趙夢陽，劉同山

（1.中共北京市延慶區(qū)委黨校 教研室,北京 102100；2.云南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,云南 昆明 650201）

發(fā)展壯大農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)，是推動鄉(xiāng)村全面振興，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的有效支撐[1]。2013 年中央一號文件提出，“農(nóng)民合作社是帶動農(nóng)戶進(jìn)入市場的基本主體，是發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的新型實(shí)體，是創(chuàng)新農(nóng)村社會管理的有效載體”。隨著農(nóng)民合作社的蓬勃發(fā)展，政界和學(xué)界開始關(guān)注農(nóng)民合作社在農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)中的作用。同時，黨組織領(lǐng)辦合作社，成為常見的發(fā)展壯大新型農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的路徑[2]。

作為一類市場主體，新時期發(fā)展的農(nóng)民合作社與公有制的農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織在組織原則、運(yùn)行機(jī)制、管理方式、盈余分配等方面都有不同。因此，農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織領(lǐng)辦農(nóng)民合作社，能否實(shí)現(xiàn)帶動農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策初衷，值得深入研究。近年來，一些學(xué)者關(guān)注了農(nóng)民合作社在農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。王玉霞等以遼寧昌圖縣十里村為例，發(fā)現(xiàn)“村集體+農(nóng)民合作社”的“政社合一”模式，能夠同時實(shí)現(xiàn)村莊產(chǎn)業(yè)發(fā)展和集體經(jīng)濟(jì)壯大[3]。高海和任大鵬從農(nóng)民合作社與集體經(jīng)濟(jì)組織各自的優(yōu)勢、劣勢出發(fā)，提出了二者取長補(bǔ)短、融合發(fā)展的理論價值和具體實(shí)踐路徑[4-5]。蘇昕等基于共生理論，構(gòu)建了村集體與村干部領(lǐng)辦的農(nóng)民合作社互惠共生成長的框架，并以山東省青州市南小王村為例，分析了村干部領(lǐng)辦合作社在推動村莊產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收方面的作用[6]。還有學(xué)者以山東煙臺市的村“黨支部領(lǐng)辦合作社”為例，分析了黨建與新型集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行有效融合的成效[7-8,2]。上述成果對于如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)和合作社協(xié)調(diào)發(fā)展給出了有益見解，也為后續(xù)研究提供了很好的借鑒。

然而，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)民合作社和農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)文獻(xiàn)，主要是基于典型地區(qū)的案例分析，基于大樣本的嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治鰰焊蛾I如。實(shí)際上，遼寧昌圖縣十里村的“政社合一”模式取得成功，得益于有甘于奉獻(xiàn)的村黨支部書記馬春利，以及村集體經(jīng)濟(jì)組織向合作社投入了150 萬元。山東青州市南小王村是青州市城鄉(xiāng)建設(shè)用地“增減掛鉤”試點(diǎn)和山東第一單土地信托的承接村，政府和中信信托向該村投入了大量資金。并不是所有村莊都有一個好的帶頭人和大筆的產(chǎn)業(yè)發(fā)展資金，典型案例的成功經(jīng)驗對很多地方來講并不適用。此外，山東煙臺也具有較強(qiáng)的特殊性，很多村集體有較多的未分配到農(nóng)戶土地與其他資產(chǎn)。因此，要考察合作社對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的影響，得到更具一般性和更有說服力的結(jié)論，需要使用大樣本村級調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行規(guī)范的計量分析。

