收入效應與利益分配：農民合作效果研究
——基于農民專業合作社

廖小靜，應瑞瑤，鄧衡山，徐志剛

(1.南京農業大學經濟管理學院，江蘇南京210095；2.福建農林大學經濟學院，福建福州350002)

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收入效應與利益分配：農民合作效果研究
——基于農民專業合作社

不同角色農戶受益差異的實證研究

廖小靜1，應瑞瑤1，鄧衡山2，徐志剛1

(1.南京農業大學經濟管理學院，江蘇南京210095；2.福建農林大學經濟學院，福建福州350002)

本文基于對合作社本質規定的討論，構建了不同治理結構下不同角色農戶受益程度與機制的分析框架，結合我國合作社發展現實提出了合作社影響的相關研究假說，并利用對江蘇等3省18個鄉鎮合作社全面調查獲取的18家設施蔬果合作社與相關農戶的一手調研數據進行了實證檢驗。總的來說，由于我國合作社功能普遍很弱，合作社對普通成員生產和收入的促進作用十分有限；而由于成員異質性，核心成員受益程度普遍高于其他角色的農戶。合作社治理結構和功能完善及其可持續發展問題都需要引起高度關注。

農民專業合作社；農戶角色；受益差異；收入

一、引言

無論從理論還是國際經驗看，合作社都被認為是有助于促進農民增收的組織制度創新。在理論上，合作社不僅可保留農戶在生產環節的相對獨立性，避免生產環節勞動監督的難題，又可實現流通環節和部分生產環節的規模經營，還能避免訂單農業中由于契約雙方力量不對等容易違約的問題[1]；從國際經驗看，歐美等發達國家農業合作社的銷售額通常占到本國農產品銷售額的30%-60%，在增加農民收入方面起到了重要的作用[2-3]。

自2007年《中國農民專業合作社法》頒布實施以來，中國合作社發展進入了一個新的歷史發展階段。但關于中國合作社發展的情況和對小農戶生產和收入的作用，學界爭議頗多，褒貶不一[4-5]。現有文獻對我國農民專業合作社在現實中發揮作用眾說紛紜，很大程度上是因為在研究方法、視角和數據上存在分歧或不足。對合作社的作用要有更為深刻而準確的認識和判斷，現有研究存在的三方面不足之處必須得到改善。

首先，現有對中國農民專業合作社收入效應的評估主要運用單案例分析方法和一期橫截面數據，研究結論的準確性和普適性存在不足。一些研究通過單個合作社案例描述指出加入農民專業合作社明顯增加了農戶的收入[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，結論嚴謹性不夠，研究結論由于案例的代表性問題也難以推廣到其他合作社。也有少數研究利用大樣本農戶數據實證分析了加入合作社對農戶增收的作用[8-10]，但其樣本農戶或者只是來自于單個合作社影響研究結論的普適性，或者數據只是一期橫截面數據，無法處理高收入農戶內生選擇加入合作社導致合作社作用高估的研究結論偏差。

其次，既有對合作社收入效應的研究通常將合作社假設同質對待，忽視了合作社之間的差異。很多文獻指出，近年來我國農民專業合作社雖然數量獲得了井噴式增長，但由社員自主創建的比例不高、真正規范的合作社不多、“空頭社”、“翻牌社”現象普遍。成立合作社演變成了大農戶獲取國家政策支持和財政補貼的取利工具[11-12]。合作社發展質量存在重大差異的現實無疑會影響到對合作社整體作用的評估。但現有對合作社收入效應評估的研究多沒有將這樣的差異納入分析，致使既有文獻對上述現象的普遍性及其對合作社作用的影響都缺乏基本的判斷。

第三，現有對合作社收入效應的研究基本將社員視為同質的，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準上往往采用雙重標準，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，“核心—外圍”成員結構的存在不可避免地會導致內部人控制，誘發社員利益沖突、利益侵占、小農主體地位弱化等問題[13-14]。這些研究揭示了合作社發展過程中農戶角色的沖突，但并未對這種沖突下農戶受益程度的差異進行量化研究和判斷。

