论文部分内容阅读
摘 要：由于研究方法的局限性以及对合作社服务功能的稍欠考虑，现有的关于合作社增收绩效的研究结论有偏差，因此借助内生转换模型（ESRM）来弥补已有研究在方法上的缺陷，并尝试将合作社的服务功能纳入实证分析框架。来自全国15省1 243位农户的数据表明：（1）合作社并不必然提高社员收入，合作社只有在充分发挥其服务功能的情况下其增收效果才显著；（2）在合作社发挥其服务功能，并校正样本选择偏差的前提下，合作社对农户家庭农业收入的平均处理效应为0.706，并且非社员农户在参与合作社的反事实情境下，其收入的提升幅度将超过社员农户；（3）多方法的比较研究显示，内生转换模型是当前评价合作社增收绩效比较严谨的方法。
关键词：农民专业合作社；增收绩效；服务功能；内生转换模型
中图分类号：F306.4 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2017）04-0057-10
引 言
农民专业合作社（以下简称合作社）作为其成员自愿联合组成，并为满足成员共同服务需求的自助经济组织[1]，其组建、经营的要旨在于提高社员农户收入，增进社员福利。（1）通过组建、参与合作社，小农户能够节约由不完全和非对称信息以及资产专用性的存在而产生的交易费用[2-6]；（2）合作社提供的社会化服务能帮助小农户实现规模经济[7-9]；（3）通过联合分散的小农户：增强其市场谈判能力[10-12]；完善社员与合作社间的利益联接机制，使其获得利润返还[13]；分配合作社纵向一体化经营中产生的增值利润[14-15]；提高农产品品质获得产品溢价[16-17]等。
实证研究诸多证据表明农户参与合作社能显著改善其福利状况。然而，从既有研究的方法和内容看，对合作社增收绩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较法[18]、基于OLS模型的多元线性回归[13，19-20]、倾向得分匹配法（PSM）[21-25]、处理效应模型（treatment effect model）[26]以及基于自然实验法的双重差分模型（DID模型）[27-29]，等。当然，若农户是否入社是外生给定的，那么成本收益比较法和OLS模型足以评价合作社的增收績效。但作为理性的个体，农户的行为往往是追求最优化的自我选择结果，上述两种方法由于忽视了农户自选择问题，其结论可能有偏。PSM法作为一种改进，能有效消除由年龄、受教育水平、经营规模等可观测变量引起的样本选择偏差，但面对农户兴趣、合作意识、先天能力禀赋等不可观测变量则显得无能为力。处理效应模型能弥补PSM法的缺陷。该方法通过估计农户入社决策模型，计算农户入社的概率值，并将其作为自变量纳入收入决定方程，由此可消除由不可观测变量带来的样本选择偏差。但美中不足的是该方法忽视了社员和非社员的结构性差异，没有考虑处理效应的异质性[30-31]。DID模型尽管是当前评估政策效果应用最广泛的研究工具之一，但DID模型有其严格的适用条件，要求样本满足随机性和同质性假设前者是指实验对象必须是被随机选入处理组和对照组，即不存在样本选择偏差；后者要求实验组和对照组除实验者所操纵的实验变项不同外，其他各方面都应达到近乎相同或完全相似的程度。。显然，对合作社增收绩效的评价并不满足DID模型的前置假设。
就研究内容而言，学界对合作社增收机制的探讨暗含着一个重要的前提，即合作社能否提高农户收入不仅取决于农户是否参与合作社，更在于合作社向其社员提供了哪些服务，换言之，合作社的服务功能是否得以发挥。然而，已有的研究仅仅是将农户二元划分为社员和非社员，而未将合作社的服务功能纳入实证分析框架。自2007年《农民专业合作社法》颁布，并伴随出台一系列扶持优惠政策以来，我国合作社在经历数量急剧扩张的同时，合作社“假、空、死”等异化现象备受诟病，合作社的服务功能也趋于弱化[32]。在这一背景下，若不考察合作社的服务功能，而将获得服务与未获得服务的社员“混为一谈”，显然会造成研究结论的偏误，这会相应低估“真实”合作社此处的“真实”合作社并非指符合国际合作社联盟七项原则的经典合作社，而仅指真正发挥服务功能的合作社。的增收效果。当然，也得承认部分学者未将合作社的服务功能纳入考察的一个重要原因是这些研究多是针对某一地区的典型案例，数据多源自某一个或几个典型合作社。但该类研究的结论难以推断全国，对当前我国合作社的增收效果也难有全局的把握。
本文将采用Maddala[33]等提出的内生转换模型（ESRM）来弥补既有研究在方法上的缺陷。ESRM综合考虑了可观测和不可观测变量导致的样本选择偏差，从而弥补了PSM法的不足。此外，ESRM分别拟合社员和非社员的收入决定方程，并结合反事实推断分析，能突破处理效应模型中关于两组农户处理效应同质的不合理假设。当前，ESRM在国外的项目效果评价中得到比较广泛的应用，Ma Wanglin & A. Abdulai[34]更是将其用于评析合作社的福利改进效果，这为本文提供了方法论借鉴。此外，针对当前合作社出现异化、服务功能弱化的基本现实，本文将根据社员农户从合作社获得的具体服务来审视合作社服务功能的发挥状况，并在此基础上，将社员进一步划分为获得和未获得服务两个组别，结合非社员样本构成两个子样本，比较分析合作社对两组社员增收绩效的差异。
来自全国10余省份1 243位农户的数据表明，合作社能否提高社员的收入水平取决于合作社能否有效发挥其服务功能。在合作社发挥其服务功能的前提下，参与合作社对任一随机农户的处理效应为0.706。并且，非社员在参与合作社的反事实情境下，其收入的增长幅度将明显高于既有社员，因此，一个基本的政策启示是在保证发挥合作社服务功能的前提下，鼓励扶持非社员组建并参与合作社。另外，通过多种方法的比较研究，我们还发现对可观测变量或不可观测变量造成的选择偏误的忽视，均低估了“真实”合作社的增收绩效。处理效应模型尽管在一定程度上解决了由选择问题产生的估计偏差，但没有考虑处理效应的异质性，内生转换模型才是目前更为严谨的分析方法。 一、内生转换模型和处理效应估计
（一）内生转换模型（ESRM）
其中，Yi 为农户i的家庭农业年收入（取对数）；Ci为农户i是否为社员的虚拟变量，且Ci=1表示农户i为合作社社员，Ci=0则反之；Xij为一组影响农户收入的其他变量，包括户主性别、年龄、受教育水平、家庭农业劳动力数量、农业收入主要来源、农业经营规模、专用性投资、村庄外部环境特征等；由于本文采用的数据为2009年和2015年的混合截面数据，因此（1）式右侧还加入了年份虚拟变量；此外，为了控制地域差异对农户收入的影响，（1）式还控制了省份虚拟变量；μ为服从独立同分布的残差项；α和β分别为对应的估计系数。
