秦國慶，賈小虎，馬恒運

（1.中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872；2.河南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院，河南鄭州 450002）

一、引言與文獻綜述

集體經(jīng)營性資產(chǎn)是推動鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)共同富裕的重要物質(zhì)保障［1］。改革開放后，“三級所有、隊為基礎(chǔ)”的土地生產(chǎn)資料所有制被“統(tǒng)分結(jié)合”的雙層經(jīng)營體制所取代。然而，礙于物理空間層面的不可分性，多數(shù)集體廠房建筑、機器設(shè)備等經(jīng)營性資產(chǎn)并未跟進產(chǎn)權(quán)制度改革，仍舊保持著集體經(jīng)營狀態(tài)。隨著人民公社的解體，“集體”愈發(fā)成為一種松散的“懸浮型”組織［2］，這使得集體經(jīng)營性資產(chǎn)普遍陷入“產(chǎn)權(quán)虛置”的狀態(tài)［3］。同時，在市場化和城鎮(zhèn)化的推進過程中，越來越多的集體經(jīng)營性資產(chǎn)進入市場并尋求交易，相關(guān)資產(chǎn)歸屬不明、營收不清、分配不公的問題日益凸顯［4］。

圍繞集體經(jīng)營性資產(chǎn)的治理困境，現(xiàn)有研究歸結(jié)出以下3 個層面的原因：（1）個體偏好因素，諸如不確定性厭惡與時間貼現(xiàn)偏好［5］、工具理性驅(qū)動下的“精英俘獲”與村莊代理人尋租［6］；（2）社群因素，諸如公共價值碎片化與互惠意識缺失［7］、集體經(jīng)濟薄弱［8］；（3）制度因素，諸如項目制與村莊分利秩序的扭曲結(jié)合［9］、基層組織公共領(lǐng)導(dǎo)力不足［10］。針對以上問題的成因，學術(shù)界展開大量探討，提出“找回國家”（bring the state back in）和“市場私有化”（market-oriented completion）兩類解決思路。前者認為應(yīng)通過行政化重塑村莊公共性，以科層治理替代集體自主治理；后者認為應(yīng)通過產(chǎn)權(quán)私有化促成自發(fā)合作秩序，以市場交易活動替代集體自主治理。然而，兩類思路的實踐效果不及預(yù)期［11］。與之不同的是，股份合作制改革并未試圖取代集體，而是強調(diào)為集體賦能。針對產(chǎn)權(quán)虛置問題，股份合作制改革要求將資產(chǎn)以股份或份額形式量化至集體成員，使農(nóng)民群眾共享集體經(jīng)濟紅利［12］。針對經(jīng)營低效問題，股份合作制改革要求建立健全資產(chǎn)治理章程，以股東表決制代替干部家長制，使農(nóng)民群眾能夠憑借股份參與相關(guān)資產(chǎn)的共治［12］。可以認為，股份合作制改革是一種正義與效率的再平衡過程。其不僅注重紅利共享，還強調(diào)合作共治，與包容性發(fā)展理念深度契合，是打造“共享共治”鄉(xiāng)村治理格局的關(guān)鍵舉措。

盡管如此，在壓力型體制下，股份合作制改革的推廣和擴散仍面臨“短視性決策”“選擇性執(zhí)行”“象征性實施”等多重問題威脅［1，13］，易陷入經(jīng)濟邏輯與政治邏輯相互沖突的行政困境。2016 年底，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于穩(wěn)步推進農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意見》，提出“力爭用5 年左右時間完成農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的股份合作制改革”。2017年起，相關(guān)改革工作在全國陸續(xù)推進。從時間進度來看，這一目標應(yīng)已基本完成。那么，股份合作制改革究竟能否驅(qū)動農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的共享共治？基于此，本文基于河南省357 宗農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的調(diào)查數(shù)據(jù)回答上述問題，并基于研究結(jié)果提出對應(yīng)的政策優(yōu)化建議。