本文試圖在對合作社收入效應分析的過程中正視上述三個問題以期能對合作社作用有一個更為深入全面的認識。一是基于對江蘇等3省18個鄉鎮合作社全面調查獲取的18家設施蔬果合作社與相關農戶的兩期面板數據，檢驗合作社對農戶收入的平均影響，考察現有的農民專業合作社從總體來看是否發揮了實質性作用；二是分析成員和非成員在合作社中受益程度的差異，檢驗合作社的成員邊界是否清晰及合作社的溢出效應；三是分析合作社內部普通社員和核心社員受益程度的差異，檢驗合作社的益貧性。

本文先基于合作社的本質規定和治理結構提出合作社中農戶受益差異的分析框架，并結合我國合作社發展的現實提出研究假說，進而利用設施蔬果種植戶的問卷調查數據*之所以選取設施蔬果這一產業，原因有兩個。一是不同產業間農戶收入不可比，因此最好選取同一產業的農戶進行收入比較；二是從理論上來說，設施蔬果產業很適合發展合作社。設施農業在化肥、農藥、農膜等投入要遠高于糧食和其他普通經濟作物，同時，設施農業的產品品質鑒別難度大，組織化對減少信息不對稱的作用較大，組織化潛在收益明顯高于糧食作物和經濟作物，組織化潛在利潤更大[15]。對研究假說進行實證檢驗。研究不僅有助于充實合作社理論中有關政策推動、成員異質性對合作社收入效應影響的研究并提供經驗事實，而且對于全面把握合作社的發展現狀及其影響，對現有政策進行反思也具有重要的現實意義。后文安排如下：第二部分是分析框架和研究假說；第三部分是對合作社相關的不同角色農戶收入進行簡單比較分析；第四部分是用計量經濟模型對研究假說進行實證檢驗；第五部分是全文總結與討論。

二、分析框架與研究假說

在合作社中，農戶既是服務的提供者和惠顧者，也是組織的所有者，合作社與其它組織的本質差別在于其可以實現“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，即“所有者與惠顧者同一”的本質規定之上的。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，相對其他組織，合作社被認為更有利于保護作為惠顧者的普通社員的利益[18]。但是，現實中合作社能否發揮其不同于其他組織獨特作用，必須符合以下三個條件：一是合作社要有實質的活動，提供社員所需要的服務，才能從根本上滿足社員“自我服務”的需要。二是作為一個組織，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，這樣合作社要么會成為以營利為目的公司，要么會成為公益組織。三是成員內部異質性不能過強。若成員間異質性太強，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產生不可調和的矛盾。因為此時剩余索取權與控制權高度不匹配，而這種剩余索取權和控制權的不對稱安排將導致組織治理結構無法穩定[19-20]，合作社將無法信守“所有者與惠顧者同一”的治理結構。

為了深入理解合作社對不同角色農戶生產和收入的影響及利益分配差異，根據上述合作社的本質規定討論，本文構建了一個在不同的合作社治理結構下，不同角色農戶受益程度差異和受益機制的分析框架(圖1)。假設有A、B兩個同質的村莊，其中A村有一個合作社，B村沒有合作社。根據農戶與合作社的關系，可以將兩村農戶分成四種類型：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，以及外村農戶，即B村所有農戶。假設合作社活動不跨村，合作社對外村農戶不會產生影響。按照上述三個條件，對A村合作社服務功能強弱、成員邊界和成員異質性給予不同的假設，可以推斷出合作社對不同角色農戶不一樣的影響。

(1)零效應：如果合作社功能極弱，極端情況是一個空組織，那么其對社員生產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，合作社對他們收入的影響與對外村農戶沒有差異。