一、機(jī)理分析與假說

農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，長期以來面臨著兩個問題。一是眾多農(nóng)戶的集體行動困境[9]。農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的共同利益，具有典型的公共物品性質(zhì)，所有集體成員都可以從集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展中直接或間接獲益，因此存在部分成員“搭便車”現(xiàn)象，單個農(nóng)戶付出成本讓集體經(jīng)濟(jì)獲得發(fā)展后，他從中獲得的收益會低于其本應(yīng)獲得的部分，即“搭便車”現(xiàn)象打擊了付出較多成員的積極性。最終，尋求個人利益最大化的理性農(nóng)戶群體的選擇致使村民無法齊心協(xié)力發(fā)展集體經(jīng)濟(jì)或者提供其他自身需要的公共物品，而陷入集體行動困境[10]。二是農(nóng)戶和村委會之間的委托代理問題。被法定為基層群眾性自治組織的村民委員會，事實(shí)上扮演角色是多元的，它既是政府代理人，又是村莊集體財產(chǎn)的法定代理人，還是公共事務(wù)管理者[11]。一方面，三重角色和職能導(dǎo)致村民委員會的定位模糊。村民委員會本應(yīng)承擔(dān)的管理村莊集體財產(chǎn)、促進(jìn)集體資產(chǎn)保值增值和協(xié)調(diào)管理社區(qū)公共事務(wù)的功能，往往讓位于政府要求的行政性任務(wù)。而且，村民委員會干部的補(bǔ)助（收入）主要來自政府部門，也加劇了其行政性。另一方面，即便村委會想要發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)，村干部與普通農(nóng)戶的委托代理關(guān)系，也會很難讓其全身心投入集體經(jīng)濟(jì)：村干部一般不脫離生產(chǎn)，他們往往有自己的利益訴求，作為代理人的村干部的機(jī)會主義行為往往會阻礙農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大[12]。近年開展的農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革，要求村集體盡量不設(shè)集體股、村干部不額外取酬，沒有為村干部獲得與付出相匹配的經(jīng)濟(jì)回報留出充分的制度空間，也束縛了村干部發(fā)展集體經(jīng)濟(jì)的積極性。

農(nóng)民合作社能否對集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響，取決于它是補(bǔ)充了集體經(jīng)濟(jì)組織的不足，緩解了上述兩個突出問題，從而促進(jìn)了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；還是替代了村民委員會和集體經(jīng)濟(jì)組織的一些職能，為農(nóng)戶及村干部提供了新的組織選擇，從而限制了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Α?/p>

從互補(bǔ)性角度看。首先，農(nóng)民合作社加強(qiáng)了農(nóng)戶之間的聯(lián)系，有助于增強(qiáng)社會團(tuán)結(jié)、產(chǎn)生社會信任。根據(jù)帕特南的社會資本理論，信任作為一種社會資本，是解決集體行動困境的一種有效方式[13]。其次，農(nóng)民合作社運(yùn)行的民主性和公開透明性，以及按貢獻(xiàn)分配盈余的管理方式，也有效地解決了農(nóng)戶的“搭便車”問題。最后，農(nóng)民合作社按貢獻(xiàn)分配、并適當(dāng)尊重資本回報的組織原則，激勵村干部等農(nóng)村能人發(fā)揮企業(yè)家才能、投入資金，從而緩解集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展中村干部和農(nóng)戶之間的委托代理關(guān)系。因此，如果一個村的農(nóng)戶加入合作社的比例很高，那么就可能打破集體行動困境和村干部委托代理困境，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展壯大。

從替代性角度看。部分更有互助意識、更注重經(jīng)濟(jì)回報的農(nóng)戶，可能會選擇搞合作社而放棄發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)。如果村干部領(lǐng)辦合作社，他們會將更多精力投入農(nóng)民合作社，以獲得收益的最大化，從而減少對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的努力。與此相伴，其他資源也會從集體流向農(nóng)民合作社。因此，如果只有較少的農(nóng)戶加入合作社，農(nóng)民合作社和農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織之間，就容易出現(xiàn)競爭選擇問題。二者之間更多地表現(xiàn)出替代性，導(dǎo)致各類資源向合作社集聚從而給農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來負(fù)面影響。

可見，農(nóng)民合作社對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，究竟是表現(xiàn)出互補(bǔ)性還是替代性，是一個可能與村內(nèi)農(nóng)戶加入合作社的比例高度相關(guān)的經(jīng)驗性問題。

基于此，本文提出研究假說H：在發(fā)展初期，農(nóng)民合作社會抑制農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，當(dāng)在農(nóng)戶加入合作社的比率達(dá)到一定程度后，合作社會促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于民政部農(nóng)村社會治理數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫來自民政部政策研究中心與北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心聯(lián)合開展的社會治理動態(tài)監(jiān)測平臺及深度觀察點(diǎn)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)項目。該項目設(shè)計了行政村層面的“農(nóng)村社區(qū)治理現(xiàn)狀綜合調(diào)查問卷”，并在2019 年對14 個省（區(qū)、市）的1 280 個農(nóng)村社區(qū)進(jìn)行了問卷調(diào)查。村級層面的調(diào)查問卷，由經(jīng)過培訓(xùn)的調(diào)查員一對一與村“兩委”干部合作完成。

