农地股份合作社类型及其绩效分析

汪海燕， 陈甲， 何文剑， 张红霄

(1.南京林业大学经济管理学院，江苏 南京 210037；2.南京信息工程大学商学院，江苏 南京 210044)

农地规模经营一直是中央与地方政府重要的政策目标。2013年中央一号文件《关于加快发展现代农业进一步增强农村发展活力的若干意见》鼓励家庭承包地向农民合作社流转，实现农地规模经营；2016年中央一号文件《关于落实发展新理念加快农业现代化实现全面小康目标的若干意见》强调引导农户以土地经营权入股合作社，发展股份合作；2021年中央一号文件《关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》再次强调抓好农民合作社，鼓励发展多种形式适度规模经营。截至目前，全国已成立8.52万家农地股份合作社，入股土地面积达210.5万hm2[1]。

农地股份合作社的运行绩效如何？有学者认为农地股份合作社是家庭承包基础上的制度创新[2]：农地入股合作社后由合作社统一经营，技术应用带来的预期净收益更大，合作社因而投入更多劳动力、资金等，亩均单产更高[3]；农地入股合作社后，农户可以将家庭劳动力配置于非农经营[4]，还可依据股权分享农地规模经营的增值收益[5-6]，家庭收入更高。也有学者认为农地股份合作社通常经营单一农作物，自然风险和市场风险较高[7]；农户凭借股权即可获得固定分红，会疏于对合作社运行的有效监督，合作社治理存在不规范问题[8]；农地股份合作社仅依据农地面积分红，既没有考虑农户家庭要素禀赋结构的异质性[9]，也没有考虑农地区位、土壤质量及灌溉条件差异，不利于生产要素优化配置[10]；理论上入社农户可以转移劳动力从事非农经营，但是务农经验丰富的中老年农户难以通过非农经营提高家庭收入[11]。

本研究对分布在江苏省苏北、苏中和苏南地区的256个农地股份合作社进行实地调研后发现：部分农户社员的家庭收入在入社后有明显改善，部分农户社员家庭收入没有明显变化，而农地股份合作社的生成动因可能构成农户社员家庭收入改善程度差异的关键因素。依据生成动因差异，农地股份合作社可区分为农户自发型和政府主导型2大类。前者是指由农户自主决策是否入股、入股面积与期限、分红依据等事项，由做出相同决策的农户协议成立的农地股份合作社。后者是基层政府利用行政权力和组织资源推动农户入股，并对入股规模、定价、分红等合约要素施加影响，即政府干预生成的农地股份合作社。本研究认为有必要观察农地股份合作社绩效是否与其生成动因有关，进而探讨地方政府应如何发展农地股份合作社。

1 理论机制分析

道格拉斯·C·诺斯[12]提出，制度变迁的动力在于经济主体追求潜在利润的努力。家庭承包经营制细碎、分散的经营方式蕴含了巨大的潜在利润，农户和地方政府为获得潜在利润在不同约束条件下主导生成农地股份合作社。农地入股合作社后由合作社统一经营，有助于农户转移劳动力从事非农经营，提高家庭收入；也有助于降低土地单位面积生产成本，提高土地利用率[13]。本研究从入社农户家庭收入及入股土地利用率2方面观察农地股份合作社类型对其绩效的影响。

1.1 农地股份合作社类型与农户家庭收入

为降低谈判成本，入社农户通常约定依据入股农地面积折算股份并据此分红，这一分红方式没有考虑农地质量、区位对农户收入的影响。当家庭承包地的质量和区位条件较好时，农户倾向于维持家庭经营模式。当地块质量、区位条件较差时，农户缺乏在该地块加大生产要素投入的激励，可能倾向于加入农地股份合作社，分享农地集中连片经营可能获得规模经济效益。因此，农户自发生成农地股份合作社的农地质量状况通常较差。由于农户投资能力有限，自发生成的农地股份合作社难以有效改善农地质量，农户基于入股地块的农业经营收入提高程度有限。地方政府基于政绩逻辑和治理便利化逻辑倾向于在农地质量好、农地区位优越、农地规模化程度高的区域主导生成农地股份合作社[14]。农地质量和农地区位越好，地方政府越能有效显示绩效信号；农地规模化程度越高，地方政府主导生成农地股份合作社的交易成本越低。随着中央农地政策及法律法规不断强化家庭承包经营权的物权属性，农户的产权意识越发强烈，部分地方政府为降低交易成本，直接以财政补贴的方式为入社农户的分红收入保底。因此，相对于农户自发生成的农地股份合作社，政府主导生成型更有利于保障入社农户的家庭收入。