(2)收入效應：如果合作社有功能，對社員生產和收入有作用，且合作社內部社員能共同受益，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戶，且合作社服務功能越強，這種差異將越明顯。同時，核心社員與普通成員之間，非社員和外村農戶之間則都沒有明顯差異。

(3)利益分配效應：如果合作社有作用，但成員間異質性很強，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，合作社對核心社員收入的影響會與普通社員、非社員和外村農戶三類農戶有明顯差異，而后三類農戶則無差異。

(4)溢出效應：如果合作社有作用且內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，那么，合作社對村A所有農戶收入的影響將與外村農戶有明顯差異。

基于上述分析框架，結合中國農民專業合作社發展的現實，本文提出以下三個研究假說。

假說1：由于中國農民專業合作社功能普遍較弱，總體上有合作社村的農戶與沒有合作社村的農戶之間的收入沒有差異，但功能很強合作社對其所在村農戶會有正面影響。盡管中國農民專業合作社目前數量很多，但其中大多數的服務功能都比較弱。一是中國合作社數量的急劇增加，一定程度上是由于政府的政策推動，有相當比例的合作社是出于政績考核壓力和獲取財政專項轉移支付資金而建立的[21-22]，這導致“空頭合作社”、“翻牌合作社”層出不窮。二是由于中國農民專業合作社產生和發展于農業產業化背景之下，其形成和發展不得不依賴于生產和運銷大戶、農村基層組織。在“強者牽頭，弱者參與”的農民專業合作社內部，合作社具有明顯的“產權鎖定”的特征，導致合作社呈現出明顯的功能弱化現象[23]。由于合作社無法為成員提供服務或功能較弱，就不能給成員帶來收益的改善，更不可能對同村的非社員有溢出效應，因此，外村農戶和有合作社村的農戶在受益程度上就不會有明顯差異。

圖1　合作社不同角色農戶受益差異與機制分析框架

假說2：中國合作社普遍功能弱且成員界限不清晰，合作社對同村的社員和非社員收入的影響沒有明顯差異；但很少數功能強合作社會力圖設置邊界防止溢出效應，合作社對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準判定成員邊界：在爭取政府資助、尋求項目支持時，會盡可能擴展自己的成員邊界，以獲得更多數量的“帶動農戶”，但凡與其交易的農戶都被稱為合作社成員；但當進行盈余分配以及量化政府補助時，合作社又會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發起人為判定標準，以減少利益外溢。而且，由于中國合作社普遍功能弱、服務少，成員受益程度很低，設置邊界本身也沒有意義。但對很少數功能強的合作社，核心成員為防止盈余分流、會努力設置成員邊界，防止溢出效應發生，非社員與社員受益程度會有明顯差異。

假說3：由于中國農民專業合作社成員間異質性較大，農民專業合作社對核心社員的影響會高于普通社員。中國絕大多數合作社的成員異質性從成立之初就非常明顯。部分成員因為具有更大生產規模、擁有更多的社會資本、物質資本，主要充當管理人員的角色，成為核心成員；普通農戶則缺乏生產資源、人力資源和社會資源，且出于對風險的規避，主要充當惠顧者的角色[24]。普通成員大多是名義社員或被動參加者，與合作社的關系多只限于產品交易，日常管理和民主決策對于普通農戶來說只是形同虛設[25]。在這種成員異質性背景下，核心成員的受益程度會高于普通社員，一是核心成員的規模通常較大，絕對受益程度更高；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用，以增加其受益；三是核心成員通常會優先利用銷售資源和采購資源；四是當新技術引進后，核心成員通常會優先使用；五是當外部提供財政支持和補貼時，核心成員也可能優先獲益。“強勢核心成員”與“弱勢普通農戶”的合作的博弈結局通常被認為，合作社的剩余控制權和索取權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、農民專業合作社不同角色農戶收入比較

