合作社多元社会化服务的社员增收效应——基于山东省农户调研数据的“反事实”估计

陆泉志，张益丰，2*

(1.南京林业大学 经济管理学院；2.南京林业大学 农村政策研究中心，南京 210037)

近年来，新型农业经营主体在引领农业产业化与农业现代化发展过程中的作用非常明显，成为推动我国农业可持续发展不可或缺的重要力量。随着乡村振兴战略的稳步实施，党和政府对合作社提出了更高的期许，合作社正在朝着市场化运营、组织化生产、多元化服务和科学化管理的方向发展。合作社服务农民的功能不断增强，合作经营在富裕农民方面的作用日渐彰显。但在实践中，依然存在三个重大的现实问题始终难以有效解决：(1)尽管参加合作社的普通农户数量逐年增加，但普通农户却普遍反映合作社“虚有其表”，自身收益增长不显著。为什么合作社发展迅猛但群众的认同度不高？究竟缺失了什么？(2)社会化服务规模化供应能否成为合作社促进农户务农收入增长的有效路径？社会化服务供给是农户有效增收的关键一环吗？(3)多元化的社会化服务供给对农户务农收入的影响效应有哪些差异？哪些社会化服务更能有效地促农增收？这些问题的悬而未决将会影响到未来中国合作社的可持续发展。本文使用山东省7县(市、区)22个乡(镇、街道)的1 127份第一手农户调查数据，通过反事实估计进行上述问题的实证分析，并形成对应的政策建议。

一、文献综述与研究假设

《中华人民共和国农民专业合作社法》正式颁布实施以来，理论界针对合作社发展与农户有效增收之间关联的研究已不胜枚举。相关研究主要围绕交易成本、治理机制、农社关系等多视角进行了理论分析。(1)交易成本方面。同市场交易模式相比，“合作社+农户”模式通过统一采购生产资料并对要素投入和产品质量进行流程控制，从而降低成员市场交易费用、增加成员亩均收益及纯收入[1]。合作社可利用成员的亲缘关系和信任关系降低内部交易费用并促使内部资源合理配置，进而增进组织绩效[2]。(2)治理机制方面。合作社的成员制度、股权结构、决策方式、盈余分配等方面的治理机制对成员增收效果具有显著影响[3-4]，不同内部治理机制下合作社对成员增收的影响存在差异[5]。(3)农社关系方面。专用性投资有助于形成紧密的“农社关系”[6]，紧密的“农社关系”能够显著提升成员农业收入，且对小规模经营和低收入成员的增收效应尤为明显[7]。(4)要素禀赋方面。合作社通过设置入社门槛能够高效聚集土地、劳动、资金、资本等要素，进而有效促进农户增收[8]。对中国苹果合作社调研数据分析后发现，小规模农户参加合作社后的收益比中等规模、大规模农户更多[9]。农业生产集聚与合作社组织模式存在显著的交互作用，且生产集聚对农民收入的影响存在门槛效应[10]。(5)益贫效应方面。合作社作为一种具有天然益贫性的制度安排和理想载体，有助于增强贫困农户自主发展和自我脱贫的能力[11-12]；实证结果亦显示参加合作社对促进贫困农户增收的确具有显著正向作用，呈现明显“益贫性”特征[13]。(6)其他方面。除上述几方面研究角度以外，另有研究者测度了土地股份合作社、农机合作社、社区股份合作社等农业组织对农户的增收效应[14-16]。但有学者认为上述几类农业组织在实践中通常背离了合作社的本质规定性，是披着“合作社外衣”的异化合作社，其促农增收效应的主要源泉令人怀疑[17]。合作社的社会化服务能力欠缺导致参加合作社对于普通农户的增收效果不显著[18]。廖小静等认为普通成员的生产能力与收入并未因为参加合作社而呈现显著提升，其背后原因是合作社服务成员的能力弱小[19]。通过全程社会化服务将农业产业链紧密联结起来，在合作社与成员之间构建“超市场”契约和形成“置信”承诺，既能克服合作社与成员交易费用过高问题，又能够改善合作社的生存状态，更能促进农户增收[20]。由此可见，提升合作社的社会化服务能力，将成为促进成员增收与吸引潜在参与者参加合作社的重要手段。

