合作社提高了种植户的增收能力吗？

王云 张光强 霍学喜

摘要：依据组织参与程度将种植户分为非社员、普通社员和标准化社员三类，利用600份苹果种植户调研数据，采用偏最小二乘回归法分别从整体和群组视角分析了苹果生产经营行为对种植户增收能力的影响。结果表明：种植户的生产经营行为会对其增收能力产生影响，这种影响在三种类型种植户间存在显著差异；果园管理、农资采购、技术获取、品质管理和销售管理行为选择是影响种植户增收的关键因素；果园管理对非社员增收能力有显著负向影响，对其他两类种植户的影响不显著；技术获取对三种类型的种植户增收能力均有顯著正向影响；农资采购、品质管理、销售管理对普通社员和标准化社员增收能力有显著正向影响，对非社员的影响不显著。因此，政府在政策的制定中，应充分考虑到异质农户的现状和实际需求。

关键词：农业合作社；种植户增收能力；偏最小二乘回归法

中图分类号：F321.42文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2017）03-0095-09

引言

发轫于1978年的农村家庭联产承包责任制通过产权调整极大地调动了农民的生产积极性，促进了农村经济增长，提高了农民收入。国家统计数据显示，1978-2014年，我国第一产业增加值从1 018.5亿元增加到60 165.7亿元，增长了58.07倍；农村家庭居民人均纯收入从133.60元增长到9 892元，增长了73.04倍，相关研究也表明，“包产到户”的责任制度在1978-1984年间对农业产出增长的贡献约为46.89%[1]。但是，随着经济环境的变化和农产品国际竞争加剧，农村经济呈现出一系列突出问题。一方面，农村家庭联产承包责任制对农民生产的激励作用从改革之初就释放殆尽[24]，导致农民收入增长趋缓，1985-1991年间农民收入实际年均增长率仅为1.45%[4]。另一方面，1994年国际粮食价格开始持续走低，进入新世纪之后虽有所回升，但由于2004年国家完全放开了粮食价格，农民不拥有粮食定价权，国内粮食价格波动加剧[56]，从长期来看，粮食价格上升对农民的增收效应并不明显[7]。另外，随着我国经济持续快速增长，城乡居民收入差距却在不断扩大[810]。1985年城乡收入差距为1.82∶1，2009年达到3.33∶1，2015年虽有所降低但仍高达2.90∶1[11]。农村家庭经营方式在新的经济环境下表现出了越来越多的局限性[4]，而这些局限性最终表现为农民收入增长放缓。因此如何解决农民增收难的问题就成为解决“三农”问题的关键[1213]。