本文分析數據來自課題組2014年9-10月在江蘇、吉林和四川三省9縣18個鄉鎮合作社的全面調查。調查最后訪問到了18個大棚蔬果合作社。調查對象包括大棚蔬果合作社的負責人，合作社所在村若干大棚種植農戶，包括參加合作社的社員和非社員，村會計，以及同鎮沒有大棚果蔬合作社村的若干大棚種植戶。為了反映農戶收入及特征的變化，調查收集了2008年和2013年兩期數據。調研共收集了255戶農戶的數據，其中無合作社村農戶、有合作社村非社員、有合作社村普通社員和核心社員*為了反映合作社內部農戶角色的差異，問卷中設置了“是否核心管理人員”問題選項，對核心成員和普通成員進行區分。分別有40戶、80戶、115戶和20戶。

為了全面衡量合作社對農戶的影響，本文選取了農戶人均大棚收入、人均蔬果收入與人均總收入三個指標。人均大棚收入是大棚扣除成本后的凈收入除以農業勞動力人口。選取人均蔬果收入是因為大棚種植戶通常也會進行露地蔬菜輪作。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業勞動力人口。人均總收入是家庭總收入除以家庭總人口。同時，為了消除物價指數對收入的影響，本文的收入數據均使用當年CPI指數進行調整。

表1　各類農戶角色的收入比較

資料來源：作者根據調查數據統計

表1列出了2008年、2013年各類農戶三種收入的均值、兩年變化的均值。可以看出，2008年外村農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戶。

為了進一步分析合作社收入效應在不同合作社之間的差異性，本文借鑒黃季焜等[27]對合作社服務功能測度的方法，對合作社功能強弱進行了區分。首先，將合作社的服務功能分為四種，分別是技術服務、購買服務、銷售服務、資金借貸服務。然后，根據各項服務功能的強弱進行賦值。如果合作社提供的技術服務為0項，則賦值為0，提供的技術服務有1-3項，賦值為1，大于3項賦值為2；如果是農戶自己購買農資，賦值為0；牽線購買，賦值為1，部分統一購買和全部統一購買農資為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，賦值為0，合作社擔保借款賦值為1，合作社直接借款賦值為2。最后，對各合作社的四項服務功能進行等權重加權求和*為了檢驗結果穩健性，本文還設置了三套不同的權重來對合作社的服務功能進行加權求和。第1套權重，4類服務權重相等，均為25%；第2套權重，技術服務權重10%，其他3類服務權重各30%；第3套權重，技術服務權重10%，統一提供農資權重20%，統一銷售權重30%，資金借貸權重40%。加權求和的得分在0-8分之間。但從三套權重的得分來看，差異不大。。樣本合作社服務功能普遍較弱，沒有任何功能的合作社占6個，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。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貼而成立的合作社，1家是農業園區注冊的合作社。功能較強的合作社中，4家實際上是公司(經紀人)+農戶，3家是大戶聯合團購生產資料的模式。。

為便于比較討論以及實證分析，本文將合作社按功能強弱分為兩類，第一類是沒有功能和功能很弱的，即得分為0-4分的；第二類是功能較強的，得分為4-8分。從表2可以看出，總體來說，功能強的合作社，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；功能強的合作社對非社員收入的影響并不明顯。

表2　合作社服務功能與不同角色農戶收入變化的關系

資料來源：作者根據調查數據統計

四、實證分析結果

(一)實證分析：收入效應、溢出效應與利益分配

本文建立了以下兩個面板數據模型來研究合作社對不同角色農戶收入影響的差異，考察合作社的收入效應、利益分配與溢出效應，以檢驗文中的三個假說。這里分析的樣本將農戶分為四類：無合作社村農戶、有合作社村普通社員、核心社員、非社員。以無合作社村農戶為基準，如果普通社員、核心社員與外村農戶相比收入有明顯差異，表明合作社有收入效應；如果非社員與外村農戶收入相比有差異，表明合作社對非社員有溢出效應；如果核心社員與外村農戶相比收入有差異，而普通社員與外村農戶沒有差異，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時表示非社員；M2為1時表示普通社員；M3為1時表示核心社員；inter1是非社員M1與服務功能的交互項，inter2是普通社員M2與服務功能的交互項，inter3是核心社員M3與服務功能的交互項。服務功能變量根據第三部分功能得分設置的虛擬變量，0為功能弱，1為功能強。實證部分的服務功能變量均采用該指標。

