朋文歡+黃祖輝

摘 要：由于研究方法的局限性以及對(duì)合作社服務(wù)功能的稍欠考慮，現(xiàn)有的關(guān)于合作社增收績(jī)效的研究結(jié)論有偏差，因此借助內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）來彌補(bǔ)已有研究在方法上的缺陷，并嘗試將合作社的服務(wù)功能納入實(shí)證分析框架。來自全國(guó)15省1 243位農(nóng)戶的數(shù)據(jù)表明：（1）合作社并不必然提高社員收入，合作社只有在充分發(fā)揮其服務(wù)功能的情況下其增收效果才顯著；（2）在合作社發(fā)揮其服務(wù)功能，并校正樣本選擇偏差的前提下，合作社對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入的平均處理效應(yīng)為0.706，并且非社員農(nóng)戶在參與合作社的反事實(shí)情境下，其收入的提升幅度將超過社員農(nóng)戶；（3）多方法的比較研究顯示，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型是當(dāng)前評(píng)價(jià)合作社增收績(jī)效比較嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒ā?/p>

關(guān)鍵詞：農(nóng)民專業(yè)合作社；增收績(jī)效；服務(wù)功能；內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型

中圖分類號(hào)：F306.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2017）04-0057-10

引 言

農(nóng)民專業(yè)合作社（以下簡(jiǎn)稱合作社）作為其成員自愿聯(lián)合組成，并為滿足成員共同服務(wù)需求的自助經(jīng)濟(jì)組織[1]，其組建、經(jīng)營(yíng)的要旨在于提高社員農(nóng)戶收入，增進(jìn)社員福利。（1）通過組建、參與合作社，小農(nóng)戶能夠節(jié)約由不完全和非對(duì)稱信息以及資產(chǎn)專用性的存在而產(chǎn)生的交易費(fèi)用[2-6]；（2）合作社提供的社會(huì)化服務(wù)能幫助小農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)[7-9]；（3）通過聯(lián)合分散的小農(nóng)戶：增強(qiáng)其市場(chǎng)談判能力[10-12]；完善社員與合作社間的利益聯(lián)接機(jī)制，使其獲得利潤(rùn)返還[13]；分配合作社縱向一體化經(jīng)營(yíng)中產(chǎn)生的增值利潤(rùn)[14-15]；提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)獲得產(chǎn)品溢價(jià)[16-17]等。

實(shí)證研究諸多證據(jù)表明農(nóng)戶參與合作社能顯著改善其福利狀況。然而，從既有研究的方法和內(nèi)容看，對(duì)合作社增收績(jī)效的考察仍有待完善和拓展。就方法而言，目前采用的研究方法主要有成本收益比較法[18]、基于OLS模型的多元線性回歸[13，19-20]、傾向得分匹配法（PSM）[21-25]、處理效應(yīng)模型（treatment effect model）[26]以及基于自然實(shí)驗(yàn)法的雙重差分模型（DID模型）[27-29]，等。當(dāng)然，若農(nóng)戶是否入社是外生給定的，那么成本收益比較法和OLS模型足以評(píng)價(jià)合作社的增收績(jī)效。但作為理性的個(gè)體，農(nóng)戶的行為往往是追求最優(yōu)化的自我選擇結(jié)果，上述兩種方法由于忽視了農(nóng)戶自選擇問題，其結(jié)論可能有偏。PSM法作為一種改進(jìn)，能有效消除由年齡、受教育水平、經(jīng)營(yíng)規(guī)模等可觀測(cè)變量引起的樣本選擇偏差，但面對(duì)農(nóng)戶興趣、合作意識(shí)、先天能力稟賦等不可觀測(cè)變量則顯得無能為力。處理效應(yīng)模型能彌補(bǔ)PSM法的缺陷。該方法通過估計(jì)農(nóng)戶入社決策模型，計(jì)算農(nóng)戶入社的概率值，并將其作為自變量納入收入決定方程，由此可消除由不可觀測(cè)變量帶來的樣本選擇偏差。但美中不足的是該方法忽視了社員和非社員的結(jié)構(gòu)性差異，沒有考慮處理效應(yīng)的異質(zhì)性[30-31]。DID模型盡管是當(dāng)前評(píng)估政策效果應(yīng)用最廣泛的研究工具之一，但DID模型有其嚴(yán)格的適用條件，要求樣本滿足隨機(jī)性和同質(zhì)性假設(shè)前者是指實(shí)驗(yàn)對(duì)象必須是被隨機(jī)選入處理組和對(duì)照組，即不存在樣本選擇偏差；后者要求實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組除實(shí)驗(yàn)者所操縱的實(shí)驗(yàn)變項(xiàng)不同外，其他各方面都應(yīng)達(dá)到近乎相同或完全相似的程度。。顯然，對(duì)合作社增收績(jī)效的評(píng)價(jià)并不滿足DID模型的前置假設(shè)。