正如前文所述，若农户是否为社员是随机给定的，那么基于（1）式的OLS回归便能得到农户收入的无偏估计，α则刻画了合作社对农户收入的影响。然而，不少研究均表明农户是否为社员并非随机给定，而是诸多因素综合作用的结果[21-26]，并且，这些因素可能同时影响农户的决策与收入水平，由此产生样本选择性偏差。
二、样本来源及描述性分析
（一）数据来源及描述性分析
本文所采用的数据源自“中国农民专业合作社成长机理与发展对策研究”和“农业产业组织体系与农民合作社发展”课题组分别于2009年和2015年的农户调研。其中，前者覆盖全国23省1 004位农户，后者涵盖25省1 032位农户。由于两次调研并非追踪调查，故本文视其为混合截面数据，并对其做如下处理：（1）根据受访者对“您家附近是否成立了合作社”的作答，剔除农户因附近未组建合作社而无法参与的情形；（2）在此基础上剔除关键变量缺失和逻辑明显错误的样本；（3）为排除测量误差的影响，本文删除0.5%的最高收入样本和0.5%的最低收入样本。处理后最终得到有效样本1 243个，分布于全国15个省份2009年的数据来自安徽、河南、江西、湖北、浙江、江苏、山东、湖南、重庆、贵州、四川、广东、福建、云南、甘肃、内蒙古、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、新疆、山西。2015年的数据在2009年的基础上还涵盖了广西、宁夏、陕西等数据，但不包括湖北的数据。处理后的总样本分布于安徽、福建、广东、广西、河北、河南、黑龙江、湖北、江西、山东、山西、陕西、四川、新疆和浙江。 ，其中，社员样本213个，非社员1 030个。表1比较了社员和非社员的基本信息，均值T检验的结果表明两组农户在户主特征、家庭生产经营特征、外部环境特征以及对合作社的认知等方面均呈现出高度异质性，并且，社员的家庭农业收入明显高于非社员。
此外，本文试图将合作社的服务功能纳入实证分析框架，具体的思路是依据社员能否从合作社获得相应的服务，将社员样本细分为社员Ⅰ和社员Ⅱ，其中，前者是指享受合作社提供的任一服务（调研中，合作社提供了多种服务形式）的社员，后者则是未获得任何一种服务的社员。同样，表1给出了两组社员农户（社员Ⅰ和社员Ⅱ）的基本特征，发现除在农业劳动力人数、农业收入来源及对合作社的认知存在显著差异外，二者的其他特征趋于一致。社员Ⅰ的家庭农业收入则明显高于社员Ⅱ。
（二）对合作社服务功能的考察
向社员提供服务是合作社组建运营的逻辑起点，大量的国际经验表明，合作社可以通过向社员提供产品销售、农资集体采购、农产品包装保鲜及加工、技术信息与培训以及信贷服务来帮助小农户解决在现代市场发展中面临的诸多难题[8]。从表2可知，农产品销售服务是当前我国合作社的主要服务形式，2009年从合作社获得该服务的社员比重高达67.01%。
农产品销售服务本质上是合作社的一种产业化功能[37]，它源自我国1978年以来的农副产品市场化改革，目的在于解决分散农户与现代大市场难以对接的矛盾。随着合作社实力的壮大，其产业化功能将逐渐拓展，典型的包括将农产品的加工环节纳入其经营范围，从而获得农产品加工附加值。但受制于合作社自身的经济实力，当前合作社向其社员提供产品加工服务的较少，2009年这一比重仅为37.11%，2015年更是降至22.41%。
农资集体采购、技术指导与培训服务属合作社的合作化功能，其目的是以横向一体化解决纵向一体化问题[37]。通过集体采购来扩大农资采购量，增强农户的市场谈判力，进而获得优质低价的农资；技术指导与培训服务作为一种低门槛、规模效应和扩散效应明显的服务形式，同样备受合作社与社员的青睐。2009年获得合作社农资采购服务、技术指导与培训服务的社员占比高达62.89%和64.95%。
信贷服务是以资金互助的形式解决部分农户在生产经营中面临的资金紧约束。同样，信贷服务在相当程度上受制于合作社的实力，2009年和2015年仅15.46%、12.07%的社员能够获得合作社的信贷服务。按股或按交易量分红本质上并非合作社的一种服务形式，但由于分红是合作社服务功能发挥的产物，并直接关系到社员农户的收入水平，因此，本文同样将其视为合作社的一种服务形式。样本中，2009年仅27.84%的社员从合作社获得分红。
综合视之，2009年社员Ⅰ的比重高达72.16%，但至2015年这一数值降至65.52%，社员获得不同类型的服务的比重也均有所下降。尽管2009年和2015年的数据并非追踪调研数据，但在随机抽样框架下，2015年社员Ⅰ所占比重较2009年下降近7个百分点反映出當前我国合作社服务功能弱化的趋势。
三、实证研究结果
实证研究的思路是：首先，在不考虑合作社服务功能的情况下，采用1 243份农户数据（全样本）拟合内生转换模型，并根据模型的拟合结果实现反事实推断，估算合作社对社员农户收入的处理效应。其次，本文尝试将合作社的服务功能纳入实证分析框架，具体操作是将社员Ⅰ、Ⅱ分别与非社员组成子样本Ⅰ和Ⅱ，并分别拟合ESRM，进一步比较参与合作社对两组社员农户的处理效应差异。最后，本文将基于全样本和子样本，分别采用OLS模型和处理效应模型评价合作社的增收效果，并进一步比较各方法的优劣。文中模型估计采用STATA 13.0软件实现。 （一）总样本回归结果
表3中的Model 1是采用总样本回归的结果。就选择模型（即农户入社决策模型）而言，对合作社的了解程度是影响农户行为的重要因素，该变量的系数为0.78，且在1%的水平上显著。这与张晋华[26]、伊藤顺一[21]等的实证結果一致。其次，农户家庭农业劳动力禀赋越丰富，其参与合作社的可能性越高。原因可能在于该变量表征农业在农户家庭经济中的相对地位，家庭农业劳动力投入越多，农业的地位越高，农户越寄希望于合作社帮助其解决生产经营中面临的问题。农产品的生产特性、专用型投资、生产经营规模以及村庄地势特征对微观农户的决策影响不显著。就户主特征而言，相比男性，女性更倾向于参与合作社，年龄和受教育程度的作用不显著。
进一步比较Model 1中社员和非社员的收入决定方程，我们发现诸多解释变量对两组农户家庭农业收入的影响不同，这也凸显了OLS模型和处理效用模型的固有缺陷OLS模型和处理效应模型均假设两组农户的收入决定机制同质。 。在表3的Model 1中，农户的年龄、农业劳动力数量、专用性投资均显著作用于非社员农户，但对社员农户的影响不显著；生产规模的扩大将有助于提高社员与非社员的收入水平，但对非社员的贡献将明显高于社员；和感性认识一致，农户所在村庄位于山区不利于其收入提高，并且这种削减作用对社员更明显；相比经济作物或养殖业，主要从事粮食经营的农户其收入水平显著偏低，并且，这种负向作用对社员农户的影响更大。最后，ρμ1 υ显著，农户的选择模型与其收入决定方程的联合独立似然比通过检验，说明有必要纠正由不可观测变量引起的样本选择偏误。