二、理論分析與研究假說

（一）股份合作制改革增進資產(chǎn)共享性的基本邏輯

依據(jù)租值耗散理論，資產(chǎn)租值分布是決定集體產(chǎn)權(quán)或共有產(chǎn)權(quán)能否脫離“產(chǎn)權(quán)虛置”狀態(tài)的重要因素。集體產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)越趨近于“共同共有”結(jié)構(gòu)，分布于公共領(lǐng)域的資產(chǎn)租值越多，能夠下沉至個體層面的資產(chǎn)權(quán)益越少［14-15］；在發(fā)生交易時，集體代理人通過設(shè)租或?qū)ぷ庑袨榫鹑∝敻坏臋C會越多；在面對非法侵占時，普通村民因利益膠著而陷入“集體無作為”困境的可能性越大［16］。集體產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)越趨近于“按份共有”結(jié)構(gòu)，分布于私人領(lǐng)域的資產(chǎn)租值越多，能夠下沉至個體層面的資產(chǎn)權(quán)益越多［14］；在發(fā)生交易時，集體代理人的設(shè)租或?qū)ぷ饪臻g越?。辉诿鎸Ψ欠ㄇ终紩r，普通村民捍衛(wèi)自身權(quán)益的信念越強［16-17］。因此，推動農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)由“共同共有”向“按份共有”轉(zhuǎn)變，有利于破除“產(chǎn)權(quán)虛置”困局，能夠抑制資產(chǎn)流失，增進資產(chǎn)收益普惠性［18］。股份合作制改革要求政府承擔成員備案、折股量化、股權(quán)登記、證書制作、臺賬設(shè)計等技術(shù)成本，將資產(chǎn)以股份或份額形式量化至集體成員，賦予農(nóng)民股份占有、收益、有償退出、抵押、擔保、繼承等權(quán)利。從公共視角來看，以上改革措施有利于形成按份共有的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，增加私人領(lǐng)域的可排他性租值，壓縮公共領(lǐng)域的尋租空間，從根源上解決資產(chǎn)流失問題。從個體視角來看，以上改革措施能夠為個體參與資產(chǎn)分紅提供法定憑證，切實保障農(nóng)民群眾共享集體經(jīng)營性資產(chǎn)紅利［19］?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：股份合作制改革能夠增進農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的共享性。

（二）股份合作制改革推動農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)合作共治的基本邏輯

依據(jù)自主治理理論，集體資產(chǎn)經(jīng)營低效等現(xiàn)象本質(zhì)上是集體制度供給能力全面衰落的表現(xiàn)［10］。集體制度供給能力越弱，個體參與集體治理行動的預(yù)期收益越低，“搭便車”等投機行為的實施成本越??；在資產(chǎn)可供性呈現(xiàn)衰竭趨勢時，集體成員進行費用攤派和合作供給的交易成本越高；在發(fā)生矛盾糾紛時，集體成員進行責任歸咎和利益整合的難度越大［5］。集體制度供給能力越強，不同成員達成可信承諾的機率越大，“搭便車”等投機行為受到監(jiān)督懲罰的可能性越大；在發(fā)生矛盾糾紛時，集體成員通過仲裁協(xié)商恢復(fù)合作秩序的能力越強［20］。因此，提升農(nóng)村集體經(jīng)濟組織的制度供給能力，能夠從根源上抑制內(nèi)部投機行為，釋放資產(chǎn)管護激勵［21］，推動集體經(jīng)營性資產(chǎn)的合作共治。股份合作制改革將尊重農(nóng)民群眾意愿作為一項基本原則，要求以股東表決制代替干部家長制，通過集體民主協(xié)商來完善組織章程，實現(xiàn)集體資產(chǎn)規(guī)范經(jīng)營［11］。從公共視角來看，以上改革措施有利于提升集體制度供給能力，激勵集體經(jīng)濟組織建立健全資產(chǎn)監(jiān)督、分配等規(guī)則，防止由“無規(guī)可依”產(chǎn)生的“集體失靈”問題；從個體視角來看，以上改革措施能穩(wěn)定個體參與資產(chǎn)經(jīng)營管護的利潤預(yù)期，通過制度化手段增加投機行為的實施成本，使互惠行為成為一種理性選擇［22］。基于此，提出第二個研究假說：