就研究?jī)?nèi)容而言，學(xué)界對(duì)合作社增收機(jī)制的探討暗含著一個(gè)重要的前提，即合作社能否提高農(nóng)戶收入不僅取決于農(nóng)戶是否參與合作社，更在于合作社向其社員提供了哪些服務(wù)，換言之，合作社的服務(wù)功能是否得以發(fā)揮。然而，已有的研究?jī)H僅是將農(nóng)戶二元?jiǎng)澐譃樯鐔T和非社員，而未將合作社的服務(wù)功能納入實(shí)證分析框架。自2007年《農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布，并伴隨出臺(tái)一系列扶持優(yōu)惠政策以來，我國(guó)合作社在經(jīng)歷數(shù)量急劇擴(kuò)張的同時(shí)，合作社“假、空、死”等異化現(xiàn)象備受詬病，合作社的服務(wù)功能也趨于弱化[32]。在這一背景下，若不考察合作社的服務(wù)功能，而將獲得服務(wù)與未獲得服務(wù)的社員“混為一談”，顯然會(huì)造成研究結(jié)論的偏誤，這會(huì)相應(yīng)低估“真實(shí)”合作社此處的“真實(shí)”合作社并非指符合國(guó)際合作社聯(lián)盟七項(xiàng)原則的經(jīng)典合作社，而僅指真正發(fā)揮服務(wù)功能的合作社。的增收效果。當(dāng)然，也得承認(rèn)部分學(xué)者未將合作社的服務(wù)功能納入考察的一個(gè)重要原因是這些研究多是針對(duì)某一地區(qū)的典型案例，數(shù)據(jù)多源自某一個(gè)或幾個(gè)典型合作社。但該類研究的結(jié)論難以推斷全國(guó)，對(duì)當(dāng)前我國(guó)合作社的增收效果也難有全局的把握。

本文將采用Maddala[33]等提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）來彌補(bǔ)既有研究在方法上的缺陷。ESRM綜合考慮了可觀測(cè)和不可觀測(cè)變量導(dǎo)致的樣本選擇偏差，從而彌補(bǔ)了PSM法的不足。此外，ESRM分別擬合社員和非社員的收入決定方程，并結(jié)合反事實(shí)推斷分析，能突破處理效應(yīng)模型中關(guān)于兩組農(nóng)戶處理效應(yīng)同質(zhì)的不合理假設(shè)。當(dāng)前，ESRM在國(guó)外的項(xiàng)目效果評(píng)價(jià)中得到比較廣泛的應(yīng)用，Ma Wanglin & A. Abdulai[34]更是將其用于評(píng)析合作社的福利改進(jìn)效果，這為本文提供了方法論借鑒。此外，針對(duì)當(dāng)前合作社出現(xiàn)異化、服務(wù)功能弱化的基本現(xiàn)實(shí)，本文將根據(jù)社員農(nóng)戶從合作社獲得的具體服務(wù)來審視合作社服務(wù)功能的發(fā)揮狀況，并在此基礎(chǔ)上，將社員進(jìn)一步劃分為獲得和未獲得服務(wù)兩個(gè)組別，結(jié)合非社員樣本構(gòu)成兩個(gè)子樣本，比較分析合作社對(duì)兩組社員增收績(jī)效的差異。