为反映合作社对农户收入的影响，本文根据（7）和（8）式计算出了在消除样本选择偏差后，两组农户的农业收入水平（取自然对数Ln）。此外，还根据（9）和（10）式分别计算出社员在不参与合作社以及非社员在参与合作社两种反事实情境下的收入水平。最后根据（11）和（12）式计算出ATT为0.236，ATU为0.428。说明加入合作社能显著提高农户的收入水平，并且非社员农户参与合作社，其增收幅度将更明显。
（二）子样本回归结果
当然，以上分析并未考虑合作社服务功能发挥与否。对此，本文将分别基于子样本Ⅰ和Ⅱ，重新拟合ESRM。模型拟合结果分别见表3中的Model 2 Model 2中，选择模型的估计结果和Model 3同样十分接近，为节省篇幅，本文并未给出。和表4中的Model 3。在Model 2中，非社员农户收入决定方程的拟合结果和全样本回归的结果十分接近，各变量无论是系数方向、显著性均表现出一致。在社员农户方面则表现出不同，具体而言，户主的年龄、农户家庭农业劳动力对社员的收入有显著作用，而年份变量则变得不显著。Model 2下半部的诸多证据同样表明有必要纠正由不可观测变量引起的样本选择性偏误。
为了更清晰地反映合作社对农户的增收效果，本文给出了两组农户分别在两种情境下家庭农业收入的概率密度分布（见图1 a和b）。图1a显示，若社员农户不参与合作社，其收入的概率密度分布曲线将明显左移，说明在剔除样本选择偏差的情况下，社员参与合作社能有效提升其收入水平，ATT为0.548。图1b则显示，非社员在参与合作社的反事实情境下，其收入的概率密度分布曲线大幅度右移，因此，若非社员农户参与合作社，其收入将大幅提升，进一步比较发现，其收入提升的幅度（ATU=0.718）明显大于社员收入的提升幅度。因此，一个基本的政策启示在于当前应鼓励非社员农户参与合作社。
在Model 3中，ρμ0 υ和ρμ1 υ 均变得不显著，联合独立似然比检验也未通过，说明对选择偏误的纠正没有必要，基于OLS模型的多元线性回归便能得到（1）式的无偏估计。表4中的Model 4为OLS模型的估计结果，其中“参与合作社”变量为负，但统计上并不显著。换言之，若农户不能从合作社获得相应的服务，参与或不参与合作社对其收入并没有实质性影响。
（三）多方法的比较研究
表5给出了全样本和子样本Ⅰ基于OLS模型和处理效应模型的研究结果文中未给出PSM法估算结果的原因是在计算PS值时，显著影响农户决策行为的变量较少，这可能影响匹配的效果，从而给研究结论造成偏差。。比较发现，OLS模型由于忽视农户行为决策的内生性问题，从而造成研究结论的严重偏误；处理效应模型尽管一定程度上解决了由样本选择问题产生的估计偏差，但是没有考虑到处理效应的异质性问题。当前，对合作社增收绩效的考察，比较严谨的方法是内生转换模型。此外，比较子样本Ⅰ和全样本的研究结果，我们还能得出的结论：忽视合作社服务功能，均会不同程度地低估“真实”合作社提高社员农户收入水平的作用。
四、结论、启示与讨论
（一）结论
基于全国15个省1 243份农户调研数据，本文首次将合作社的服务功能性纳入实证分析框架，并结合内生转换模型考察了合作社对社员农户家庭农业收入的影响。研究结果表明：（1）合作社并不必然提高社员农户的收入水平，合作社的增收效应能否发挥关键取决于其服务功能性是否得以充分发挥，换言之，社员农户能否从合作社获得满足其需求的服务是合作社提高农户收入的前提条件。对合作社服务功能性的不加考察，明显低估了“真实”合作社的增收效果。（2）合作社在充分发挥服务功能的情况下，其对任一随机农户的平均处理效应为0.623，并且非社员农户在参与合作社的反事实情境下，其收入的提升幅度将明显高于社员农户（ATU>ATT）。（3）基于不同方法的比较研究发现，内生转换模型既消除了由可观测变量和不可观测变量引起的选择偏误，又考虑了处理效应的异质性问题，具有OLS模型和处理效应模型无法比拟的优势，是当前评价合作社增收绩效较为严谨的方法。
（二）启示
本文的政策启示是规范合作社运营，促使其服务功能得以充分发挥，保证社员切实从合作社获得满足其需求的服务。然而，针对当前我国多数合作社异化和服务功能弱化等事实，本文以为要转换合作社“先发展，后规范”的发展路径，在保证合作社增量的同时，重点优化存量，通过制定激励和监管并重的合作社发展政策，实现我国合作社发展从数量扩张到质量提升的转变。当然，在肯定加大对合作社的监督考核的必要性时，将何种指标纳入监督考核体系显得尤为关键。是参考国际合作社联盟制定的合作社七项基本原则，还是根据我国《农民专业合作社法》规定的五原则？本文认为应立足社员，考察社员能否从合作社获得满足其需求的服务，合作社最终能否带动社员增收才是根本。诚如徐旭初所言，现实中的合作社是否为合作社，不在于他们理论上符合某种原则，而在于实践上究竟如何[38]。 （三）讨论
根据本文的研究结论，引申出一个值得讨论的话题，即现实中，农民专业合作社是否真如部分学者[39]所言，是社会弱势群体的联合？合作社是否真的能带动小农户？换言之，农民合作究竟是哪些人的合作？本文的研究结果表明，当前，农民合作更多地体现为农村“精英”，或农村弱势群体中的“精英”分子的合作，合作社存在“精英俘获”问题。样本选择偏差的存在是“精英俘获”问题的有力证明，社员和非社员特征变量的差异也适当地反映出这一问题。当前，若政府决策部门将扶持农民合作社发展作为农民增收的一个重要手段，那么需要谨慎地看到政策受益群体的局限性，若一味地扶持现有合作社发展，以实现当前社员农户收入的提高，将有可能导致农村内部收入差距的进一步扩大。政府决策部门应在保证合作社充分发挥其服务功能的前提下，鼓励引导非社员组建并参与合作社。
需要说明的是，数据的局限性使得本文仍存在诸多问题需要改进。例如，尽管本文尝试将合作社的服务功能纳入实证分析框架，但在操作层面上也仅是根据社员能否从合作社获得服务而将其做简单的二元划分，处理方式略显“粗糙”。由此产生的问题是本文并未考虑到不同类型的服务对农户增收效果的差异，以及多种服务可能存在的叠加效应。此外，基于本文采用的研究方法和掌握的资料，也并未克服已有研究的一个通病，即忽视合作社对非社员的“溢出效应”。由于村民之间的频繁互动，合作社提供的技术、市场信息等可能在社员和非社员间传递，从而间接影响非社员的收入水平。最后，合作社自身的异质性对农户收入的影响也是本文考察的薄弱点。
参考文献：
[1] 唐宗焜. 合作社功能和社会主义市场经济[J].经济研究，2007（12）：11-23.
