合作社多元社會(huì)化服務(wù)的社員增收效應(yīng)
——基于山東省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的“反事實(shí)”估計(jì)

陸泉志，張益豐，2*

(1.南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；2.南京林業(yè)大學(xué) 農(nóng)村政策研究中心，南京 210037)

近年來(lái)，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體在引領(lǐng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展過(guò)程中的作用非常明顯，成為推動(dòng)我國(guó)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展不可或缺的重要力量。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的穩(wěn)步實(shí)施，黨和政府對(duì)合作社提出了更高的期許，合作社正在朝著市場(chǎng)化運(yùn)營(yíng)、組織化生產(chǎn)、多元化服務(wù)和科學(xué)化管理的方向發(fā)展。合作社服務(wù)農(nóng)民的功能不斷增強(qiáng)，合作經(jīng)營(yíng)在富裕農(nóng)民方面的作用日漸彰顯。但在實(shí)踐中，依然存在三個(gè)重大的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題始終難以有效解決：(1)盡管參加合作社的普通農(nóng)戶數(shù)量逐年增加，但普通農(nóng)戶卻普遍反映合作社“虛有其表”，自身收益增長(zhǎng)不顯著。為什么合作社發(fā)展迅猛但群眾的認(rèn)同度不高？究竟缺失了什么？(2)社會(huì)化服務(wù)規(guī)?；?yīng)能否成為合作社促進(jìn)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入增長(zhǎng)的有效路徑？社會(huì)化服務(wù)供給是農(nóng)戶有效增收的關(guān)鍵一環(huán)嗎？(3)多元化的社會(huì)化服務(wù)供給對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的影響效應(yīng)有哪些差異？哪些社會(huì)化服務(wù)更能有效地促農(nóng)增收？這些問(wèn)題的懸而未決將會(huì)影響到未來(lái)中國(guó)合作社的可持續(xù)發(fā)展。本文使用山東省7縣(市、區(qū))22個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、街道)的1 127份第一手農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)反事實(shí)估計(jì)進(jìn)行上述問(wèn)題的實(shí)證分析，并形成對(duì)應(yīng)的政策建議。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

《中華人民共和國(guó)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社法》正式頒布實(shí)施以來(lái)，理論界針對(duì)合作社發(fā)展與農(nóng)戶有效增收之間關(guān)聯(lián)的研究已不勝枚舉。相關(guān)研究主要圍繞交易成本、治理機(jī)制、農(nóng)社關(guān)系等多視角進(jìn)行了理論分析。(1)交易成本方面。同市場(chǎng)交易模式相比，“合作社+農(nóng)戶”模式通過(guò)統(tǒng)一采購(gòu)生產(chǎn)資料并對(duì)要素投入和產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行流程控制，從而降低成員市場(chǎng)交易費(fèi)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(guān)系和信任關(guān)系降低內(nèi)部交易費(fèi)用并促使內(nèi)部資源合理配置，進(jìn)而增進(jìn)組織績(jī)效[2]。(2)治理機(jī)制方面。合作社的成員制度、股權(quán)結(jié)構(gòu)、決策方式、盈余分配等方面的治理機(jī)制對(duì)成員增收效果具有顯著影響[3-4]，不同內(nèi)部治理機(jī)制下合作社對(duì)成員增收的影響存在差異[5]。(3)農(nóng)社關(guān)系方面。專(zhuān)用性投資有助于形成緊密的“農(nóng)社關(guān)系”[6]，緊密的“農(nóng)社關(guān)系”能夠顯著提升成員農(nóng)業(yè)收入，且對(duì)小規(guī)模經(jīng)營(yíng)和低收入成員的增收效應(yīng)尤為明顯[7]。(4)要素稟賦方面。合作社通過(guò)設(shè)置入社門(mén)檻能夠高效聚集土地、勞動(dòng)、資金、資本等要素，進(jìn)而有效促進(jìn)農(nóng)戶增收[8]。對(duì)中國(guó)蘋(píng)果合作社調(diào)研數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)，小規(guī)模農(nóng)戶參加合作社后的收益比中等規(guī)模、大規(guī)模農(nóng)戶更多[9]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚與合作社組織模式存在顯著的交互作用，且生產(chǎn)集聚對(duì)農(nóng)民收入的影響存在門(mén)檻效應(yīng)[10]。(5)益貧效應(yīng)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(qiáng)貧困農(nóng)戶自主發(fā)展和自我脫貧的能力[11-12]；實(shí)證結(jié)果亦顯示參加合作社對(duì)促進(jìn)貧困農(nóng)戶增收的確具有顯著正向作用，呈現(xiàn)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(cè)度了土地股份合作社、農(nóng)機(jī)合作社、社區(qū)股份合作社等農(nóng)業(yè)組織對(duì)農(nóng)戶的增收效應(yīng)[14-16]。但有學(xué)者認(rèn)為上述幾類(lèi)農(nóng)業(yè)組織在實(shí)踐中通常背離了合作社的本質(zhì)規(guī)定性，是披著“合作社外衣”的異化合作社，其促農(nóng)增收效應(yīng)的主要源泉令人懷疑[17]。合作社的社會(huì)化服務(wù)能力欠缺導(dǎo)致參加合作社對(duì)于普通農(nóng)戶的增收效果不顯著[18]。廖小靜等認(rèn)為普通成員的生產(chǎn)能力與收入并未因?yàn)閰⒓雍献魃缍尸F(xiàn)顯著提升，其背后原因是合作社服務(wù)成員的能力弱小[19]。通過(guò)全程社會(huì)化服務(wù)將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈緊密聯(lián)結(jié)起來(lái)，在合作社與成員之間構(gòu)建“超市場(chǎng)”契約和形成“置信”承諾，既能克服合作社與成員交易費(fèi)用過(guò)高問(wèn)題，又能夠改善合作社的生存狀態(tài)，更能促進(jìn)農(nóng)戶增收[20]。由此可見(jiàn)，提升合作社的社會(huì)化服務(wù)能力，將成為促進(jìn)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(xiàn)，前人研究已經(jīng)對(duì)合作社“促農(nóng)增收是目的、提供服務(wù)是手段”形成基本共識(shí)，但前人的研究存在兩個(gè)短板亟待彌補(bǔ)。其一，現(xiàn)有合作社參與和農(nóng)戶增收的研究更多聚焦于效應(yīng)評(píng)估，而忽視了因果機(jī)制的分析。其二，在合作社服務(wù)功能研究中更側(cè)重于影響因素或關(guān)聯(lián)度分析，而基于服務(wù)功能異質(zhì)性視角測(cè)度多元服務(wù)對(duì)增收的實(shí)際效度尚欠缺。因此，打開(kāi)參加合作社如何實(shí)現(xiàn)促農(nóng)增收的“黑箱”，并探究社會(huì)化服務(wù)在此過(guò)程中發(fā)揮的功能效用，通過(guò)因果機(jī)制分析來(lái)研究?jī)烧咧g的內(nèi)在機(jī)理就顯得很有必要。本文運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)結(jié)合因果中介分析模型(CMA)構(gòu)建“反事實(shí)”分析框架，首先判斷合作社參與和農(nóng)戶增收之間存在的內(nèi)在因果關(guān)聯(lián)；其次基于中介異質(zhì)性視角，研究差異化的社會(huì)化服務(wù)促農(nóng)增收作用的實(shí)際效度，為合作社選擇多元社會(huì)化服務(wù)來(lái)促農(nóng)增收提供實(shí)證依據(jù)；最后根據(jù)實(shí)證結(jié)果為合作社更好地提升農(nóng)戶收入提供對(duì)應(yīng)的政策建議。

