农户加入合作社的收入效应和资产效应——基于CHIP数据的实证研究

邹 洋，王庆斌，季荣妹

(1.南开大学经济学院，天津 300071；2.美国佛蒙特大学社区发展与应用经济系，佛蒙特 05405)

一、引言和文献回顾

农民合作社的发展被认为是增加农民收益和帮助农民克服其与有限市场力量相关的许多问题的一个有效途径[1][2][3][4]。同时，农民合作社可以带动贫困农户增收、提升贫困农户的自我发展能力和扩大贫困农户的赋权机会[5]，在我国全面推进乡村振兴、促进脱贫攻坚成果巩固的伟大工程中会发挥重要作用。在中国,因为大多数农户经营规模很小,容易受到市场变化的影响[6],中国政府积极采取各种措施支持农民合作组织的发展，促进经济合作和市场一体化[7]。从国家立法层面看，2003年3月开始实施的《中华人民共和国农业法》规定：“鼓励农民在家庭承包经营的基础上自愿组成各类专业合作经济组织”。《中华人民共和国农民专业合作社法》规定：“国家通过财政支持、税收优惠和金融、科技、人才的扶持以及产业政策引导等措施，促进农民专业合作社的发展”。2021年4月29日通过的《中华人民共和国乡村振兴促进法》规定：“国家支持农民专业合作社、家庭农场和涉农企业、电子商务企业、农业专业化社会化服务组织等以多种方式与农民建立紧密型利益联结机制，让农民共享全产业链增值收益”。中国政府还制定了支持农民专业合作社发展的具体政策，特别是，中国政府为农民专业合作社的发展提供了重要的财政资金支持。从2007年到2017年，中央政府共拨款118亿元用于支持农民专业合作社的发展，年均增长21.48%。在分配公共预算资金方面，中央政府一般将资金分配给省级政府，以满足地方支持农民合作社发展的需要。这一做法为各地农民专业合作社的发展奠定了财政基础。省以下地方政府也经常从预算中为农民专业合作社的发展增加资金支持[8]。

过去十多年来,中国农民专业合作社在政府的大力支持下发展迅速。2007年，农民专业合作社的数量仅有2.6万家；截至2011年第三季度末,相应数量达到约48.4万家[9]；到2016年，7200家合作社联社成立[10]；到2017年7月底，农民专业合作社增加到约193万家[11]；截至2020年6月底，该数量已经超过220万家(1)参见网址https://www.moa.gov.cn/govpublic/zcggs/202010/t20201014_6354209.htm。我国农民专业合作社在政府的大力支持下得到迅速发展，但合作社发展对实现政府的目标(例如促进农民增收、促进农村和农业可持续稳定发展、减少贫困、缩小收入差距等)的作用到底如何，这是政府部门和相关研究人员非常关心的问题。

大多数关于农民专业合作社增收效应的文献表明，农户加入专业合作社对其家庭收入的影响显著为正(孙艳华等，2007[12]；张晋华等，2012[13]；寳劔久俊和佐藤宏，2016[14]；朋文欢和黄祖辉，2017[15])。合作社和企业是农业社会化服务的重要市场供给主体，农业社会化服务市场会逐步形成多主体竞争性供给格局，随着合作社实力不断增强，能以更低的价格和更高的效用提升效应，争夺企业的市场份额，提升农户福利，同时迫使企业降低生产资料价格，提升惠顾农户的福利，并有助于农户总体福利的提升[16]。同时，很多研究认为合作社的增收效应对于不同种类的农户家庭存在差异。有的研究认为，合作社的增收效应对于大规模农户和高收入农户更明显(苏群和陈杰，2014[17]；胡联，2014[18]；温涛等，2015[19]；Ma和Abdulai，2016、2017[20][21])。但是，也有研究持相反观点，认为合作社的增收效应对于低收入户和贫困户更明显(伊藤顺一等，2011[22]；刘俊文，2017[23]；赵晓峰和邢成举，2016[24])。此外，有研究分析认为合作社效率不高，需要加强服务功能(黄祖辉和朋文欢，2016[25]；朋文欢和黄祖辉，2017[15]；廖小静等，2021[26])。