[2] Bonus H. The Cooperative Association As a Business Enterprise： A Study in the Economics of Transactions[J].Journal of Institutional and Theoretical Economics， 1986，142（2）：310-339.
[3] Staatz J M. Farmers’ Incentives to Take Collective Action via Cooperatives： A Transaction Cost Approach[J].Cooperative Theory： New Approaches，1987，18：87-107.
[4] Holloway G，Nicholson C，Delgado C，et al.Agroindustrialization Through Institutional Innovation Transaction Costs，Cooperatives and Milk-market Development in the East-african Highlands[J].Agricultural Economics，2000，23（3）：279-288.
[5] Hellin J，Lundy M，Meijer M.Farmer Organization，Collective Action and Market Access in Meso-America[J].Food Policy，2009，34（1）：16-22.
[6] 林坚，马彦丽.农业合作社和投资者所有企业的边界——基于交易费用和组织成本角度的分析[J].农业经济问题，2006（3）：16-20.
[7] 苑鹏. 农民专业合作经济组织发展的未来展望[J].农村经营管理，2008（11）：10-12.
[8] 黄季焜，邓衡山，徐志刚.中国农民专业合作经济组织的服务功能及其影响因素[J]. 管理世界，2010（5）：75-81.
[9] 黄祖辉，高钰玲. 农民专业合作社服务功能的实现程度及其影响因素[J].中國农村经济，2012（7）：4-16.
[10] Trebbin A.Linking Small Farmers to Modern Retail Through Producer Organizations-experiences With Producer Companies in India[J].Food Policy，2014，45：35-44.
[11] 黄祖辉.农民合作：必然性、变革态势与启示[J].中国农村经济，2000（8）：4-8.
[12] 苑鹏.中国农村市场化进程中的农民合作组织研究[J].中国社会科学，2001（6）：63-73.
[13] 孙艳华，周力，应瑞瑶. 农民专业合作社增收绩效研究——基于江苏省养鸡农户调查数据的分析[J]. 南京农业大学学报（社会科学版），2007（2）：22-27.
[14] 牛若峰.论市场经济与农民自由联合[J]. 中国农村经济，1998（7）：73-75.
[15] 杜吟棠. 农业产业化经营和农民组织创新对农民收入的影响[J]. 中国农村观察，2005（3）：9-18.
[16] Moustier P，Tam P T G，Anh D T，et al.The Role of Farmer Organizations in Supplying Supermarkets With Quality Food in Vietnam[J].Food Policy，2010，35（1）：69-78.
[17] 施晟，卫龙宝，伍骏骞. “农超对接”进程中农产品供应链的合作绩效与剩余分配——基于“农户+合作社+超市”模式的分析[J]. 中国农村观察，2012（4）：14-28. [18] 黄祖辉，梁巧.小农户参与大市场的集体行动——以浙江省箬横西瓜合作社为例的分析[J]. 农业经济问题，2007（9）：66-71.
[19] 蔡荣. “合作社+农户”模式：交易费用节约与农户增收效应——基于山东省苹果种植农户问卷调查的实证分析[J]. 中国农村经济，2011（1）：58-65.
[20] 温涛，王小华，杨丹，等. 新形势下农户参与合作经济组织的行为特征、利益机制及决策效果[J].管理世界，2015（7）：82-97.
[21] 伊藤顺一，包宗顺，苏群.农民专业合作社的经济效果分析——以南京市西瓜合作社为例[J]. 中国农村观察，2011（5）：2-13.
[22] Ito J， Bao Z， Su Q. Distributional Effects of Agricultural Cooperatives in China： Exclusion of Small Holders and Potential Gains on Participation[J].Food Policy， 2012，37（6）：700-709.
[23] 苏群，陈杰.农民专业合作社对稻农增收效果分析——以江苏省海安县水稻合作社为例[J].农业技术经济，2014（8）：93-99.
[24] Fischer E， Qaim M. Linking Smallholders to Markets：Determinants and Impacts of Farmer Collective Action in Kenya[J].World Development，2012，40（6）：1 255-1 268.
[25] Verhofstadt E，Maertens M.Can Agricultural Cooperatives Reduce Poverty？ Heterogeneous Impact of Cooperative Membership on Farmers’ Welfare in Rwanda[J]. Applied Economic Perspectives and Policy，2015，37（1）86-106.
[26] 张晋华，冯开文，黄英伟. 农民专业合作社对农户增收绩效的实证研究[J]. 中国农村经济，2012（9）：4-12.
[27] 薛凤蕊，乔光华，姜冬梅. 土地合作社对农户收入影响评价[J].农业经济问题，2012（5）：34-39.
[28] 张会萍，倪全学，杨国涛.农村土地信用合作社对农户家庭收入的影响分析——基于宁夏平罗县225个农户的实证调查[J].农业技术经济，2011（12）：94-99.
[29] 胡联.贫困地区农民专业合作社与农户收入增长——基于双重差分法的实证分析[J].财经科学，2014（12）：117-126.
[30] Rao E J O，Qaim M.Supermarkets，Farm Household Income，and Poverty：Insights From Kenya[J].World Development，2011，39（5）：784-796.
[31] 李雪松，黄彦彦. 房价上涨、多套房决策与中国城镇居民储蓄率[J].经济研究，2015（9）：100-113.
[32] 黄祖辉，朋文欢. 农民合作社的生产技术效率评析及其相关讨论——来自安徽砀山县5镇（乡）果农的证据[J]. 农业技术经济，2016（8）：4-14.
[33] Maddala G S. Limited-dependent and Qualitative Variables in Econometrics[M]. Cambridge：Cambridge University Press， 1986：283-287.
[34] Ma W，Abdulai A.Does Cooperative Membership Improve Household Welfare？ Evidence From Apple Farmers in China[J].Food Policy，2016，58：94-102.
[35] 郭红东，蒋文华. 影响农户参与专业合作经济组织行为的因素分析——基于对浙江省农户的实证研究[J].中国农村经济，2004（5）：10-16.
[36] 孙亚范. 现阶段我国农民合作需求与意愿的实证研究和启示——对江苏农户的实证调查与分析[J].江苏社会科学，2003（1）：204-208.