在上述背景下，为了提高农业经营的规模效应和农业专业化程度，进一步提高农民收入水平，缩小城乡收入差距，必须对以家庭经营方式为主的传统农业经营方式进行改革。2007年7月1日，《农民专业合作社法》的实施使新型农业合作组织得以蓬勃发展。截止2014年末，农民专业合作社数量已达12.88万户，比2010年增加了3倍多，出资总额也达2.73万亿元[4]。与此同时，学界出现了大量关于新型农民专业合作社发展的研究。农民专业合作社是将许多小规模、分散的农业家庭生产单位联结成从事购销、信贷和加工的经济组织，其不仅具有家庭经营在控制劳动成本上的效率，而且能够实现规模效应，还能够通过将农业生产不确定性和资产专用性内部化以降低交易成本[1416]，能够规避市场风险和维护经济地位收益[17]。作为一种介于市场和科层之间的制度安排，农民专业合作社在建立现代农业和市场经济发展中有其存在的必然性[1820]。然而，由于我国市场经济发展尚不完善，农民专业合作社初期的发展并不顺利，只能通过政府专项补贴、税收优惠和金融支持等途径来扶持其发展[19，21]，并且最初的发展模式也仅限于龙头企业带动型、能人带动模式和政府发起型等[22]。直到2007年《农民专业合作社法》的实施，才极大促进了农民专业合作社的发展[4，23]。很多学者对合作社的内部治理进行了研究。合作社是一种以满足社员利益为宗旨的自我服务组织，随着市场竞争的加剧和供应链管理的出现，合作社的本质规定性可能会发生漂移[24]，但合作社必须坚持“所有者与惠顾者同一”的原则[25]。由于合作社具有社会公平和经济效率双重特征，因此完善治理结构就是在公平和效率之间寻找恰当的平衡点[26]。但是合作社的剩余索取权并不能开放性地交易，其成员也无个人所有权且通常也无法以市场价格卖出股份[27]，因此盈余返还和股金分红成为合作社的主要激励机制[17]。也有学者的研究表明我国东部沿海地区的合作社是基于一种能力和关系的合作治理结构，这不仅表明对于一般社员来说，合作社的治理结构是外生的，而且合作社可以通过亲缘关系来降低内部交易费用并在复杂的社会关系中建立一种有效率的均衡[28]。这种治理结构要求一般社员放弃剩余索取权等权利，以换取市场进入和价格改进所带来的利益，从而实现各方利益均衡，这在一定程度上保证了合作的可能性与稳定性[29]。对合作社发展因素的研究表明，由于组织发展存在搭便车、能人缺乏、成员异质性过大和缺乏信任等问题，农民专业合作社需要借助外力支持，否则很难自发形成[25]。不过，也有研究认为农民对自发组建的专业性合作组织的需求更大，这类合作社更有利于提高生产效率和收益[30]。从农户角度来看，追求潜在的组织化利润是其加入专业合作社的根本目的和动机[25，31]，如果组织化利润空间过小，外部支持对合作社的发展作用也极为有限[32]。

已有文献大多集中于农民专业合作社的功能和作用、社员的参与动机、合作社的内部治理以及发展影响因素等方面，而对合作社是否影响农户的增收能力涉及较少。已有研究表明，现代化的大农业对农户增收能力有很大贡献[33]，具有生产、加工、销售一体化服务的粮食类合作社对粮农的增收效果明显[34]，并且资源禀赋对农户加入合作社后的收入增加有显著影响[4]。但其没有回答合作社对农户增收的途径以及各途径对农户增收能力的影响程度，这一问题的研究对创新农业经营体制、提高农业现代化水平和完善农民专业合作社具有重要意义。苹果种植户是以苹果生产经营为主要收入来源的专业化农户，其生产的基本特征是产品价值高、商品化程度高、市场竞争比较充分，但投资金额大、周期长、市场风险大。在推进农业产业化经营的过程中，苹果种植户的自身特点诱致其创新组织模式，并达到增加收入的目标。霍学喜等从苹果种植户技术选择的视角分析影响其收入增长的微观机理[35]，蔡荣从交易费用节约的角度研究“合作社+农户”模式相对于市场模式对其纯收入的增加效应[36]。苑鹏从农户福利增进的视角，分析了农民专业合作社不同经营模式对种植户福利改善的影响[37]。以上学者研究的共同特点是将苹果种植户作为一个同质性群体，研究结果具有普遍性，但并没有涉及到苹果种植户在组织参与过程中表现出的异质性对其收入增加的影响及作用的途径。

本文在借鉴相关文献成果的基础上，依据苹果种植户在合作社组织参与程度的情况，将苹果种植户分为非合作社成员、合作社普通社员和合作社标准化社员（以下分别简称“非社员、普通社员和标准化社员”）三类：其中，非社员不参与合作社组织的活动；普通社员参与合作社的农资统一购置和技术培训活动，部分参与合作社的品质管理和统一销售活动；标准化社员与合作社签订标准化生产协议，按协议要求参与合作社组织的各项生产管理活动，所有苹果产品由合作社统一销售。利用实地调查数据，对比分析影响种植户增收能力的诸因素在三类种植户之间的差异。

一、研究假设、数据来源与特征

苹果的价值增值是苹果种植户新创造的价值，是其获取经营收益的基本途径，可以直观地反应苹果种植户生产经营的盈利能力。国外学者Macfadyen和Rich等用价值活动成本的总额与所创造产品价值的总额之差来表示价值增值[3839]，国内学者黄祖辉、秦建军和马骥等用单位产品销售价格与购入成本之差表示单位产品的价值增值[4041]，本文采用国内学者的价值增值方法来测定苹果种植户的增收能力。

