合作社多元社會化服務的社員增收效應

摘要：基于山東省果蔬種植戶的實地調查數據，采用內生轉換回歸模型（ESR）與因果中介分析模型（CMA），從社會化服務供給異質性視角檢驗了參加合作社對農戶家庭務農收入的影響效果及作用機理。結果表明：參加合作社具有明顯的促農增收效應;合作社的社會化服務有效供給對成員家庭務農收入的提升存在顯著的因果中介效應，其中金融信貸服務、技術培訓服務和生產流程服務對成員家庭務農收入提升的平均因果中介效應依次遞增;尚無證據表明產品銷售服務對成員務農收入存在顯著影響。因此，在引導和鼓勵農戶加入合作社的同時，應重視強化合作社的社會化服務功能，適度擴大合作社的社會化服務供給規模。

關鍵詞：農民專業合作社" ;社會化服務;務農收入;因果中介分析;內生轉換回歸模型

中圖分類號：F302.5" 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2022）01-0129-12

近年來，新型農業經營主體在引領農業產業化與農業現代化發展過程中的作用非常明顯，成為推動我國農業可持續發展不可或缺的重要力量。隨著鄉村振興戰略的穩步實施，黨和政府對合作社提出了更高的期許，合作社正在朝著市場化運營、組織化生產、多元化服務和科學化管理的方向發展。合作社服務農民的功能不斷增強，合作經營在富裕農民方面的作用日漸彰顯。但在實踐中，依然存在三個重大的現實問題始終難以有效解決：（1）盡管參加合作社的普通農戶數量逐年增加，但普通農戶卻普遍反映合作社“虛有其表”，自身收益增長不顯著。為什么合作社發展迅猛但群眾的認同度不高？究竟缺失了什么？（2）社會化服務規模化供應能否成為合作社促進農戶務農收入增長的有效路徑？社會化服務供給是農戶有效增收的關鍵一環嗎？（3）多元化的社會化服務供給對農戶務農收入的影響效應有哪些差異？哪些社會化服務更能有效地促農增收？這些問題的懸而未決將會影響到未來中國合作社的可持續發展。本文使用山東省7縣（市、區）22個鄉（鎮、街道）的1 127份第一手農戶調查數據，通過反事實估計進行上述問題的實證分析，并形成對應的政策建議。

一、文獻綜述與研究假設

《中華人民共和國農民專業合作社法》正式頒布實施以來，理論界針對合作社發展與農戶有效增收之間關聯的研究已不勝枚舉。相關研究主要圍繞交易成本、治理機制、農社關系等多視角進行了理論分析。（1）交易成本方面。同市場交易模式相比，“合作社+農戶”模式通過統一采購生產資料并對要素投入和產品質量進行流程控制，從而降低成員市場交易費用、增加成員畝均收益及純收入[1]。合作社可利用成員的親緣關系和信任關系降低內部交易費用并促使內部資源合理配置，進而增進組織績效[2]。（2）治理機制方面。合作社的成員制度、股權結構、決策方式、盈余分配等方面的治理機制對成員增收效果具有顯著影響[3-4]，不同內部治理機制下合作社對成員增收的影響存在差異[5]。（3）農社關系方面。專用性投資有助于形成緊密的“農社關系”[6]，緊密的“農社關系”能夠顯著提升成員農業收入，且對小規模經營和低收入成員的增收效應尤為明顯[7]。（4）要素稟賦方面。合作社通過設置入社門檻能夠高效聚集土地、勞動、資金、資本等要素，進而有效促進農戶增收[8]。對中國蘋果合作社調研數據分析后發現，小規模農戶參加合作社后的收益比中等規模、大規模農戶更多[9]。農業生產集聚與合作社組織模式存在顯著的交互作用，且生產集聚對農民收入的影響存在門檻效應[10]。（5）益貧效應方面。合作社作為一種具有天然益貧性的制度安排和理想載體，有助于增強貧困農戶自主發展和自我脫貧的能力[11-12];實證結果亦顯示參加合作社對促進貧困農戶增收的確具有顯著正向作用，呈現明顯“益貧性”特征[13]。（6）其他方面。除上述幾方面研究角度以外，另有研究者測度了土地股份合作社、農機合作社、社區股份合作社等農業組織對農戶的增收效應[14-16]。但有學者認為上述幾類農業組織在實踐中通常背離了合作社的本質規定性，是披著“合作社外衣”的異化合作社，其促農增收效應的主要源泉令人懷疑[17]。合作社的社會化服務能力欠缺導致參加合作社對于普通農戶的增收效果不顯著[18]。廖小靜等認為普通成員的生產能力與收入并未因為參加合作社而呈現顯著提升，其背后原因是合作社服務成員的能力弱小[19]。通過全程社會化服務將農業產業鏈緊密聯結起來，在合作社與成員之間構建“超市場”契約和形成“置信”承諾，既能克服合作社與成員交易費用過高問題，又能夠改善合作社的生存狀態，更能促進農戶增收[20]。由此可見，提升合作社的社會化服務能力，將成為促進成員增收與吸引潛在參與者參加合作社的重要手段。