农户基于家庭收入最大化目标，权衡自身农业就业机会和非农就业机会，进而做出是否自发生成农地股份合作社的决策。农户家庭劳动力受教育程度较高或者社会资本丰富时，务农机会成本较高，此时农户倾向于与其他农户合作自发生成农地股份合作社，转移部分劳动力从事非农经营[15]。地方政府为降低行政成本以及获得更显著的绩效信号，往往会推动整村入股合作社，政府主导生成的农地股份合作社对农户的非农就业呈现“强推力”特征。由于农业劳动计量和监督困难，农地股份合作社的经营主体为降低生产成本倾向于机械替代劳动力，农业用工需求降低，农户失去务农机会只能外出务工。相对于农户自发生成型，政府主导生成农地股份合作社条件下农户家庭劳动力从事非农经营的比例更高，由于农业比较效益偏低，政府主导生成农地股份合作社的农户家庭收入可能更高[16]。

1.2 农地股份合作社类型与土地利用率

农户以家庭为单位的分散性和自主化生产状态难以与政府的整体规划对接, 地方政府倾向于利用组织资源优势[17]，借助村干部的动员能力主导成立农地股份合作社[18]，改变农业生产分散化状态,降低农业发展项目落地的谈判成本[19]。地方政府可利用信息优势，低成本获得不同区域的市场环境和自然环境信息，确定农地股份合作社的区域范围和适度规模；还能够低成本搜寻到市场需求、新技术、新品种以及企业家才能等方面的信息，提高农地股份合作社生产要素的配置效率。农业生产中引入先进的农机设备有助于提高土地利用率，但农机设备投资成本较高，加之农业生产的季节性，农机设备投资存在资产专用性问题[20]。相对于农户自发生成型，政府主导生成农地股份合作社经营规模更大，更有能力承担农业机械化的投资和管护成本[21]。

农户自发生成农地股份合作社源自于农户通过规模经营降低生产成本的需求，当连片农地所属农户做出相同决策时才可能自发生成农地股份合作社。为降低谈判成本，农地股份合作社通常仅依据农地面积分红，当农户家庭承包地细碎化程度高、农地质量差、农地区位偏僻时，农户倾向于与其他农户合作自发生成农地股份合作，利用合作社的规模经济效益改善家庭承包经营农地规模小、质量差等问题[22]。由于农户之间的合作受制于农地连片约束以及交易成本约束，农户自发生成农地股份合作社的农地规模通常较小。农户入社后通常会转移家庭劳动力从事非农经营，农户自发型农地股份合作社难以通过精耕细作的方式提高土地利用率，也难以承担农业生产机械化的投资成本。因此，相对于政府主导生成的农地股份合作社，农户自发型农地股份合作社提高土地利用率的能力较弱。

2 数据、模型与变量选取

2.1 数据来源

江苏省农地股份合作社的发展规模在全国处于领先地位，2009年江苏省通过《江苏省农民专业合作社条例》，率先以地方性法规的形式规范农地股份合作社的运行。本研究自2017—2019年对江苏省农地股份合作社发展情况进行持续调研。首先通过在江苏省农业和农村委员会和江苏省农业农村厅的预调研，获取全省各地方政府发展农地股份合作社的政策信息，依据各县推动农地股份合作社发展的政策差异在苏南、苏中和苏北地区各选择3个案例县进行实地调研。苏南地区包括苏州市的昆山市及吴江区、常州市的武进区；苏中地区包括南通市的如皋市、扬州市的高邮市及泰州市的姜堰区；苏北地区包括宿迁市的泗阳县、连云港市的东海县及盐城市的东台市。调研发现苏南地区部分地方政府采用财政补贴、项目支持的方式激励农户入社；部分地方政府直接要求以整村入股的方式成立农地股份合作社。苏北和苏中地区地方政府较少采用激励措施干预农地股份合作社的发展，但是苏北和苏中地区的农户自发生成大量农地股份合作社。本研究利用多阶段抽样的方法，综合考虑农地股份合作社生成动因、农地规模、经营方式等因素，选择308个农地股份合作社进行实地调研，同时在每个合作社选择 3～5个农户社员进行入户访谈和问卷调查。为降低农作物品种差异对农户收入和土地利用率的干扰，本研究选择经营粮食作物的农地股份合作社作为案例，获得有效农地股份合作社作数据256个，其中农户自发型126个，政府主导型130个；同时根据农户访谈情况筛选出对农地股份合作社生成和经营状况比较了解的农户数据，获得有效农户数据324个，其中属于农户自发型的农户数据136个，属于政府主导型的农户数据188个。