纵观上述文献，前人研究已经对合作社“促农增收是目的、提供服务是手段”形成基本共识，但前人的研究存在两个短板亟待弥补。其一，现有合作社参与和农户增收的研究更多聚焦于效应评估，而忽视了因果机制的分析。其二，在合作社服务功能研究中更侧重于影响因素或关联度分析，而基于服务功能异质性视角测度多元服务对增收的实际效度尚欠缺。因此，打开参加合作社如何实现促农增收的“黑箱”，并探究社会化服务在此过程中发挥的功能效用，通过因果机制分析来研究两者之间的内在机理就显得很有必要。本文运用内生转换回归模型(ESR)结合因果中介分析模型(CMA)构建“反事实”分析框架，首先判断合作社参与和农户增收之间存在的内在因果关联；其次基于中介异质性视角，研究差异化的社会化服务促农增收作用的实际效度，为合作社选择多元社会化服务来促农增收提供实证依据；最后根据实证结果为合作社更好地提升农户收入提供对应的政策建议。

研究合作社框架内社会化服务对于农户务农收入提升的内在影响，首先需要梳理各种形态的农业社会化服务对于务农收入影响的路径。本文将农业社会化服务细分为产品销售服务、技术培训服务、金融信贷服务、生产流程服务四种形态进行分析。

1.农产品销售服务。销售服务本质上是合作社的一种产业化功能[21]，通常包含质量分级收购和统一销售两部分。合作社通过提供销售服务使农户获得信息优势和规模优势，提升了市场议价能力，降低了农户的交易成本和市场风险[22]。同时，明晰的商品契约不仅有利于二次返利，也易于实现农产品质量可追溯，降低了农产品安全违约风险，并可通过质量溢价效应和区域声誉溢价效应进一步拓宽了农户的利润空间[23-24]。

2.生产技术培训服务。技术指导与培训服务作为“干中学”的人力资本专用性投资[25]，是合作社与农户破解信息约束、实现增产增效增收有机统一的有效利器[26]。譬如通过向农户提供技术指导和实操培训，促进其对绿色防控、清洁生产等新兴农业技术的采纳和向环境友好型生产行为的转变[27]，从而提高劳动生产率、农产品质量与溢价能力。得益于合作组织的俱乐部属性，合作社具有更强的知识溢出效应，技能互补性和人力资本外部性将进一步提升农户的农业综合生产能力和营收能力。

3.金融信贷服务。农业普遍具有投资周期长、风险大、预期收益不确定等特点，合作社通过提升农户金融信贷服务的可得性，可有效增强农户的物质资产专用性投资风险抗御能力，并通过商品交易契约与要素契约的交互治理来降低与农户交易的不确定性和交易频率[28]，缓解农户进行农业生产或扩大生产规模时所面临的高风险和资金紧约束困境，进而促进农业生产投资支出、提高农户务农收入[29]。

4.生产流程服务。在具体农业生产实践中，生产流程服务属于一种“节本、增效”的外包行为。由合作社统一供给生产资料、统一技术标准等多统一模式，通过发挥规模经济效应和劳动释放效应直接降低农户生产成本。并且以过程控制为主的生产行为规制模式对农产品质量具有正向影响[30]。诸如限定农业化学投入品的品牌、种类、施用量和施用频次等，可以有效降低农化产品过量施用率，确保农产品品质达到预期效果[31-32]。

基于以上分析，本文提出如下研究假设：

假设1：加入合作社与农户增收存在正向因果关联。即在其他因素保持不变的情况下，参加合作社有助于增加农户务农收入。

假设2：社会化服务在农户参加合作社并增加务农收入中具有因果中介效应。农户加入合作社获得相应规模化的社会化服务供给，社会化服务可得性作为间接指标影响成员的家庭务农收入。