縱觀上述文獻，前人研究已經對合作社“促農增收是目的、提供服務是手段”形成基本共識，但前人的研究存在兩個短板亟待彌補。其一，現有合作社參與和農戶增收的研究更多聚焦于效應評估，而忽視了因果機制的分析。其二，在合作社服務功能研究中更側重于影響因素或關聯度分析，而基于服務功能異質性視角測度多元服務對增收的實際效度尚欠缺。因此，打開參加合作社如何實現促農增收的“黑箱”，并探究社會化服務在此過程中發揮的功能效用，通過因果機制分析來研究兩者之間的內在機理就顯得很有必要。本文運用內生轉換回歸模型（ESR）結合因果中介分析模型（CMA）構建“反事實”分析框架，首先判斷合作社參與和農戶增收之間存在的內在因果關聯;其次基于中介異質性視角，研究差異化的社會化服務促農增收作用的實際效度，為合作社選擇多元社會化服務來促農增收提供實證依據;最后根據實證結果為合作社更好地提升農戶收入提供對應的政策建議。

研究合作社框架內社會化服務對于農戶務農收入提升的內在影響，首先需要梳理各種形態的農業社會化服務對于務農收入影響的路徑。本文將農業社會化服務細分為產品銷售服務、技術培訓服務、金融信貸服務、生產流程服務四種形態進行分析。

1.農產品銷售服務。銷售服務本質上是合作社的一種產業化功能[21]，通常包含質量分級收購和統一銷售兩部分。合作社通過提供銷售服務使農戶獲得信息優勢和規模優勢，提升了市場議價能力，降低了農戶的交易成本和市場風險[22]。同時，明晰的商品契約不僅有利于二次返利，也易于實現農產品質量可追溯，降低了農產品安全違約風險，并可通過質量溢價效應和區域聲譽溢價效應進一步拓寬了農戶的利潤空間[23-24]。

2.生產技術培訓服務。技術指導與培訓服務作為“干中學”的人力資本專用性投資[25]，是合作社與農戶破解信息約束、實現增產增效增收有機統一的有效利器[26]。譬如通過向農戶提供技術指導和實操培訓，促進其對綠色防控、清潔生產等新興農業技術的采納和向環境友好型生產行為的轉變[27]，從而提高勞動生產率、農產品質量與溢價能力。得益于合作組織的俱樂部屬性，合作社具有更強的知識溢出效應，技能互補性和人力資本外部性將進一步提升農戶的農業綜合生產能力和營收能力。

3.金融信貸服務。農業普遍具有投資周期長、風險大、預期收益不確定等特點，合作社通過提升農戶金融信貸服務的可得性，可有效增強農戶的物質資產專用性投資風險抗御能力，并通過商品交易契約與要素契約的交互治理來降低與農戶交易的不確定性和交易頻率[28]，緩解農戶進行農業生產或擴大生產規模時所面臨的高風險和資金緊約束困境，進而促進農業生產投資支出、提高農戶務農收入[29]。

4.生產流程服務。在具體農業生產實踐中，生產流程服務屬于一種“節本、增效”的外包行為。由合作社統一供給生產資料、統一技術標準等多統一模式，通過發揮規模經濟效應和勞動釋放效應直接降低農戶生產成本。并且以過程控制為主的生產行為規制模式對農產品質量具有正向影響[30]。諸如限定農業化學投入品的品牌、種類、施用量和施用頻次等，可以有效降低農化產品過量施用率，確保農產品品質達到預期效果[31-32]。

基于以上分析，本文提出如下研究假設：

假設1：加入合作社與農戶增收存在正向因果關聯。即在其他因素保持不變的情況下，參加合作社有助于增加農戶務農收入。

假設2：社會化服務在農戶參加合作社并增加務農收入中具有因果中介效應。農戶加入合作社獲得相應規模化的社會化服務供給，社會化服務可得性作為間接指標影響成員的家庭務農收入。