H2：股份合作制改革能夠驅(qū)動農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的合作共治。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2017 年以及2019 年在河南省開展的農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)治理歷程調(diào)查。調(diào)查地點涵蓋滑縣、中牟縣、滎陽市、鞏義市、內(nèi)鄉(xiāng)縣、固始縣6 個縣（縣級市），調(diào)查不僅對當年樣本信息進行記錄，還分別追溯到2016 年和2018 年的對應(yīng)信息。調(diào)查抽樣思路如下：首先，在綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化進程的基礎(chǔ)上，從豫北、豫中和豫南地區(qū)共選取6 個縣①其中，滑縣位于豫北地區(qū)；中牟縣、滎陽市、鞏義市位于豫中地區(qū)；內(nèi)鄉(xiāng)縣、固始縣位于豫南地區(qū)。。其次，從各縣選取3～5 個農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)分布密集的街道或鄉(xiāng)鎮(zhèn)，并從各街道或鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取20～30 宗資產(chǎn)。最后，在每宗資產(chǎn)所在村莊（社區(qū)）選取一名村干部進行問卷訪談。問卷內(nèi)容除了包含資產(chǎn)類型、股份合作制改革年份、參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量、參與資產(chǎn)建管運營的農(nóng)戶數(shù)量等信息，還包含資產(chǎn)所處行政村的面積、農(nóng)戶數(shù)量等基本信息。在剔除異常值及缺失值之后，調(diào)查最終形成357 宗資產(chǎn)的4 期非平衡面板數(shù)據(jù)。

就股份合作制改革的開展狀況而言，被追蹤調(diào)查的357 宗資產(chǎn)中有255 宗一直未開展股份合作制改革（對照組），有102 宗已開展股份合作制改革（處理組）。表1 進一步顯示處理組開展股份合作制改革的基本特征。從時間上看，改革實施年份為2016、2017、2018、2019 年的資產(chǎn)比例分別為0、30.39%、31.37%和38.24%，呈明顯的增長趨勢。從股權(quán)設(shè)置來看，有60.78%的資產(chǎn)只設(shè)置人口股；有18.63%的資產(chǎn)設(shè)置人口股和集體股兩類股份；有13.73%的資產(chǎn)除設(shè)置人口股之外，還設(shè)置勞齡股、敬老股、歷史貢獻股等其他類型成員股；有6.86%的資產(chǎn)同時設(shè)置了人口股、集體股以及勞齡股等其他類型成員股。從股份管理來看，有74.51%的資產(chǎn)進行“生不增、死不減”的靜態(tài)管理；有25.49%的資產(chǎn)則按一定周期進行“生增、死減”的動態(tài)管理。從治理結(jié)構(gòu)來看，有35.29%的資產(chǎn)依靠規(guī)范的“三會”（成員大會、理事會、監(jiān)事會）組織結(jié)構(gòu)進行治理，有64.71%的資產(chǎn)在治理過程中或是“一套班子”兼行理事會與監(jiān)事會職能，或是缺失監(jiān)事機構(gòu)。

表1 處理組開展股份合作制改革的基本特征

（二）變量選取

1.因變量 股份合作制改革是股份制和合作制的有機結(jié)合。其中，股份制旨在破除“產(chǎn)權(quán)虛置”困局，增進資產(chǎn)共享性；合作制旨在破除“經(jīng)營低效”困局，推動資產(chǎn)合作共治。鑒于此，本文從“共享”和“共治”兩個維度衡量股份合作制改革的實施成效。具體而言，選取“參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量”測度資產(chǎn)共享水平，選取“參與資產(chǎn)決策投票及建設(shè)管護的農(nóng)戶數(shù)量”測度資產(chǎn)共治水平。