解釋變量Z是一組控制變量，包括農戶戶主年齡、性別、受教育年限*年齡、性別和受教育年限三個變量的兩期數據不隨時間變化，因此在用固定效應估計時被自動省略。、大棚種植面積(畝)、蔬果種植面積(畝)、當年是否經營農業、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。實證部分的控制變量均采用這些指標。附表1對計量經濟模型中涉及的各變量進行了描述統計。

考慮到村莊有無合作社，以及農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戶、有合作社村農戶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檢驗結果表明，總體上看，2008年兩類村莊農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)都是面板數據模型，參數估計使用的數據是樣本農戶2008和2013年兩期數據。這類模型參數估計的主要方法為固定效應估計(FE)和隨機效應估計(RE)。至于選擇固定效應估計量還是隨機效應估計量一般采用Hausman檢驗方法來確定。對本文模型(1)-(6)固定效應估計量和隨機效應估計量比較的Hausman檢驗結果表明，固定效應估計量具有一致性，因此，后文討論都基于固定效應估計量。

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

從模型2的回歸結果來看，加入服務功能和農戶角色的交互項之后，核心社員、普通社員與功能之間的交互項都顯著，這說明在服務功能強的合作社，核心社員和普通社員的收入是顯著高于服務功能弱的合作社的核心社員和普通社員的，即有收入效應。但即使是功能強的合作社，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，即使功能強的合作社對于非社員也并無溢出效應。進一步的，從核心社員、普通社員與功能的兩個交互項的系數來看，功能強的合作社，普通成員盡管能夠受益，但受益程度遠遠低于核心成員。在5%的置信水平下，功能強的合作社，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 同方差檢驗采用的是Levene穩健檢驗方法。

注：括號里是標準差

表4　合作社對四類農戶影響差異的估計結果

注：1.括號里是估計系數的標準誤

2.“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統計顯著性。

(二)收入效應的進一步驗證：合作社對有合作社村農戶與無合作社村農戶收入影響的差異

本文建立了以下兩個面板數據模型來進一步驗證合作社對社員的收入效應，即檢驗文中的假說1。這里將農戶分為兩類：有合作社村農戶和無合作社村(外村)農戶。以無合作社村農戶為基準，如果兩類農戶收入有明顯差異，表明合作社有收入效應。

incit=α+βM1it+Zitγj+εi

(3)

incit=α+βM1it+φinterit+Zitγj+εi

(4)

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

從表5的模型估計結果來看，研究假說1得到了進一步驗證。模型3結果顯示，總體上看，有合作社村農戶的收入并沒有顯著高于外村農戶。模型3中，關鍵解釋變量系數都不顯著，也就是說，中國農民專業合作社普遍功能較弱，對其所在村的農戶的平均影響并不明顯。合作社不能為社員提供服務或者提供的服務有限，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。但是，加入合作社功能與角色交互項后的模型4結果表明，服務功能較好的合作社所在村的農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戶，但人均總收入平均并沒有明顯的差異。對人均大棚收入、人均蔬果收入的兩個回歸方程中，關鍵解釋變量有合作社村農戶與功能的交互項均在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戶分別高14778元和13690元。

(三)溢出效應的進一步驗證：合作社對非社員和社員收入影響的差異

本文建立了以下兩個面板數據模型來研究合作社對非社員是否有溢出效應，并進一步檢驗文中假說2。這里把農戶分成三類：無合作社村農戶、有合作社村非社員和社員。以無合作社村農戶為基準，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；如果非社員與其也有明顯差別，則有溢出效應。