假設3：基于合作社服務供給異質性視角，技術培訓服務、金融信貸服務、生產流程服務對農戶增收存在正向的因果中介效應，產品銷售服務對農戶增收的因果中介效應尚不確定。

之所以筆者認為產品銷售服務的作用不能確定，是因為盡管理論上認為提供產品銷售服務會有效幫助農戶節約與外部主體交易費用，有可能通過產品質量分級進一步獲得市場溢價。但是在監管乏力的發展前期，合作社成員如果不遵守合作社的商品契約，那么可能出現“搭便車”與“逆向選擇”，致使合作社銷售績效陷入低水平均衡的處境，從而影響合作社增收效應。當然這些假設還有待進一步實證檢驗加以驗證。

二、數據、變量與模型

（一）數據來源

本文所用數據來自2020年1月在山東省煙臺市（萊陽、福山、牟平、萊州、棲霞）、棗莊市（薛城）、淄博市（桓臺）針對農業社會化服務與農戶家庭收入進行的實地入戶調查，調研對象均為從事果蔬類種植產業的農戶選取果蔬種植戶作為調研對象的原因有三：首先，對比糧食種植戶或養殖戶的經營規模，果蔬種植戶的經營規模普遍更細碎化，農產品供應鏈協同度較強，其發展更依賴農業社會化服務的供應;其次，增收途徑更多依靠產品的市場收益，而不是政府補貼等外部干預;最后，鄧衡山等的研究表明合作社中果蔬類合作社的占比最高，農戶的參與度最強，對果蔬種植戶進行研究更具針對性。。調查思路和抽樣過程如下：第一，考慮地域的多樣性，選取膠東沿海地區的煙臺、魯中地區的淄博和魯西南地區的棗莊三市作為樣本地級市。第二，考慮果蔬產業發展水平的區域差異，樣本采集區域包括果蔬產業不發達地區（桓臺縣、薛城區）、果蔬產業發展一般地區（萊州市、牟平區）、果蔬產業主要產區（棲霞市、萊陽市、福山區），共涵蓋7個縣（市、區）22個鄉（鎮、街道）。第三，在每個縣按照農村居民收入水平高、中、低選取對應鄉鎮，在每個鄉鎮中按照同樣方式選取行政村，每個行政村根據村委會提供的家庭收入來源按照果蔬種植為主的家庭戶名冊進行隨機抽樣確定入戶調查對象。最終，本次調查共得到1 311個樣本，其中有效樣本1 127份，有效率85.96%。

（二）變量設計及描述性統計

1.處理變量。是否參加合作社為本文的處理變量。依據農戶調查情況，本文把農戶分為參加合作社、未參加合作社兩類樣本，總樣本農戶中參加合作社和未參加合作社的農戶分別為464戶和663戶。

2.因變量。考慮到當前大量農民離農、兼業現象普遍，農民人均純收入、農戶家庭總收入等指標不能準確地表征農戶的純農收入，因此本文選擇農業家庭生產經營收入來衡量農戶的務農所得。

3.控制變量。本文遵循行為經濟學慣用分析范式，并在借鑒前人成果的基礎上[18，33-34]，選取戶主特征、家庭特征、村莊特征、經營特征等作為控制變量。戶主特征包括性別、年齡、教育年限、健康狀況和政治面貌;家庭特征包括家庭勞動力數量和社會關系因素;村莊特征包括地形平整度、交通通達程度和物流便捷程度;經營特征包括種植規模、擴張意愿、種植年限和經營產業類型。

4.工具變量。為了解決“是否加入合作社”與務農收入可能存在的內生性問題，并保證模型的可識別性，本文選擇了“鄰居是否加入合作社”作為工具變量本文事先檢驗了工具變量有效性，在引入控制變量的前提下進行回歸。結果顯示，“鄰居是否成員”對務農收入影響不顯著，但對農戶“是否加入合作社”在1%的水平上有顯著影響。工具變量法的第一階段聯合顯著性檢驗的F值遠大于10，表明不存在弱工具變量問題。。根據社會網絡理論，該因素對農戶是否選擇加入合作社具有重要影響，但并不會直接影響農戶自身的務農收入。

5.影響機制的中間變量。本文認為合作社通過向成員提供多元社會化服務進而促進成員農業生產經營收入的提升，因此選取較具代表性的產品銷售服務、技術培訓服務、金融信貸服務、生產流程服務四項指標作為影響機制的中間變量。