研究合作社框架內(nèi)社會(huì)化服務(wù)對(duì)于農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入提升的內(nèi)在影響，首先需要梳理各種形態(tài)的農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)對(duì)于務(wù)農(nóng)收入影響的路徑。本文將農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)細(xì)分為產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)、技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)、金融信貸服務(wù)、生產(chǎn)流程服務(wù)四種形態(tài)進(jìn)行分析。

1.農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)。銷(xiāo)售服務(wù)本質(zhì)上是合作社的一種產(chǎn)業(yè)化功能[21]，通常包含質(zhì)量分級(jí)收購(gòu)和統(tǒng)一銷(xiāo)售兩部分。合作社通過(guò)提供銷(xiāo)售服務(wù)使農(nóng)戶獲得信息優(yōu)勢(shì)和規(guī)模優(yōu)勢(shì)，提升了市場(chǎng)議價(jià)能力，降低了農(nóng)戶的交易成本和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)[22]。同時(shí)，明晰的商品契約不僅有利于二次返利，也易于實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量可追溯，降低了農(nóng)產(chǎn)品安全違約風(fēng)險(xiǎn)，并可通過(guò)質(zhì)量溢價(jià)效應(yīng)和區(qū)域聲譽(yù)溢價(jià)效應(yīng)進(jìn)一步拓寬了農(nóng)戶的利潤(rùn)空間[23-24]。

2.生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)。技術(shù)指導(dǎo)與培訓(xùn)服務(wù)作為“干中學(xué)”的人力資本專(zhuān)用性投資[25]，是合作社與農(nóng)戶破解信息約束、實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)增效增收有機(jī)統(tǒng)一的有效利器[26]。譬如通過(guò)向農(nóng)戶提供技術(shù)指導(dǎo)和實(shí)操培訓(xùn)，促進(jìn)其對(duì)綠色防控、清潔生產(chǎn)等新興農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納和向環(huán)境友好型生產(chǎn)行為的轉(zhuǎn)變[27]，從而提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量與溢價(jià)能力。得益于合作組織的俱樂(lè)部屬性，合作社具有更強(qiáng)的知識(shí)溢出效應(yīng)，技能互補(bǔ)性和人力資本外部性將進(jìn)一步提升農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和營(yíng)收能力。

3.金融信貸服務(wù)。農(nóng)業(yè)普遍具有投資周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大、預(yù)期收益不確定等特點(diǎn)，合作社通過(guò)提升農(nóng)戶金融信貸服務(wù)的可得性，可有效增強(qiáng)農(nóng)戶的物質(zhì)資產(chǎn)專(zhuān)用性投資風(fēng)險(xiǎn)抗御能力，并通過(guò)商品交易契約與要素契約的交互治理來(lái)降低與農(nóng)戶交易的不確定性和交易頻率[28]，緩解農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模時(shí)所面臨的高風(fēng)險(xiǎn)和資金緊約束困境，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資支出、提高農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入[29]。

4.生產(chǎn)流程服務(wù)。在具體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中，生產(chǎn)流程服務(wù)屬于一種“節(jié)本、增效”的外包行為。由合作社統(tǒng)一供給生產(chǎn)資料、統(tǒng)一技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)等多統(tǒng)一模式，通過(guò)發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和勞動(dòng)釋放效應(yīng)直接降低農(nóng)戶生產(chǎn)成本。并且以過(guò)程控制為主的生產(chǎn)行為規(guī)制模式對(duì)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量具有正向影響[30]。諸如限定農(nóng)業(yè)化學(xué)投入品的品牌、種類(lèi)、施用量和施用頻次等，可以有效降低農(nóng)化產(chǎn)品過(guò)量施用率，確保農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)達(dá)到預(yù)期效果[31-32]。