（二）變量界定

1.被解釋變量

本文使用反映總量的集體經(jīng)營性收入、集體收入和反映人均情況的集體人均經(jīng)營性收入、集體人均收入來衡量一個村的集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。由于農(nóng)民合作社主要在農(nóng)業(yè)經(jīng)營性方面對集體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，所以本文將研究重點(diǎn)放在集體經(jīng)營性收入、集體人均經(jīng)營性收入上，用更寬泛的集體收入、集體人均收入作穩(wěn)健性檢驗。

為了考察分析合作社影響農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)理，本文還將行政辦公支出、人均行政辦公支出和財務(wù)狀況公開次數(shù)作為被解釋變量。村一級的行政辦公經(jīng)費(fèi)支出（包括人均行政經(jīng)費(fèi)支出），主要用來分析農(nóng)民合作社發(fā)展對村一級行政辦公支出以及由此引發(fā)的村干部精力分配，以及相應(yīng)的集體（經(jīng)營性）收入問題的影響。財務(wù)狀況公開次數(shù)，則用來反映農(nóng)民合作社發(fā)展對村莊治理透明化、規(guī)范化程度以及對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。村干部的精力投入以及管理的透明性、規(guī)范化水平，都是影響集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。

2.解釋變量

村內(nèi)是否有合作社和農(nóng)戶入社比率是本文的解釋變量，用以反映村一級的農(nóng)民合作社發(fā)展情況。與村內(nèi)是否有合作社相比，村內(nèi)農(nóng)戶加入合作社的比率，對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的影響可能更大。而且，在大部分農(nóng)村都擁有至少一個農(nóng)民合作社后，考察農(nóng)戶加入合作社的比率，有重要價值。不過，很多人都不區(qū)分村股份經(jīng)濟(jì)合作社和農(nóng)民合作社。為了讓研究結(jié)論更準(zhǔn)確，本文在確定農(nóng)戶入社的比率時，僅考慮加入農(nóng)民合作社的農(nóng)戶，而不包括加入股份合作社的農(nóng)戶。

3.控制變量與工具變量

從理論上看，作為一個市場主體，農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織與企業(yè)有相似之處。農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展與企業(yè)成長有相似之處，既受領(lǐng)導(dǎo)者（村干部）的作用，也受組織文化、組織資源、地理區(qū)位等因素的制約。參照已有研究成果，本文將村干部的年齡、村干部的受教育程度、是否書記主任“一肩挑”、區(qū)域類型、人口規(guī)模、是否有家族祠堂、村工作人員配備、是否有集體經(jīng)濟(jì)組織、是否有政府購買服務(wù)項目等9 個變量作為控制變量。村干部首選的是村黨支部書記，對于一些沒有黨支部書記的村，則以村主任的情況進(jìn)行代替。

同一個省的各個村，受到相近的政策影響，是否發(fā)展農(nóng)民合作社可能存在一定的相關(guān)性。而且根據(jù)行為模仿理論，距離較近的交往較頻繁的村，模仿彼此行為的可能性較強(qiáng)。本文用除本村外本省其他村擁有農(nóng)民合作社的比率，作為本村是否有合作社的工具變量。

上述變量界定及其相關(guān)說明見表1。

表1 變量界定及描述性統(tǒng)計

（三）計量模型

為了考察合作社對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，構(gòu)建如下計量模型：

式（1）中，被解釋變量CEi既表示第i個村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)，包括集體經(jīng)營性收入、集體收入和集體人均經(jīng)營性收入、集體人均收入，又包括反映集體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行成本或管理狀況的行政辦公經(jīng)費(fèi)支出、人均行政辦公經(jīng)費(fèi)支出和財務(wù)狀況公開次數(shù)。解釋變量Coopi表示第i個村是否有合作社或村內(nèi)農(nóng)戶加入合作社的比率。β0、β1表示待估計截距項和處理變量待估計系數(shù)，Xi表示控制變量，γ表示控制變量的待估計系數(shù)，?i表示隨機(jī)誤差項。

考察合作社對農(nóng)村集體（經(jīng)營性）收入的影響，首先需要識別因果效應(yīng)，以確保是否有合作社、農(nóng)戶入社比率是造成農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)變化的原因。對于本文所用的是截面數(shù)據(jù)，傾向得分匹配（PSM）法和工具變量法是識別因果效應(yīng)的常用方法。在穩(wěn)健性檢驗時，本文采用基于工具變量的處理效應(yīng)模型（TEM）。處理效應(yīng)模型由兩個方程組成，除式（1）農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果方程外，還有一個村內(nèi)是否有農(nóng)民合作社的選擇方程：