（一）研究假设

国内学者一般从产前、产中和产后三个环节研究种植户生产经营行为，包括果园管理、农资采购、技术获取、品质管理和销售管理。

钱贵霞等从经营规模与农户收入的角度分析，发现生产规模的扩大虽然不能增加单位面积产量，但种植业收入水平上升，扩大规模可实现粮农收入增加[42]。巩前文等对农户施肥行为及影响因素进行分析，认为户主从事农业生产年数、是否接受过科学施肥技术培训等是农户过量施肥风险认知及规避能力的主要影响因素[43]。就苹果种植户而言，“种植规模”“种植年限”表征的管理经验反映了种植户的果园管理水平，果园管理可能影响苹果的产量和收益。在调研中发现，苹果专业合作社的社员有标准化社员和普通社员之分，社员类型是种植户与合作社相互选择的结果，种植规模和种植经验影响果农参与合作社的意愿，而合作社也将种植规模和种植经验作为选择种植户的重要考量因素。因此，本文用“种植规模”“种植年限”两个变量测度种植户果园管理水平。理论上来看，种植年限多的农户可能积累更多的生产技术和管理经验，人力资本水平会更高；同时，生产规模的扩大，可能会产生规模效应，两者都会对种植户的增收能力产生影响，并且三类种植户的不同管理水平会对增收能力的影响也不同。

由此假设1：果园管理水平对苹果种植户增收能力具有正向影响，并且对从非社员、普通社员到标准化社员的影响程度逐渐增加。

农资是农药、肥料、薄膜、农业机械等农业生产资料的简称，是农业生产的前提条件。农资购买渠道可以反映农户的农资质量意识和成本控制能力，进而影响产量和收益。常向阳和谈晓燕实证分析了农户选择农资购买渠道的影响因素，发现个体经销商店、农资连锁店、农业技术服务站是农户获取农资的主要渠道，农资的质量因子、渠道的服务保障因子、价格因子等对农户的农资购买渠道选择行为有显著性影响[44]。因此，本文采用“农资采购渠道”“是否参加农资统一购置”“是否有固定的农资采购对象”三个变量来测度种植户的农资采购行为。标准化社员在农资采购环节受到合作社强有力的外在约束，一般为批量统一购置，既降低了农资采购的成本，又节约了交易成本，进而提高了增收能力；而合作社对于普通社员的约束和服务水平也相对较低，普通社员则完全不受限制。

由此假设2：农资采购行为对苹果种植户增收能力具有正向影响，并且对从非社员、普通社员到标准化社员影响程度逐渐增加。

霍学喜等分析了苹果种植户的技术选择行为，认为劳动密集型技术的投入回报率高于劳动节约型技术[35]。何安华等把是否加入合作社视为农户异质性的重要表现，考察其对农户参与农业技术培训次数的影响，研究发现加入合作社使农户接受到更多技术培训，农业技术培训政策应考虑农户异质性，实行分层定位，提供差异化的培训服务，增强对不同培训目标人群的瞄准度[45]。生产技术会形成一定的增产潜力，能够扩大技术要素的作用空间。农户技术获取的路径选择反映农户对生产技术的需求，反映农户技术应用程度。本文采用“技术获取路径”“近3年参加培训的次数”来测度技术获取行为。通常，一些简单易操作的实用技术可以通过自学和与亲朋好友交流获取，但复杂的和科技含量高的技术不易掌握，需要接受专业化的培训；参加培训的次数多少直接影响农户的技术掌握程度和应用效果，三类不同的种植户在技术获取上存在的差异，可能会导致增收能力上的差异。