來自全國(guó)10余省份1 243位農(nóng)戶的數(shù)據(jù)表明，合作社能否提高社員的收入水平取決于合作社能否有效發(fā)揮其服務(wù)功能。在合作社發(fā)揮其服務(wù)功能的前提下，參與合作社對(duì)任一隨機(jī)農(nóng)戶的處理效應(yīng)為0.706。并且，非社員在參與合作社的反事實(shí)情境下，其收入的增長(zhǎng)幅度將明顯高于既有社員，因此，一個(gè)基本的政策啟示是在保證發(fā)揮合作社服務(wù)功能的前提下，鼓勵(lì)扶持非社員組建并參與合作社。另外，通過多種方法的比較研究，我們還發(fā)現(xiàn)對(duì)可觀測(cè)變量或不可觀測(cè)變量造成的選擇偏誤的忽視，均低估了“真實(shí)”合作社的增收績(jī)效。處理效應(yīng)模型盡管在一定程度上解決了由選擇問題產(chǎn)生的估計(jì)偏差，但沒有考慮處理效應(yīng)的異質(zhì)性，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型才是目前更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治龇椒ā?

一、內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型和處理效應(yīng)估計(jì)

（一）內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）

其中，Yi 為農(nóng)戶i的家庭農(nóng)業(yè)年收入（取對(duì)數(shù)）；Ci為農(nóng)戶i是否為社員的虛擬變量，且Ci=1表示農(nóng)戶i為合作社社員，Ci=0則反之；Xij為一組影響農(nóng)戶收入的其他變量，包括戶主性別、年齡、受教育水平、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入主要來源、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、專用性投資、村莊外部環(huán)境特征等；由于本文采用的數(shù)據(jù)為2009年和2015年的混合截面數(shù)據(jù)，因此（1）式右側(cè)還加入了年份虛擬變量；此外，為了控制地域差異對(duì)農(nóng)戶收入的影響，（1）式還控制了省份虛擬變量；μ為服從獨(dú)立同分布的殘差項(xiàng)；α和β分別為對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)。

正如前文所述，若農(nóng)戶是否為社員是隨機(jī)給定的，那么基于（1）式的OLS回歸便能得到農(nóng)戶收入的無偏估計(jì)，α則刻畫了合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響。然而，不少研究均表明農(nóng)戶是否為社員并非隨機(jī)給定，而是諸多因素綜合作用的結(jié)果[21-26]，并且，這些因素可能同時(shí)影響農(nóng)戶的決策與收入水平，由此產(chǎn)生樣本選擇性偏差。

二、樣本來源及描述性分析

（一）數(shù)據(jù)來源及描述性分析

本文所采用的數(shù)據(jù)源自“中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社成長(zhǎng)機(jī)理與發(fā)展對(duì)策研究”和“農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織體系與農(nóng)民合作社發(fā)展”課題組分別于2009年和2015年的農(nóng)戶調(diào)研。其中，前者覆蓋全國(guó)23省1 004位農(nóng)戶，后者涵蓋25省1 032位農(nóng)戶。由于兩次調(diào)研并非追蹤調(diào)查，故本文視其為混合截面數(shù)據(jù)，并對(duì)其做如下處理：（1）根據(jù)受訪者對(duì)“您家附近是否成立了合作社”的作答，剔除農(nóng)戶因附近未組建合作社而無法參與的情形；（2）在此基礎(chǔ)上剔除關(guān)鍵變量缺失和邏輯明顯錯(cuò)誤的樣本；（3）為排除測(cè)量誤差的影響，本文刪除0.5%的最高收入樣本和0.5%的最低收入樣本。處理后最終得到有效樣本1 243個(gè)，分布于全國(guó)15個(gè)省份2009年的數(shù)據(jù)來自安徽、河南、江西、湖北、浙江、江蘇、山東、湖南、重慶、貴州、四川、廣東、福建、云南、甘肅、內(nèi)蒙古、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、新疆、山西。2015年的數(shù)據(jù)在2009年的基礎(chǔ)上還涵蓋了廣西、寧夏、陜西等數(shù)據(jù)，但不包括湖北的數(shù)據(jù)。處理后的總樣本分布于安徽、福建、廣東、廣西、河北、河南、黑龍江、湖北、江西、山東、山西、陜西、四川、新疆和浙江。 ，其中，社員樣本213個(gè)，非社員1 030個(gè)。表1比較了社員和非社員的基本信息，均值T檢驗(yàn)的結(jié)果表明兩組農(nóng)戶在戶主特征、家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征、外部環(huán)境特征以及對(duì)合作社的認(rèn)知等方面均呈現(xiàn)出高度異質(zhì)性，并且，社員的家庭農(nóng)業(yè)收入明顯高于非社員。