表1為本文所用變量定義、基本統計量及合作社成員組和非成員農戶組之間各變量的均值差異。參數t檢驗結果顯示，從結果變量看，加入合作社對農戶務農收入可能有較強的提升作用。具體而言，在給定的顯著性水平上，合作社成員組的家庭務農收入水平更高。從控制變量看，除健康狀況、村莊地形和產業類型三項指標無顯著組間差異外，其余變量的組間差異均在統計上顯著異于零，組間初始特征的不平衡可能導致“自選擇”問題，直接進行回歸會導致參數估計結果有偏。為了獲取穩健的因果關系，仍需進行更嚴謹的計量分析。本文事先進行了多重共線性檢驗，結果顯示各變量的方差膨脹系數均小于2，不存在嚴重的共線性問題，可以進行后續分析。

（三）模型設定

1.內生轉換回歸模型。內生性是選擇計量模型時需要重點考慮的問題。傾向性得分匹配法（propensity score matching，PSM）被廣泛應用于處理樣本選擇性偏誤和變量的內生性問題，但傾向性得分匹配法無法處理不可觀測因素可能引致的“隱性偏誤”[35]。本文采用內生轉換回歸模型（endogenous switching regression，ESR）實證研究合作社參與對農戶務農收入的影響[36]。ESR模型具備的優勢如下：其一，在處理合作社參與的“自選擇”問題與內生性問題時，可以同時考慮可觀測因素與不可觀測因素的影響;其二，可以分別對合作社參與組和未參與組的務農收入狀況影響因素方程進行估計分析;其三，使用全信息最大似然估計法，可以更好地避免有效信息遺漏問題;其四，能夠進行“反事實”估計。具體而言，ESR模型同時估計以下3個方程：

行為方程（是否參加合作社）：

Ai=γZi+ωIi+μi（1）

結果方程1（處理組，即參與合作社組的收入水平方程）

Y1=β1Xi +ε1i （2）

結果方程2（控制組，即未參與合作社組的收入水平方程）

Y2=β2Xi +ε2i（3）

方程式（1）中，Ai" 表示農戶是否參加合作社的二值選擇變量;Zi" 表示影響農戶是否參加合作社的各類變量;μi" 為誤差項;Ii 表示工具變量向量，以保證模型可識別性。方程式（2）和方程式（3）中，Y1和 Y2分別表示參與合作社農戶和未參與合作社農戶兩個樣本組的收入水平;Xi 表示影響農戶收入水平的各類變量;ε1i與ε2i為結果方程的誤差項。

ESR模型估算出相關系數后，還可以估算出參加合作社對務農收入水平影響的三種平均處理效應，即處理組的平均處理效應（ATT）、對照組的平均處理效應（ATU）以及總體樣本的平均處理效應（ATE）。但是，由于ATU和ATE都包含了未受相關政策影響的樣本的效應，其估計結果的政策價值不及ATT。因此本文只估算ATT來衡量參加合作社對農戶務農收入水平的促增效應，其表達式為：

ATT=E（Y1i│Ti=1）-E（Y0i│Ti=1）=E（Y1i-Y0i│Ti=1）（4）

方程式（4）中的 E（Y1i│Ti=1）為參加合作社樣本農戶的務農收入水平期望值，是現實可觀測到的結果;E（Y0i│Ti=1）為假若樣本農戶未參加合作社的務農收入水平期望值，是無法直接觀測到的“反事實”結果。

2.因果中介分析模型。因果機制分析是社會科學領域研究的重要目標，ESR模型可以測度進入處理組是否導致結果的變化，卻難以測度如何以及為什么影響結果。當前，許多學者對機制黑箱的探究通常有賴于中介效應模型，而傳統中介效應分析所采用的逐步回歸法由于主要基于線性假設，很難正確地擴展到非線性模型。傳統方法缺乏對“反事實”因果推論框架的關照，并且不允許對關鍵識別假設進行敏感性檢驗[37]。鑒于此，本研究引入因果中介分析 （causal mediation analysis，CMA） 模型來解決上述問題[38]。該模型在嚴格遵循“反事實推論”原理的前提下，定義了 “平均中介效應”和 “直接效應”，并基于計算機仿真隨機實驗的準貝葉斯蒙特卡洛估計，實現對離散或連續的處理變量、中介變量和結果變量之間的因果推斷。CMA模型還可以實現在模型中嵌套各種線性或非線性甚至非參數估計模型，并有效克服傳統統計分析中選擇性偏誤等難題[39]。