式（2）中，wi是用于對處理變量（村內(nèi)是否有合作社）建模的協(xié)變量，δ是待估計參數(shù)。

無論是PSM 還是TEM，都只能用于解釋變量是0～1 變量的情況，為了考察農(nóng)戶加入合作社的比率對村集體（經(jīng)營性）收入的影響，采用Hirano 等提出的可以估計連續(xù)型變量處理效應(yīng)的廣義傾向得分匹配法（GPSM）[14]，通過協(xié)變量匹配，找到與干預(yù)組特征相似的控制組，進(jìn)而得到干預(yù)組的“反事實(shí)”估計結(jié)果。GPSM 以劑量響應(yīng)函數(shù)形式而非平均處理效應(yīng)來測度農(nóng)戶入社比率與集體（經(jīng)營性）收入之間的關(guān)系，從而能夠估計不同處理水平上農(nóng)戶入社比率對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用效果。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸：PSM 估計

變量數(shù)據(jù)滿足條件獨(dú)立性假設(shè)和共同支撐條件假設(shè)，是其能夠使用PSM 方法的基本前提。檢驗發(fā)現(xiàn)，與匹配前相比，兩組樣本協(xié)變量均值的標(biāo)準(zhǔn)化偏差明顯減少，最小的降幅也達(dá)到了27.9%，滿足標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于10%這一要求，而且從t值及其對應(yīng)的P值來看，匹配后所有變量的處理組和控制組之間的均值差異都不再顯著。共同支撐條件假設(shè)也通過了顯著性檢驗?？梢?，數(shù)據(jù)適合進(jìn)行PSM 計量分析。

表2 顯示了基于1∶4 近鄰匹配后采用PSM估計的受處理組平均處理效應(yīng)（ATT）。結(jié)果表明，無論是對于反映總量的本村集體經(jīng)營性收入、集體經(jīng)濟(jì)收入，還是反映考慮村莊人口規(guī)模的集體人均經(jīng)營性收入、集體人均經(jīng)濟(jì)收入，村內(nèi)有合作社，都會對其造成很強(qiáng)的負(fù)向作用，而且在給定統(tǒng)計性水平上顯著。具體而言，與沒有合作社相比，本村有合作社平均讓村集體經(jīng)營性收入和村集體收入分別減少了4.29 萬元和9.04 萬元，讓村集體人均經(jīng)營性收入和集體人均收入分別減少了10.42 元和62.08 元。集體收入是比集體經(jīng)營性收入更廣的一個概念，而且一些村莊可能有集體收入?yún)s沒有集體經(jīng)營性收入，所以本村有合作社對集體收入的ATT 更大，表明有合作社對村集體收入有比較可靠的負(fù)向作用，研究假說H 得到驗證。

表2 基于PSM 的合作社對農(nóng)村集體收入影響的ATT 估計結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗：TEM 估計

PSM 法只控制了可觀測變量的影響。為了考察不可觀測變量的影響，本文使用除本村外本省其他村有農(nóng)民合作社的比率作為本村是否有合作社的工具變量（IV），采用TEM 模型對集體經(jīng)營性收入、集體收入重新進(jìn)行估計。

表3 的估計結(jié)果表明，對于集體經(jīng)營性收入，從選擇方程（村莊內(nèi)是否有合作社）來看，IV對一個村莊是否有合作社有正向作用，本省其他村有合作社的比率越高，本村有合作社的可能性也越大，上述結(jié)果在1%的統(tǒng)計性水平上顯著。從結(jié)果方程看，村莊有合作社，對于集體經(jīng)營性收入有顯著的負(fù)向影響，合作社可能會損害村集體經(jīng)營性收入。從控制變量來看，村干部的受教育程度、村莊的區(qū)域類型、村內(nèi)是否有家族祠堂，村工作人員配備適當(dāng)、本村是否有集體經(jīng)濟(jì)組織、是否有政府出資購買服務(wù)項目都對村莊集體經(jīng)營性收入有顯著的正向作用。對于村莊集體人均經(jīng)營性收入，TEM 估計也得到了大致相近的結(jié)果。只是此時村干部的年齡、村莊的人口規(guī)模都對集體人均經(jīng)營性收入有顯著的負(fù)向作用，且在1%的統(tǒng)計性水平上顯著。無論是集體經(jīng)營性收入，還是集體人均經(jīng)營性收入，模型的殘差相關(guān)性系數(shù)ρ 和殘差協(xié)方差σ 都通過了5%水平上的顯著性檢驗，表明采用TEM 進(jìn)行估計是適用的。