[37] 徐旭初.谈谈合作社的真假：合作化、产业化和社会化[J].中国农民合作社，2015（12）：37.
[38] 徐旭初.农民专业合作：基于组织能力的产权安排——对浙江省农民专业合作社产权安排的一种解释[J]. 浙江学刊，2006（3）：177-182.
[39] 国鲁来. 农民合作组织发展的促进政策分析[J].中国农村经济，2006（6）：4-11.
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）
（責任编辑：马欣荣）
关键词：农民专业合作社；增收绩效；服务功能；内生转换模型
中图分类号：F306.4 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2017）04-0057-10
引 言
农民专业合作社（以下简称合作社）作为其成员自愿联合组成，并为满足成员共同服务需求的自助经济组织[1]，其组建、经营的要旨在于提高社员农户收入，增进社员福利。（1）通过组建、参与合作社，小农户能够节约由不完全和非对称信息以及资产专用性的存在而产生的交易费用[2-6]；（2）合作社提供的社会化服务能帮助小农户实现规模经济[7-9]；（3）通过联合分散的小农户：增强其市场谈判能力[10-12]；完善社员与合作社间的利益联接机制，使其获得利润返还[13]；分配合作社纵向一体化经营中产生的增值利润[14-15]；提高农产品品质获得产品溢价[16-17]等。
实证研究诸多证据表明农户参与合作社能显著改善其福利状况。然而，从既有研究的方法和内容看，对合作社增收绩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较法[18]、基于OLS模型的多元线性回归[13，19-20]、倾向得分匹配法（PSM）[21-25]、处理效应模型（treatment effect model）[26]以及基于自然实验法的双重差分模型（DID模型）[27-29]，等。当然，若农户是否入社是外生给定的，那么成本收益比较法和OLS模型足以评价合作社的增收績效。但作为理性的个体，农户的行为往往是追求最优化的自我选择结果，上述两种方法由于忽视了农户自选择问题，其结论可能有偏。PSM法作为一种改进，能有效消除由年龄、受教育水平、经营规模等可观测变量引起的样本选择偏差，但面对农户兴趣、合作意识、先天能力禀赋等不可观测变量则显得无能为力。处理效应模型能弥补PSM法的缺陷。该方法通过估计农户入社决策模型，计算农户入社的概率值，并将其作为自变量纳入收入决定方程，由此可消除由不可观测变量带来的样本选择偏差。但美中不足的是该方法忽视了社员和非社员的结构性差异，没有考虑处理效应的异质性[30-31]。DID模型尽管是当前评估政策效果应用最广泛的研究工具之一，但DID模型有其严格的适用条件，要求样本满足随机性和同质性假设前者是指实验对象必须是被随机选入处理组和对照组，即不存在样本选择偏差；后者要求实验组和对照组除实验者所操纵的实验变项不同外，其他各方面都应达到近乎相同或完全相似的程度。。显然，对合作社增收绩效的评价并不满足DID模型的前置假设。
就研究内容而言，学界对合作社增收机制的探讨暗含着一个重要的前提，即合作社能否提高农户收入不仅取决于农户是否参与合作社，更在于合作社向其社员提供了哪些服务，换言之，合作社的服务功能是否得以发挥。然而，已有的研究仅仅是将农户二元划分为社员和非社员，而未将合作社的服务功能纳入实证分析框架。自2007年《农民专业合作社法》颁布，并伴随出台一系列扶持优惠政策以来，我国合作社在经历数量急剧扩张的同时，合作社“假、空、死”等异化现象备受诟病，合作社的服务功能也趋于弱化[32]。在这一背景下，若不考察合作社的服务功能，而将获得服务与未获得服务的社员“混为一谈”，显然会造成研究结论的偏误，这会相应低估“真实”合作社此处的“真实”合作社并非指符合国际合作社联盟七项原则的经典合作社，而仅指真正发挥服务功能的合作社。的增收效果。当然，也得承认部分学者未将合作社的服务功能纳入考察的一个重要原因是这些研究多是针对某一地区的典型案例，数据多源自某一个或几个典型合作社。但该类研究的结论难以推断全国，对当前我国合作社的增收效果也难有全局的把握。
本文将采用Maddala[33]等提出的内生转换模型（ESRM）来弥补既有研究在方法上的缺陷。ESRM综合考虑了可观测和不可观测变量导致的样本选择偏差，从而弥补了PSM法的不足。此外，ESRM分别拟合社员和非社员的收入决定方程，并结合反事实推断分析，能突破处理效应模型中关于两组农户处理效应同质的不合理假设。当前，ESRM在国外的项目效果评价中得到比较广泛的应用，Ma Wanglin & A. Abdulai[34]更是将其用于评析合作社的福利改进效果，这为本文提供了方法论借鉴。此外，针对当前合作社出现异化、服务功能弱化的基本现实，本文将根据社员农户从合作社获得的具体服务来审视合作社服务功能的发挥状况，并在此基础上，将社员进一步划分为获得和未获得服务两个组别，结合非社员样本构成两个子样本，比较分析合作社对两组社员增收绩效的差异。
来自全国10余省份1 243位农户的数据表明，合作社能否提高社员的收入水平取决于合作社能否有效发挥其服务功能。在合作社发挥其服务功能的前提下，参与合作社对任一随机农户的处理效应为0.706。并且，非社员在参与合作社的反事实情境下，其收入的增长幅度将明显高于既有社员，因此，一个基本的政策启示是在保证发挥合作社服务功能的前提下，鼓励扶持非社员组建并参与合作社。另外，通过多种方法的比较研究，我们还发现对可观测变量或不可观测变量造成的选择偏误的忽视，均低估了“真实”合作社的增收绩效。处理效应模型尽管在一定程度上解决了由选择问题产生的估计偏差，但没有考虑处理效应的异质性，内生转换模型才是目前更为严谨的分析方法。 一、内生转换模型和处理效应估计
（一）内生转换模型（ESRM）
其中，Yi 为农户i的家庭农业年收入（取对数）；Ci为农户i是否为社员的虚拟变量，且Ci=1表示农户i为合作社社员，Ci=0则反之；Xij为一组影响农户收入的其他变量，包括户主性别、年龄、受教育水平、家庭农业劳动力数量、农业收入主要来源、农业经营规模、专用性投资、村庄外部环境特征等；由于本文采用的数据为2009年和2015年的混合截面数据，因此（1）式右侧还加入了年份虚拟变量；此外，为了控制地域差异对农户收入的影响，（1）式还控制了省份虚拟变量；μ为服从独立同分布的残差项；α和β分别为对应的估计系数。