此外，本文試圖將合作社的服務(wù)功能納入實(shí)證分析框架，具體的思路是依據(jù)社員能否從合作社獲得相應(yīng)的服務(wù)，將社員樣本細(xì)分為社員Ⅰ和社員Ⅱ，其中，前者是指享受合作社提供的任一服務(wù)（調(diào)研中，合作社提供了多種服務(wù)形式）的社員，后者則是未獲得任何一種服務(wù)的社員。同樣，表1給出了兩組社員農(nóng)戶（社員Ⅰ和社員Ⅱ）的基本特征，發(fā)現(xiàn)除在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入來源及對(duì)合作社的認(rèn)知存在顯著差異外，二者的其他特征趨于一致。社員Ⅰ的家庭農(nóng)業(yè)收入則明顯高于社員Ⅱ。

（二）對(duì)合作社服務(wù)功能的考察

向社員提供服務(wù)是合作社組建運(yùn)營(yíng)的邏輯起點(diǎn)，大量的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)表明，合作社可以通過向社員提供產(chǎn)品銷售、農(nóng)資集體采購(gòu)、農(nóng)產(chǎn)品包裝保鮮及加工、技術(shù)信息與培訓(xùn)以及信貸服務(wù)來幫助小農(nóng)戶解決在現(xiàn)代市場(chǎng)發(fā)展中面臨的諸多難題[8]。從表2可知，農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)是當(dāng)前我國(guó)合作社的主要服務(wù)形式，2009年從合作社獲得該服務(wù)的社員比重高達(dá)67.01%。

農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)本質(zhì)上是合作社的一種產(chǎn)業(yè)化功能[37]，它源自我國(guó)1978年以來的農(nóng)副產(chǎn)品市場(chǎng)化改革，目的在于解決分散農(nóng)戶與現(xiàn)代大市場(chǎng)難以對(duì)接的矛盾。隨著合作社實(shí)力的壯大，其產(chǎn)業(yè)化功能將逐漸拓展，典型的包括將農(nóng)產(chǎn)品的加工環(huán)節(jié)納入其經(jīng)營(yíng)范圍，從而獲得農(nóng)產(chǎn)品加工附加值。但受制于合作社自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，當(dāng)前合作社向其社員提供產(chǎn)品加工服務(wù)的較少，2009年這一比重僅為37.11%，2015年更是降至22.41%。

農(nóng)資集體采購(gòu)、技術(shù)指導(dǎo)與培訓(xùn)服務(wù)屬合作社的合作化功能，其目的是以橫向一體化解決縱向一體化問題[37]。通過集體采購(gòu)來擴(kuò)大農(nóng)資采購(gòu)量，增強(qiáng)農(nóng)戶的市場(chǎng)談判力，進(jìn)而獲得優(yōu)質(zhì)低價(jià)的農(nóng)資；技術(shù)指導(dǎo)與培訓(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，同樣備受合作社與社員的青睞。2009年獲得合作社農(nóng)資采購(gòu)服務(wù)、技術(shù)指導(dǎo)與培訓(xùn)服務(wù)的社員占比高達(dá)62.89%和64.95%。