表3 合作社對農(nóng)村集體經(jīng)營性收入影響的TEM 估計結(jié)果

表4 的結(jié)果表明，村內(nèi)是否有合作社對集體收入、集體人均收入的影響依然顯著為負(fù)，且在1%的水平上顯著。

表4 合作社對農(nóng)村集體收入影響的TEM 估計結(jié)果

對比表3、表4 中基于TEM 的是否有合作社的估計系數(shù)與表2 中基于PSM 得到的ATT 可以發(fā)現(xiàn)，無論是集體經(jīng)營性收入、集體收入，還是集體人均經(jīng)營性收入、集體人均收入，TEM 估計得到的是否有合作社的系數(shù)，與PSM估計得到的ATT 符號及顯著性都保持一致，但是從系數(shù)值大小來看，前者明顯小于后者。這表明PSM 及其基礎(chǔ)上的ATT 估計結(jié)果具有很好的穩(wěn)健性，但不考慮不可觀測因素影響的PSM 及其ATT估計，可能會一定程度上低估是否有合作社對村莊集體經(jīng)營性收入、集體收入的影響。無論如何，TEM 估計結(jié)果表明，村莊內(nèi)有農(nóng)民合作社，對于集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展都有穩(wěn)定且顯著的負(fù)向作用，研究假說H 再次得到驗證。

（三）進(jìn)一步分析：GPSM 法估計

考慮到各個村農(nóng)戶加入合作社的比率差別，接下來使用GPSM 法估計農(nóng)戶加入合作社比率不同對農(nóng)村集體經(jīng)營性收入、集體人均經(jīng)營性收入的影響。使用GPSM 方法前，需要對變量數(shù)據(jù)的傾向得分匹配的平衡性進(jìn)行檢驗，同時考察劑量響應(yīng)函數(shù)估計結(jié)果的顯著性情況。只有平衡性較好或者說通過平衡性條件檢驗，且劑量響應(yīng)函數(shù)的估計系數(shù)比較顯著時，才可以使用GPSM 方法進(jìn)行估計。

將樣本村莊成員加入合作社的比率排序后，以20、40、60 和80 百分位數(shù)的比率數(shù)值作為分割標(biāo)準(zhǔn)，將農(nóng)戶加入合作社的比率分成5 個區(qū)間進(jìn)行平衡條件檢驗，發(fā)現(xiàn)除個別變量的t 值大于2，即變量的均值差異在給定統(tǒng)計性水平下顯著外，經(jīng)過廣義傾向得分匹配后的絕大部分變量的均值差異都不顯著，表明匹配后變量數(shù)據(jù)的平衡性較好，滿足平衡性條件。表5 顯示，劑量響應(yīng)函數(shù)回歸結(jié)果表明，對于反映農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)人均情況的兩個被解釋變量，劑量響應(yīng)函數(shù)的大部分系數(shù)都是顯著的，也就是說，對其進(jìn)行GPSM 估計是合適的。接下來只報告對集體人均經(jīng)營性收入、集體人均收入采用GPSM 方法估計的結(jié)果，并對其展開分析。