2.政策變量 是否開展股份合作制改革是政策變量，已開展賦值為1，未開展賦值為0。在實際調(diào)查中，被判定開展股份合作制改革的資產(chǎn)必須同時滿足以下2個條件：第一，在調(diào)查年份，農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)已完成折股量化，其配股方案已在集體經(jīng)濟組織內(nèi)部進行登記和備案，并已完成股權(quán)證書錄入；第二，在調(diào)查年份，資產(chǎn)所屬集體經(jīng)濟組織已公布組織章程，并完成職能機構(gòu)設(shè)置。

3.控制變量 參考已有研究［22］，引入是否為機器設(shè)備、是否為廠房建筑、是否為村辦企業(yè)、所處村莊是否為城中村、所處村莊是否為城郊及鄉(xiāng)鎮(zhèn)中心村、所處村莊面積、所處村莊自然村個數(shù)7 個非時變性控制變量。值得注意的是，調(diào)查樣本共涵蓋機器設(shè)備、廠房建筑、村辦企業(yè)、小農(nóng)水及配套設(shè)施4類資產(chǎn)，以及城中村、城郊村、典型農(nóng)區(qū)村莊3 類村莊。由于引入所有資產(chǎn)類型和村莊類型虛擬變量將導(dǎo)致共線性問題，故在設(shè)置資產(chǎn)類型虛擬變量時以小農(nóng)水及配套設(shè)施作為參照基準，在設(shè)置村莊類型虛擬變量時以典型農(nóng)區(qū)村莊作為參照基準。借鑒已有研究［1，22-23］，還引入資產(chǎn)用途、所處村莊農(nóng)戶數(shù)、經(jīng)濟發(fā)展水平、是否有專業(yè)協(xié)會、是否被派駐“第一書記”5個時變性控制變量。此外，為抑制因變量測度偏差，進一步控制因變量統(tǒng)計口徑指標。若因變量由村干部或股份經(jīng)濟合作社管理人員口頭估算提供，則取值為1；若因變量從各類規(guī)范性書面資料中摘錄獲取，則取值為0。相關(guān)變量的具體說明、描述性統(tǒng)計及對照組與處理組的組間差異如表2所示。

（三）模型選擇

由于處理組開展股份合作制改革的年份并不一致，因此，采用多期雙重差分法，視股份合作制改革為準自然實驗，設(shè)置基準模型如下：

式（1）中，i為資產(chǎn)編號，t為年份編號；vi為資產(chǎn)固定效應(yīng)，vt為時間固定效應(yīng)；εit是誤差項；yit是因變量，包含資產(chǎn)共享水平和資產(chǎn)共治水平兩個指標，兩者均進行對數(shù)化處理；postit表示第i宗資產(chǎn)在第t年的改革狀態(tài)；Xi和Xit分別為非時變性與時變性控制變量向量組；系數(shù)β代表股份合作制改革的政策效應(yīng)；γ和ρ分別為對應(yīng)控制變量的回歸系數(shù)向量。

四、結(jié)果與分析

（一）基準模型估計結(jié)果

對式（1）進行基準模型估計，回歸結(jié)果如表3 所示。其中，模型（1）、模型（3）僅控制雙向固定效應(yīng)，模型（2）、模型（4）在控制雙向固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上加入控制變量。模型（1）匯報了以資產(chǎn)共享水平為因變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，股份合作制改革對資產(chǎn)共享水平的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。由模型（2）可知，在加入控制變量后，股份合作制改革對資產(chǎn)共享性的增進作用依舊顯著。從邊際效應(yīng)來看，開展股份合作制改革能夠使參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量顯著提升45.30%。這表明，股份合作制改革確實形成了按份共有的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，為農(nóng)戶參與資產(chǎn)使用及分紅提供法定憑證，改變了以往“人人有、人人沒份”的資產(chǎn)占用格局，切實增進農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的共享性和普惠性。模型（3）匯報了以資產(chǎn)共治水平為因變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，股份合作制改革對資產(chǎn)共治水平的影響并不顯著。由模型（4）可知，在加入控制變量后，模型（3）的結(jié)論依舊成立。