正如前文所述，若农户是否为社员是随机给定的，那么基于（1）式的OLS回归便能得到农户收入的无偏估计，α则刻画了合作社对农户收入的影响。然而，不少研究均表明农户是否为社员并非随机给定，而是诸多因素综合作用的结果[21-26]，并且，这些因素可能同时影响农户的决策与收入水平，由此产生样本选择性偏差。
二、样本来源及描述性分析
（一）数据来源及描述性分析
本文所采用的数据源自“中国农民专业合作社成长机理与发展对策研究”和“农业产业组织体系与农民合作社发展”课题组分别于2009年和2015年的农户调研。其中，前者覆盖全国23省1 004位农户，后者涵盖25省1 032位农户。由于两次调研并非追踪调查，故本文视其为混合截面数据，并对其做如下处理：（1）根据受访者对“您家附近是否成立了合作社”的作答，剔除农户因附近未组建合作社而无法参与的情形；（2）在此基础上剔除关键变量缺失和逻辑明显错误的样本；（3）为排除测量误差的影响，本文删除0.5%的最高收入样本和0.5%的最低收入样本。处理后最终得到有效样本1 243个，分布于全国15个省份2009年的数据来自安徽、河南、江西、湖北、浙江、江苏、山东、湖南、重庆、贵州、四川、广东、福建、云南、甘肃、内蒙古、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、新疆、山西。2015年的数据在2009年的基础上还涵盖了广西、宁夏、陕西等数据，但不包括湖北的数据。处理后的总样本分布于安徽、福建、广东、广西、河北、河南、黑龙江、湖北、江西、山东、山西、陕西、四川、新疆和浙江。 ，其中，社员样本213个，非社员1 030个。表1比较了社员和非社员的基本信息，均值T检验的结果表明两组农户在户主特征、家庭生产经营特征、外部环境特征以及对合作社的认知等方面均呈现出高度异质性，并且，社员的家庭农业收入明显高于非社员。
此外，本文试图将合作社的服务功能纳入实证分析框架，具体的思路是依据社员能否从合作社获得相应的服务，将社员样本细分为社员Ⅰ和社员Ⅱ，其中，前者是指享受合作社提供的任一服务（调研中，合作社提供了多种服务形式）的社员，后者则是未获得任何一种服务的社员。同样，表1给出了两组社员农户（社员Ⅰ和社员Ⅱ）的基本特征，发现除在农业劳动力人数、农业收入来源及对合作社的认知存在显著差异外，二者的其他特征趋于一致。社员Ⅰ的家庭农业收入则明显高于社员Ⅱ。
（二）对合作社服务功能的考察
向社员提供服务是合作社组建运营的逻辑起点，大量的国际经验表明，合作社可以通过向社员提供产品销售、农资集体采购、农产品包装保鲜及加工、技术信息与培训以及信贷服务来帮助小农户解决在现代市场发展中面临的诸多难题[8]。从表2可知，农产品销售服务是当前我国合作社的主要服务形式，2009年从合作社获得该服务的社员比重高达67.01%。
农产品销售服务本质上是合作社的一种产业化功能[37]，它源自我国1978年以来的农副产品市场化改革，目的在于解决分散农户与现代大市场难以对接的矛盾。随着合作社实力的壮大，其产业化功能将逐渐拓展，典型的包括将农产品的加工环节纳入其经营范围，从而获得农产品加工附加值。但受制于合作社自身的经济实力，当前合作社向其社员提供产品加工服务的较少，2009年这一比重仅为37.11%，2015年更是降至22.41%。
农资集体采购、技术指导与培训服务属合作社的合作化功能，其目的是以横向一体化解决纵向一体化问题[37]。通过集体采购来扩大农资采购量，增强农户的市场谈判力，进而获得优质低价的农资；技术指导与培训服务作为一种低门槛、规模效应和扩散效应明显的服务形式，同样备受合作社与社员的青睐。2009年获得合作社农资采购服务、技术指导与培训服务的社员占比高达62.89%和64.95%。
信贷服务是以资金互助的形式解决部分农户在生产经营中面临的资金紧约束。同样，信贷服务在相当程度上受制于合作社的实力，2009年和2015年仅15.46%、12.07%的社员能够获得合作社的信贷服务。按股或按交易量分红本质上并非合作社的一种服务形式，但由于分红是合作社服务功能发挥的产物，并直接关系到社员农户的收入水平，因此，本文同样将其视为合作社的一种服务形式。样本中，2009年仅27.84%的社员从合作社获得分红。
综合视之，2009年社员Ⅰ的比重高达72.16%，但至2015年这一数值降至65.52%，社员获得不同类型的服务的比重也均有所下降。尽管2009年和2015年的数据并非追踪调研数据，但在随机抽样框架下，2015年社员Ⅰ所占比重较2009年下降近7个百分点反映出當前我国合作社服务功能弱化的趋势。
三、实证研究结果
实证研究的思路是：首先，在不考虑合作社服务功能的情况下，采用1 243份农户数据（全样本）拟合内生转换模型，并根据模型的拟合结果实现反事实推断，估算合作社对社员农户收入的处理效应。其次，本文尝试将合作社的服务功能纳入实证分析框架，具体操作是将社员Ⅰ、Ⅱ分别与非社员组成子样本Ⅰ和Ⅱ，并分别拟合ESRM，进一步比较参与合作社对两组社员农户的处理效应差异。最后，本文将基于全样本和子样本，分别采用OLS模型和处理效应模型评价合作社的增收效果，并进一步比较各方法的优劣。文中模型估计采用STATA 13.0软件实现。 （一）总样本回归结果
表3中的Model 1是采用总样本回归的结果。就选择模型（即农户入社决策模型）而言，对合作社的了解程度是影响农户行为的重要因素，该变量的系数为0.78，且在1%的水平上显著。这与张晋华[26]、伊藤顺一[21]等的实证結果一致。其次，农户家庭农业劳动力禀赋越丰富，其参与合作社的可能性越高。原因可能在于该变量表征农业在农户家庭经济中的相对地位，家庭农业劳动力投入越多，农业的地位越高，农户越寄希望于合作社帮助其解决生产经营中面临的问题。农产品的生产特性、专用型投资、生产经营规模以及村庄地势特征对微观农户的决策影响不显著。就户主特征而言，相比男性，女性更倾向于参与合作社，年龄和受教育程度的作用不显著。
进一步比较Model 1中社员和非社员的收入决定方程，我们发现诸多解释变量对两组农户家庭农业收入的影响不同，这也凸显了OLS模型和处理效用模型的固有缺陷OLS模型和处理效应模型均假设两组农户的收入决定机制同质。 。在表3的Model 1中，农户的年龄、农业劳动力数量、专用性投资均显著作用于非社员农户，但对社员农户的影响不显著；生产规模的扩大将有助于提高社员与非社员的收入水平，但对非社员的贡献将明显高于社员；和感性认识一致，农户所在村庄位于山区不利于其收入提高，并且这种削减作用对社员更明显；相比经济作物或养殖业，主要从事粮食经营的农户其收入水平显著偏低，并且，这种负向作用对社员农户的影响更大。最后，ρμ1 υ显著，农户的选择模型与其收入决定方程的联合独立似然比通过检验，说明有必要纠正由不可观测变量引起的样本选择偏误。