由此假设3：技術获取行为对农户增收能力有正向影响，并且对从非社员、普通社员到标准化社员影响程度逐渐增加。

种植户对苹果品质的决策和管理，很大程度上决定了其在销售过程中与客户谈判时讨价还价的能力，具有较高品质的苹果可以获得较高的市场价格，尤其是在价格波动较大时，其优势更加突出[4647]。优质优价是苹果产品交易的基本原则，果实直径长度是衡量外观品质的一项重要指标，以果径大小为核心指标的“优果率”，代表品质好的产品产量占总产量的比例；有资质的第三方认证可提高消费者的信任度，获得较高的销售溢价；标准化生产管理对生产的每个环节进行质量控制，从而建立可追溯的管理体系。本文用“优果率”“第三方品质认证”“是否参加标准化生产管理”三个变量来测度三类种植户的品质管理水平。

由此假设4：品质管理行为对增收能力具有正向影响，并且对从非社员、普通社员到标准化社员影响程度逐渐增加。

种植户的销售管理可以节约交易成本，影响与下游客户之间的关系和定价的话语权。种植户销售苹果有两种方式，一种是当季直接销售，另一种是储存一段时间择机销售。通常情形下，当季销售价格较低，但交易容易完成；储存后销售预期收益高，市场风险也高；客户对苹果品质的要求不同，价格会有差异，通常超市和公司等收购条件较高，其价格也高；与同一客户交易次数多可以增进相互信任与合作，其交易结果趋于公平公正。社员以其出资额在合作社中承担相应的责任，同时享有对应的权利；标准化社员因接受合作社标准化的质量管控要求，其销售由合作社统一管理或享受到合作社的销售服务，对其增收能力产生积极影响。本文采用“销售方式”“销售对象”“近5年与同一客户交易的次数”来测度销售管理水平。

由此假设5：销售管理行为对增收能力有正向显著影响，并且对从非社员、普通社员到标准化社员影响程度逐渐增加。

（二）数据来源与特征

样本来源于笔者于2013年7-8月在陕西省苹果基地县蒲城的种植户入户调查资料。陕西省因拥有苹果生产的最佳地理和气候条件，加之省政府对苹果产业高度重视，陕西成为我国苹果产业重要的主产省份。蒲城北部有长期种植苹果的传统，该区域的自然和地理环境相似，外部的产业政策相同；同时因该区域的20个自然村是果业协会13位农艺师技术指导包干的服务区域，从2005年开始，农艺师对苹果生产管理宣传、技术指导和培训等活动均已覆盖。2009年，协会改组为苹果专业合作社，为种植户提供产前、产中和产后服务，合作社发展相对成熟，种植户在农资采购、技术培训、冷库储存和统一销售等生产经营活动选择中已出现异质性的特征，因此选择该区域作为样本选择区域。选择该区域的20个样本村展开调查可以防止单一村分析结论的偏差，增强异质农户之间的可比性。非社员和社员种植户的选择采用分层抽样的方法，在每个样本村分别抽取非社员20户，社员11户，种植户层面采用随机抽样的办法。本次调查举行访谈会18场，共访谈种植户620户，其中有效样本600个，问卷有效率为96.77%。问卷调查所得数据经来自园艺站、果业局等专业顾问核实、评估后汇总，以确保数据的真实性、可靠性，减少分析结果的偏差。

（三）数据特征

如表1所示，受访者以男性为主，占受访者总量的80.83%，成年男性一般在家庭生产经营决策中处于主体地位。受访者的受教育程度整体较低，以小学为主，占受访者总量56.50%。受访者的平均年龄为53.62岁，其中，50岁以上群体占总受访者的60.33%。样本种植户生产经营行为存在异质性（篇幅关系不再列表显示）：其中，非社员373户，不参与合作社组织的活动，种植规模均值4.04亩，种植年限均值20年；普通社员171户，参与合作社的农资统一购置和技术培训活动，部分参与合作社的品质管理和统一销售活动，种植规模均值4.94亩，种植年限均值18年；标准化社员56户，与合作社签订标准化生产协议，按协议要求参与合作社组织的各项生产管理活动，所有苹果产品由合作社统一销售，种植规模均值5.40亩，种植年限均值15年。

二、实证分析

首先对样本的信度和效度进行检验，验证数据能否达到进一步分析的要求；然后采用偏最小二乘回归法从整体上分析果园管理、农资采购、技术获取、品质管理和销售管理等因素对种植户增收能力的影响；最后在整体分析基础上，对比分析各影响因素对非社员、普通社员和标准化社员增收能力的影响。