假设3：基于合作社服务供给异质性视角，技术培训服务、金融信贷服务、生产流程服务对农户增收存在正向的因果中介效应，产品销售服务对农户增收的因果中介效应尚不确定。

之所以笔者认为产品销售服务的作用不能确定，是因为尽管理论上认为提供产品销售服务会有效帮助农户节约与外部主体交易费用，有可能通过产品质量分级进一步获得市场溢价。但是在监管乏力的发展前期，合作社成员如果不遵守合作社的商品契约，那么可能出现“搭便车”与“逆向选择”，致使合作社销售绩效陷入低水平均衡的处境，从而影响合作社增收效应。当然这些假设还有待进一步实证检验加以验证。

二、数据、变量与模型

(一)数据来源

本文所用数据来自2020年1月在山东省烟台市(莱阳、福山、牟平、莱州、栖霞)、枣庄市(薛城)、淄博市(桓台)针对农业社会化服务与农户家庭收入进行的实地入户调查，调研对象均为从事果蔬类种植产业的农户(1)选取果蔬种植户作为调研对象的原因有三：首先，对比粮食种植户或养殖户的经营规模，果蔬种植户的经营规模普遍更细碎化，农产品供应链协同度较强，其发展更依赖农业社会化服务的供应；其次，增收途径更多依靠产品的市场收益，而不是政府补贴等外部干预；最后，邓衡山等的研究表明合作社中果蔬类合作社的占比最高，农户的参与度最强，对果蔬种植户进行研究更具针对性。。调查思路和抽样过程如下：第一，考虑地域的多样性，选取胶东沿海地区的烟台、鲁中地区的淄博和鲁西南地区的枣庄三市作为样本地级市。第二，考虑果蔬产业发展水平的区域差异，样本采集区域包括果蔬产业不发达地区(桓台县、薛城区)、果蔬产业发展一般地区(莱州市、牟平区)、果蔬产业主要产区(栖霞市、莱阳市、福山区)，共涵盖7个县(市、区)22个乡(镇、街道)。第三，在每个县按照农村居民收入水平高、中、低选取对应乡镇，在每个乡镇中按照同样方式选取行政村，每个行政村根据村委会提供的家庭收入来源按照果蔬种植为主的家庭户名册进行随机抽样确定入户调查对象。最终，本次调查共得到1 311个样本，其中有效样本1 127份，有效率85.96%。

(二)变量设计及描述性统计

1.处理变量。是否参加合作社为本文的处理变量。依据农户调查情况，本文把农户分为参加合作社、未参加合作社两类样本，总样本农户中参加合作社和未参加合作社的农户分别为464户和663户。

2.因变量。考虑到当前大量农民离农、兼业现象普遍，农民人均纯收入、农户家庭总收入等指标不能准确地表征农户的纯农收入，因此本文选择农业家庭生产经营收入来衡量农户的务农所得。

3.控制变量。本文遵循行为经济学惯用分析范式，并在借鉴前人成果的基础上[18,33-34]，选取户主特征、家庭特征、村庄特征、经营特征等作为控制变量。户主特征包括性别、年龄、教育年限、健康状况和政治面貌；家庭特征包括家庭劳动力数量和社会关系因素；村庄特征包括地形平整度、交通通达程度和物流便捷程度；经营特征包括种植规模、扩张意愿、种植年限和经营产业类型。

4.工具变量。为了解决“是否加入合作社”与务农收入可能存在的内生性问题，并保证模型的可识别性，本文选择了“邻居是否加入合作社”作为工具变量(2)本文事先检验了工具变量有效性，在引入控制变量的前提下进行回归。结果显示，“邻居是否成员”对务农收入影响不显著，但对农户“是否加入合作社”在1%的水平上有显著影响。工具变量法的第一阶段联合显著性检验的F值远大于10，表明不存在弱工具变量问题。。根据社会网络理论，该因素对农户是否选择加入合作社具有重要影响，但并不会直接影响农户自身的务农收入。

5.影响机制的中间变量。本文认为合作社通过向成员提供多元社会化服务进而促进成员农业生产经营收入的提升，因此选取较具代表性的产品销售服务、技术培训服务、金融信贷服务、生产流程服务四项指标作为影响机制的中间变量。