2.2 模型设定与估计方法

为检验农地股份合作社类型，对农户家庭收入的影响构建模型简化式：

(1)

式中：Incomei为因变量，表示农户家庭收入。Type为自变量，指农户类型，即属于何种类型农地股份合作社社员。Z为计量模型中的控制变量，β为待估计参数，μ为残差项。

由于农户家庭收入属于连续变量，本研究利用OLS进行估计。农户自发生成与政府主导生成农地股份合作社的初始条件存在显著差异，可能存在选择偏误问题。家庭收入高的农户通常非农就业机会较多，该类农户倾向于将农地入股合作社，主要从事非农经营。与此相反，家庭收入低的农户通常农业收入依赖度较高，该类农户倾向于维持家庭承包经营，仅会在地方政府主导生成农地股份合作社的条件下被动入社，OLS估计结果可能有偏，故本研究进一步采用倾向得分匹配法(PSM)以解决样本选择偏误问题。

为检验农地股份合作社类型对土地利用率的影响构建模型简化式：

(2)

式中:Output为因变量，即亩均土地产出率，用以表达农地股份合作社的土地利用率。Type为自变量，是指农地股份合作社的类型。Z为计量模型中的控制变量，γ为待估计参数，μ为残差项。

由于亩均土地产出率属于连续变量，本研究利用OLS进行估计。土地产出率高意味着该地块的农地质量好，地方政府倾向于在此类农地基础上主导生成农地股份合作社，进而导致该地块所属农户被动入社。土地产出率不高意味着该地块质量差，所属农户倾向于转移劳动力从事非农经营，农户可能自发生成农地股份合作社。为解决样本选择偏差问题，本研究进一步采用倾向得分匹配法进行估计。

2.3 变量选取

2.3.1 因变量

本研究的因变量包括农户家庭收入和农地股份合作社土地产出率。农户家庭收入包括农业收入与非农收入，其中农业收入包括农户务农获得的收入、农地股份合作社的分红收入；非农收入是指农户通过非农务工而获得的收入，并非除农业收入外的其他一切收入。依据钱龙等[23]的研究，本研究使用亩均纯利润反映土地产出率。

2.3.2 自变量

本研究的自变量包括农户类型与农地股份合作社类型，根据农地股份合作社生成动因差异将农户及农地股份合作社各分为2类。农户类型包括农户自发型农地股份合作社社员与政府主导型农地股份合作社社员；农地股份合作社类型包括农户自发型农地股份合作社与政府主导型农地股份合作社。

2.3.3 控制变量

(1)农户人力资本状况。农户年龄差异反映农户务农经验差异和农业经营机会成本差异，中老年农户在务农活动中积累的专门性知识有助于提高农业收入，年轻农户在非农就业市场更具有竞争力[24]。受教育程度影响农户农业生产技术更新及信息处理能力，进而影响农户家庭收入[25]。农业生产属于劳动密集型产业，农户的体力投入必须严格遵循农作物生长的自然规律，农户的健康状况可能影响农业收入[26]。社会资本丰富的农户，可低成本获得市场信息和政策信息，其家庭收入可能更高[27]。

(2)农户物质资本状况，这里指农户未入社地块的规模和质量状况。农地规模经营有助于机械替代劳动力，降低生产成本。依据王建英等[28]的研究，农地规模用农户家庭承包地的面积和地块数测度。依据何欣等[29]的研究，本研究用土壤肥力、灌溉条件和平整度测度农地质量，根据农户访谈获得的数据分别对土壤肥力、灌溉条件和平整度评级。

(3)农户所处市场环境。市场环境影响区域性农业经营成本、农产品价格以及非农就业机会，农户收入因而存在差异。依据樊新生等[30]的研究，本研究用与县城的距离测度市场环境。

(4)农户产权感知强度。依据耿鹏鹏[31]的研究，农户产权感知强度与农户农业经营行为高度相关，农户产权感知度越强越可能加大农业生产投入，农业收入可能越高。本研究根据农户访谈获得的数据对农户的产权感知强度分级。

(5)农地股份合作社的农地资源状况，包括合作社经营的农地面积及质量。农地面积越大，农地股份合作社越能灵活依据市场环境优化生产要素组合，土地产出率可能越高[32]。土地质量直接影响土地产出，本研究通过对农地股份合作社负责人访谈获得合作社农地质量状况数据。