基于以上分析，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：加入合作社與農(nóng)戶增收存在正向因果關(guān)聯(lián)。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(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入。

假設(shè)2：社會(huì)化服務(wù)在農(nóng)戶參加合作社并增加務(wù)農(nóng)收入中具有因果中介效應(yīng)。農(nóng)戶加入合作社獲得相應(yīng)規(guī)?；纳鐣?huì)化服務(wù)供給，社會(huì)化服務(wù)可得性作為間接指標(biāo)影響成員的家庭務(wù)農(nóng)收入。

假設(shè)3：基于合作社服務(wù)供給異質(zhì)性視角，技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)、金融信貸服務(wù)、生產(chǎn)流程服務(wù)對(duì)農(nóng)戶增收存在正向的因果中介效應(yīng)，產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)對(duì)農(nóng)戶增收的因果中介效應(yīng)尚不確定。

之所以筆者認(rèn)為產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)的作用不能確定，是因?yàn)楸M管理論上認(rèn)為提供產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)會(huì)有效幫助農(nóng)戶節(jié)約與外部主體交易費(fèi)用，有可能通過(guò)產(chǎn)品質(zhì)量分級(jí)進(jìn)一步獲得市場(chǎng)溢價(jià)。但是在監(jiān)管乏力的發(fā)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(xiàn)“搭便車(chē)”與“逆向選擇”，致使合作社銷(xiāo)售績(jī)效陷入低水平均衡的處境，從而影響合作社增收效應(yīng)。當(dāng)然這些假設(shè)還有待進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)加以驗(yàn)證。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自2020年1月在山東省煙臺(tái)市(萊陽(yáng)、福山、牟平、萊州、棲霞)、棗莊市(薛城)、淄博市(桓臺(tái))針對(duì)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)與農(nóng)戶家庭收入進(jìn)行的實(shí)地入戶調(diào)查，調(diào)研對(duì)象均為從事果蔬類(lèi)種植產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶(1)選取果蔬種植戶作為調(diào)研對(duì)象的原因有三：首先，對(duì)比糧食種植戶或養(yǎng)殖戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，果蔬種植戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模普遍更細(xì)碎化，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈協(xié)同度較強(qiáng)，其發(fā)展更依賴(lài)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的供應(yīng)；其次，增收途徑更多依靠產(chǎn)品的市場(chǎng)收益，而不是政府補(bǔ)貼等外部干預(yù)；最后，鄧衡山等的研究表明合作社中果蔬類(lèi)合作社的占比最高，農(nóng)戶的參與度最強(qiáng)，對(duì)果蔬種植戶進(jìn)行研究更具針對(duì)性。。調(diào)查思路和抽樣過(guò)程如下：第一，考慮地域的多樣性，選取膠東沿海地區(qū)的煙臺(tái)、魯中地區(qū)的淄博和魯西南地區(qū)的棗莊三市作為樣本地級(jí)市。第二，考慮果蔬產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的區(qū)域差異，樣本采集區(qū)域包括果蔬產(chǎn)業(yè)不發(fā)達(dá)地區(qū)(桓臺(tái)縣、薛城區(qū))、果蔬產(chǎn)業(yè)發(fā)展一般地區(qū)(萊州市、牟平區(qū))、果蔬產(chǎn)業(yè)主要產(chǎn)區(qū)(棲霞市、萊陽(yáng)市、福山區(qū))，共涵蓋7個(gè)縣(市、區(qū))22個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、街道)。第三，在每個(gè)縣按照農(nóng)村居民收入水平高、中、低選取對(duì)應(yīng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中按照同樣方式選取行政村，每個(gè)行政村根據(jù)村委會(huì)提供的家庭收入來(lái)源按照果蔬種植為主的家庭戶名冊(cè)進(jìn)行隨機(jī)抽樣確定入戶調(diào)查對(duì)象。最終，本次調(diào)查共得到1 311個(gè)樣本，其中有效樣本1 127份，有效率85.96%。

(二)變量設(shè)計(jì)及描述性統(tǒng)計(jì)

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

2.因變量?？紤]到當(dāng)前大量農(nóng)民離農(nóng)、兼業(yè)現(xiàn)象普遍，農(nóng)民人均純收入、農(nóng)戶家庭總收入等指標(biāo)不能準(zhǔn)確地表征農(nóng)戶的純農(nóng)收入，因此本文選擇農(nóng)業(yè)家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入來(lái)衡量農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)所得。

3.控制變量。本文遵循行為經(jīng)濟(jì)學(xué)慣用分析范式，并在借鑒前人成果的基礎(chǔ)上[18,33-34]，選取戶主特征、家庭特征、村莊特征、經(jīng)營(yíng)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(dòng)力數(shù)量和社會(huì)關(guān)系因素；村莊特征包括地形平整度、交通通達(dá)程度和物流便捷程度；經(jīng)營(yíng)特征包括種植規(guī)模、擴(kuò)張意愿、種植年限和經(jīng)營(yíng)產(chǎn)業(yè)類(lèi)型。

4.工具變量。為了解決“是否加入合作社”與務(wù)農(nóng)收入可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，并保證模型的可識(shí)別性，本文選擇了“鄰居是否加入合作社”作為工具變量(2)本文事先檢驗(yàn)了工具變量有效性，在引入控制變量的前提下進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，“鄰居是否成員”對(duì)務(wù)農(nóng)收入影響不顯著，但對(duì)農(nóng)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(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F值遠(yuǎn)大于10，表明不存在弱工具變量問(wèn)題。。根據(jù)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論，該因素對(duì)農(nóng)戶是否選擇加入合作社具有重要影響，但并不會(huì)直接影響農(nóng)戶自身的務(wù)農(nóng)收入。