既有研究大都关注农民专业合作社的增收效应，很少有人分析农民专业合作社的资产效应。此外，目前大多数研究基于更早时期的中国家庭收入调查(CHIP)数据或样本量小得多的自身调查数据。为弥补现有文献的以上不足，本文首次使用由中国社会科学院经济研究所和国家统计局2014年的CHIP数据,考虑农户加入专业合作社这一变量的内生性问题，实证检验农民专业合作社的增收效应，同时检验既有文献忽视的农民专业合作社的资产效应，探究农民专业合作社对持续促进农户家庭增收和保障农村农业稳定发展的潜在影响，以期得出新的支持证据。我们还进一步使用工具变量方法解决了农户加入专业合作社的自选择问题。

本文剩余部分的结构安排如下:第二部分阐述农户加入合作社的收入效应和资产效应的实现机制；第三部分介绍数据来源、变量定义和数据特征；第四部分实证分析农户加入专业合作社的收入效应；第五部分实证分析农户加入合作社的资产效应；最后为结论。

二、农户加入合作社的收入效应和资产效应的实现机制

(一)农户加入合作社的收入效应实现机制

首先，合作社集体行动会带来规模经济。与投资者所有企业相比较，在与农民交易过程中，农民合作社是更有利于节约交易费用的制度安排[27]。农户以一种理想的方式通过合作社集体行动[28][29]，决定了农民合作社在农业组织体系中的中心地位[11]。Platteau等(2014)发现，地方精英往往更多地参与集体行动[30][31]。以党员农户为核心的农村精英具有带头示范作用[32]，把普通农民组织起来[33][34]，通过品牌建设、深加工、市场谈判、签署订单、统一农产品采购、统一检验、统一销售、统一管理等方式，实现农民个体家庭难以实现的农产品高附加值，可以提高农户家庭收入水平[35]。合作社核心成员在产品的数量和质量上依靠普通农民的贡献，使其能够在数量上达到规模效应，在质量上达到增值效应，从而节约交易成本，在市场上获得相应的议价能力[36]。合作化实际上就是农民通过集体行动(如集中买卖、集体谈判等)来扩大规模和降低成本，规模经济是合作社建立和发展的基本动因之一[37]。例如，土地托管专业合作社向农户提供统一供应农资、统一机械化耕种、统一田间管理、统一灌溉、统一机械化收割、统一销售等服务，实现规模化管理，进行大规模机械化生产，可以降低农资购买成本，保证农资产品质量，改善农田基础设施，提高农户单产[38][39]。盈利能力强、发展潜力大、带动效应明显的农民合作社继续走专业化的联合发展道路，将家庭农场和村域、镇域的农民合作社组织起来，成立联合社，会进一步形成规模经济优势[40]。合作社积极推动农业生产、农产品加工和销售、餐饮、休闲以及乡村文化产业、旅游产业、教育产业、健身产业、医养健康产业、绿色保健产业等新兴产业有机整合，延伸农业产业链，实现三产融合发展，带动村集体增收和村民致富[41]。

其次，合作社合同销售、标准化和品牌化建设具有明显的增收效果。农民合作社通过收获前签订的销售合同批量销售农产品,降低了农产品价格波动的市场风险。这一好处已从中国和许多其他国家的农民合作社的经验中得到充分体现[42][43][44][45]。追求成员福利最大化的合作社比由投资者拥有的合作社更有动力投资于旨在提高质量的创新，从而改善产品差异化的性质和市场结构[46]。合作社农产品的品牌化可以使农产品更加具有特色，价格会更高。通过在中国推广农产品的标准化和品牌化，加入合作社的会员农民收入要比非会员农民高出20%[9]。

第三，根据我国合作社法的规定，合作社的盈余分配以成员与合作社之间的协议为基础，可分配盈余主要按照成员与合作社的交易量(额)比例返还，返还总额不低于可分配盈余的百分之六十；返还后的剩余部分，以成员账户中记载的出资额和公积金份额，以及本社接受国家财政直接补助和他人捐赠形成的财产平均量化到成员的份额，按比例分配给合作社成员。目前，我国农民专业合作社一次利润返还比较普遍，但是实施二次返还的不多。