信貸服務(wù)是以資金互助的形式解決部分農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中面臨的資金緊約束。同樣，信貸服務(wù)在相當(dāng)程度上受制于合作社的實(shí)力，2009年和2015年僅15.46%、12.07%的社員能夠獲得合作社的信貸服務(wù)。按股或按交易量分紅本質(zhì)上并非合作社的一種服務(wù)形式，但由于分紅是合作社服務(wù)功能發(fā)揮的產(chǎn)物，并直接關(guān)系到社員農(nóng)戶的收入水平，因此，本文同樣將其視為合作社的一種服務(wù)形式。樣本中，2009年僅27.84%的社員從合作社獲得分紅。

綜合視之，2009年社員Ⅰ的比重高達(dá)72.16%，但至2015年這一數(shù)值降至65.52%，社員獲得不同類型的服務(wù)的比重也均有所下降。盡管2009年和2015年的數(shù)據(jù)并非追蹤調(diào)研數(shù)據(jù)，但在隨機(jī)抽樣框架下，2015年社員Ⅰ所占比重較2009年下降近7個(gè)百分點(diǎn)反映出當(dāng)前我國(guó)合作社服務(wù)功能弱化的趨勢(shì)。

三、實(shí)證研究結(jié)果

實(shí)證研究的思路是：首先，在不考慮合作社服務(wù)功能的情況下，采用1 243份農(nóng)戶數(shù)據(jù)（全樣本）擬合內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型，并根據(jù)模型的擬合結(jié)果實(shí)現(xiàn)反事實(shí)推斷，估算合作社對(duì)社員農(nóng)戶收入的處理效應(yīng)。其次，本文嘗試將合作社的服務(wù)功能納入實(shí)證分析框架，具體操作是將社員Ⅰ、Ⅱ分別與非社員組成子樣本Ⅰ和Ⅱ，并分別擬合ESRM，進(jìn)一步比較參與合作社對(duì)兩組社員農(nóng)戶的處理效應(yīng)差異。最后，本文將基于全樣本和子樣本，分別采用OLS模型和處理效應(yīng)模型評(píng)價(jià)合作社的增收效果，并進(jìn)一步比較各方法的優(yōu)劣。文中模型估計(jì)采用STATA 13.0軟件實(shí)現(xiàn)。

（一）總樣本回歸結(jié)果

表3中的Model 1是采用總樣本回歸的結(jié)果。就選擇模型（即農(nóng)戶入社決策模型）而言，對(duì)合作社的了解程度是影響農(nóng)戶行為的重要因素，該變量的系數(shù)為0.78，且在1%的水平上顯著。這與張晉華[26]、伊藤順一[21]等的實(shí)證結(jié)果一致。其次，農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力稟賦越豐富，其參與合作社的可能性越高。原因可能在于該變量表征農(nóng)業(yè)在農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)中的相對(duì)地位，家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入越多，農(nóng)業(yè)的地位越高，農(nóng)戶越寄希望于合作社幫助其解決生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中面臨的問題。農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)特性、專用型投資、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模以及村莊地勢(shì)特征對(duì)微觀農(nóng)戶的決策影響不顯著。就戶主特征而言，相比男性，女性更傾向于參與合作社，年齡和受教育程度的作用不顯著。