5.影響機(jī)制的中間變量。本文認(rèn)為合作社通過(guò)向成員提供多元社會(huì)化服務(wù)進(jìn)而促進(jìn)成員農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入的提升，因此選取較具代表性的產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)、技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)、金融信貸服務(wù)、生產(chǎn)流程服務(wù)四項(xiàng)指標(biāo)作為影響機(jī)制的中間變量。

表1為本文所用變量定義、基本統(tǒng)計(jì)量及合作社成員組和非成員農(nóng)戶組之間各變量的均值差異。參數(shù)t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從結(jié)果變量看，加入合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入可能有較強(qiáng)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(wù)農(nóng)收入水平更高。從控制變量看，除健康狀況、村莊地形和產(chǎn)業(yè)類(lèi)型三項(xiàng)指標(biāo)無(wú)顯著組間差異外，其余變量的組間差異均在統(tǒng)計(jì)上顯著異于零，組間初始特征的不平衡可能導(dǎo)致“自選擇”問(wèn)題，直接進(jìn)行回歸會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)結(jié)果有偏。為了獲取穩(wěn)健的因果關(guān)系，仍需進(jìn)行更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析。本文事先進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量的方差膨脹系數(shù)均小于2，不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題，可以進(jìn)行后續(xù)分析。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型設(shè)定

1.內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型。內(nèi)生性是選擇計(jì)量模型時(shí)需要重點(diǎn)考慮的問(wèn)題。傾向性得分匹配法(propensity score matching，PSM)被廣泛應(yīng)用于處理樣本選擇性偏誤和變量的內(nèi)生性問(wèn)題，但傾向性得分匹配法無(wú)法處理不可觀測(cè)因素可能引致的“隱性偏誤”[35]。本文采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(endogenous switching regression，ESR)實(shí)證研究合作社參與對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的影響[36]。ESR模型具備的優(yōu)勢(shì)如下：其一，在處理合作社參與的“自選擇”問(wèn)題與內(nèi)生性問(wèn)題時(shí)，可以同時(shí)考慮可觀測(cè)因素與不可觀測(cè)因素的影響；其二，可以分別對(duì)合作社參與組和未參與組的務(wù)農(nóng)收入狀況影響因素方程進(jìn)行估計(jì)分析；其三，使用全信息最大似然估計(jì)法，可以更好地避免有效信息遺漏問(wèn)題；其四，能夠進(jìn)行“反事實(shí)”估計(jì)。具體而言，ESR模型同時(shí)估計(jì)以下3個(gè)方程:

行為方程(是否參加合作社)：

Ai=γZi+ωIi+μi

(1)

結(jié)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(jié)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(nóng)戶是否參加合作社的二值選擇變量；Zi表示影響農(nóng)戶是否參加合作社的各類(lèi)變量；μi為誤差項(xiàng)；Ii表示工具變量向量，以保證模型可識(shí)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(nóng)戶和未參與合作社農(nóng)戶兩個(gè)樣本組的收入水平;Xi表示影響農(nóng)戶收入水平的各類(lèi)變量；ε1i與ε2i為結(jié)果方程的誤差項(xiàng)。

ESR模型估算出相關(guān)系數(shù)后，還可以估算出參加合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入水平影響的三種平均處理效應(yīng)，即處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)、對(duì)照組的平均處理效應(yīng)(ATU)以及總體樣本的平均處理效應(yīng)(ATE)。但是，由于ATU和ATE都包含了未受相關(guān)政策影響的樣本的效應(yīng)，其估計(jì)結(jié)果的政策價(jià)值不及ATT。因此本文只估算ATT來(lái)衡量參加合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入水平的促增效應(yīng)，其表達(dá)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(nóng)戶的務(wù)農(nóng)收入水平期望值，是現(xiàn)實(shí)可觀測(cè)到的結(jié)果;E(Y0i│Ti=1)為假若樣本農(nóng)戶未參加合作社的務(wù)農(nóng)收入水平期望值，是無(wú)法直接觀測(cè)到的“反事實(shí)”結(jié)果。

2.因果中介分析模型。因果機(jī)制分析是社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域研究的重要目標(biāo)，ESR模型可以測(cè)度進(jìn)入處理組是否導(dǎo)致結(jié)果的變化，卻難以測(cè)度如何以及為什么影響結(jié)果。當(dāng)前，許多學(xué)者對(duì)機(jī)制黑箱的探究通常有賴(lài)于中介效應(yīng)模型，而傳統(tǒng)中介效應(yīng)分析所采用的逐步回歸法由于主要基于線性假設(shè)，很難正確地?cái)U(kuò)展到非線性模型。傳統(tǒng)方法缺乏對(duì)“反事實(shí)”因果推論框架的關(guān)照，并且不允許對(duì)關(guān)鍵識(shí)別假設(shè)進(jìn)行敏感性檢驗(yàn)[37]。鑒于此，本研究引入因果中介分析(causal mediation analysis，CMA)模型來(lái)解決上述問(wèn)題[38]。該模型在嚴(yán)格遵循“反事實(shí)推論”原理的前提下，定義了 “平均中介效應(yīng)”和 “直接效應(yīng)”，并基于計(jì)算機(jī)仿真隨機(jī)實(shí)驗(yàn)的準(zhǔn)貝葉斯蒙特卡洛估計(jì)，實(shí)現(xiàn)對(duì)離散或連續(xù)的處理變量、中介變量和結(jié)果變量之間的因果推斷。CMA模型還可以實(shí)現(xiàn)在模型中嵌套各種線性或非線性甚至非參數(shù)估計(jì)模型，并有效克服傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)分析中選擇性偏誤等難題[39]。