最后，合作社会获得政府的各项支持。根据农民专业合作社法的相关规定，中央和地方财政应当分别安排资金，为农民专业合作社开展信息、培训、农产品(质量)标准与认证、农业生产基础设施建设、市场营销和技术推广等服务提供支持。农民合作社在农业生产、加工、配送、服务等许多涉农经济活动中享有税收优惠。农民合作社作为一种组织形式，可能带来税收优惠等好处[47]。

(二)农户加入合作社的资产效应实现机制

首先，机械化和规模化的优越性以及政府农机购置补贴的支持作用会激励农户购买先进适用的农业机械。《中华人民共和国农业机械化促进法》第二十七条规定：“中央财政、省级财政应当分别安排专项资金，对农民和农业生产经营组织购买国家支持推广的先进适用的农业机械给予补贴”。农户以补贴价格购买国家支持推广的农业机械，以购买的农机入股合作社，进行机械化生产，既能提高农业生产效率，又能减少劳动力投入、从而解放大量劳动力，同时规模经营也可以降低运输和管理成本[48][49]，合作社成员身份会带来投资净收益的增加[20][21]。2009年国务院常务会议决定“实施土壤有机质提升和深松作业补贴”。同年12月31日，《中共中央国务院关于加大统筹城乡发展力度进一步夯实农业农村发展基础的若干意见》明确提出“大力推广机械深松整地”。2013年我国对纳入《全国农机深松整地作业实施规划(2011—2015年)》的省份在农机购置补贴资金中安排补助资金用于在适宜地区实行农机深松整地作业补助，补贴对象为直接从事农业生产的个人和农业生产经营组织。这些政策会进一步激励农户购买农机，通过加入合作社提供规模化、专业化和社会化服务，不仅可以获得服务费收入，还可以额外获得政府补贴。而农户实现了更大幅度的增收，又可以进一步激励其购买更多先进适用的农机，并保障其能够实现农机的购买。

其次，国家农机购置补贴等政策对合作社的倾斜作用。《2010年农业机械购置补贴实施指导意见》提出农机购置补贴的首要目标为“调动农民购买农业机械的积极性，提高农民购买农业机械能力，扩大农户直接受益范围，促进农民增收”；在基本原则中提出“向农民专业合作服务组织倾斜”；在补贴对象确定方面提出，当申请补贴人数超过计划指标时，“补贴对象的优选条件是：农民专业合作组织，农机大户、种粮大户”“同时，对报废更新农业机械、购置主机并同时购置配套农具的要优先补贴”。各地在实践中对合作社在农机报废更新和获得农机购置补贴等方面实行倾斜政策。

第三，政府农机购置补贴的杠杆作用。2010年全国农民人均纯收入仅为5919元，而补贴机具的单机售价一般都在数千元乃至万元以上，一些大型机具甚至达到几十万、上百万元，政府补贴在30%以下，有些地方在中央补贴的基础上还进行累加补贴。(2)例如，在江苏、安徽、重庆等地，地方财政对于农民购买水稻插秧机还进行补贴，农民在购买时补贴比例已经超过50%、60%。参见http://www.amic.agri.gov.cn/subsidy/details/185/8764/191。由于农机购买价格一般较高，农户购买农机，政府补贴一般低于30%，这撬动了加入合作社农户大量的资金投入(资金来源于农户自有资金和银行贷款等)；而且各地农机购置补贴对合作社购买农机数量的限制更加宽松，结果带来更高的资产效应。

三、数据来源、变量定义和数据特征

(一)数据来源

本文实证分析使用的数据来源于中国社会科学院经济研究所和国家统计局2014年进行调查得到的2013年中国家庭收入调查(CHIP)数据。针对2013年全国范围内农村居民的收入情况，该调查共收集了来自15个省份234个县区的调查数据。首先，我们剔除了缺失或无效的数据。其次，考虑2013年农民家庭收入可能影响他们在2013年或2014年加入合作社的决定，为了消除这种互为因果可能导致的内生性问题，我们删除了2013年和2014年加入合作社的农户数据。最后，实证分析使用的观测值有8125个。对于反映家庭信息的变量，如家庭可支配收入、家庭拥有土地、家庭农业经营性固定资产指标,都除以家庭人数得到人均指标,以与教育水平、性别、婚姻状况、年龄、健康状况、村干部身份、是否外出打工等个人信息相对称。各变量名及其定义如表1所示。(3)限于篇幅，此处省略变量的描述性统计报告，作者备索。