表3 基準模型估計結(jié)果 n=1 190

雖然股份合作制改革強調(diào)治理結(jié)構(gòu)優(yōu)化，注重集體民主協(xié)商與公眾參與，但并未推動農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的合作共治。這種目標偏差的形成原因可能在于：第一，雖然農(nóng)村集體經(jīng)濟組織在改革后形成相對規(guī)范的治理結(jié)構(gòu)，但農(nóng)戶仍缺乏主體意識，對資產(chǎn)建設(shè)、管護、運營等公共事務(wù)更多抱以觀望態(tài)度，這導(dǎo)致下沉的資產(chǎn)自治權(quán)利無法得到有效的承接。第二，雖然股份成為農(nóng)戶參與分紅的依據(jù)，但其更傾向于是一種債權(quán)憑證，集體成員的決策權(quán)、知情權(quán)、監(jiān)督權(quán)并未與股份直接掛鉤，股份治理功能的發(fā)揮在很大程度上仍取決于村干部或合作社管理人員的自治取向。需要注意的是，應(yīng)審慎看待以上改革目標偏差，其可能僅僅是一種短期現(xiàn)象，會隨著時間的推移而消失。

綜上，從短期實施效果來看，股份合作制改革確實取得一定成效，但其可能存在“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題。

（二）平行趨勢檢驗、穩(wěn)健性檢驗與安慰劑檢驗

1.平行趨勢檢驗 使用雙重差分法的前提是，處理組與對照組的被解釋變量在干預(yù)事件發(fā)生前滿足平行趨勢。為此，本文通過動態(tài)回歸進行平行趨勢檢驗（圖1）。由圖1 可知，在股份合作制改革前，無論以資產(chǎn)共享水平為因變量，還是以資產(chǎn)共治水平為因變量，所有動態(tài)回歸結(jié)果中相應(yīng)系數(shù)估計值均不顯著。在股份合作制改革后，在以資產(chǎn)共享水平為因變量的回歸結(jié)果中，相應(yīng)系數(shù)估計值均發(fā)生顯著上升；在以資產(chǎn)共治水平為因變量的回歸結(jié)果中，相應(yīng)系數(shù)估計值雖然呈一定的上升趨勢，但均不顯著。也就是說，對照組和處理組的資產(chǎn)共享水平、共治水平在改革前具備平行趨勢，而股份合作制改革后處理組的資產(chǎn)共享水平發(fā)生顯著提升。這表明，基準模型回歸結(jié)果通過平行趨勢檢驗，多期雙重差分模型可以較好地對股份合作制改革與資產(chǎn)共享共治水平之間的關(guān)系進行因果識別。

圖1 平行趨勢檢驗

2.穩(wěn)健性檢驗：PSM-DID 模型 由表2可知，處于城中村的機器設(shè)備、廠房建筑、村辦企業(yè)3類資產(chǎn)更有可能進入處理組。這表明地方政府部門可能在集體經(jīng)營性資產(chǎn)增值空間較大、營收能力較強的城中村地區(qū)率先開展了改革工作。也就是說，股份合作制改革可能是一個非隨機干預(yù)過程。為此，進一步采用PSM 法刪除共同支撐域之外的樣本，消除非隨機干預(yù)造成的估計偏誤，并在此基礎(chǔ)上再次使用多期雙重差分法，對股份合作制改革的政策效應(yīng)進行因果識別，回歸結(jié)果如表4 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在刪除共同支撐域之外的樣本后，股份合作制改革對資產(chǎn)共享水平的影響依舊顯著為正，對資產(chǎn)共治水平的影響依舊不顯著，這與基準模型回歸結(jié)果一致。因此，基準模型回歸結(jié)果是相當穩(wěn)健的。