假設(shè)農(nóng)戶i受到處理變量T(是否加入合作社)影響后會(huì)通過(guò)某一渠道M(即中介變量)，實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入水平Y(jié)的影響。結(jié)果變量Y又受到兩方面影響，一部分影響經(jīng)由處理變量T引致的中介變量M的差異這一渠道傳導(dǎo)，形成農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入水平的差異，稱(chēng)為因果中介效應(yīng)；另一部分影響是在控制了中介變量后，加入合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的直接影響，稱(chēng)為直接效應(yīng)。由于考慮到結(jié)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(shí)取決于處理變量T，研究希望獲得結(jié)果表示為Yi(Ti，Mi(Ti))，總的處理效應(yīng)、因果中介效應(yīng)和直接效應(yīng)的表達(dá)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(shí)際值和潛在值，Yi(1，Mi(1))表示中介變量為實(shí)際值時(shí)其結(jié)果變量的實(shí)際值，Yi(0，Mi(0))表示中介變量為潛在值時(shí)其結(jié)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(shí)被觀測(cè)到，需要通過(guò)CMA模型進(jìn)行“反事實(shí)”估計(jì)。本文關(guān)注的重點(diǎn)是通過(guò)估計(jì)平均因果中介效應(yīng)來(lái)衡量合作社通過(guò)某類(lèi)社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入提升所產(chǎn)生的影響，并分析因果中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的比重。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)合作社參與行為和農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入方程聯(lián)立估計(jì)

表2展示了農(nóng)戶的合作社參與行為方程和參加合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的影響效應(yīng)方程估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，Wald 檢驗(yàn)在5%的水平上拒絕了行為方程和結(jié)果方程相互獨(dú)立的原假設(shè)，模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)也在1%的水平上顯著，ρ1的估計(jì)值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著(3)ρ1 為行為方程和參與組影響效應(yīng)方程誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)，ρ2 為行為方程和未參與組影響效應(yīng)方程誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)，任一相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，說(shuō)明對(duì)應(yīng)的樣本存在“自選擇偏誤”。，說(shuō)明模型確實(shí)存在樣本選擇性偏誤，是否參加合作社是農(nóng)戶依據(jù)參加前后自身效用預(yù)期變化做出的“自我選擇”。假若未采用ESR模型進(jìn)行糾偏，估計(jì)得到的結(jié)果將是有偏的。此外，ρ1的估計(jì)值為負(fù)，意味著選擇偏誤是正向的，即務(wù)農(nóng)收入高于平均水平的農(nóng)戶更傾向于選擇參加合作社。ρ1和 ρ2呈現(xiàn)反向跡象，表明農(nóng)戶是基于比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)而選擇是否參加合作社。

表2 合作社參與的影響因素及其對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入影響的ESR模型估計(jì)結(jié)果

通過(guò)合作社參與行為方程的回歸結(jié)果可知，在其他條件不變時(shí),家庭社會(huì)關(guān)系更強(qiáng)、經(jīng)營(yíng)規(guī)模更大、擴(kuò)張意愿更強(qiáng)烈、物流便捷度更高的農(nóng)戶參加合作社的概率更高。隨著社會(huì)資本的加持和生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)張，農(nóng)戶想要降低生產(chǎn)成本、尋求規(guī)模收益和增強(qiáng)市場(chǎng)談判能力的現(xiàn)實(shí)需求催生了其加入合作社的意愿。同時(shí)，種植年限較短的“新農(nóng)人”也更樂(lè)于參加合作社。但村莊交通通達(dá)度越高，農(nóng)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(jìn)了非農(nóng)就業(yè)活動(dòng)，但也容易引致農(nóng)業(yè)邊緣化問(wèn)題；其二，便捷交通促進(jìn)了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易便利化，從而弱化了農(nóng)戶對(duì)合作社的需求。

通過(guò)合作社參與組與未參與組對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的影響效應(yīng)方程回歸結(jié)果可知，尚未加入合作社的農(nóng)戶，其戶主性別、年齡、教育程度和鎮(zhèn)政府距離，都會(huì)對(duì)收入產(chǎn)生顯著影響。而對(duì)于參加了合作社的農(nóng)戶，這些因素將不會(huì)對(duì)其收入產(chǎn)生作用。農(nóng)民合作社作為具有明顯俱樂(lè)部性質(zhì)的互助組織，可能會(huì)消弭個(gè)人特征等因素對(duì)收入的影響[40]。此外，無(wú)論農(nóng)戶是否加入合作社，經(jīng)營(yíng)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)類(lèi)型均對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生顯著影響。具體而言，在其他條件不變情況下，農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大，其務(wù)農(nóng)收入更高。

(二)參加合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入影響的處理效應(yīng)分析

表3中的第2行報(bào)告了參加合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入影響的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。ATT估計(jì)值為0.654，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。其含義是，實(shí)際已經(jīng)加入合作社的農(nóng)戶比假設(shè)其沒(méi)有加入合作社時(shí)(反事實(shí))的全年家庭務(wù)農(nóng)收入提高21.89%，即由2.987萬(wàn)元上升至3.641萬(wàn)元。這說(shuō)明，參加合作社能夠顯著提升農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入。假設(shè)1得證。表3最后一行還報(bào)告了運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)得到的關(guān)鍵變量(參加合作社)的平均處理效應(yīng)，結(jié)果顯示，參加合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入有顯著正向影響，這和ESR模型的估計(jì)結(jié)果一致。但是從農(nóng)戶收入的變動(dòng)幅度來(lái)看，采用PSM模型得到的農(nóng)戶增收效應(yīng)(26.70%)比用ESR模型得到的增收效應(yīng)(21.89%)大很多，原因在于PSM模型沒(méi)有考慮不可觀測(cè)因素的影響，其估計(jì)結(jié)果是有偏的。而ESR模型同時(shí)控制了可觀測(cè)和不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的選擇性偏誤，得到的估計(jì)結(jié)果更加科學(xué)。