(6)农地股份合作社的治理状况。合作社内部存在双重委托代理问题，农地股份合作社能否通过规范治理降低内生交易费用[33]，可能影响农地股份合作社的土地产出率。依据张兰等[34]的研究，本研究用“三会制度”的规范运行状况测度农地股份合作社的治理状况。

(7)农地股份合作社的经营方式。实践中，农地股份合作社的经营方式主要有3种：租赁经营、自主经营和租赁自主兼有。农地股份合作社租赁经营通常是将农地流转给大户、专业合作社或者公司，有助于资本替代劳动力，提高土地产出率。农地股份合作社自主经营可能存在现代农业技术设备以及企业家精神引入不足的问题，可能对土地产出率存在负面影响。

(8)农地股份合作社所处的市场环境。市场环境越好，生产成本越低，农地股份合作社的土地产出率可能越高。本研究以合作社与县城距离测度农地股份合作社的市场环境。

上述各变量定义与描述性统计见表1。

表1 变量定义与描述性统计Table 1 Variable definition and descriptive statistics

3 检验结果分析

3.1 农地股份合作社类型与农户收入

为检验自变量之间是否存在严重多重共线性，对模型进行回归分析前，先汇报自变量的相关系数矩阵，检验结果显示解释变量不存在严重多重共线性，可将所有自变量一并放入模型之中。为避免可能存在的异方差问题，所有回归均采用稳健标准误。本研究运用OLS估计农地股份合作社类型对农户家庭收入的影响，为防止遗漏变量而导致的内生性问题，加入农户人力资本、物质资本、市场环境及农户产权感知强度等控制变量，考虑到区域特征和农地股份合作社治理状况也会影响农户收入，加入县级虚拟变量和合作社个体虚拟变量。具体结果见表3的(1)—(3)列。考虑到样本选择可能存在偏误，OLS结果只作为粗略参考，故引入PSM进行估计。由于PSM的估计结果一致性建立在处理组与控制组的匹配结果较好的平衡数据的基础上，引入PSM进行估计之前先进行平衡性检验，依据表2可知，检验结果无法拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，即模型匹配是平衡的。在PSM估计中，本研究使用不同方法进行匹配，包括一对一匹配、近邻匹配、半径匹配与核匹配。考虑篇幅原因，本研究只报告500次bootstrap获得的标准误差估计结果。具体结果见表3的(4)列。

表2 农地股份合作社类型影响农户收入的平衡性检验Table 2 Balance test of the impact of cooperative type on farm household income

由表3可知，在不考虑控制变量、县级效应及农地股份合作社个体效应的情况下，OLS的计算结果显示农地股份合作社类型不影响农户家庭收入。在加入控制变量、县级效应及农地股份合作社个体效应的情况下，OLS和PSM的汇报结果均显示农地股份合作社类型影响农户家庭收入，政府主导生成农地股份合作社的农户家庭收入高于农户自发生成型，实证检验结果与理论分析结论一致，同时也与实地调研情况一致。农户自发生成农地股份合作社虽然有助于农地连片经营，降低农业生产成本，但是入社农户的户均收入低于政府主导生成农地股份合作社。泗阳县李口镇八堡村农地股份合作社是泗阳县政府主导生成的农地股份合作社。2017年江苏省出台《江苏省特色田园乡村建设行动计划》，泗阳县要求每个村成立农地股份合作社打造特色田园，八堡村为泗阳县首批确定的5个试点村之一。八堡村地理位置优越，水陆交通便捷，桥、路、渠坝、水利设施完备，2013年被评为“江苏省最美乡村”“江苏省康居示范村”。2018年八堡村成立农地股份合作社，全村200 hm2农地全部入股合作社，农户家庭收入主要依赖外出务工。高邮市临泽镇陈甸村农地股份合作社为农户自发生成。陈甸村农地细碎化程度较高，户均耕地约为0.087 hm2，全村266.7 hm2耕地以种植稻麦为主，由于地势低洼，不适合推行高效设施农业。2014年陈甸村部分农户成立农地股份合作社，部分农地由合作社自主经营，部分集中流转给大户投资大棚种植，农户家庭收入虽然有改善，由于农业基础设施投资不足，入社农户家庭收入改善程度弱于政府主导生成农地股份合作社的农户。

表3 农地股份合作社类型对农户收入的影响Table 3 The impact of cooperative type on farm household income