表1为本文所用变量定义、基本统计量及合作社成员组和非成员农户组之间各变量的均值差异。参数t检验结果显示，从结果变量看，加入合作社对农户务农收入可能有较强的提升作用。具体而言，在给定的显著性水平上，合作社成员组的家庭务农收入水平更高。从控制变量看，除健康状况、村庄地形和产业类型三项指标无显著组间差异外，其余变量的组间差异均在统计上显著异于零，组间初始特征的不平衡可能导致“自选择”问题，直接进行回归会导致参数估计结果有偏。为了获取稳健的因果关系，仍需进行更严谨的计量分析。本文事先进行了多重共线性检验，结果显示各变量的方差膨胀系数均小于2，不存在严重的共线性问题，可以进行后续分析。

表1 变量定义与描述性统计

(三)模型设定

1.内生转换回归模型。内生性是选择计量模型时需要重点考虑的问题。倾向性得分匹配法(propensity score matching，PSM)被广泛应用于处理样本选择性偏误和变量的内生性问题，但倾向性得分匹配法无法处理不可观测因素可能引致的“隐性偏误”[35]。本文采用内生转换回归模型(endogenous switching regression，ESR)实证研究合作社参与对农户务农收入的影响[36]。ESR模型具备的优势如下：其一，在处理合作社参与的“自选择”问题与内生性问题时，可以同时考虑可观测因素与不可观测因素的影响；其二，可以分别对合作社参与组和未参与组的务农收入状况影响因素方程进行估计分析；其三，使用全信息最大似然估计法，可以更好地避免有效信息遗漏问题；其四，能够进行“反事实”估计。具体而言，ESR模型同时估计以下3个方程:

行为方程(是否参加合作社)：

Ai=γZi+ωIi+μi

(1)

结果方程1(处理组，即参与合作社组的收入水平方程)

Y1=β1Xi+ε1i

(2)

结果方程2(控制组，即未参与合作社组的收入水平方程)

Y2=β2Xi+ε2i

(3)

方程式(1)中，Ai表示农户是否参加合作社的二值选择变量；Zi表示影响农户是否参加合作社的各类变量；μi为误差项；Ii表示工具变量向量，以保证模型可识别性。方程式(2)和方程式(3)中，Y1和Y2分别表示参与合作社农户和未参与合作社农户两个样本组的收入水平;Xi表示影响农户收入水平的各类变量；ε1i与ε2i为结果方程的误差项。

ESR模型估算出相关系数后，还可以估算出参加合作社对务农收入水平影响的三种平均处理效应，即处理组的平均处理效应(ATT)、对照组的平均处理效应(ATU)以及总体样本的平均处理效应(ATE)。但是，由于ATU和ATE都包含了未受相关政策影响的样本的效应，其估计结果的政策价值不及ATT。因此本文只估算ATT来衡量参加合作社对农户务农收入水平的促增效应，其表达式为：

ATT=E(Y1i│Ti=1)-E(Y0i│Ti=1)=E(Y1i-Y0i│Ti=1)

(4)

方程式(4)中的E(Y1i│Ti=1)为参加合作社样本农户的务农收入水平期望值，是现实可观测到的结果;E(Y0i│Ti=1)为假若样本农户未参加合作社的务农收入水平期望值，是无法直接观测到的“反事实”结果。

2.因果中介分析模型。因果机制分析是社会科学领域研究的重要目标，ESR模型可以测度进入处理组是否导致结果的变化，却难以测度如何以及为什么影响结果。当前，许多学者对机制黑箱的探究通常有赖于中介效应模型，而传统中介效应分析所采用的逐步回归法由于主要基于线性假设，很难正确地扩展到非线性模型。传统方法缺乏对“反事实”因果推论框架的关照，并且不允许对关键识别假设进行敏感性检验[37]。鉴于此，本研究引入因果中介分析(causal mediation analysis，CMA)模型来解决上述问题[38]。该模型在严格遵循“反事实推论”原理的前提下，定义了 “平均中介效应”和 “直接效应”，并基于计算机仿真随机实验的准贝叶斯蒙特卡洛估计，实现对离散或连续的处理变量、中介变量和结果变量之间的因果推断。CMA模型还可以实现在模型中嵌套各种线性或非线性甚至非参数估计模型，并有效克服传统统计分析中选择性偏误等难题[39]。