表3 合作社參與對(duì)務(wù)農(nóng)收入影響的平均處理效應(yīng)

(三)參加合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入的影響機(jī)制檢驗(yàn)

盡管前文的理論分析認(rèn)為多元社會(huì)化服務(wù)供給是合作社促農(nóng)增收影響機(jī)制的中間變量，但尚缺乏實(shí)證證據(jù)的支持。因此，本文分別采用OLS和工具變量法對(duì)該假設(shè)進(jìn)行簡(jiǎn)單驗(yàn)證(4)限于篇幅，詳細(xì)的回歸結(jié)果備索。。兩種方法的回歸結(jié)果均顯示，在控制了戶主特征、家庭特征、村莊特征、經(jīng)營(yíng)特征等變量的前提下，參加合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入呈現(xiàn)顯著的正向影響。然而，在此基礎(chǔ)上，本文將產(chǎn)品銷(xiāo)售、技術(shù)培訓(xùn)、金融信貸、生產(chǎn)流程四類(lèi)社會(huì)化服務(wù)變量一并加以控制后，參加合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入的影響卻無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。可以認(rèn)為，多元社會(huì)化服務(wù)的有效供給在合作社促進(jìn)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入增長(zhǎng)過(guò)程中扮演著中介“角色”，即缺乏必要的社會(huì)化服務(wù)供給則農(nóng)戶可能無(wú)法實(shí)現(xiàn)增收。考慮到中介變量異質(zhì)性與“反事實(shí)”假設(shè)，本文采用因果中介分析模型進(jìn)行更為詳細(xì)的實(shí)證檢驗(yàn)。

因果中介分析模型將合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入的影響分解為兩個(gè)部分:一部分為控制了其他變量的前提下，加入合作社經(jīng)由中介變量(在這部分中為“產(chǎn)品銷(xiāo)售”“技術(shù)培訓(xùn)”“金融信貸”“生產(chǎn)流程”四類(lèi)社會(huì)化服務(wù))產(chǎn)生的間接影響，即平均中介效應(yīng)；另一部分為在同時(shí)控制了中介變量和其他控制變量后加入合作社對(duì)務(wù)農(nóng)收入產(chǎn)生的直接影響，即直接效應(yīng)。表4報(bào)告了基于準(zhǔn)貝葉斯蒙特卡洛模擬得到加入合作社通過(guò)中介變量傳導(dǎo)后影響到務(wù)農(nóng)收入的平均中介效應(yīng)及其中介效應(yīng)率。結(jié)果顯示除產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)外，其他農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)均存在對(duì)成員加入合作社促進(jìn)其務(wù)農(nóng)收入提升的因果中介效應(yīng)。假設(shè)2、3得證。

表4中模型(B1)結(jié)果表明，產(chǎn)品銷(xiāo)售作為中間渠道對(duì)于農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的平均中介效應(yīng)不顯著(點(diǎn)估計(jì)值為0.006，但是0被包含在95%的置信區(qū)間內(nèi))。也就是說(shuō)，加入合作社雖可促進(jìn)務(wù)農(nóng)收入提升，但是并未通過(guò)獲得產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)這一中間渠道影響最終務(wù)農(nóng)收入，產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)這個(gè)影響渠道可能不存在。其原因可歸結(jié)為四個(gè)方面：第一，合作社在提供產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)過(guò)程中具有短期逐利的機(jī)會(huì)主義行為。有學(xué)者在對(duì)陜西、山東部分地區(qū)調(diào)研時(shí)發(fā)現(xiàn)，合作社對(duì)蘋(píng)果質(zhì)量分級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)相對(duì)較低，通常按平均價(jià)收購(gòu)成員蘋(píng)果后再對(duì)蘋(píng)果重新進(jìn)行分級(jí)銷(xiāo)售，合作社經(jīng)營(yíng)者重新分級(jí)包裝后的銷(xiāo)售溢價(jià)便歸經(jīng)營(yíng)者所有。質(zhì)量分級(jí)的市場(chǎng)溢價(jià)普通成員無(wú)法獲得，一定程度上損害了成員收益[41]。第二，實(shí)踐中幾乎沒(méi)有合作社堅(jiān)守“依法進(jìn)行盈余分配”的質(zhì)性底線。應(yīng)瑞瑤等對(duì)蘇、吉、蜀 3 省 416 家產(chǎn)銷(xiāo)類(lèi)合作社研究發(fā)現(xiàn)，合作社提供產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)的常見(jiàn)形式是大戶以?xún)?yōu)惠價(jià)收購(gòu)小戶的農(nóng)產(chǎn)品，即便有一定數(shù)額的盈余返還，返還比例也遠(yuǎn)未達(dá)到法律規(guī)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(dāng)外部銷(xiāo)售渠道有利可圖，與其他市場(chǎng)主體交易所獲得的收益大于惠顧合作社所帶來(lái)的收益時(shí)，合作社成員的經(jīng)濟(jì)理性可能會(huì)誘使其選擇銷(xiāo)售“搭便車(chē)”行為，不愿將市場(chǎng)售價(jià)較高、質(zhì)量較好的農(nóng)產(chǎn)品惠顧給合作社，而是轉(zhuǎn)向了其他市場(chǎng)主體，其務(wù)農(nóng)收入增長(zhǎng)的主要源泉便無(wú)法完全歸結(jié)于合作社。第四，普通農(nóng)戶難以有效接受新型網(wǎng)絡(luò)銷(xiāo)售服務(wù)(電子商務(wù)服務(wù))的輻射，電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村項(xiàng)目對(duì)于普通生產(chǎn)者的收入影響不大[43-44]。

