農(nóng)戶加入合作社的收入效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)
——基于CHIP數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

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(gè)有效途徑[1][2][3][4]。同時(shí)，農(nóng)民合作社可以帶動(dòng)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(huì)[5]，在我國全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、促進(jìn)脫貧攻堅(jiān)成果鞏固的偉大工程中會(huì)發(fā)揮重要作用。在中國,因?yàn)榇蠖鄶?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(shí)施的《中華人民共和國農(nóng)業(yè)法》規(guī)定：“鼓勵(lì)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(cái)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(huì)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(cái)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(jí)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(cái)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(duì)實(shí)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(duì)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(huì)化服務(wù)的重要市場供給主體，農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)市場會(huì)逐步形成多主體競爭性供給格局，隨著合作社實(shí)力不斷增強(qiáng)，能以更低的價(jià)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(shí)迫使企業(yè)降低生產(chǎn)資料價(jià)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(shí)，很多研究認(rèn)為合作社的增收效應(yīng)對(duì)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(duì)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(diǎn)，認(rèn)為合作社的增收效應(yīng)對(duì)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(shí)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(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所和國家統(tǒng)計(jì)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(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民專業(yè)合作社的增收效應(yīng)，同時(shí)檢驗(yàn)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(duì)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(shí)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(shí)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(shí)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(shí)現(xiàn)機(jī)制

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

首先，合作社集體行動(dòng)會(huì)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(fèi)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(dòng)[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(dòng)[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(yàn)、統(tǒng)一銷售、統(tǒng)一管理等方式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民個(gè)體家庭難以實(shí)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(jià)能力[36]。合作化實(shí)際上就是農(nóng)民通過集體行動(dòng)(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(dòng)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(shí)現(xiàn)規(guī)模化管理，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?dòng)效應(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(huì)進(jìn)一步形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)[40]。合作社積極推動(dòng)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(shí)現(xiàn)三產(chǎn)融合發(fā)展，帶動(dòng)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(jià)格波動(dòng)的市場風(fēng)險(xiǎn)。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(yàn)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(dòng)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(jià)格會(huì)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(huì)員農(nóng)民收入要比非會(huì)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(cái)政直接補(bǔ)助和他人捐贈(zèng)形成的財(cái)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(shí)施二次返還的不多。

最后，合作社會(huì)獲得政府的各項(xiàng)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(cái)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(dòng)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(shí)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(huì)激勵(lì)農(nóng)戶購買先進(jìn)適用的農(nóng)業(yè)機(jī)械。《中華人民共和國農(nóng)業(yè)機(jī)械化促進(jìn)法》第二十七條規(guī)定：“中央財(cái)政、省級(jí)財(cái)政應(yīng)當(dāng)分別安排專項(xiàng)資金，對(duì)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(jià)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(dòng)力投入、從而解放大量勞動(dòng)力，同時(shí)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(huì)帶來投資凈收益的增加[20][21]。2009年國務(wù)院常務(wù)會(huì)議決定“實(shí)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(shí)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(duì)納入《全國農(nóng)機(jī)深松整地作業(yè)實(shí)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(shí)行農(nóng)機(jī)深松整地作業(yè)補(bǔ)助，補(bǔ)貼對(duì)象為直接從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的個(gè)人和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營組織。這些政策會(huì)進(jìn)一步激勵(lì)農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)，通過加入合作社提供規(guī)模化、專業(yè)化和社會(huì)化服務(wù)，不僅可以獲得服務(wù)費(fèi)收入，還可以額外獲得政府補(bǔ)貼。而農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)了更大幅度的增收，又可以進(jìn)一步激勵(lì)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(duì)合作社的傾斜作用。《2010年農(nóng)業(yè)機(jī)械購置補(bǔ)貼實(shí)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(dòng)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(duì)象確定方面提出，當(dāng)申請(qǐng)補(bǔ)貼人數(shù)超過計(jì)劃指標(biāo)時(shí)，“補(bǔ)貼對(duì)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(shí)，對(duì)報(bào)廢更新農(nóng)業(yè)機(jī)械、購置主機(jī)并同時(shí)購置配套農(nóng)具的要優(yōu)先補(bǔ)貼”。各地在實(shí)踐中對(duì)合作社在農(nóng)機(jī)報(bào)廢更新和獲得農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼等方面實(shí)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(jià)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(cái)政對(duì)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(shí)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(jià)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(dòng)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(duì)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(shí)證分析使用的數(shù)據(jù)來源于中國社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所和國家統(tǒng)計(jì)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(duì)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(gè)省份234個(gè)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?cè)?013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(shí)證分析使用的觀測(cè)值有8125個(gè)。對(duì)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(gè)人信息相對(duì)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(jì)報(bào)告，作者備索。

表1 變量定義

(二)數(shù)據(jù)特征

由于8125個(gè)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(jì)結(jié)果可能會(huì)出現(xiàn)較大偏誤。考慮到該問題，在后面實(shí)證分析中我們采用Logit模型估計(jì)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(jì)考慮稀有事件對(duì)Logit模型進(jìn)行修正的補(bǔ)對(duì)數(shù)-對(duì)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(huì)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(gè)省市的167個(gè)縣，與CHIP調(diào)查樣本15個(gè)省份只差一個(gè)，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(shí)證分析

首先，我們給出實(shí)證檢驗(yàn)的計(jì)量估計(jì)模型；其次，對(duì)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(jì)；再次，考慮依可測(cè)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(jì)農(nóng)民專業(yè)合作社的增收效應(yīng)；最后，考慮依不可測(cè)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(jì)農(nóng)戶加入合作社的增收效應(yīng)。