假设农户i受到处理变量T(是否加入合作社)影响后会通过某一渠道M(即中介变量)，实现对农户务农收入水平Y的影响。结果变量Y又受到两方面影响，一部分影响经由处理变量T引致的中介变量M的差异这一渠道传导，形成农户务农收入水平的差异，称为因果中介效应；另一部分影响是在控制了中介变量后，加入合作社对农户务农收入的直接影响，称为直接效应。由于考虑到结果变量Y的取值取决于处理变量T和中介变量M，而中介变量M又同时取决于处理变量T，研究希望获得结果表示为Yi(Ti，Mi(Ti))，总的处理效应、因果中介效应和直接效应的表达式分别为方程式(5)～(7)。

τi=Yi(1，Mi(1))-Yi(0，Mi(0))

(5)

δi=Yi(t，Mi(1))-Yi(t，Mi(0))

(6)

ηi=Yi(1，Mi(t))-Yi(0，Mi(t))

(7)

方程式(5)中的Mi(1)和Mi(0)分别为中介变量的实际值和潜在值，Yi(1，Mi(1))表示中介变量为实际值时其结果变量的实际值，Yi(0，Mi(0))表示中介变量为潜在值时其结果变量的潜在值；方程式(6)中的Mi(1)、Mi(0)与方程式(7)中的Yi(1，Mi(t))、Yi(0，Mi(t))均不能同时被观测到，需要通过CMA模型进行“反事实”估计。本文关注的重点是通过估计平均因果中介效应来衡量合作社通过某类社会化服务对农户务农收入提升所产生的影响，并分析因果中介效应在总效应中的比重。

三、实证结果与分析

(一)合作社参与行为和农户务农收入方程联立估计

表2展示了农户的合作社参与行为方程和参加合作社对农户务农收入的影响效应方程估计结果。结果显示，Wald 检验在5%的水平上拒绝了行为方程和结果方程相互独立的原假设，模型拟合优度检验也在1%的水平上显著，ρ1的估计值在1%的统计水平上显著(3)ρ1 为行为方程和参与组影响效应方程误差项的相关系数，ρ2 为行为方程和未参与组影响效应方程误差项的相关系数，任一相关系数在统计意义上显著，说明对应的样本存在“自选择偏误”。，说明模型确实存在样本选择性偏误，是否参加合作社是农户依据参加前后自身效用预期变化做出的“自我选择”。假若未采用ESR模型进行纠偏，估计得到的结果将是有偏的。此外，ρ1的估计值为负，意味着选择偏误是正向的，即务农收入高于平均水平的农户更倾向于选择参加合作社。ρ1和 ρ2呈现反向迹象，表明农户是基于比较优势进而选择是否参加合作社。

表2 合作社参与的影响因素及其对农户务农收入影响的ESR模型估计结果

通过合作社参与行为方程的回归结果可知，在其他条件不变时,家庭社会关系更强、经营规模更大、扩张意愿更强烈、物流便捷度更高的农户参加合作社的概率更高。随着社会资本的加持和生产规模的扩张，农户想要降低生产成本、寻求规模收益和增强市场谈判能力的现实需求催生了其加入合作社的意愿。同时，种植年限较短的“新农人”也更乐于参加合作社。但村庄交通通达度越高，农户参加合作社的概率反而降低。其原因有二：其一，公共交通的便利促进了非农就业活动，但也容易引致农业边缘化问题；其二，便捷交通促进了农产品贸易便利化，从而弱化了农户对合作社的需求。