假設農戶i受到處理變量T（是否加入合作社）影響后會通過某一渠道M（即中介變量），實現對農戶務農收入水平Y的影響。結果變量Y又受到兩方面影響，一部分影響經由處理變量T引致的中介變量M的差異這一渠道傳導，形成農戶務農收入水平的差異，稱為因果中介效應;另一部分影響是在控制了中介變量后，加入合作社對農戶務農收入的直接影響，稱為直接效應。由于考慮到結果變量Y的取值取決于處理變量T和中介變量M，而中介變量M又同時取決于處理變量T，研究希望獲得結果表示為Yi （Ti，Mi （Ti ）） ，總的處理效應、因果中介效應和直接效應的表達式分別為方程式（5）～（7）。

τi=Yi （1，Mi （1））-Yi （0，Mi （0））（5）

δi=Yi （t，Mi （1））-Yi （t，Mi （0））（6）

ηi=Yi （1，Mi （t））-Yi （0，Mi （t））（7）

方程式（5）中的Mi （1）" 和Mi （0）" 分別為中介變量的實際值和潛在值，Yi （1，Mi （1））表示中介變量為實際值時其結果變量的實際值，Yi （0，Mi （0）） 表示中介變量為潛在值時其結果變量的潛在值;方程式（6）中的Mi （1）" 、Mi （0）" 與方程式（7）中的 Yi （1，Mi （t）） 、Yi （0，Mi （t）） 均不能同時被觀測到，需要通過CMA模型進行“反事實”估計。本文關注的重點是通過估計平均因果中介效應來衡量合作社通過某類社會化服務對農戶務農收入提升所產生的影響，并分析因果中介效應在總效應中的比重。

三、實證結果與分析

（一）合作社參與行為和農戶務農收入方程聯立估計

表2展示了農戶的合作社參與行為方程和參加合作社對農戶務農收入的影響效應方程估計結果。結果顯示，Wald 檢驗在5%的水平上拒絕了行為方程和結果方程相互獨立的原假設，模型擬合優度檢驗也在1%的水平上顯著，ρ1" 的估計值在1%的統計水平上顯著ρ1" 為行為方程和參與組影響效應方程誤差項的相關系數，ρ2" 為行為方程和未參與組影響效應方程誤差項的相關系數，任一相關系數在統計意義上顯著，說明對應的樣本存在“自選擇偏誤”。，說明模型確實存在樣本選擇性偏誤，是否參加合作社是農戶依據參加前后自身效用預期變化做出的“自我選擇”。假若未采用ESR模型進行糾偏，估計得到的結果將是有偏的。此外，ρ1" 的估計值為負，意味著選擇偏誤是正向的，即務農收入高于平均水平的農戶更傾向于選擇參加合作社。ρ1" 和 ρ2 呈現反向跡象，表明農戶是基于比較優勢進而選擇是否參加合作社。

通過合作社參與行為方程的回歸結果可知，在其他條件不變時，家庭社會關系更強、經營規模更大、擴張意愿更強烈、物流便捷度更高的農戶參加合作社的概率更高。隨著社會資本的加持和生產規模的擴張，農戶想要降低生產成本、尋求規模收益和增強市場談判能力的現實需求催生了其加入合作社的意愿。同時，種植年限較短的“新農人”也更樂于參加合作社。但村莊交通通達度越高，農戶參加合作社的概率反而降低。其原因有二：其一，公共交通的便利促進了非農就業活動，但也容易引致農業邊緣化問題;其二，便捷交通促進了農產品貿易便利化，從而弱化了農戶對合作社的需求。

通過合作社參與組與未參與組對農戶務農收入的影響效應方程回歸結果可知，尚未加入合作社的農戶，其戶主性別、年齡、教育程度和鎮政府距離，都會對收入產生顯著影響。而對于參加了合作社的農戶，這些因素將不會對其收入產生作用。農民合作社作為具有明顯俱樂部性質的互助組織，可能會消弭個人特征等因素對收入的影響[40]。此外，無論農戶是否加入合作社，經營規模和產業類型均對農戶收入產生顯著影響。具體而言，在其他條件不變情況下，農戶的經營規模越大，其務農收入更高。