表4 因果中介分析模型的估計(jì)結(jié)果

表4中模型(B2)～(B4)表明，技術(shù)培訓(xùn)、金融信貸、生產(chǎn)流程管理作為中間渠道對(duì)于農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的平均中介效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值分別為0.127、0.048、0.141，且0均未被包含在95%的置信區(qū)間內(nèi)，表明參加合作社后農(nóng)戶通過(guò)獲得技術(shù)培訓(xùn)、金融信貸、生產(chǎn)流程服務(wù)這三類(lèi)社會(huì)化服務(wù)均能顯著提升農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入。同時(shí)，三類(lèi)社會(huì)化服務(wù)的中介傳導(dǎo)機(jī)制的貢獻(xiàn)率分別為19.0%、7.2%、21.1%，三類(lèi)社會(huì)化服務(wù)在合作社參與對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的影響過(guò)程均起到部分中介作用，且其平均中介效應(yīng)強(qiáng)度存在明顯差異(生產(chǎn)流程服務(wù)>技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)>金融信貸服務(wù))?？梢哉J(rèn)為參加合作社獲得生產(chǎn)流程服務(wù)和技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)來(lái)提升農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的促增效應(yīng)最為顯著。這可以解釋為：第一，合作社生產(chǎn)管理環(huán)節(jié)服務(wù)功能，既有助于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)化作業(yè)和規(guī)范化管理，又有助于減輕成員的勞動(dòng)強(qiáng)度，降低成員生產(chǎn)成本，進(jìn)而增加成員的收益[45];第二，技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)作為一種低門(mén)檻、規(guī)模效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)明顯的服務(wù)形式，依托合作社這類(lèi)聯(lián)結(jié)緊密的本土化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)，有助于成員之間通過(guò)示范效應(yīng)、模仿效應(yīng)、信息溢出效應(yīng)進(jìn)一步加速新型農(nóng)業(yè)技術(shù)采納、強(qiáng)化農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全[30,46]。因此該結(jié)論證實(shí)，在合作社發(fā)展資源有限的前提下，相較于其他路徑而言，進(jìn)一步擴(kuò)大生產(chǎn)流程服務(wù)和技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)的供給規(guī)模將成為現(xiàn)階段促農(nóng)增收的最優(yōu)路徑。

進(jìn)一步觀察可知，計(jì)量結(jié)果顯示金融信貸服務(wù)的中介效應(yīng)相對(duì)于生產(chǎn)流程管理與技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)較低。合作金融發(fā)展面臨界定風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)主體、合理分配風(fēng)險(xiǎn)責(zé)任、有效管理風(fēng)險(xiǎn)、最終實(shí)現(xiàn)權(quán)利、風(fēng)險(xiǎn)與收益的統(tǒng)一等問(wèn)題依然無(wú)法有效解決，造成我國(guó)以合作社為主體的金融服務(wù)存在天然的短板。同時(shí)，受制于當(dāng)前監(jiān)管失靈和信用體系缺失，資金風(fēng)險(xiǎn)的可控性不強(qiáng)，農(nóng)業(yè)內(nèi)在效益顯現(xiàn)不足弱化了資金投入的增長(zhǎng)性，可能會(huì)導(dǎo)致合作社成員將原本應(yīng)該用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的信貸資金挪作他用，致使金融信貸服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)收入提升的中介效應(yīng)增長(zhǎng)緩慢。

最后，需要指出的是，CMA模型依賴(lài)于“序貫可忽略性假設(shè)”。Imai K等認(rèn)為該假設(shè)在許多應(yīng)用環(huán)境中通常過(guò)于強(qiáng)烈，數(shù)據(jù)本身無(wú)法對(duì)該假設(shè)是否成立提供可靠線索，采用敏感性分析方法評(píng)估實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性是必要的[47]。本文的檢驗(yàn)結(jié)果表明上述模型的敏感性檢驗(yàn)值 ρ 的取值均在95%的置信區(qū)間內(nèi)包含0，平均因果中介效應(yīng)隨相關(guān)系數(shù)變化的變動(dòng)軌跡大致相同(5)限于篇幅，敏感性檢驗(yàn)結(jié)果的圖表備索。，表明CMA模型的計(jì)量結(jié)果是穩(wěn)健的[48]。

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文利用山東省1 127戶農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)和因果中介分析模型(CMA)，在反事實(shí)框架下實(shí)證檢驗(yàn)了加入合作社對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的增收效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)總體而言，合作社參與具有顯著的促農(nóng)增收效應(yīng)，在反事實(shí)框架下，實(shí)際參加合作社的農(nóng)戶比假設(shè)其未參加合作社的家庭務(wù)農(nóng)收入水平提高21.89%。但參加合作社并不必然提高農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)收入，假如無(wú)法獲得必要的社會(huì)化服務(wù)供給，農(nóng)戶可能無(wú)法實(shí)現(xiàn)增收。(2)合作社社會(huì)化服務(wù)供給的中介渠道促進(jìn)了成員務(wù)農(nóng)收入的提升，不同類(lèi)型社會(huì)化服務(wù)促農(nóng)增收的平均因果中介效應(yīng)存在差異。其中生產(chǎn)流程服務(wù)和技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)的中介效應(yīng)較高，金融信貸服務(wù)較弱，而產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)的因果中介效應(yīng)未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明，在合作社多元社會(huì)化服務(wù)促進(jìn)成員增收的路徑中，生產(chǎn)流程服務(wù)和技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)為主路徑，金融信貸服務(wù)為輔路徑。(3)社會(huì)關(guān)系、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、擴(kuò)張意愿、物流便捷度等因素對(duì)農(nóng)戶是否參加合作社具有顯著的促進(jìn)作用，而種植年限、村莊交通通達(dá)度等因素對(duì)農(nóng)戶是否加入合作社具有顯著的抑制作用。