表1 变量定义

(二)数据特征

由于8125个农户中仅约3%参与合作社，参与和非参与样本之间的比例较为悬殊，估计结果可能会出现较大偏误。考虑到该问题，在后面实证分析中我们采用Logit模型估计影响农户加入合作社决定的因素及其边际效应，并估计考虑稀有事件对Logit模型进行修正的补对数-对数模型及其边际效应，两者相差不大，表明约3%的农户加入合作社的事件不会带来明显的稀有事件偏差[50]。

从总体来看，我们使用的样本数据分布在北京、山西、辽宁、江苏、安徽、山东、河南、湖北、湖南、广东、重庆、四川、云南和甘肃14个省市的167个县，与CHIP调查样本15个省份只差一个，使用的样本县数占CHIP调查样本县数的比例约为71.38%，所以本文使用的样本数据与CHIP随机抽样调查数据在区域分布上相差不大，具有代表性。

四、农民专业合作社收入效应的实证分析

首先，我们给出实证检验的计量估计模型；其次，对农户选择是否加入合作社决定的影响因素进行Logit模型估计；再次，考虑依可测变量的农户加入合作社的自选择偏差问题，利用PSM模型估计农民专业合作社的增收效应；最后，考虑依不可测变量的农户加入专业合作社的自选择偏差问题，利用处理效应模型(TEM)估计农户加入合作社的增收效应。

(一)估计模型

为了检验合作社对农户家庭收入的影响在统计上是否显著，构建如下回归模型：

lnperhincome2013i=γ0+γ1coopi+∑γjXij+εi

(1)

其中,X表示M个控制变量，包括家庭人均拥有土地、农忙季节劳动时间、家庭规模、受教育程度、婚姻状况、年龄、性别、年龄和性别交叉项、健康状况、是否村干部、是否在本地从事工资性工作、是否在本地从事非农生产经营活动、是否外出打工以及东中西部三个地区虚拟变量；γ0,γ1和γj(j=2,3,4,…,M+1)为待估计参数；εi为误差项。

本文将农户选择是否加入合作社的决定方程式表示为:

coopi=θZi+ωi

(2)

其中，θ是待估计参数向量；Zi是影响农户选择是否加入合作社的协变量向量，包括家庭人均拥有土地、农忙季节劳动时间、家庭规模、受教育程度、婚姻状况、年龄、性别、年龄和性别交叉项、健康状况、是否在本地从事工资性工作、是否在本地从事非农生产经营活动、是否外出打工、各省实施促进合作社发展办法的年数以及东中西部三个地区虚拟变量等；ωi是误差项。

(二)Logit模型估计

首先，本文对式(2)进行估计。为便于解释Logit估计结果，表2第(1)列报告Logit模型几率而非系数估计值，第(2)列和第(3)列分别报告Logit模型和考虑稀有事件对Logit模型进行修正的补对数-对数模型的平均边际效应估计结果。

表2 Logit模型估计结果(4)由于多重共线性，估计时省略了中部虚拟变量。表4同。

根据表2第(1)列的估计结果，身体健康状况差的农户加入合作社的几率约是身体好的80%；在本地从事非农生产经营活动的农户加入合作社的几率约是没有在本地从事非农生产经营活动农户的60%；外出打工的农户加入合作社的几率约是没有外出打工农户的60%；东部地区农户加入合作社的几率约为其他地区的60%，而西部地区农户加入合作社的几率高出其他地区约50%。根据表2第(2)列和第(3)列的估计结果，Logit模型和补对数-对数模型估计出的平均边际效应和显著性水平基本一致，这表明约3%的农户加入合作社的稀有事件偏差不明显。其中，身体健康状况、实施促进合作社发展办法的年数、是否在本地从事非农生产经营活动、是否外出打工、是否属于东部地区这些变量对农户参加合作社决定的影响在统计上均显著为负，表明身体健康状况越差、实施促进合作社发展办法的年数越长、在本地从事非农生产经营活动、外出打工、属于东部地区农户越少加入合作社；而西部地区虚拟变量在1%的显著性水平下显著为正，表明西部地区农户更多地加入合作社；其他变量的系数估计值在统计上均不显著。