（二）參加合作社對務農收入影響的處理效應分析

表3中的第2行報告了參加合作社對農戶務農收入影響的平均處理效應估計結果。ATT估計值為0.654，且在1%的統計水平上顯著。其含義是，實際已經加入合作社的農戶比假設其沒有加入合作社時（反事實）的全年家庭務農收入提高21.89%，即由2.987萬元上升至3.641萬元。這說明，參加合作社能夠顯著提升農戶務農收入。假設1得證。表3最后一行還報告了運用傾向得分匹配法（PSM）得到的關鍵變量（參加合作社）的平均處理效應，結果顯示，參加合作社對農戶務農收入有顯著正向影響，這和ESR模型的估計結果一致。但是從農戶收入的變動幅度來看，采用PSM模型得到的農戶增收效應（26.70%）比用ESR模型得到的增收效應（21.89%）大很多，原因在于PSM模型沒有考慮不可觀測因素的影響，其估計結果是有偏的。而ESR模型同時控制了可觀測和不可觀測因素導致的選擇性偏誤，得到的估計結果更加科學。

（三）參加合作社對務農收入的影響機制檢驗

盡管前文的理論分析認為多元社會化服務供給是合作社促農增收影響機制的中間變量，但尚缺乏實證證據的支持。因此，本文分別采用OLS和工具變量法對該假設進行簡單驗證限于篇幅，詳細的回歸結果備索。。兩種方法的回歸結果均顯示，在控制了戶主特征、家庭特征、村莊特征、經營特征等變量的前提下，參加合作社對務農收入呈現顯著的正向影響。然而，在此基礎上，本文將產品銷售、技術培訓、金融信貸、生產流程四類社會化服務變量一并加以控制后，參加合作社對務農收入的影響卻無法通過顯著性檢驗。可以認為，多元社會化服務的有效供給在合作社促進農戶務農收入增長過程中扮演著中介“角色”，即缺乏必要的社會化服務供給則農戶可能無法實現增收。考慮到中介變量異質性與“反事實”假設，本文采用因果中介分析模型進行更為詳細的實證檢驗。

因果中介分析模型將合作社對務農收入的影響分解為兩個部分：一部分為控制了其他變量的前提下，加入合作社經由中介變量（在這部分中為“產品銷售”“技術培訓”“金融信貸”“生產流程”四類社會化服務）產生的間接影響，即平均中介效應;另一部分為在同時控制了中介變量和其他控制變量后加入合作社對務農收入產生的直接影響，即直接效應。表4報告了基于準貝葉斯蒙特卡洛模擬得到加入合作社通過中介變量傳導后影響到務農收入的平均中介效應及其中介效應率。結果顯示除產品銷售服務外，其他農業社會化服務均存在對成員加入合作社促進其務農收入提升的因果中介效應。假設2、3得證。

表4中模型（B1）結果表明，產品銷售作為中間渠道對于農戶務農收入的平均中介效應不顯著（點估計值為0.006，但是0被包含在95%的置信區間內）。也就是說，加入合作社雖可促進務農收入提升，但是并未通過獲得產品銷售服務這一中間渠道影響最終務農收入，產品銷售服務這個影響渠道可能不存在。其原因可歸結為四個方面：第一，合作社在提供產品銷售服務過程中具有短期逐利的機會主義行為。有學者在對陜西、山東部分地區調研時發現，合作社對蘋果質量分級的標準相對較低，通常按平均價收購成員蘋果后再對蘋果重新進行分級銷售，合作社經營者重新分級包裝后的銷售溢價便歸經營者所有。質量分級的市場溢價普通成員無法獲得，一定程度上損害了成員收益[41]。第二，實踐中幾乎沒有合作社堅守“依法進行盈余分配”的質性底線。應瑞瑤等對蘇、吉、蜀 3 省 416 家產銷類合作社研究發現，合作社提供產品銷售服務的常見形式是大戶以優惠價收購小戶的農產品，即便有一定數額的盈余返還，返還比例也遠未達到法律規定的“按成員與本社的交易量（額）比例返還，返還總額不得低于可分配盈余的60%”[42]。第三，當外部銷售渠道有利可圖，與其他市場主體交易所獲得的收益大于惠顧合作社所帶來的收益時，合作社成員的經濟理性可能會誘使其選擇銷售“搭便車”行為，不愿將市場售價較高、質量較好的農產品惠顧給合作社，而是轉向了其他市場主體，其務農收入增長的主要源泉便無法完全歸結于合作社。第四，普通農戶難以有效接受新型網絡銷售服務（電子商務服務）的輻射，電子商務進農村項目對于普通生產者的收入影響不大[43-44]。