为反映合作社对农户收入的影响，本文根据（7）和（8）式计算出了在消除样本选择偏差后，两组农户的农业收入水平（取自然对数Ln）。此外，还根据（9）和（10）式分别计算出社员在不参与合作社以及非社员在参与合作社两种反事实情境下的收入水平。最后根据（11）和（12）式计算出ATT为0.236，ATU为0.428。说明加入合作社能显著提高农户的收入水平，并且非社员农户参与合作社，其增收幅度将更明显。
（二）子样本回归结果
当然，以上分析并未考虑合作社服务功能发挥与否。对此，本文将分别基于子样本Ⅰ和Ⅱ，重新拟合ESRM。模型拟合结果分别见表3中的Model 2 Model 2中，选择模型的估计结果和Model 3同样十分接近，为节省篇幅，本文并未给出。和表4中的Model 3。在Model 2中，非社员农户收入决定方程的拟合结果和全样本回归的结果十分接近，各变量无论是系数方向、显著性均表现出一致。在社员农户方面则表现出不同，具体而言，户主的年龄、农户家庭农业劳动力对社员的收入有显著作用，而年份变量则变得不显著。Model 2下半部的诸多证据同样表明有必要纠正由不可观测变量引起的样本选择性偏误。
为了更清晰地反映合作社对农户的增收效果，本文给出了两组农户分别在两种情境下家庭农业收入的概率密度分布（见图1 a和b）。图1a显示，若社员农户不参与合作社，其收入的概率密度分布曲线将明显左移，说明在剔除样本选择偏差的情况下，社员参与合作社能有效提升其收入水平，ATT为0.548。图1b则显示，非社员在参与合作社的反事实情境下，其收入的概率密度分布曲线大幅度右移，因此，若非社员农户参与合作社，其收入将大幅提升，进一步比较发现，其收入提升的幅度（ATU=0.718）明显大于社员收入的提升幅度。因此，一个基本的政策启示在于当前应鼓励非社员农户参与合作社。
在Model 3中，ρμ0 υ和ρμ1 υ 均变得不显著，联合独立似然比检验也未通过，说明对选择偏误的纠正没有必要，基于OLS模型的多元线性回归便能得到（1）式的无偏估计。表4中的Model 4为OLS模型的估计结果，其中“参与合作社”变量为负，但统计上并不显著。换言之，若农户不能从合作社获得相应的服务，参与或不参与合作社对其收入并没有实质性影响。
（三）多方法的比较研究
表5给出了全样本和子样本Ⅰ基于OLS模型和处理效应模型的研究结果文中未给出PSM法估算结果的原因是在计算PS值时，显著影响农户决策行为的变量较少，这可能影响匹配的效果，从而给研究结论造成偏差。。比较发现，OLS模型由于忽视农户行为决策的内生性问题，从而造成研究结论的严重偏误；处理效应模型尽管一定程度上解决了由样本选择问题产生的估计偏差，但是没有考虑到处理效应的异质性问题。当前，对合作社增收绩效的考察，比较严谨的方法是内生转换模型。此外，比较子样本Ⅰ和全样本的研究结果，我们还能得出的结论：忽视合作社服务功能，均会不同程度地低估“真实”合作社提高社员农户收入水平的作用。
四、结论、启示与讨论
（一）结论
基于全国15个省1 243份农户调研数据，本文首次将合作社的服务功能性纳入实证分析框架，并结合内生转换模型考察了合作社对社员农户家庭农业收入的影响。研究结果表明：（1）合作社并不必然提高社员农户的收入水平，合作社的增收效应能否发挥关键取决于其服务功能性是否得以充分发挥，换言之，社员农户能否从合作社获得满足其需求的服务是合作社提高农户收入的前提条件。对合作社服务功能性的不加考察，明显低估了“真实”合作社的增收效果。（2）合作社在充分发挥服务功能的情况下，其对任一随机农户的平均处理效应为0.623，并且非社员农户在参与合作社的反事实情境下，其收入的提升幅度将明显高于社员农户（ATU>ATT）。（3）基于不同方法的比较研究发现，内生转换模型既消除了由可观测变量和不可观测变量引起的选择偏误，又考虑了处理效应的异质性问题，具有OLS模型和处理效应模型无法比拟的优势，是当前评价合作社增收绩效较为严谨的方法。
（二）启示
本文的政策启示是规范合作社运营，促使其服务功能得以充分发挥，保证社员切实从合作社获得满足其需求的服务。然而，针对当前我国多数合作社异化和服务功能弱化等事实，本文以为要转换合作社“先发展，后规范”的发展路径，在保证合作社增量的同时，重点优化存量，通过制定激励和监管并重的合作社发展政策，实现我国合作社发展从数量扩张到质量提升的转变。当然，在肯定加大对合作社的监督考核的必要性时，将何种指标纳入监督考核体系显得尤为关键。是参考国际合作社联盟制定的合作社七项基本原则，还是根据我国《农民专业合作社法》规定的五原则？本文认为应立足社员，考察社员能否从合作社获得满足其需求的服务，合作社最终能否带动社员增收才是根本。诚如徐旭初所言，现实中的合作社是否为合作社，不在于他们理论上符合某种原则，而在于实践上究竟如何[38]。 （三）讨论
根据本文的研究结论，引申出一个值得讨论的话题，即现实中，农民专业合作社是否真如部分学者[39]所言，是社会弱势群体的联合？合作社是否真的能带动小农户？换言之，农民合作究竟是哪些人的合作？本文的研究结果表明，当前，农民合作更多地体现为农村“精英”，或农村弱势群体中的“精英”分子的合作，合作社存在“精英俘获”问题。样本选择偏差的存在是“精英俘获”问题的有力证明，社员和非社员特征变量的差异也适当地反映出这一问题。当前，若政府决策部门将扶持农民合作社发展作为农民增收的一个重要手段，那么需要谨慎地看到政策受益群体的局限性，若一味地扶持现有合作社发展，以实现当前社员农户收入的提高，将有可能导致农村内部收入差距的进一步扩大。政府决策部门应在保证合作社充分发挥其服务功能的前提下，鼓励引导非社员组建并参与合作社。
需要说明的是，数据的局限性使得本文仍存在诸多问题需要改进。例如，尽管本文尝试将合作社的服务功能纳入实证分析框架，但在操作层面上也仅是根据社员能否从合作社获得服务而将其做简单的二元划分，处理方式略显“粗糙”。由此产生的问题是本文并未考虑到不同类型的服务对农户增收效果的差异，以及多种服务可能存在的叠加效应。此外，基于本文采用的研究方法和掌握的资料，也并未克服已有研究的一个通病，即忽视合作社对非社员的“溢出效应”。由于村民之间的频繁互动，合作社提供的技术、市场信息等可能在社员和非社员间传递，从而间接影响非社员的收入水平。最后，合作社自身的异质性对农户收入的影响也是本文考察的薄弱点。
参考文献：
[1] 唐宗焜. 合作社功能和社会主义市场经济[J].经济研究，2007（12）：11-23.