3.2 农地股份合作社类型与土地产出率

本研究首先运用OLS估计农地股份合作社类型对土地产出率的影响，为防止遗漏变量而导致的内生性问题，本研究加入农地股份合作社经营的农地面积及质量、农地股份合作社治理状况及经营方式、市场环境等控制变量，考虑到区域特征也会影响土地产出率，本研究加入县级虚拟变量。汇报结果见表5(1)—(3)列。考虑到样本选择可能存在偏误问题，OLS结果只作为粗略参考，同时引入PSM进行估计。由于PSM的估计结果一致性是建立在处理组与控制组匹配结果较好的平衡数据的基础上，引入PSM进行估计之前先进行平衡性检验，最终结果见表4，检验结果显示无法拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，即模型匹配时平衡的。在PSM估计中，本研究使用不同方法进行匹配，包括一对一匹配、近邻匹配、半径匹配与核匹配，分别进行了50次、100次、200次、500次的检验，考虑篇幅原因，本研究只报告了500次bootstrap获得的标准误差估计结果。具体结果见表5(4)列。

表4 农地股份合作社类型影响土地产出率的平衡性检验Table 4 Balanced test of the impact of cooperative type on farmland output

由表5可知，OLS及PSM的计算结果均显示农地股份合作社类型对土地产出率有显著影响。相对于政府主导生成型，农户自发生成型农地股份合作社的土地产出率更低，实证检验结果与理论分析结论一致，同时也与实地调研情况一致。农户自发生成型农地股份合作社的农地质量和农地区位状况通常较差，土地产出率低于政府主导生成型农地股份合作社。政府主导生成农地股份合作社多位于交通便利、农业基础设施完备区域，例如苏州市北联村农地股份合作社，即吴江区政府主导生成的农地股份合作社。北联村位于江苏、浙江、上海交界处，地理位置优越。2004年北联村已实现农业生产机械化和规模化，全村农业经营分为4部分，分别是水产养殖、高效设施农业、油菜种植和粮食种植。2007年江苏省提出建设现代农业产业示范园，要求实现粮食种植全程机械化。吴江区利用北联村成片农田比较集中的优势，推进粮田入股成立农地股份合作社。农户自发生成农地股份合作社多位于农地细碎化程度高、农业基础设施薄弱区域。以南通市为例，该市70%以上的农地股份合作社是农户自发生成的，目的是解决家庭承包地比较分散，不便于耕种的问题。农户为获得规模经济效益自发生成农地股份合作社，但难以有效改善农地股份合作社的生产经营条件，因此，农户自发生成农地股份合作社的亩均产出率低于政府主导生成农地股份合作社。

表5 农地股份合作社生成类型对土地产出率的影响Table 5 The impact of cooperative type on farmland output

4 研究结论与政策建议

农地股份合作社被认为是有效实现农地规模经营的制度创新形式之一，地方政府采取何种措施发展农地股份合作社是具有较强理论意义和现实意义的重要问题。本研究理论分析和实证检验结果均表明：政府主导生成农地股份合作社中农户家庭收入和合作社土地产出率均高于农户自发生成农地股份合作社。不同类型农地股份合作社存在绩效差异的原因在于：地方政府基于绩效获取及治理便利逻辑倾向于在农地规模、农地质量及农地区位优越区域主导生成农地股份合作社，通过各类农业发展项目推动农地股份合作社的发展。农地规模、农地质量及区位不占优的农户对农地规模经营存在强烈需求，自发生成农地股份合作社以获取农地规模经营效益，由于农户的投资能力有限且农户合作存在高交易成本约束，农户自发生成农地股份合作社对提高农户家庭收入和土地产出率的贡献有限。

综上，提出如下政策建议：首先，农户自发生成农地股份合作社通常位于区位偏僻、农业基础设施薄弱以及农地细碎化程度较高的区域，地方政府应加强对上述区域的农业基础设施投资，引导各类农业发展项目向该区域倾斜，改善农户自发生成农地股份合作社的生产经营条件。其次，政府主导生成农地股份合作社通常位于农地质量和农地区位条件较好的区域，合作社经营通常获得地方政府较多政策扶持，需要加强政府主导型农地股份合作社自身的经营能力建设，保障其经营绩效的稳定性和可持续性。最后，农地股份合作社的发展需要制度环境支撑，地方政府应为农地股份合作社提供信息服务，降低合作社获取农产品信息、技术信息和生产资料信息的成本；引导具有企业家才能的管理人员从事合作社经营管理，促进农地股份合作社的规范运行；帮助农户与农地股份合作社之间进行有效的信息沟通和利益协调，降低农地入股和合作社经营过程中的争议解决成本。