(三)PSM估计

由于可能遗漏同时影响农户家庭收入和是否加入专业社决定的可观测和不可观测因素(例如能力和动机)，即式(1)和式(2)的误差项可能存在相关关系，会导致农户是否加入合作社这一解释变量存在内生性问题。因此，本文使用Abadie和Imbens所提出的正确标准误(AI稳健标准误)进行PSM估计[51]，结果如表3所示。表3第(1)列报告对全部样本估计时coop的系数，第(2)列和第(3)列分别报告市场化总指数[52]小于和大于样本均值的两个子样本估计时coop的系数。

表3 PSM估计结果(收入效应)

根据表3，在不同情况下，农户加入合作社的平均处理效应在统计上均显著为正，说明农户加入合作社有利于促进家庭人均可支配收入的增加。特别的，对于市场化程度高的省份，农户加入合作社的增收效应更大，表明农民合作社的发展是增加农民收益和帮助农民克服其与有限市场力量相关的许多问题的途径之一。

(四)TEM估计

对式(1)和式(2)，本文选择各省实施促进合作社发展办法的年数作为工具变量，处理效应模型(TEM)的MLE估计结果如表4第(1)列所示(5)限于篇幅，此处省略对工具变量的讨论，作者备索。。为了对比，考虑到同一调查点不同农户误差项之间有关联，回归标准误聚类在747个调查点层面(6)根据国家统计局中国经济景气监测中心发布的农村住户十三位数样本编码(地区/住户编码)，前六位数表示省市(县)，省市(县)后面的两位数表示调查点，调查点后面的三位数表示住宅，最后两位数表示住户，所以调查点取样本编码前八位数。，采用聚类稳健标准误的OLS估计结果如表4第(2)列所示。

表4 处理效应模型的MLE估计结果(收入效应)

从表面看，表4的Wald似然比检验结果意味着不存在内生性，可直接进行OLS估计，但是也可能存在其他模型设定误差，或者忽略了高次项或互动项。TEM估计出的农户加入合作社对农户家庭人均可支配收入的平均处理效应约为0.16。其他在统计上显著的系数估计结果解释如下。在1%及5%的显著性水平下，对农户家庭人均可支配收入产生显著正的影响的变量包括家庭人均拥有土地(lnperland)、教育水平(lnedu)、年龄(lnage)、性别(gender)、村干部(carder)、在本地从事工资性工作(sala)、在本地从事非农生产经营活动(nonagr)、外出打工(outwork)、属于东部地区(east)，其中男性、年龄、在本地从事非农生产经营活动、教育水平、属于东部地区、在本地从事获取工资性工作的影响较大；产生显著负向影响的变量包括家庭规模(lnsize)、性别和年龄交叉项(lnagegender)和属于西部地区(west)，可能由于家庭规模越大、抚养人口越多，农村男性年龄越大、收入能力越弱以及西部地区比较落后，故这三个变量对家庭人均可支配收入产生显著的负向影响。

五、农民专业合作社资产效应的实证分析

农户家庭拥有的农业经营性固定资产净值是农户家庭收入持续增长的重要保障，也是促进农村和农业持续稳定发展的根本，大多数文献忽略了合作社发展对农户家庭经营性固定资产的影响。为了估计农户加入合作社对农户家庭人均农业经营性固定资产的影响，也为了进一步对上述估计结果进行稳健性检验，下面把式(1)中的被解释变量替换为农户家庭人均农业经营性固定资产净值：

(3)