通过合作社参与组与未参与组对农户务农收入的影响效应方程回归结果可知，尚未加入合作社的农户，其户主性别、年龄、教育程度和镇政府距离，都会对收入产生显著影响。而对于参加了合作社的农户，这些因素将不会对其收入产生作用。农民合作社作为具有明显俱乐部性质的互助组织，可能会消弭个人特征等因素对收入的影响[40]。此外，无论农户是否加入合作社，经营规模和产业类型均对农户收入产生显著影响。具体而言，在其他条件不变情况下，农户的经营规模越大，其务农收入更高。

(二)参加合作社对务农收入影响的处理效应分析

表3中的第2行报告了参加合作社对农户务农收入影响的平均处理效应估计结果。ATT估计值为0.654，且在1%的统计水平上显著。其含义是，实际已经加入合作社的农户比假设其没有加入合作社时(反事实)的全年家庭务农收入提高21.89%，即由2.987万元上升至3.641万元。这说明，参加合作社能够显著提升农户务农收入。假设1得证。表3最后一行还报告了运用倾向得分匹配法(PSM)得到的关键变量(参加合作社)的平均处理效应，结果显示，参加合作社对农户务农收入有显著正向影响，这和ESR模型的估计结果一致。但是从农户收入的变动幅度来看，采用PSM模型得到的农户增收效应(26.70%)比用ESR模型得到的增收效应(21.89%)大很多，原因在于PSM模型没有考虑不可观测因素的影响，其估计结果是有偏的。而ESR模型同时控制了可观测和不可观测因素导致的选择性偏误，得到的估计结果更加科学。

表3 合作社参与对务农收入影响的平均处理效应

(三)参加合作社对务农收入的影响机制检验

尽管前文的理论分析认为多元社会化服务供给是合作社促农增收影响机制的中间变量，但尚缺乏实证证据的支持。因此，本文分别采用OLS和工具变量法对该假设进行简单验证(4)限于篇幅，详细的回归结果备索。。两种方法的回归结果均显示，在控制了户主特征、家庭特征、村庄特征、经营特征等变量的前提下，参加合作社对务农收入呈现显著的正向影响。然而，在此基础上，本文将产品销售、技术培训、金融信贷、生产流程四类社会化服务变量一并加以控制后，参加合作社对务农收入的影响却无法通过显著性检验。可以认为，多元社会化服务的有效供给在合作社促进农户务农收入增长过程中扮演着中介“角色”，即缺乏必要的社会化服务供给则农户可能无法实现增收。考虑到中介变量异质性与“反事实”假设，本文采用因果中介分析模型进行更为详细的实证检验。

因果中介分析模型将合作社对务农收入的影响分解为两个部分:一部分为控制了其他变量的前提下，加入合作社经由中介变量(在这部分中为“产品销售”“技术培训”“金融信贷”“生产流程”四类社会化服务)产生的间接影响，即平均中介效应；另一部分为在同时控制了中介变量和其他控制变量后加入合作社对务农收入产生的直接影响，即直接效应。表4报告了基于准贝叶斯蒙特卡洛模拟得到加入合作社通过中介变量传导后影响到务农收入的平均中介效应及其中介效应率。结果显示除产品销售服务外，其他农业社会化服务均存在对成员加入合作社促进其务农收入提升的因果中介效应。假设2、3得证。

