland)、教育水平(lnedu)、年齡(lnage)、性別(gender)、村干部(carder)、在本地從事工資性工作(sala)、在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動(nonagr)、外出打工(outwork)、屬于東部地區(qū)(east)，其中男性、年齡、在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動、教育水平、屬于東部地區(qū)、在本地從事獲取工資性工作的影響較大；產(chǎn)生顯著負(fù)向影響的變量包括家庭規(guī)模(lnsize)、性別和年齡交叉項(lnagegender)和屬于西部地區(qū)(west)，可能由于家庭規(guī)模越大、撫養(yǎng)人口越多，農(nóng)村男性年齡越大、收入能力越弱以及西部地區(qū)比較落后，故這三個變量對家庭人均可支配收入產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

五、農(nóng)民專業(yè)合作社資產(chǎn)效應(yīng)的實證分析

農(nóng)戶家庭擁有的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)凈值是農(nóng)戶家庭收入持續(xù)增長的重要保障，也是促進(jìn)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的根本，大多數(shù)文獻(xiàn)忽略了合作社發(fā)展對農(nóng)戶家庭經(jīng)營性固定資產(chǎn)的影響。為了估計農(nóng)戶加入合作社對農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的影響，也為了進(jìn)一步對上述估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，下面把式(1)中的被解釋變量替換為農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)凈值：

(3)

其中，lnperassets2013為2013年末農(nóng)戶家庭人均擁有的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)估計價格凈值的對數(shù)值，其他變量保持不變，式(2)也保持不變。

首先，考慮依可測變量的農(nóng)戶加入合作社的自選擇偏差問題，利用PSM模型估計合作社的資產(chǎn)效應(yīng)，方法同上，估計結(jié)果如表5所示。表5第(1)列報告對全部樣本估計時coop的系數(shù)，第(2)列和第(3)列分別報告市場化總指數(shù)[52]小于和大于樣本均值的兩個子樣本估計時coop的系數(shù)。

表5 PSM估計結(jié)果(資產(chǎn)效應(yīng))

根據(jù)表5，除了市場化總指數(shù)高于樣本均值的省份估計結(jié)果在統(tǒng)計上不顯著外，其他各系數(shù)估計值均為正、并且在統(tǒng)計上顯著，表明加入合作社有利于促進(jìn)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的增加；與全樣本比較，對于市場化程度低的子樣本，農(nóng)戶加入合作社的資產(chǎn)效應(yīng)反而更大。這可能與政府相關(guān)支持有關(guān)，特別是市場化程度低的省份(甘肅、云南、湖南和四川)屬于中西部不發(fā)達(dá)地區(qū)，政府提供的相關(guān)支持更多。合作社對于市場化水平低的欠發(fā)達(dá)地區(qū)綜合能力欠缺的農(nóng)戶投資天然有著更多的引導(dǎo)作用，市場化程度低的欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展相對滯后，這些后發(fā)地區(qū)農(nóng)戶入社有可能相對發(fā)達(dá)地區(qū)有著較高的邊際效應(yīng)。

其次，考慮自選擇偏差問題，本文利用處理效應(yīng)模型(TEM)估計合作社的資產(chǎn)效應(yīng)。我們同時估計式(2)和式(3)，方法同上，估計結(jié)果如表6第(1)列所示。為了對比，表6第(2)列為OLS估計結(jié)果。

根據(jù)表6第(1)列的TEM估計結(jié)果，農(nóng)戶加入合作社對家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的平均處理效應(yīng)約為0.45，表明加入合作社的農(nóng)戶家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)比未加入農(nóng)戶高出約45%，與加入合作社農(nóng)戶家庭人均可支配收入的平均處理效應(yīng)(約16%)進(jìn)行比較，前者大于后者很多，說明加入合作社更有利于促進(jìn)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的增加，可以說目前我國農(nóng)業(yè)合作社屬于“農(nóng)業(yè)經(jīng)營資本偏好型”，有利于保障農(nóng)戶家庭收入的持續(xù)增長和農(nóng)村農(nóng)業(yè)的可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

表6 處理效應(yīng)模型(TEM)的MLE估計結(jié)果(資產(chǎn)效應(yīng))

六、結(jié)論

農(nóng)民合作社在我國取得了快速發(fā)展，但對于合作社的增收等效果的實證研究還比較有限，本文使用CHIP數(shù)據(jù)，實證研究農(nóng)戶加入合作社的增收效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)?？紤]依可測變量的自選擇問題，本文使用Abadie和Imbens所提出的AI穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行PSM估計。除了對總體樣本進(jìn)行估計外，本文還分別報告市場化總指數(shù)小于和大于樣本均值的兩個子樣本的估計結(jié)果。PSM估計結(jié)果表明：加入合作社有利于促進(jìn)農(nóng)戶家庭可支配收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的增加；對于市場化程度高的省份，農(nóng)戶加入合作社更有利于促進(jìn)家庭可支配收入的增加，而對于市場化程度低的省份、農(nóng)戶加入合作社更有利于促進(jìn)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的增加?？紤]依不可測變量的自選擇問題，本文采用處理效應(yīng)模型(TEM)，選擇各省實施促進(jìn)合作社發(fā)展辦法年數(shù)作為工具變量，利用MLE方法進(jìn)行估計。對總體樣本的TEM估計結(jié)果表明：與未加入合作社農(nóng)戶相比，加入合作社農(nóng)戶家庭人均可支配收入要高出約16%，加入合作社農(nóng)戶的家庭人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)要高出約45%，后者遠(yuǎn)高于前者。此外，實證分析結(jié)果表明，健康狀況越好、教育程度越高、男性、年齡越大、在本地從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動對促進(jìn)農(nóng)戶家庭人均可支配收入和人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)凈值的增加具有顯著的正向影響。

上述實證結(jié)果具有重要的政策含義。首先，政府需要鼓勵合作社創(chuàng)新發(fā)展，例如合作社聯(lián)合發(fā)展、應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)+、延伸產(chǎn)業(yè)鏈、發(fā)展數(shù)字農(nóng)業(yè)等；其次，政府應(yīng)加強(qiáng)對欠發(fā)達(dá)地區(qū)合作社的支持，促進(jìn)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營性固定資產(chǎn)的積累，加強(qiáng)合作社的機(jī)械化、規(guī)?；蜕鐣?wù)功能，提高合作社的運(yùn)行效率；再次，政府還需不斷完善和創(chuàng)新合作社支持政策，完善合作社管理體制，促使合作社建立風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制,將核心成員和普通成員的利益捆綁在一起,為雙方提供激勵，促進(jìn)合作社健康發(fā)展；最后，政府要積極培養(yǎng)職業(yè)新農(nóng)民，提高其健康水平和教育水平，拓寬其非農(nóng)活動領(lǐng)域。這樣不僅有助于持續(xù)提高農(nóng)戶家庭收入水平,也有利于促進(jìn)我國農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。