表4 PSM-DID模型估計結(jié)果 n=1 130

3.安慰劑檢驗 若基準模型遺漏了“資產(chǎn)-時間”層面的非觀測變量，則其回歸結(jié)果可能會產(chǎn)生遺漏變量偏誤，這將導(dǎo)致政策變量（postit）的系數(shù)估計值產(chǎn)生偏誤。為此，參考沈坤榮等［24］的做法，從357 宗農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)中隨機抽取102 宗作為虛擬處理組，重復(fù)以上過程生成1 000 組隨機樣本，并基于式（1）進行回歸。對于政策變量系數(shù)顯著的基準模型，其真實估計值應(yīng)明顯偏離于隨機估計值，否則可認為對應(yīng)基準模型存在遺漏變量偏誤。圖2 展示了1 000 組隨機樣本政策變量系數(shù)的概率密度分布。可以發(fā)現(xiàn)，對于以資產(chǎn)共享水平為因變量的基準模型，真實樣本估計值明顯偏離于隨機樣本估計值的主要分布范圍。這表明，基準模型并未因遺漏變量而產(chǎn)生嚴重的估計偏誤。

圖2 安慰劑檢驗

綜合基準模型回歸結(jié)果、平行趨勢檢驗、穩(wěn)健性檢驗、以及安慰劑檢驗結(jié)果可知，H1得以驗證，而H2未得到驗證。

（三）異質(zhì)性分析

1.不同股權(quán)設(shè)置模式下股份合作制改革的影響異質(zhì)性 是否設(shè)置集體股是股份合作制改革面臨的爭議問題。一方面，集體股是維系資產(chǎn)公有制屬性的重要保障；另一方面，設(shè)置集體股會增加集體經(jīng)濟組織管理負擔，極易留下“二次改革”隱患。因此，有必要通過實證研究對不同股權(quán)設(shè)置模式的作用異質(zhì)性加以分析，對應(yīng)回歸結(jié)果如表5 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，若資產(chǎn)的股權(quán)設(shè)置模式為“只設(shè)人口股”或“人口股+勞齡股等”，則股份合作制改革在增進資產(chǎn)共享性層面的政策效應(yīng)較強，參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量在改革后顯著提升45.5%和45.3%。若資產(chǎn)的股權(quán)設(shè)置模式為“人口股+集體股”，則股份合作制改革在增進資產(chǎn)共享性層面的政策效應(yīng)相對較弱，參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量在改革后顯著提升了41.3%。若資產(chǎn)的股權(quán)設(shè)置模式為“人口股+勞齡股等+集體股”，則股份合作制改革對資產(chǎn)共享水平的影響不顯著。以上結(jié)果表明，對于農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)而言，取消集體股優(yōu)于保留集體股。集體股可能會在一定程度上保留尋租空間，影響改革成效的釋放。同時，無論采取何種股權(quán)配置模式，股份合作制改革對資產(chǎn)共治水平的影響均不顯著。這意味著，“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題并非股權(quán)設(shè)置差異所致。

表5 不同股權(quán)設(shè)置模式下股份合作制改革的影響異質(zhì)性 n=1 190

2.不同股份管理模式下股份合作制改革的影響異質(zhì)性 是否實施股份固化方案是股份合作制改革面臨的另一爭議問題。一方面，“生增、死減”動態(tài)管理方案更加公平；另一方面，“生不增、死不減”的股份固化方案更具效率。因此，有必要通過實證研究對不同股份管理模式的作用異質(zhì)性加以分析，對應(yīng)回歸結(jié)果如表6 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，若資產(chǎn)進行“生不增、死不減”的靜態(tài)管理，則股份合作制改革在增進資產(chǎn)共享性層面的政策效應(yīng)較強，參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量在改革后顯著提升48.7%。若資產(chǎn)按一定周期進行“生增、死減”的動態(tài)管理，則股份合作制改革在增進資產(chǎn)共享性層面的政策效應(yīng)相對較弱，參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量在改革后顯著提升44.0%。以上結(jié)果表明，靜態(tài)化的股份管理模式優(yōu)于動態(tài)化模式。同時，無論采取何種股份管理模式，股份合作制改革對資產(chǎn)共治水平的影響均不顯著。這意味著，“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題并非股份管理模式差異所致。