表5 集體收入、集體人均收入的劑量響應(yīng)函數(shù)回歸結(jié)果

圖1 展示了基于GPSM 方法估計得到的集體人均經(jīng)營性收入、集體人均收入對農(nóng)戶加入合作社比率這一處理變量的劑量響應(yīng)函數(shù)。由圖1 可以看出，隨著處理水平或者說農(nóng)戶入社比率的增加，置信區(qū)間的上限和下限范圍逐漸擴(kuò)大，可信性變?nèi)?。圖1 中左側(cè)集體人均經(jīng)營性收入的劑量響應(yīng)函數(shù)估計結(jié)果表明，隨著處理水平或者說農(nóng)戶入社比率增加，村集體人均經(jīng)營性收入會先持續(xù)降低至30%左右，而后再隨著農(nóng)戶加入合作社比率的增加而逐漸增加。因此，一個村莊農(nóng)戶加入合作社的比率，與村莊的集體人均經(jīng)營性收入呈現(xiàn)先減后增的“U 形”關(guān)系。從圖1 右側(cè)的集體人均收入的劑量響應(yīng)函數(shù)圖來看，農(nóng)戶加入合作社的比率與集體人均收入也呈現(xiàn)明顯的“U 形”關(guān)系，且同樣是農(nóng)戶加入合作社的比率在30%左右時，集體人均收入達(dá)到最低點(diǎn)。但是，集體人均收入的劑量響應(yīng)函數(shù)圖的縱坐標(biāo)軸的值比集體人均經(jīng)營性收入的更大，表明農(nóng)戶加入合作社的比率對集體人均收入的影響更大?？梢姡粋€村內(nèi)農(nóng)戶入社比率與以人均標(biāo)準(zhǔn)衡量的村莊集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有比較穩(wěn)定的關(guān)系。

圖1 農(nóng)戶入社比率對集體人均經(jīng)營性收入、集體人均收入的影響

（四）機(jī)制分析

為了探尋合作社以及農(nóng)戶入社比率如何影響農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)，此處從集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展成本的角度，以行政辦公經(jīng)費(fèi)支出、人均行政辦公經(jīng)費(fèi)支出作為被解釋變量，分析村內(nèi)有合作社是否增加了村莊運(yùn)行的行政成本，從而給集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來不利影響。同時，考慮到集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展中普遍存在的委托代理問題，本文將村內(nèi)的財務(wù)狀況公開次數(shù)作為被解釋變量，以考察村內(nèi)成立合作社（合作社有可能是村集體領(lǐng)辦的）會不會損害村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的透明性，進(jìn)而阻礙集體（經(jīng)營性）收入、集體人均收入。分別將村內(nèi)是否有合作社、農(nóng)戶入社比率作為解釋變量進(jìn)行估計。

表6 中PSM 法估計的ATT 結(jié)果表明，與沒有合作社的村相比，有合作社會讓村集體的行政性辦公經(jīng)費(fèi)支出增加0.35 萬元，且在5%的統(tǒng)計性水平上顯著。但村內(nèi)有合作社對人均行政辦公經(jīng)費(fèi)支出的作用不顯著。結(jié)果表明，村內(nèi)有合作社會增加村莊運(yùn)行的行政成本，同時導(dǎo)致村干部的精力忙于行政而不是用于發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)。這無疑會損害農(nóng)村集體經(jīng)營性收入，最終抑制農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。與此同時，村內(nèi)有合作社會顯著減少村集體財務(wù)狀況公開次數(shù)。與沒有合作社的村相比，有合作社的村過去三年財務(wù)狀況公開的次數(shù)約減少了5.30 次。可見，農(nóng)民合作社發(fā)展確實(shí)影響了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)和村莊治理的透明性。農(nóng)村集體財務(wù)狀況透明性的降低，不僅會加劇委托代理問題，還會影響普通村民參與集體經(jīng)濟(jì)的積極性，可能是造成農(nóng)村集體收入狀況變差的一個原因。

表6 合作社對村行政辦公經(jīng)費(fèi)支出、財務(wù)公開狀況次數(shù)影響的ATT 估計

表7 中基于OLS 法估計的農(nóng)戶入社比率對村行政辦公經(jīng)費(fèi)支出、財務(wù)狀況公開次數(shù)影響的結(jié)果表明，無論是總量還是人均，農(nóng)戶入社比率與村莊的行政辦公經(jīng)費(fèi)支出呈“倒U 形”關(guān)系。具體而言，在入社比率達(dá)到50%這一頂點(diǎn)前，農(nóng)戶入社比率越高，村行政辦公經(jīng)費(fèi)支出和人均行政辦公經(jīng)費(fèi)支出都會明顯增加。對比表6 的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，盡管村內(nèi)是否有合作社只能增加總量的行政辦公經(jīng)費(fèi)支出而對人均行政辦公經(jīng)費(fèi)支出沒有顯著影響，但農(nóng)戶入社的比率卻會對總量的和人均的行政辦公經(jīng)費(fèi)都產(chǎn)生作用。在村干部精力擠占和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的雙重作用下，農(nóng)戶入社比率與行政辦公經(jīng)費(fèi)支出呈“倒U 形”關(guān)系不難理解。農(nóng)戶入社比率對村財務(wù)狀況公開次數(shù)也有顯著影響，且呈現(xiàn)明顯的“U 形”關(guān)系，在農(nóng)戶入社比率在50%左右時達(dá)到最低點(diǎn)。除規(guī)模經(jīng)濟(jì)的影響外，隨著農(nóng)戶入社比率增加村民受合作社民主管理和財務(wù)公開的影響而要求村集體進(jìn)行更多的財務(wù)狀況公開，可能也是促使村集體增加財務(wù)狀況公開次數(shù)的一個原因。無論如何，在農(nóng)戶入社比率達(dá)到50%后，繼續(xù)增加農(nóng)戶入社比率，才能顯著降低村莊行政辦公經(jīng)費(fèi)支出、提高財務(wù)狀況公開透明的程度。