其中，lnperassets2013为2013年末农户家庭人均拥有的农业经营性固定资产估计价格净值的对数值，其他变量保持不变，式(2)也保持不变。

首先，考虑依可测变量的农户加入合作社的自选择偏差问题，利用PSM模型估计合作社的资产效应，方法同上，估计结果如表5所示。表5第(1)列报告对全部样本估计时coop的系数，第(2)列和第(3)列分别报告市场化总指数[52]小于和大于样本均值的两个子样本估计时coop的系数。

表5 PSM估计结果(资产效应)

根据表5，除了市场化总指数高于样本均值的省份估计结果在统计上不显著外，其他各系数估计值均为正、并且在统计上显著，表明加入合作社有利于促进农户家庭农业经营性固定资产的增加；与全样本比较，对于市场化程度低的子样本，农户加入合作社的资产效应反而更大。这可能与政府相关支持有关，特别是市场化程度低的省份(甘肃、云南、湖南和四川)属于中西部不发达地区，政府提供的相关支持更多。合作社对于市场化水平低的欠发达地区综合能力欠缺的农户投资天然有着更多的引导作用，市场化程度低的欠发达地区发展相对滞后，这些后发地区农户入社有可能相对发达地区有着较高的边际效应。

其次，考虑自选择偏差问题，本文利用处理效应模型(TEM)估计合作社的资产效应。我们同时估计式(2)和式(3)，方法同上，估计结果如表6第(1)列所示。为了对比，表6第(2)列为OLS估计结果。

根据表6第(1)列的TEM估计结果，农户加入合作社对家庭人均农业经营性固定资产的平均处理效应约为0.45，表明加入合作社的农户家庭人均农业经营性固定资产比未加入农户高出约45%，与加入合作社农户家庭人均可支配收入的平均处理效应(约16%)进行比较，前者大于后者很多，说明加入合作社更有利于促进农户家庭农业经营性固定资产的增加，可以说目前我国农业合作社属于“农业经营资本偏好型”，有利于保障农户家庭收入的持续增长和农村农业的可持续稳定发展。

表6 处理效应模型(TEM)的MLE估计结果(资产效应)

六、结论

农民合作社在我国取得了快速发展，但对于合作社的增收等效果的实证研究还比较有限，本文使用CHIP数据，实证研究农户加入合作社的增收效应和资产效应。考虑依可测变量的自选择问题，本文使用Abadie和Imbens所提出的AI稳健标准误进行PSM估计。除了对总体样本进行估计外，本文还分别报告市场化总指数小于和大于样本均值的两个子样本的估计结果。PSM估计结果表明：加入合作社有利于促进农户家庭可支配收入和农业经营性固定资产的增加；对于市场化程度高的省份，农户加入合作社更有利于促进家庭可支配收入的增加，而对于市场化程度低的省份、农户加入合作社更有利于促进家庭农业经营性固定资产的增加。考虑依不可测变量的自选择问题，本文采用处理效应模型(TEM)，选择各省实施促进合作社发展办法年数作为工具变量，利用MLE方法进行估计。对总体样本的TEM估计结果表明：与未加入合作社农户相比，加入合作社农户家庭人均可支配收入要高出约16%，加入合作社农户的家庭人均农业经营性固定资产要高出约45%，后者远高于前者。此外，实证分析结果表明，健康状况越好、教育程度越高、男性、年龄越大、在本地从事非农生产经营活动对促进农户家庭人均可支配收入和人均农业经营性固定资产净值的增加具有显著的正向影响。

上述实证结果具有重要的政策含义。首先，政府需要鼓励合作社创新发展，例如合作社联合发展、应用互联网+、延伸产业链、发展数字农业等；其次，政府应加强对欠发达地区合作社的支持，促进农户家庭农业经营性固定资产的积累，加强合作社的机械化、规模化和社会化服务功能，提高合作社的运行效率；再次，政府还需不断完善和创新合作社支持政策，完善合作社管理体制，促使合作社建立风险分担机制,将核心成员和普通成员的利益捆绑在一起,为双方提供激励，促进合作社健康发展；最后，政府要积极培养职业新农民，提高其健康水平和教育水平，拓宽其非农活动领域。这样不仅有助于持续提高农户家庭收入水平,也有利于促进我国农村和农业的可持续稳定发展。