表6 不同股份管理模式下股份合作制改革的影響異質(zhì)性 n=1 190

3.不同治理結(jié)構(gòu)下股份合作制改革的影響異質(zhì)性 雖然農(nóng)村集體經(jīng)濟組織在改革后普遍形成較為規(guī)范的治理結(jié)構(gòu)，但由表1 可知，有64.71%的資產(chǎn)在治理過程中存在監(jiān)事機構(gòu)缺失或虛設(shè)的問題。為此，進一步分析不同治理結(jié)構(gòu)的作用異質(zhì)性，回歸結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，若資產(chǎn)治理結(jié)構(gòu)為“成員大會+理事會+監(jiān)事會”，則股份合作制改革在增進資產(chǎn)共享性層面的政策效應(yīng)較強，參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量在改革后顯著提升了50.3%。若資產(chǎn)治理結(jié)構(gòu)為“成員大會+理事會”，則股份合作制改革在增進資產(chǎn)共享性層面的政策效應(yīng)相對較弱，參與資產(chǎn)使用及分紅的農(nóng)戶數(shù)量在改革后顯著提升42.3%。以上結(jié)果表明，監(jiān)事機構(gòu)缺失或虛設(shè)問題在很大程度上抑制改革成效。為此，應(yīng)將治理結(jié)構(gòu)作為一項重要的改革考核內(nèi)容。同時，無論治理結(jié)構(gòu)是否完備，股份合作制改革對資產(chǎn)共治水平的影響均不顯著。這意味著，“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題并非治理結(jié)構(gòu)差異所致。

表7 不同治理結(jié)構(gòu)下股份合作制改革的影響異質(zhì)性 n=1 190

五、結(jié)論與啟示

基于河南省357 宗農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的4 期非平衡面板數(shù)據(jù)，將股份合作制改革視為準自然實驗，運用多期雙重差分法對股份合作制改革與資產(chǎn)共享共治水平間的因果關(guān)系進行識別，得到如下主要結(jié)論：第一，股份合作制改革顯著增進農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)的共享性，但并未推動資產(chǎn)共治水平的提升，其可能存在“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題；第二，股份合作制改革對資產(chǎn)共享水平的影響依股權(quán)設(shè)置、股份管理、治理結(jié)構(gòu)的差異而存在異質(zhì)性；第三，“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題并非股權(quán)配置模式、股份管理模式、治理結(jié)構(gòu)差異所致，其可能僅僅是一種短期現(xiàn)象，應(yīng)審慎看待。

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策啟示：第一，股份合作制改革有效推動農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)回歸本源，切實增進農(nóng)民獲得感。應(yīng)進一步推進股份合作制改革的全面落實，加快清產(chǎn)核資、確權(quán)頒證和折股量化工作的開展，理順改革各環(huán)節(jié)的銜接點與側(cè)重點，形成完善的股權(quán)設(shè)置及股份管理辦法，探索兼具公平和效率的配股方案，促進農(nóng)村集體經(jīng)營性資產(chǎn)保值增值，為實現(xiàn)共同富裕提供堅實穩(wěn)定的制度支撐。第二，股份合作制改革應(yīng)遵循“民主協(xié)商”和“因地制宜”原則，切忌“一刀切”。應(yīng)對改革任務(wù)重心作出區(qū)分，制定差異化的改革目標與推進策略。第三，應(yīng)秉承時間服從質(zhì)量的進度要求，建立健全改革驗收工作辦法，將共治建設(shè)作為一項重要的改革驗收指標，糾正“重共享、輕共治”的選擇性執(zhí)行問題。