合作社多元社會(huì)化服務(wù)的社員增收效應(yīng)

陸泉志，張益豐

摘要：基于山東省果蔬種植戶的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型（ESR）與因果中介分析模型（CMA），從社會(huì)化服務(wù)供給異質(zhì)性視角檢驗(yàn)了參加合作社對(duì)農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)收入的影響效果及作用機(jī)理。結(jié)果表明：參加合作社具有明顯的促農(nóng)增收效應(yīng);合作社的社會(huì)化服務(wù)有效供給對(duì)成員家庭務(wù)農(nóng)收入的提升存在顯著的因果中介效應(yīng)，其中金融信貸服務(wù)、技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)和生產(chǎn)流程服務(wù)對(duì)成員家庭務(wù)農(nóng)收入提升的平均因果中介效應(yīng)依次遞增;尚無證據(jù)表明產(chǎn)品銷售服務(wù)對(duì)成員務(wù)農(nóng)收入存在顯著影響。因此，在引導(dǎo)和鼓勵(lì)農(nóng)戶加入合作社的同時(shí)，應(yīng)重視強(qiáng)化合作社的社會(huì)化服務(wù)功能，適度擴(kuò)大合作社的社會(huì)化服務(wù)供給規(guī)模。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民專業(yè)合作社? ;社會(huì)化服務(wù);務(wù)農(nóng)收入;因果中介分析;內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型

中圖分類號(hào)：F302.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2022）01-0129-12

近年來，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？這些問題的懸而未決將會(huì)影響到未來中國(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)，通過反事實(shí)估計(jì)進(jìn)行上述問題的實(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)民專業(yè)合作社法》正式頒布實(shí)施以來，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。合作社通過設(shè)置入社門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，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)用過高問題，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，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)在此過程中發(fā)揮的功能效用，通過因果機(jī)制分析來研究?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)品銷售服務(wù)。銷售服務(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)一銷售兩部分。合作社通過提供銷售服務(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)專用性投資風(fēng)險(xiǎn)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(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、施用量和施用頻次等，可以有效降低農(nóng)化產(chǎn)品過量施用率，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”與“逆向選擇”，致使合作社銷售績(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)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自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)象均為從事果蔬類種植產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶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)類型三項(xiàng)指標(biāo)無顯著組間差異外，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)重的共線性問題，可以進(jìn)行后續(xù)分析。

（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)生性問題，但傾向性得分匹配法無法處理不可觀測(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”問題與內(nèi)生性問題時(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） 模型來解決上述問題[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)是通過估計(jì)平均因果中介效應(yīng)來衡量合作社通過某類社會(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，說明對(duì)應(yīng)的樣本存在“自選擇偏誤”。，說明模型確實(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。

通過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，無論農(nóng)戶是否加入合作社，經(jīng)營(yíng)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)類型均對(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)。

（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)品銷售、技術(shù)培訓(xùn)、金融信貸、生產(chǎn)流程四類社會(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)收入的影響卻無法通過顯著性檢驗(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)戶可能無法實(shí)現(xiàn)增收?？紤]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)品銷售”“技術(shù)培訓(xùn)”“金融信貸”“生產(chǎn)流程”四類社會(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，加入合作社雖可促進(jìn)務(wù)農(nóng)收入提升，但是并未通過獲得產(chǎn)品銷售服務(wù)這一中間渠道影響最終務(wù)農(nóng)收入，產(chǎn)品銷售服務(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)品銷售服務(wù)過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)成員蘋果后再對(duì)蘋果重新進(jìn)行分級(jí)銷售，合作社經(jīng)營(yíng)者重新分級(jí)包裝后的銷售溢價(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)銷類合作社研究發(fā)現(xiàn)，合作社提供產(chǎn)品銷售服務(wù)的常見形式是大戶以優(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)誘使其選擇銷售“搭便車”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)戶通過獲得技術(shù)培訓(xùn)、金融信貸、生產(chǎn)流程服務(wù)這三類社會(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)一等問題依然無法有效解決，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)境中通常過于強(qiáng)烈，數(shù)據(jù)本身無法對(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，假如無法獲得必要的社會(huì)化服務(wù)供給，農(nóng)戶可能無法實(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)品銷售服務(wù)的因果中介效應(yīng)未能通過顯著性檢驗(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]?！按髧?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)?；姆?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)?；⑾到y(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)?；钡男滦娃r(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。

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——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(zé)任編輯：楊峰）

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

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（18BJY142）

作者簡(jiǎn)介：陸泉志，男，南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織行為。

*通信作者