(一)估計(jì)模型

為了檢驗(yàn)合作社對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響在統(tǒng)計(jì)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(gè)控制變量，包括家庭人均擁有土地、農(nóng)忙季節(jié)勞動(dòng)時(shí)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(xiàng)、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(dòng)、是否外出打工以及東中西部三個(gè)地區(qū)虛擬變量；γ0,γ1和γj(j=2,3,4,…,M+1)為待估計(jì)參數(shù)；εi為誤差項(xiàng)。

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(jì)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(dòng)時(shí)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(xiàng)、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(dòng)、是否外出打工、各省實(shí)施促進(jìn)合作社發(fā)展辦法的年數(shù)以及東中西部三個(gè)地區(qū)虛擬變量等；ωi是誤差項(xiàng)。

(二)Logit模型估計(jì)

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

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

根據(jù)表2第(1)列的估計(jì)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(dòng)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(dòng)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(jì)結(jié)果，Logit模型和補(bǔ)對(duì)數(shù)-對(duì)數(shù)模型估計(jì)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(shí)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(dòng)、是否外出打工、是否屬于東部地區(qū)這些變量對(duì)農(nóng)戶參加合作社決定的影響在統(tǒng)計(jì)上均顯著為負(fù)，表明身體健康狀況越差、實(shí)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(dòng)、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(jì)值在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。

(三)PSM估計(jì)

由于可能遺漏同時(shí)影響農(nóng)戶家庭收入和是否加入專業(yè)社決定的可觀測(cè)和不可觀測(cè)因素(例如能力和動(dòng)機(jī))，即式(1)和式(2)的誤差項(xiàng)可能存在相關(guān)關(guān)系，會(huì)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(jì)[51]，結(jié)果如表3所示。表3第(1)列報(bào)告對(duì)全部樣本估計(jì)時(shí)coop的系數(shù)，第(2)列和第(3)列分別報(bào)告市場化總指數(shù)[52]小于和大于樣本均值的兩個(gè)子樣本估計(jì)時(shí)coop的系數(shù)。

表3 PSM估計(jì)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(jì)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(duì)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(jì)

對(duì)式(1)和式(2)，本文選擇各省實(shí)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(jì)結(jié)果如表4第(1)列所示(5)限于篇幅，此處省略對(duì)工具變量的討論，作者備索。。為了對(duì)比，考慮到同一調(diào)查點(diǎn)不同農(nóng)戶誤差項(xiàng)之間有關(guān)聯(lián)，回歸標(biāo)準(zhǔn)誤聚類在747個(gè)調(diào)查點(diǎn)層面(6)根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局中國經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測(cè)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(diǎn)，調(diào)查點(diǎn)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(diǎn)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(jì)結(jié)果如表4第(2)列所示。

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

從表面看，表4的Wald似然比檢驗(yàn)結(jié)果意味著不存在內(nèi)生性，可直接進(jìn)行OLS估計(jì)，但是也可能存在其他模型設(shè)定誤差，或者忽略了高次項(xiàng)或互動(dòng)項(xiàng)。TEM估計(jì)出的農(nóng)戶加入合作社對(duì)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(jì)上顯著的系數(shù)估計(jì)結(jié)果解釋如下。在1%及5%的顯著性水平下，對(duì)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(dòng)(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(dòng)、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(xiàng)(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(gè)變量對(duì)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(shí)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(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營性固定資產(chǎn)的影響。為了估計(jì)農(nóng)戶加入合作社對(duì)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(duì)上述估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(jì)價(jià)格凈值的對(duì)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(cè)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(jì)合作社的資產(chǎn)效應(yīng)，方法同上，估計(jì)結(jié)果如表5所示。表5第(1)列報(bào)告對(duì)全部樣本估計(jì)時(shí)coop的系數(shù)，第(2)列和第(3)列分別報(bào)告市場化總指數(shù)[52]小于和大于樣本均值的兩個(gè)子樣本估計(jì)時(shí)coop的系數(shù)。

表5 PSM估計(jì)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(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不顯著外，其他各系數(shù)估計(jì)值均為正、并且在統(tǒng)計(jì)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(duì)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(duì)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(duì)滯后，這些后發(fā)地區(qū)農(nóng)戶入社有可能相對(duì)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(jì)合作社的資產(chǎn)效應(yīng)。我們同時(shí)估計(jì)式(2)和式(3)，方法同上，估計(jì)結(jié)果如表6第(1)列所示。為了對(duì)比，表6第(2)列為OLS估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)表6第(1)列的TEM估計(jì)結(jié)果，農(nóng)戶加入合作社對(duì)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(jì)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(duì)于合作社的增收等效果的實(shí)證研究還比較有限，本文使用CHIP數(shù)據(jù)，實(shí)證研究農(nóng)戶加入合作社的增收效應(yīng)和資產(chǎn)效應(yīng)。考慮依可測(cè)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(jì)。除了對(duì)總體樣本進(jìn)行估計(jì)外，本文還分別報(bào)告市場化總指數(shù)小于和大于樣本均值的兩個(gè)子樣本的估計(jì)結(jié)果。PSM估計(jì)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(duì)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(duì)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。考慮依不可測(cè)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(shí)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(jì)。對(duì)總體樣本的TEM估計(jì)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(shí)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(dòng)對(duì)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(shí)證結(jié)果具有重要的政策含義。首先，政府需要鼓勵(lì)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(duì)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)模化和社會(huì)化服務(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(xiǎn)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(lì)，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(dòng)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。