本文著眼于當(dāng)前我國(guó)合作社普遍運(yùn)行不規(guī)范和社會(huì)化服務(wù)體系建設(shè)滯后的現(xiàn)實(shí)背景，重點(diǎn)關(guān)注了農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的促農(nóng)增收效應(yīng)。盡管合作社具有經(jīng)濟(jì)功能、組織功能、社會(huì)功能等多重功能屬性[49-50]，但為成員提供服務(wù)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(zhì)性規(guī)定之一[53]。“大國(guó)小農(nóng)”是我國(guó)的基本國(guó)情農(nóng)情，現(xiàn)階段以小農(nóng)戶為主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式?jīng)Q定了我國(guó)不可能在短期內(nèi)通過(guò)大規(guī)模土地流轉(zhuǎn)進(jìn)行“歐美式”的集中經(jīng)營(yíng)，亦不可能走家家戶戶設(shè)施裝備小而全的“日韓式”高投入高成本道路[54]。在分散小農(nóng)經(jīng)營(yíng)基礎(chǔ)上發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)大生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)是較為有效的現(xiàn)實(shí)路徑[55]。本文的研究結(jié)論也證實(shí)了多元社會(huì)化服務(wù)在促農(nóng)增收過(guò)程中發(fā)揮著重要作用。合作社作為提供農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)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(zhì)性規(guī)定是合作社區(qū)別于其他經(jīng)濟(jì)組織的根本標(biāo)志[56-57]。從實(shí)踐來(lái)看，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性服務(wù)組織所提供的服務(wù)通常需要達(dá)到一定規(guī)模才能實(shí)現(xiàn)盈利，而以家庭經(jīng)營(yíng)為主的非互助性經(jīng)營(yíng)模式通常很難把大規(guī)模農(nóng)民組織起來(lái)并形成集體行動(dòng)的一致性。在資本報(bào)酬有限和收入重心效應(yīng)的作用下，合作社和農(nóng)戶都有動(dòng)力依托組織化優(yōu)勢(shì)進(jìn)一步壓縮產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后各環(huán)節(jié)的生產(chǎn)成本，謀求專(zhuān)業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)等單個(gè)經(jīng)營(yíng)主體所難以獲取的規(guī)模經(jīng)濟(jì)收益。換言之，為追求更高的組織化潛在收益，不僅農(nóng)戶對(duì)社會(huì)化服務(wù)有需求，而且作為社會(huì)化服務(wù)供給方的合作社本身對(duì)社會(huì)化服務(wù)也有需求。因此，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本走高和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格天花板效應(yīng)掣肘的背景下，通過(guò)充分發(fā)揮合作社的組織優(yōu)勢(shì)，形成面向內(nèi)部成員的社會(huì)化服務(wù)供應(yīng)體系，利用規(guī)模化的服務(wù)供給將異質(zhì)性小農(nóng)在各個(gè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)進(jìn)行有效地串聯(lián)和規(guī)制，將先進(jìn)適用的技術(shù)、品種、裝備等現(xiàn)代生產(chǎn)要素引入農(nóng)業(yè)，是當(dāng)前促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)費(fèi)用節(jié)約和農(nóng)產(chǎn)品提質(zhì)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(xiàn)明顯的促農(nóng)增收效應(yīng)，應(yīng)繼續(xù)積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)農(nóng)戶組建和加入合作社，無(wú)需因合作社發(fā)展進(jìn)程中出現(xiàn)的“空殼社”“異化社”等現(xiàn)象而質(zhì)疑、否定其促農(nóng)增收作用。(2)多元社會(huì)化服務(wù)供給可以有效提高農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入，需加強(qiáng)社會(huì)化服務(wù)項(xiàng)目的宣傳、示范與推廣工作，提高農(nóng)戶對(duì)社會(huì)化服務(wù)經(jīng)濟(jì)功能的認(rèn)知水平，避免農(nóng)戶因信息壁壘和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避心理而降低其對(duì)社會(huì)化服務(wù)項(xiàng)目的采納意愿。(3)加大農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系建設(shè)的政策扶持和財(cái)政支持力度，可以依托合作社探索建設(shè)多種類(lèi)型的農(nóng)業(yè)綜合服務(wù)中心，鼓勵(lì)合作社因地制宜發(fā)展成為適度規(guī)?；?、系統(tǒng)化、科學(xué)化的農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)供給平臺(tái)，圍繞農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈形成“生產(chǎn)在戶、服務(wù)在社”“生產(chǎn)組織化、服務(wù)規(guī)模化”的新型農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)形態(tài)。(4)在資源和要素投入有限的條件下，增加果蔬類(lèi)合作社的生產(chǎn)流程服務(wù)和技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)供給規(guī)模，將成為現(xiàn)階段提升農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入的優(yōu)先路徑；強(qiáng)化金融信貸服務(wù)供給力度、探索發(fā)展合作社金融信貸業(yè)務(wù)則為輔助路徑。應(yīng)合理配置多元社會(huì)化服務(wù)供給的優(yōu)先序列，加強(qiáng)農(nóng)戶社會(huì)化服務(wù)需求調(diào)研，根據(jù)農(nóng)戶異質(zhì)性特征制定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)綜合解決方案。