（一）样本的信度与效度分析

变量的信度通过组合信度（CR）来检验，变量的聚合效度用因子载荷和平均提取方差（AVE）来检验。如表2所示，所有变量的信度都在0.7以上，说明具有较高的信度；因子载荷大于0.7、AVE值大于0.5，说明变量具有较高的聚合效度。

区分效度用AVE平方根与对应构念间相关系数绝对值进行检验，如表3所示，构念的AVE平方根均大于其所在列相关系数的绝对值，说明构念之间具有较高的区分效度。

（二）整体检验分析

偏最小二乘回归法（partial least square regression： PLS）通过对系统中的数据信息进行分解和筛选，提取对因变量解释力最强的综合变量，能辨识系统中的信息与噪声，从而克服普通多元回归法下无法解决的变量多重相关性的问题。本文运用SIMCA-P数据分析软件的PLS算法，对模型的路径系数进行显著性检验。检验所得R2值、路径系数和显著性结果如图1所示： R2值为0.653 1，表明模型整体拟合效果较好，模型具有解释力，图1中的路径系数依次为果园管理、农资采购、技术获取、品质管理和销售管理等因素对种植户增收能力的影响程度。从检验的总体情况来看，对增收能力具有显著正影响的因素依次为品质管理、销售管理、技术获取、农资采购，而果园特征的影响没有通过显著性检验。

1. 果园管理对种植户增收能力的标准化路径系数为-0.014，且未通过显著性检验，假设1未得到支持。路径系数为负值，说明果园特征并没有提高种植户的增收能力，反而不利于增收能力的提高。其原因可能来自两个方面：一方面，虽然种植户在长期的生产管理中积累了大量经验，但由于果园面积偏小，规模效应难以显现。另一方面，种植户积累的经验不能满足现有规模果园生产经营精细化管理的要求，从而限制了增收能力的提高。

2. 农资采购与种植户收入增长能力的标准化路径系数为0.017 3，通过了1%水平的显著性检验，部分证實了假设2。农资采购活动对增收能力的促进作用可以从农资的质量安全和成本效益两方面得到解释。目前，农资市场缺乏有效监管，部分农资销售者不具有相关专业背景和资质，农资质量良莠不齐。产品质量安全意识强的种植户一般会选择质量信誉好的连锁店或农技服务站来采购农资，并在多次合作的基础上增进彼此的信任，以获得长期稳定的质量保障。与普通的农资相比较，质量安全性高的农资价格相对较高，一些种植户通过与农资销售商建立长期合作关系而获得较为优惠的价格，合作社通过统一购置农资为社员节约支出。

3. 技术获取与种植户收入增长能力的标准化路径系数为0.101 3，通过了1%水平的显著性检验，部分证实了假设3。这一结果可以从要素效率提高的角度进行解释。随着农村劳动力要素流动性增强，很多年富力强的农村劳动力进城务工，苹果种植的机会成本增加，留守苹果种植业的劳动者一般年龄较大，受教育程度不高，而且大多种植户还承担着为子女看管小孩的家庭责任。在有效劳动力配置不足的情况下，种植户特别重视通过培训的方式来提高对技术的掌握程度，从而提高现有要素的生产效率，达到促进收入增长的目的。

4.品质管理与增收能力的标准化路径系数为0.257 1，通过了1%水平的显著性检验，对增值能力具有显著正向影响，部分证实了假设4。与其他因素相比，品质管理对种植户增收能力的影响最大，这与消费市场对食品安全要求提高的需求特征一致。消费者对苹果产品的外观质量可以通过观察直观获得，而对更为重要的食品安全和营养水平等内在质量无法在消费之前做出判断，因此，无论是专业机构的鉴定文件，还是标准化生产流转卡片上的品质管理记录，都是苹果内在品质的写照。适应消费市场需求，提高苹果产品质量安全特性和销售价格，是种植户提高增收能力的重要途径。