進(jìn)一步比較Model 1中社員和非社員的收入決定方程，我們發(fā)現(xiàn)諸多解釋變量對(duì)兩組農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入的影響不同，這也凸顯了OLS模型和處理效用模型的固有缺陷OLS模型和處理效應(yīng)模型均假設(shè)兩組農(nóng)戶的收入決定機(jī)制同質(zhì)。 。在表3的Model 1中，農(nóng)戶的年齡、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、專用性投資均顯著作用于非社員農(nóng)戶，但對(duì)社員農(nóng)戶的影響不顯著；生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大將有助于提高社員與非社員的收入水平，但對(duì)非社員的貢獻(xiàn)將明顯高于社員；和感性認(rèn)識(shí)一致，農(nóng)戶所在村莊位于山區(qū)不利于其收入提高，并且這種削減作用對(duì)社員更明顯；相比經(jīng)濟(jì)作物或養(yǎng)殖業(yè)，主要從事糧食經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶其收入水平顯著偏低，并且，這種負(fù)向作用對(duì)社員農(nóng)戶的影響更大。最后，ρμ1 υ顯著，農(nóng)戶的選擇模型與其收入決定方程的聯(lián)合獨(dú)立似然比通過檢驗(yàn)，說明有必要糾正由不可觀測(cè)變量引起的樣本選擇偏誤。

為反映合作社對(duì)農(nóng)戶收入的影響，本文根據(jù)（7）和（8）式計(jì)算出了在消除樣本選擇偏差后，兩組農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平（取自然對(duì)數(shù)Ln）。此外，還根據(jù)（9）和（10）式分別計(jì)算出社員在不參與合作社以及非社員在參與合作社兩種反事實(shí)情境下的收入水平。最后根據(jù)（11）和（12）式計(jì)算出ATT為0.236，ATU為0.428。說明加入合作社能顯著提高農(nóng)戶的收入水平，并且非社員農(nóng)戶參與合作社，其增收幅度將更明顯。

（二）子樣本回歸結(jié)果

當(dāng)然，以上分析并未考慮合作社服務(wù)功能發(fā)揮與否。對(duì)此，本文將分別基于子樣本Ⅰ和Ⅱ，重新擬合ESRM。模型擬合結(jié)果分別見表3中的Model 2 Model 2中，選擇模型的估計(jì)結(jié)果和Model 3同樣十分接近，為節(jié)省篇幅，本文并未給出。和表4中的Model 3。在Model 2中，非社員農(nóng)戶收入決定方程的擬合結(jié)果和全樣本回歸的結(jié)果十分接近，各變量無論是系數(shù)方向、顯著性均表現(xiàn)出一致。在社員農(nóng)戶方面則表現(xiàn)出不同，具體而言，戶主的年齡、農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力對(duì)社員的收入有顯著作用，而年份變量則變得不顯著。Model 2下半部的諸多證據(jù)同樣表明有必要糾正由不可觀測(cè)變量引起的樣本選擇性偏誤。

為了更清晰地反映合作社對(duì)農(nóng)戶的增收效果，本文給出了兩組農(nóng)戶分別在兩種情境下家庭農(nóng)業(yè)收入的概率密度分布（見圖1 a和b）。圖1a顯示，若社員農(nóng)戶不參與合作社，其收入的概率密度分布曲線將明顯左移，說明在剔除樣本選擇偏差的情況下，社員參與合作社能有效提升其收入水平，ATT為0.548。圖1b則顯示，非社員在參與合作社的反事實(shí)情境下，其收入的概率密度分布曲線大幅度右移，因此，若非社員農(nóng)戶參與合作社，其收入將大幅提升，進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，其收入提升的幅度（ATU=0.718）明顯大于社員收入的提升幅度。因此，一個(gè)基本的政策啟示在于當(dāng)前應(yīng)鼓勵(lì)非社員農(nóng)戶參與合作社。

在Model 3中，ρμ0 υ和ρμ1 υ 均變得不顯著，聯(lián)合獨(dú)立似然比檢驗(yàn)也未通過，說明對(duì)選擇偏誤的糾正沒有必要，基于OLS模型的多元線性回歸便能得到（1）式的無偏估計(jì)。表4中的Model 4為OLS模型的估計(jì)結(jié)果，其中“參與合作社”變量為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。換言之，若農(nóng)戶不能從合作社獲得相應(yīng)的服務(wù)，參與或不參與合作社對(duì)其收入并沒有實(shí)質(zhì)性影響。