表4中模型（B2）～（B4）表明，技術培訓、金融信貸、生產流程管理作為中間渠道對于農戶務農收入的平均中介效應點估計值分別為0.127、0.048、0.141，且0均未被包含在95%的置信區間內，表明參加合作社后農戶通過獲得技術培訓、金融信貸、生產流程服務這三類社會化服務均能顯著提升農戶務農收入。同時，三類社會化服務的中介傳導機制的貢獻率分別為19.0%、7.2%、21.1%，三類社會化服務在合作社參與對農戶務農收入的影響過程均起到部分中介作用，且其平均中介效應強度存在明顯差異（生產流程服務gt;技術培訓服務gt;金融信貸服務）。可以認為參加合作社獲得生產流程服務和技術培訓服務來提升農戶務農收入的促增效應最為顯著。這可以解釋為：第一，合作社生產管理環節服務功能，既有助于促進農業生產的標準化作業和規范化管理，又有助于減輕成員的勞動強度，降低成員生產成本，進而增加成員的收益[45];第二，技術培訓服務作為一種低門檻、規模效應和擴散效應明顯的服務形式，依托合作社這類聯結緊密的本土化社會網絡平臺，有助于成員之間通過示范效應、模仿效應、信息溢出效應進一步加速新型農業技術采納、強化農產品質量安全[30，46]。因此該結論證實，在合作社發展資源有限的前提下，相較于其他路徑而言，進一步擴大生產流程服務和技術培訓服務的供給規模將成為現階段促農增收的最優路徑。

進一步觀察可知，計量結果顯示金融信貸服務的中介效應相對于生產流程管理與技術培訓服務較低。合作金融發展面臨界定風險承擔主體、合理分配風險責任、有效管理風險、最終實現權利、風險與收益的統一等問題依然無法有效解決，造成我國以合作社為主體的金融服務存在天然的短板。同時，受制于當前監管失靈和信用體系缺失，資金風險的可控性不強，農業內在效益顯現不足弱化了資金投入的增長性，可能會導致合作社成員將原本應該用于農業生產的信貸資金挪作他用，致使金融信貸服務對農業收入提升的中介效應增長緩慢。

最后，需要指出的是，CMA模型依賴于“序貫可忽略性假設”。Imai K等認為該假設在許多應用環境中通常過于強烈，數據本身無法對該假設是否成立提供可靠線索，采用敏感性分析方法評估實證結果的穩健性是必要的[47]。本文的檢驗結果表明上述模型的敏感性檢驗值 ρ 的取值均在95%的置信區間內包含0，平均因果中介效應隨相關系數變化的變動軌跡大致相同限于篇幅，敏感性檢驗結果的圖表備索。，表明CMA模型的計量結果是穩健的[48]。

四、研究結論與政策啟示

本文利用山東省1 127戶農戶實地調查數據，采用內生轉換回歸模型（ESR）和因果中介分析模型（CMA），在反事實框架下實證檢驗了加入合作社對農戶務農收入的增收效應。研究結果發現：（1）總體而言，合作社參與具有顯著的促農增收效應，在反事實框架下，實際參加合作社的農戶比假設其未參加合作社的家庭務農收入水平提高21.89%。但參加合作社并不必然提高農戶的務農收入，假如無法獲得必要的社會化服務供給，農戶可能無法實現增收。（2）合作社社會化服務供給的中介渠道促進了成員務農收入的提升，不同類型社會化服務促農增收的平均因果中介效應存在差異。其中生產流程服務和技術培訓服務的中介效應較高，金融信貸服務較弱，而產品銷售服務的因果中介效應未能通過顯著性檢驗。這表明，在合作社多元社會化服務促進成員增收的路徑中，生產流程服務和技術培訓服務為主路徑，金融信貸服務為輔路徑。（3）社會關系、經營規模、擴張意愿、物流便捷度等因素對農戶是否參加合作社具有顯著的促進作用，而種植年限、村莊交通通達度等因素對農戶是否加入合作社具有顯著的抑制作用。