5. 销售管理与增收能力的标准化路径系数为0.134 7，通过1%水平的显著性检验，对增收能力具有显著正向影响，部分证实了假设5。检验结果说明，储存后择机销售比当季直接销售能够获得更多的收入，这与涂传清关于脐橙销售的研究结论一致[48]。然而，调查中发现，储存后销售只是少数信息来源广泛、市场意识强、种植规模较大的种植户的选择，储存后销售种植户面临着较大的价格风险，大多数种植户保持着当季出售的习惯。合作社、公司、超市对苹果产品的规格和质量品质要求较高，收购的条件严格，收购价格相应较高，但符合条件的产品数量有限，对增收的促进作用不大。种植户与交易对象之间还没有形成较为稳定的合作关系，对增收的贡献不确定。

（三）分群组检验分析

对比分析果园管理、农资采购、技术获取、品质管理和销售管理等因素对三类种植户的增收能力。多群组模型检验的R2值均大于0.5，说明多群组模型具有良好的解释力。如图2所示，分群组样本与所有样本（见图1）的分析结果存在一定的差异，具体分析与讨论如下：

1.果园管理对非社员增收能力影响通过1%水平的显著性检验，系数为-0.003 9，而普通社员和标准化社员都没有通过显著性检验。原因可能是非社员种植户积累的生产经营经验不能满足现有种植规模追求增收的需求，而其他两类种植户从种植规模上获得增收的效果还不明显，结论没有支持假设1。

2.农资采购对非社员的增收能力没有通过显著性检验，对普通社员的增收能力的影响通过5%水平的显著性检验，对标准化社员增收能力的影响通过了1%水平的显著性检验。可能的原因是，非社员没有固定的农资采购对象、也不参与合作社农资统一购置的行为选择，农资质量甄别和成本控制限制了非社员种植户的增收能力，有组织的农资采购促进了普通社员和标准化社员增收能力的提高，并且对标准化社员的增收能力影响更大，结论支持了假设2。

3.技术获取对非社员种植户增收能力的影响通过5%水平的显著性检验，普通社员和标准化社员这两类种植户均通过了1%水平的显著性检验。标准化社员接受合作社的优质服务，技术获取路径更丰富，接受的培训次数更多，因此，相比较于其他两类种植户通过技术培训对增收能力的提高更为有效，与亲朋邻里讨论沟通的技术获取路径促进了非社员种植户的增收能力，这一结论支持了假设3。

4.品质管理对普通社员和标准化社员的增收能力都通过了1%水平的显著性检验，非社员没有通过显著性检验。标准化社员的路径系数为0.741 3，普通社员的路径系数为0.186 9，由此说明，严格执行品质管理监管的标准户增收能力大大高于没有严格监管的普通社员，这一结论支持了假设4。

5.销售管理对普通社员增收能力的影响通过了5%水平的显著性检验，标准化社员通过1%水平的显著性检验，非社员没有通过显著性检验。说明标准化社员在苹果销售方面有多种选择来实现增收，普通社员通过销售增收的效果不及标准化社员，但高于非社员，这一结论支持了假设5。

三、结语

本文基于陕西蒲城20个自然村600份有效问卷数据，以苹果种植户的增收能力作为落脚点，研究苹果种植户生产经营行为对增收能力的影响，并依据种植户参与合作社的程度将种植户细分为非社员、普通社员以及标准化社员，对比分析生产经营行为中的因素对三类种植户增收能力的影响。结果表明：农资采购、技术获取、品质管理和销售管理均是影响苹果种植户增收能力的关键因素。分群组的检验结果表明，种植户类型不同，生产经营行为对种植户的增收能力影响的显著性和程度有所不同。

基于以上结论，本文提出以下建议：（1）政府应加大对合作社的宣传和监管，让更多的种植户了解合作社，让合作社的规范运行得到更多种植户的信任，吸引更多的种植户参与合作社，充分发挥合作社在合作互助活动中对种植户增收能力的提升作用。（2）政府应充分考虑到异质农户的现状和实际需求，在政策制定中充分瞄准农业政策的目标农户类型，并从显著影响农户增收能力的因素入手，选择合理的调控手段。

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