[2] Bonus H. The Cooperative Association As a Business Enterprise： A Study in the Economics of Transactions[J].Journal of Institutional and Theoretical Economics， 1986，142（2）：310-339.
[3] Staatz J M. Farmers’ Incentives to Take Collective Action via Cooperatives： A Transaction Cost Approach[J].Cooperative Theory： New Approaches，1987，18：87-107.
[4] Holloway G，Nicholson C，Delgado C，et al.Agroindustrialization Through Institutional Innovation Transaction Costs，Cooperatives and Milk-market Development in the East-african Highlands[J].Agricultural Economics，2000，23（3）：279-288.
[5] Hellin J，Lundy M，Meijer M.Farmer Organization，Collective Action and Market Access in Meso-America[J].Food Policy，2009，34（1）：16-22.
[6] 林坚，马彦丽.农业合作社和投资者所有企业的边界——基于交易费用和组织成本角度的分析[J].农业经济问题，2006（3）：16-20.
[7] 苑鹏. 农民专业合作经济组织发展的未来展望[J].农村经营管理，2008（11）：10-12.
[8] 黄季焜，邓衡山，徐志刚.中国农民专业合作经济组织的服务功能及其影响因素[J]. 管理世界，2010（5）：75-81.
[9] 黄祖辉，高钰玲. 农民专业合作社服务功能的实现程度及其影响因素[J].中國农村经济，2012（7）：4-16.
[10] Trebbin A.Linking Small Farmers to Modern Retail Through Producer Organizations-experiences With Producer Companies in India[J].Food Policy，2014，45：35-44.
[11] 黄祖辉.农民合作：必然性、变革态势与启示[J].中国农村经济，2000（8）：4-8.
[12] 苑鹏.中国农村市场化进程中的农民合作组织研究[J].中国社会科学，2001（6）：63-73.
[13] 孙艳华，周力，应瑞瑶. 农民专业合作社增收绩效研究——基于江苏省养鸡农户调查数据的分析[J]. 南京农业大学学报（社会科学版），2007（2）：22-27.
[14] 牛若峰.论市场经济与农民自由联合[J]. 中国农村经济，1998（7）：73-75.
[15] 杜吟棠. 农业产业化经营和农民组织创新对农民收入的影响[J]. 中国农村观察，2005（3）：9-18.
[16] Moustier P，Tam P T G，Anh D T，et al.The Role of Farmer Organizations in Supplying Supermarkets With Quality Food in Vietnam[J].Food Policy，2010，35（1）：69-78.
[17] 施晟，卫龙宝，伍骏骞. “农超对接”进程中农产品供应链的合作绩效与剩余分配——基于“农户+合作社+超市”模式的分析[J]. 中国农村观察，2012（4）：14-28. [18] 黄祖辉，梁巧.小农户参与大市场的集体行动——以浙江省箬横西瓜合作社为例的分析[J]. 农业经济问题，2007（9）：66-71.
[19] 蔡荣. “合作社+农户”模式：交易费用节约与农户增收效应——基于山东省苹果种植农户问卷调查的实证分析[J]. 中国农村经济，2011（1）：58-65.
[20] 温涛，王小华，杨丹，等. 新形势下农户参与合作经济组织的行为特征、利益机制及决策效果[J].管理世界，2015（7）：82-97.
[21] 伊藤顺一，包宗顺，苏群.农民专业合作社的经济效果分析——以南京市西瓜合作社为例[J]. 中国农村观察，2011（5）：2-13.
[22] Ito J， Bao Z， Su Q. Distributional Effects of Agricultural Cooperatives in China： Exclusion of Small Holders and Potential Gains on Participation[J].Food Policy， 2012，37（6）：700-709.
[23] 苏群，陈杰.农民专业合作社对稻农增收效果分析——以江苏省海安县水稻合作社为例[J].农业技术经济，2014（8）：93-99.
[24] Fischer E， Qaim M. Linking Smallholders to Markets：Determinants and Impacts of Farmer Collective Action in Kenya[J].World Development，2012，40（6）：1 255-1 268.
[25] Verhofstadt E，Maertens M.Can Agricultural Cooperatives Reduce Poverty？ Heterogeneous Impact of Cooperative Membership on Farmers’ Welfare in Rwanda[J]. Applied Economic Perspectives and Policy，2015，37（1）86-106.
[26] 张晋华，冯开文，黄英伟. 农民专业合作社对农户增收绩效的实证研究[J]. 中国农村经济，2012（9）：4-12.
[27] 薛凤蕊，乔光华，姜冬梅. 土地合作社对农户收入影响评价[J].农业经济问题，2012（5）：34-39.
[28] 张会萍，倪全学，杨国涛.农村土地信用合作社对农户家庭收入的影响分析——基于宁夏平罗县225个农户的实证调查[J].农业技术经济，2011（12）：94-99.
[29] 胡联.贫困地区农民专业合作社与农户收入增长——基于双重差分法的实证分析[J].财经科学，2014（12）：117-126.
[30] Rao E J O，Qaim M.Supermarkets，Farm Household Income，and Poverty：Insights From Kenya[J].World Development，2011，39（5）：784-796.
[31] 李雪松，黄彦彦. 房价上涨、多套房决策与中国城镇居民储蓄率[J].经济研究，2015（9）：100-113.
[32] 黄祖辉，朋文欢. 农民合作社的生产技术效率评析及其相关讨论——来自安徽砀山县5镇（乡）果农的证据[J]. 农业技术经济，2016（8）：4-14.
[33] Maddala G S. Limited-dependent and Qualitative Variables in Econometrics[M]. Cambridge：Cambridge University Press， 1986：283-287.
[34] Ma W，Abdulai A.Does Cooperative Membership Improve Household Welfare？ Evidence From Apple Farmers in China[J].Food Policy，2016，58：94-102.
[35] 郭红东，蒋文华. 影响农户参与专业合作经济组织行为的因素分析——基于对浙江省农户的实证研究[J].中国农村经济，2004（5）：10-16.
[36] 孙亚范. 现阶段我国农民合作需求与意愿的实证研究和启示——对江苏农户的实证调查与分析[J].江苏社会科学，2003（1）：204-208.
[37] 徐旭初.谈谈合作社的真假：合作化、产业化和社会化[J].中国农民合作社，2015（12）：37.
[38] 徐旭初.农民专业合作：基于组织能力的产权安排——对浙江省农民专业合作社产权安排的一种解释[J]. 浙江学刊，2006（3）：177-182.
[39] 国鲁来. 农民合作组织发展的促进政策分析[J].中国农村经济，2006（6）：4-11.
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）
（責任编辑：马欣荣）