表4中模型(B1)结果表明，产品销售作为中间渠道对于农户务农收入的平均中介效应不显著(点估计值为0.006，但是0被包含在95%的置信区间内)。也就是说，加入合作社虽可促进务农收入提升，但是并未通过获得产品销售服务这一中间渠道影响最终务农收入，产品销售服务这个影响渠道可能不存在。其原因可归结为四个方面：第一，合作社在提供产品销售服务过程中具有短期逐利的机会主义行为。有学者在对陕西、山东部分地区调研时发现，合作社对苹果质量分级的标准相对较低，通常按平均价收购成员苹果后再对苹果重新进行分级销售，合作社经营者重新分级包装后的销售溢价便归经营者所有。质量分级的市场溢价普通成员无法获得，一定程度上损害了成员收益[41]。第二，实践中几乎没有合作社坚守“依法进行盈余分配”的质性底线。应瑞瑶等对苏、吉、蜀 3 省 416 家产销类合作社研究发现，合作社提供产品销售服务的常见形式是大户以优惠价收购小户的农产品，即便有一定数额的盈余返还，返还比例也远未达到法律规定的“按成员与本社的交易量(额)比例返还，返还总额不得低于可分配盈余的60%”[42]。第三，当外部销售渠道有利可图，与其他市场主体交易所获得的收益大于惠顾合作社所带来的收益时，合作社成员的经济理性可能会诱使其选择销售“搭便车”行为，不愿将市场售价较高、质量较好的农产品惠顾给合作社，而是转向了其他市场主体，其务农收入增长的主要源泉便无法完全归结于合作社。第四，普通农户难以有效接受新型网络销售服务(电子商务服务)的辐射，电子商务进农村项目对于普通生产者的收入影响不大[43-44]。

表4 因果中介分析模型的估计结果

表4中模型(B2)～(B4)表明，技术培训、金融信贷、生产流程管理作为中间渠道对于农户务农收入的平均中介效应点估计值分别为0.127、0.048、0.141，且0均未被包含在95%的置信区间内，表明参加合作社后农户通过获得技术培训、金融信贷、生产流程服务这三类社会化服务均能显著提升农户务农收入。同时，三类社会化服务的中介传导机制的贡献率分别为19.0%、7.2%、21.1%，三类社会化服务在合作社参与对农户务农收入的影响过程均起到部分中介作用，且其平均中介效应强度存在明显差异(生产流程服务>技术培训服务>金融信贷服务)。可以认为参加合作社获得生产流程服务和技术培训服务来提升农户务农收入的促增效应最为显著。这可以解释为：第一，合作社生产管理环节服务功能，既有助于促进农业生产的标准化作业和规范化管理，又有助于减轻成员的劳动强度，降低成员生产成本，进而增加成员的收益[45];第二，技术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，依托合作社这类联结紧密的本土化社会网络平台，有助于成员之间通过示范效应、模仿效应、信息溢出效应进一步加速新型农业技术采纳、强化农产品质量安全[30,46]。因此该结论证实，在合作社发展资源有限的前提下，相较于其他路径而言，进一步扩大生产流程服务和技术培训服务的供给规模将成为现阶段促农增收的最优路径。

进一步观察可知，计量结果显示金融信贷服务的中介效应相对于生产流程管理与技术培训服务较低。合作金融发展面临界定风险承担主体、合理分配风险责任、有效管理风险、最终实现权利、风险与收益的统一等问题依然无法有效解决，造成我国以合作社为主体的金融服务存在天然的短板。同时，受制于当前监管失灵和信用体系缺失，资金风险的可控性不强，农业内在效益显现不足弱化了资金投入的增长性，可能会导致合作社成员将原本应该用于农业生产的信贷资金挪作他用，致使金融信贷服务对农业收入提升的中介效应增长缓慢。

最后，需要指出的是，CMA模型依赖于“序贯可忽略性假设”。Imai K等认为该假设在许多应用环境中通常过于强烈，数据本身无法对该假设是否成立提供可靠线索，采用敏感性分析方法评估实证结果的稳健性是必要的[47]。本文的检验结果表明上述模型的敏感性检验值 ρ 的取值均在95%的置信区间内包含0，平均因果中介效应随相关系数变化的变动轨迹大致相同(5)限于篇幅，敏感性检验结果的图表备索。，表明CMA模型的计量结果是稳健的[48]。