本文著眼于當前我國合作社普遍運行不規范和社會化服務體系建設滯后的現實背景，重點關注了農業社會化服務的促農增收效應。盡管合作社具有經濟功能、組織功能、社會功能等多重功能屬性[49-50]，但為成員提供服務始終是合作社的組織宗旨和其組織功能的核心[51-52]，亦是合作社的本質性規定之一[53]。“大國小農”是我國的基本國情農情，現階段以小農戶為主的農業生產模式決定了我國不可能在短期內通過大規模土地流轉進行“歐美式”的集中經營，亦不可能走家家戶戶設施裝備小而全的“日韓式”高投入高成本道路[54]。在分散小農經營基礎上發展現代農業大生產和農業社會化服務是較為有效的現實路徑[55]。本文的研究結論也證實了多元社會化服務在促農增收過程中發揮著重要作用。合作社作為提供農業社會化服務的核心主體，“所有者與惠顧者同一”，尤其是按成員惠顧返還盈余為主的質性規定是合作社區別于其他經濟組織的根本標志[56-57]。從實踐來看，農業經營性服務組織所提供的服務通常需要達到一定規模才能實現盈利，而以家庭經營為主的非互助性經營模式通常很難把大規模農民組織起來并形成集體行動的一致性。在資本報酬有限和收入重心效應的作用下，合作社和農戶都有動力依托組織化優勢進一步壓縮產前、產中、產后各環節的生產成本，謀求專業大戶、家庭農場等單個經營主體所難以獲取的規模經濟收益。換言之，為追求更高的組織化潛在收益，不僅農戶對社會化服務有需求，而且作為社會化服務供給方的合作社本身對社會化服務也有需求。因此，在農業生產成本走高和農產品價格天花板效應掣肘的背景下，通過充分發揮合作社的組織優勢，形成面向內部成員的社會化服務供應體系，利用規模化的服務供給將異質性小農在各個生產環節進行有效地串聯和規制，將先進適用的技術、品種、裝備等現代生產要素引入農業，是當前促進農業生產費用節約和農產品提質增效較為理想的出路。

基于上述討論，本文提出如下政策啟示：（1）合作社呈現明顯的促農增收效應，應繼續積極引導和鼓勵農戶組建和加入合作社，無需因合作社發展進程中出現的“空殼社”“異化社”等現象而質疑、否定其促農增收作用。（2）多元社會化服務供給可以有效提高農戶生產經營收入，需加強社會化服務項目的宣傳、示范與推廣工作，提高農戶對社會化服務經濟功能的認知水平，避免農戶因信息壁壘和風險規避心理而降低其對社會化服務項目的采納意愿。（3）加大農業社會化服務體系建設的政策扶持和財政支持力度，可以依托合作社探索建設多種類型的農業綜合服務中心，鼓勵合作社因地制宜發展成為適度規模化、系統化、科學化的農業社會化服務供給平臺，圍繞農業全產業鏈形成“生產在戶、服務在社”“生產組織化、服務規模化”的新型農業規模經營形態。（4）在資源和要素投入有限的條件下，增加果蔬類合作社的生產流程服務和技術培訓服務供給規模，將成為現階段提升農戶生產經營收入的優先路徑;強化金融信貸服務供給力度、探索發展合作社金融信貸業務則為輔助路徑。應合理配置多元社會化服務供給的優先序列，加強農戶社會化服務需求調研，根據農戶異質性特征制定農業生產經營綜合解決方案。

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New Means of Increasing Farmers’ Income

Evaluation on the Influential Effect of Cooperative’s Diverse Socialized Services

——A “Counterfactual” Estimate Based on the Survey Data of Farmers in Shandong ProvinceLU Quanzhi1，ZHANG Yifeng1，2*

（1.College of Economics and Management，Nanjing Forestry University;

2.Research Center of Rural Policy，Nanjing Forestry University，Nanjing210037，China）Abstract：The participation of small farmers in cooperatives and how to increase their income effectively have always been the focus of debate among researchers of cooperative economy.Based on the field survey data of 1，127 fruit and vegetable growers in Shandong Province，the endogenous switching regression （ESR） model and the causal mediation analysis （CMA） model are adopted to empirically test the influential effect of participating in cooperatives on the farming income of farmers from the perspective of socialized service supply heterogeneity and the action mechanism.The empirical results indicate that participation in cooperatives has a significant effect of promoting increase in farmers’ income，and the farmers who actually participate in cooperatives increase their household farming income compared to the estimated income if they did not participate in cooperatives;the effective supply of cooperative’s socialized services has significant causal mediation effect on the increase in the household farming income of members，wherein the average causal mediation effects of financial credit services，technical training services and production process services on the increase in the household farming income of members progressively ascend;and there is no evidence suggesting that product sales services have a significant impact on the farming income of members.Consequently，while guiding and encouraging farmers to join cooperatives，the socialized service functions of cooperatives should be valued，and the socialized service supply scale of cooperatives should be appropriately expanded.

Key words：farmer cooperatives;socialized services;farming income;causal mediation analysis;endogenous switching regression model

（責任編輯：楊峰）

收稿日期：2021-06-13DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2022.01.14

基金項目：國家社會科學基金項目（18BJY142）

作者簡介：陸泉志，男，南京林業大學經濟管理學院博士研究生，主要研究方向為農業產業組織行為。

*通信作者