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與服務功能的交互項，inter2是解釋變量M2與服務功能的交互項。兩模型中其他變量和符號涵義與模型1相同。

從回歸結果表6來看，假說2得到了進一步驗證。模型5的估計結果表明，總體上非社員、外村農戶之間的收入沒有明顯差異，社員與外村農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的結果我們可以看出，是由核心社員所帶來的。模型6的估計結果表明，加入農戶角色和服務功能的交互項之后，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民專業合作社中，成員邊界相對比較清晰，合作社并無明顯的溢出效應。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　合作社對外村農戶和本村農戶影響差異的估計結果

注：1.括號里是估計系數的標準誤；

2.“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統計顯著性。

五、總結與討論

本文從理論上分析了不同角色農戶在合作社中受益程度和機制的差異，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據，對合作社的收入效應和利益分配進行了實證研究。研究結果表明，少數功能好的合作社對農戶的收入效應明顯，其所在村的農戶收入明顯高于外村，并且成員邊界相對清晰，對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，其他三種類型的農戶之間的收入平均并沒有太大差異。總體來說，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。這驗證了本文提出的假說。

既有文獻認為，合作社是社會弱勢群體之間的聯合，在一定程度和范圍內促進了公平，所以應該對農民專業合作社的建立和發展給予政策支持[28]。

表6　合作社對非社員和社員影響差異的估計結果

注：1.括號里是估計系數的標準誤

2.“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的置信水平上具有統計顯著性。

這也是為什么近年來中央1號文件將合作社的發展作為農村改革的重點工作之一。但這都是以合作社的“益貧性”功能為既定前提。然而，由于農戶間異質性太強，現實中的合作社并沒有“兌現”其“益貧性”功能，政策支持的初衷也遠未實現。造成這種結果的根本原因是，在成員異質性的條件下，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定了社員(代表)大會是最高權力機構、一人一票等民主管理的條款，但多數情況下，普通社員很大程度會受到核心成員影響，不免出現“選舉不過是確認，討論不過是告知，監督不過是附議”的現象[29]，無法實現民主決策，利益分配自然也就不可能偏向于普通社員。

因此，如果政策的目標是促進真正的合作社的產生和發展，那么，政策的重大調整就是必須的——應由物質支持轉向制度建構[30]。不能盲目地對合作社進行財政支持，否則，我國合作社的“泛合作化”將“公司+農戶”、“農民經紀人+農戶”以及農民合伙企業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]。政府盲目對合作社進行物質支持不僅可能導致打著合作社旗號套取財政資金的組織越來越多，并且利益分配會因此偏向即使不成立合作社也會得到較高收益的核心成員，從而違背了合作社的“益貧性”。實際上，國際社會的普遍經驗是不要給予合作社過多的物質支持，合作社真正需要的是制度建構，如外部代理人支持等[32-33]。

附表1　計量經濟模型各變量的描述統計量

[1]鄧衡山，王文爛.合作社的本質規定與現實檢視——中國到底有沒有真正的農民合作社?[J].中國農村經濟，2014(7):15-26.

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(本文責編：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，FujianAgricultureandForestryUniversity，Fuzhou350002,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科學基金(13&ZD160和14ZDA038)、國家自然科學基金(71573133和71103040)、“中國農業科學院科技創新工程”(ASTIP-IAED-2015-03)、江蘇省高校優勢學科建設工程資助項目(PAPD)和南京農業大學“中國糧食安全研究中心”和江蘇省高校現代糧食流通與安全協同創新中心的資助。

廖小靜(1981-)，女，四川大竹人，南京農業大學經濟管理學院博士生，研究方向：農業經濟理論與政策。通訊作者:徐志剛。

F325.12

A

1002-9753(2016)05-0030-13