四、研究结论与政策启示

本文利用山东省1 127户农户实地调查数据，采用内生转换回归模型(ESR)和因果中介分析模型(CMA)，在反事实框架下实证检验了加入合作社对农户务农收入的增收效应。研究结果发现：(1)总体而言，合作社参与具有显著的促农增收效应，在反事实框架下，实际参加合作社的农户比假设其未参加合作社的家庭务农收入水平提高21.89%。但参加合作社并不必然提高农户的务农收入，假如无法获得必要的社会化服务供给，农户可能无法实现增收。(2)合作社社会化服务供给的中介渠道促进了成员务农收入的提升，不同类型社会化服务促农增收的平均因果中介效应存在差异。其中生产流程服务和技术培训服务的中介效应较高，金融信贷服务较弱，而产品销售服务的因果中介效应未能通过显著性检验。这表明，在合作社多元社会化服务促进成员增收的路径中，生产流程服务和技术培训服务为主路径，金融信贷服务为辅路径。(3)社会关系、经营规模、扩张意愿、物流便捷度等因素对农户是否参加合作社具有显著的促进作用，而种植年限、村庄交通通达度等因素对农户是否加入合作社具有显著的抑制作用。

本文着眼于当前我国合作社普遍运行不规范和社会化服务体系建设滞后的现实背景，重点关注了农业社会化服务的促农增收效应。尽管合作社具有经济功能、组织功能、社会功能等多重功能属性[49-50]，但为成员提供服务始终是合作社的组织宗旨和其组织功能的核心[51-52],亦是合作社的本质性规定之一[53]。“大国小农”是我国的基本国情农情，现阶段以小农户为主的农业生产模式决定了我国不可能在短期内通过大规模土地流转进行“欧美式”的集中经营，亦不可能走家家户户设施装备小而全的“日韩式”高投入高成本道路[54]。在分散小农经营基础上发展现代农业大生产和农业社会化服务是较为有效的现实路径[55]。本文的研究结论也证实了多元社会化服务在促农增收过程中发挥着重要作用。合作社作为提供农业社会化服务的核心主体，“所有者与惠顾者同一”，尤其是按成员惠顾返还盈余为主的质性规定是合作社区别于其他经济组织的根本标志[56-57]。从实践来看，农业经营性服务组织所提供的服务通常需要达到一定规模才能实现盈利，而以家庭经营为主的非互助性经营模式通常很难把大规模农民组织起来并形成集体行动的一致性。在资本报酬有限和收入重心效应的作用下，合作社和农户都有动力依托组织化优势进一步压缩产前、产中、产后各环节的生产成本，谋求专业大户、家庭农场等单个经营主体所难以获取的规模经济收益。换言之，为追求更高的组织化潜在收益，不仅农户对社会化服务有需求，而且作为社会化服务供给方的合作社本身对社会化服务也有需求。因此，在农业生产成本走高和农产品价格天花板效应掣肘的背景下，通过充分发挥合作社的组织优势，形成面向内部成员的社会化服务供应体系，利用规模化的服务供给将异质性小农在各个生产环节进行有效地串联和规制，将先进适用的技术、品种、装备等现代生产要素引入农业，是当前促进农业生产费用节约和农产品提质增效较为理想的出路。

基于上述讨论，本文提出如下政策启示：(1)合作社呈现明显的促农增收效应，应继续积极引导和鼓励农户组建和加入合作社，无需因合作社发展进程中出现的“空壳社”“异化社”等现象而质疑、否定其促农增收作用。(2)多元社会化服务供给可以有效提高农户生产经营收入，需加强社会化服务项目的宣传、示范与推广工作，提高农户对社会化服务经济功能的认知水平，避免农户因信息壁垒和风险规避心理而降低其对社会化服务项目的采纳意愿。(3)加大农业社会化服务体系建设的政策扶持和财政支持力度，可以依托合作社探索建设多种类型的农业综合服务中心，鼓励合作社因地制宜发展成为适度规模化、系统化、科学化的农业社会化服务供给平台，围绕农业全产业链形成“生产在户、服务在社”“生产组织化、服务规模化”的新型农业规模经营形态。(4)在资源和要素投入有限的条件下，增加果蔬类合作社的生产流程服务和技术培训服务供给规模，将成为现阶段提升农户生产经营收入的优先路径；强化金融信贷服务供给力度、探索发展合作社金融信贷业务则为辅助路径。应合理配置多元社会化服务供给的优先序列，加强农户社会化服务需求调研，根据农户异质性特征制定农业生产经营综合解决方案。