四、結(jié)論與啟示

本文從農(nóng)民合作社的組織特性、運(yùn)行方式出發(fā)，分析了農(nóng)民合作社可能對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的抑制性影響和促進(jìn)性作用。然后利用民政部農(nóng)村社會治理數(shù)據(jù)庫2019 年獲得的1 280 個村級樣本數(shù)據(jù)，以集體經(jīng)營性收入、集體收入及其人均量作為反映農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況的被解釋變量，以村內(nèi)是否有合作社、農(nóng)戶入社比率作為解釋變量，采用可處理內(nèi)生性問題的PSM、基于工具變量的TEM 和GPSM 等方法計量分析了農(nóng)民合作社對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及其作用機(jī)制。

本文研究有以下幾點(diǎn)發(fā)現(xiàn)。第一，村內(nèi)是否有合作社，會對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用。無論是對集體經(jīng)營性收入、集體人均經(jīng)營性收入，還是集體收入、集體人均收入，與村內(nèi)沒有合作社相比，村內(nèi)有合作社會對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成顯著的負(fù)面影響。第二，隨著農(nóng)戶加入合作社比率的增加，合作社對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的影響呈現(xiàn)出先抑制后促進(jìn)的“U 形”關(guān)系，且入社比率在30%左右時，達(dá)到最低點(diǎn)。只有入社比率超過一定比率時，合作社才會促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。結(jié)合理論分析來看，這表明在農(nóng)戶入社比率較低時，農(nóng)民合作社主要發(fā)揮替代作用，未能解決集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展面臨的集體行動困境和委托代理難題。只有當(dāng)農(nóng)戶入社比率較高時，合作社才能更好地解決上述兩大問題，展現(xiàn)出對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的互補(bǔ)性。第三，在農(nóng)戶加入合作社比率達(dá)到某一比率之前，村內(nèi)有合作社以及農(nóng)戶加入合作社的比率，會通過增加村行政辦公經(jīng)費(fèi)支出、擠占村干部精力等方式損害集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時還會減少村集體經(jīng)濟(jì)組織財務(wù)狀況公開次數(shù)、損害農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的公開透明性，從而加劇集體行動困境和委托代理難題，危害集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。不過，幸運(yùn)的是，當(dāng)農(nóng)戶入社比率超過一定門檻后，上述問題都能得到有效緩解。

上述結(jié)論有三點(diǎn)政策啟示。首先，由于目前農(nóng)戶加入合作社的比率普遍偏低—平均只有25%左右的農(nóng)戶入社，村內(nèi)有合作社對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的負(fù)向作用，因此期待以農(nóng)民合作社帶動農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)普遍發(fā)展的政策目標(biāo)，可能暫時難以實(shí)現(xiàn)。其次，長期來看，隨著農(nóng)戶入社比率的增加，農(nóng)民合作社可以在推動農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面發(fā)揮重要作用，但是要注意農(nóng)民合作社正面作用的發(fā)揮，要以他解決集體行動困境與委托代理問題為基礎(chǔ)。最后，要繼續(xù)做好農(nóng)民合作社的規(guī)范化建設(shè)。農(nóng)民合作社的組織特性和運(yùn)行方式，是農(nóng)戶入社比率達(dá)到一定范圍后，合作社能夠促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本保證。如果合作社不能堅持民主管理、按貢獻(xiàn)分配、互幫互助的組織特性，那么就算所有農(nóng)戶都加入合作社也難以實(shí)現(xiàn)預(yù)期效果。