（三）多方法的比較研究

表5給出了全樣本和子樣本Ⅰ基于OLS模型和處理效應(yīng)模型的研究結(jié)果文中未給出PSM法估算結(jié)果的原因是在計(jì)算PS值時(shí)，顯著影響農(nóng)戶決策行為的變量較少，這可能影響匹配的效果，從而給研究結(jié)論造成偏差。。比較發(fā)現(xiàn)，OLS模型由于忽視農(nóng)戶行為決策的內(nèi)生性問題，從而造成研究結(jié)論的嚴(yán)重偏誤；處理效應(yīng)模型盡管一定程度上解決了由樣本選擇問題產(chǎn)生的估計(jì)偏差，但是沒有考慮到處理效應(yīng)的異質(zhì)性問題。當(dāng)前，對(duì)合作社增收績(jī)效的考察，比較嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒ㄊ莾?nèi)生轉(zhuǎn)換模型。此外，比較子樣本Ⅰ和全樣本的研究結(jié)果，我們還能得出的結(jié)論：忽視合作社服務(wù)功能，均會(huì)不同程度地低估“真實(shí)”合作社提高社員農(nóng)戶收入水平的作用。

四、結(jié)論、啟示與討論

（一）結(jié)論

基于全國(guó)15個(gè)省1 243份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，本文首次將合作社的服務(wù)功能性納入實(shí)證分析框架，并結(jié)合內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型考察了合作社對(duì)社員農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入的影響。研究結(jié)果表明：（1）合作社并不必然提高社員農(nóng)戶的收入水平，合作社的增收效應(yīng)能否發(fā)揮關(guān)鍵取決于其服務(wù)功能性是否得以充分發(fā)揮，換言之，社員農(nóng)戶能否從合作社獲得滿足其需求的服務(wù)是合作社提高農(nóng)戶收入的前提條件。對(duì)合作社服務(wù)功能性的不加考察，明顯低估了“真實(shí)”合作社的增收效果。（2）合作社在充分發(fā)揮服務(wù)功能的情況下，其對(duì)任一隨機(jī)農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)為0.623，并且非社員農(nóng)戶在參與合作社的反事實(shí)情境下，其收入的提升幅度將明顯高于社員農(nóng)戶（ATU>ATT）。（3）基于不同方法的比較研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型既消除了由可觀測(cè)變量和不可觀測(cè)變量引起的選擇偏誤，又考慮了處理效應(yīng)的異質(zhì)性問題，具有OLS模型和處理效應(yīng)模型無法比擬的優(yōu)勢(shì)，是當(dāng)前評(píng)價(jià)合作社增收績(jī)效較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒ā?/p>

（二）啟示

本文的政策啟示是規(guī)范合作社運(yùn)營(yíng)，促使其服務(wù)功能得以充分發(fā)揮，保證社員切實(shí)從合作社獲得滿足其需求的服務(wù)。然而，針對(duì)當(dāng)前我國(guó)多數(shù)合作社異化和服務(wù)功能弱化等事實(shí)，本文以為要轉(zhuǎn)換合作社“先發(fā)展，后規(guī)范”的發(fā)展路徑，在保證合作社增量的同時(shí)，重點(diǎn)優(yōu)化存量，通過制定激勵(lì)和監(jiān)管并重的合作社發(fā)展政策，實(shí)現(xiàn)我國(guó)合作社發(fā)展從數(shù)量擴(kuò)張到質(zhì)量提升的轉(zhuǎn)變。當(dāng)然，在肯定加大對(duì)合作社的監(jiān)督考核的必要性時(shí)，將何種指標(biāo)納入監(jiān)督考核體系顯得尤為關(guān)鍵。是參考國(guó)際合作社聯(lián)盟制定的合作社七項(xiàng)基本原則，還是根據(jù)我國(guó)《農(nóng)民專業(yè)合作社法》規(guī)定的五原則？本文認(rèn)為應(yīng)立足社員，考察社員能否從合作社獲得滿足其需求的服務(wù)，合作社最終能否帶動(dòng)社員增收才是根本。誠(chéng)如徐旭初所言，現(xiàn)實(shí)中的合作社是否為合作社，不在于他們理論上符合某種原則，而在于實(shí)踐上究竟如何[38]。

（三）討論

根據(jù)本文的研究結(jié)論，引申出一個(gè)值得討論的話題，即現(xiàn)實(shí)中，農(nóng)民專業(yè)合作社是否真如部分學(xué)者[39]所言，是社會(huì)弱勢(shì)群體的聯(lián)合？合作社是否真的能帶動(dòng)小農(nóng)戶？換言之，農(nóng)民合作究竟是哪些人的合作？本文的研究結(jié)果表明，當(dāng)前，農(nóng)民合作更多地體現(xiàn)為農(nóng)村“精英”，或農(nóng)村弱勢(shì)群體中的“精英”分子的合作，合作社存在“精英俘獲”問題。樣本選擇偏差的存在是“精英俘獲”問題的有力證明，社員和非社員特征變量的差異也適當(dāng)?shù)胤从吵鲞@一問題。當(dāng)前，若政府決策部門將扶持農(nóng)民合作社發(fā)展作為農(nóng)民增收的一個(gè)重要手段，那么需要謹(jǐn)慎地看到政策受益群體的局限性，若一味地扶持現(xiàn)有合作社發(fā)展，以實(shí)現(xiàn)當(dāng)前社員農(nóng)戶收入的提高，將有可能導(dǎo)致農(nóng)村內(nèi)部收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。政府決策部門應(yīng)在保證合作社充分發(fā)揮其服務(wù)功能的前提下，鼓勵(lì)引導(dǎo)非社員組建并參與合作社。

需要說明的是，數(shù)據(jù)的局限性使得本文仍存在諸多問題需要改進(jìn)。例如，盡管本文嘗試將合作社的服務(wù)功能納入實(shí)證分析框架，但在操作層面上也僅是根據(jù)社員能否從合作社獲得服務(wù)而將其做簡(jiǎn)單的二元?jiǎng)澐?，處理方式略顯“粗糙”。由此產(chǎn)生的問題是本文并未考慮到不同類型的服務(wù)對(duì)農(nóng)戶增收效果的差異，以及多種服務(wù)可能存在的疊加效應(yīng)。此外，基于本文采用的研究方法和掌握的資料，也并未克服已有研究的一個(gè)通病，即忽視合作社對(duì)非社員的“溢出效應(yīng)”。由于村民之間的頻繁互動(dòng)，合作社提供的技術(shù)、市場(chǎng)信息等可能在社員和非社員間傳遞，從而間接影響非社員的收入水平。最后，合作社自身的異質(zhì)性對(duì)農(nóng)戶收入的影響也是本文考察的薄弱點(diǎn)。

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Abstract： Owing to the limitations of research methods and neglecting cooperatives service function， the conclusions of existing studies on cooperatives performance for income-increasing may not hold truth. This paper uses endogenous switching regression model （ESRM） to make up the shortages of the research methods in previous researches， and attempts to bring cooperatives service function into the analysis framework. The evidence of 1 243 smallholders from 14 provinces in China reveals that： （1） Cooperatives do not necessarily increase farmers income， and they work only when they play their roles of serving their members. （2） In this premise as well as eliminating sample selection bias， cooperatives average treatment effect is 0.706. Furthermore， if non-members were cooperatives members， their income would improve at a rate exceeding that of existing members. （3） By comparing the results conducted by different methods， such as OLS model， treatment effect model and ESRM， we find that ESRM is a relatively rigorous method for investigating cooperatives performance for income-increasing. The results of this research are of great value for the academic researches as well as the practice of the cooperatives.

Key words：farmer cooperative； performance for income-increasing； service function； endogenous switching regression model （ESRM）

（責(zé)任編輯：馬欣榮）