资源禀赋与农民合作社服务类型选择的关系研究*

陈开军,陈凯达

(西北师范大学 经济学院，甘肃 兰州 730070)

一、引言

农为邦本，本固邦宁。在乡村振兴背景下，发展现代农业需要处理好小农户与现代农业协调发展、小农户与大市场有效连接等问题，这是推进农业现代化的重要举措。

改革开放以来，我国农业生产技术与农户生产经营方式发生了重大变化。但受资源和环境约束，大部分农户所拥有的资源禀赋，如土地资源、水资源等仍未发生根本性变化，农户扩大再生产面临着资源禀赋约束的难题[1]22-28。在短期不能改变自身资源禀赋的情况下，农户必然通过调整自身生产经营组织方式来获取最大利润[2]71-73。农民合作社正是在此背景下兴起的农户自愿联合、民主管理、平等互助的经济组织，其在提高农户的市场竞争地位、降低交易成本、实现规模经济等方面发挥了重要作用[3]16-21。自2006年《中华人民共和国农民专业合作社法》颁布以来，各种类型和功能的农民合作社如雨后春笋般在广大农村建立起来。在此背景下，本文主要研究生产类合作社和销售类合作社。生产类合作社作为实现小农户与现代农业有机衔接的桥梁，为农户开展机械作业和其他生产提供技术服务，能够有效解决农户在生产中面临的技术、劳动力难题，降低农民劳动强度和生产成本，提高农业劳动生产率、土地生产率，促进农业投资[4]68-80，增加农户收入[5]28-33。销售类合作社主要解决“小农户”与“大市场”的矛盾，代表小农户与产品收购方谈判，节约因多个交易主体分别购销而产生的高昂交易费用[6]25-30，增强农户市场势力，增加农户利润[7]110-115，从而实现“联合购销、风险最小”[8]161。但现实中农民合作社发展不平衡、不充分问题突出，能够有效提供农产品统一生产或完整销售服务的合作社少之又少。一些地方甚至出现了“假合作社”“空壳合作社”“翻牌合作社”[9]8-16。那么，在乡村振兴阶段，应如何根据资源禀赋，因地制宜地建立农民合作社？选择农民合作社服务类型时需要考虑什么因素？如何因势利导，制定政策促进各种类型合作社繁荣发展？这些问题都是本文所关注的。

本文从资源禀赋结构角度解释合作社生产、销售服务功能的形成机理，研究影响农民合作社服务类型的诱致性因素。与已有研究相比，本文的边际贡献在于：一方面，以人均土地作为资源禀赋的衡量指标，从资源禀赋结构视角研究农户对农民合作社服务类型的不同需求，补充关于农民合作社服务选择的相关研究，加深对合作社服务功能形成机理的认识，以期为提升合作社服务质量提供科学依据。另一方面，本文将定性分析与定量分析相结合，以增加研究结果的可靠性和外部有效性。

二、理论基础及研究假说

(一)理论基础

英国经济学家希克斯在《工资理论》一书中认为，技术进步的意义在于降低生产成本，以更少的资源耗费来生产产品，节约的资源则可以被用来生产更多的其他产品，从而增加国民收入。技术进步可以划分为“劳动节约型技术进步”“资本节约型技术进步”和“中性型技术进步”三种类型，至于技术创新的偏向型特征，则取决于要素相对价格即资源的相对稀缺程度。

在希克斯技术进步理论的基础上，日本经济学家速水佑次郎和美国经济学家弗农·拉坦提出了要素稀缺诱导的技术创新理论[10]47。他们研究了日本和美国的农业现代化发展道路，认为美国农业走的是农业机械技术创新道路，用于节约稀缺且缺乏供给弹性的农业劳动力资源，通过农业机械技术创新节约稀缺农业劳动力，提高农业生产效率。日本农业走的是生物技术创新道路，用于节约相对稀缺且缺乏供给弹性的土地资源，通过提高土壤肥料技术、植物保护技术等，使土地生产率得以不断提高。在一个动态的经济系统中，随着生产发展与农业技术的进步，要素的相对稀缺性会在技术进步的作用下产生一定的变化，即原本稀缺的要素可能由于技术进步而变得相对丰裕，原本丰裕的要素可能由于技术进步而变得相对稀缺。

基于技术进步理论，本文认为要素稀缺会诱导农民合作社的服务类型差异。以人均土地作为资源禀赋的衡量指标，劳动力和土地这两种生产要素的相对稀缺性体现在价格上：当人多地少时，劳动力价格即工资相对较低，而土地价格即租金相对较高；当人少地多时，劳动力工资相对较高，土地租金相对较低。根据要素稀缺诱导的技术创新理论，当人少地多时，更易投入资本，表现为农业生产的资本深化；当人多地少时，更易投入劳动力，表现为农业生产的土地集约化利用。要素稀缺诱导的合作社服务类型具体体现为：在人均土地多的地域，农户个人劳动强度大，其更愿意进行生产合作，实施联合生产，同时开展生产合作更便于合作社借用、租用固定资产，合作社也可以自行购买生产机器从而服务社员。在人均土地少的地域，土地显得更加珍贵，相比人均土地多的地域，农户个人劳动强度小，因此合作生产带来的收益不大。同时对实施联合生产的规模化生产合作社而言，在人均土地少的地域，其在土地规模经营过程中需要与更多农户进行谈判，增加了交易成本。但是，农户分散化经营易造成农产品市场竞争力低下的弊端，也更容易引发农产品市场价格剧烈波动，增加政府对市场经济的调控难度。因此对开展分散化生产的农户来说，其更希望建立销售类合作社，以扩大农产品的销售量。

(二)文献回顾

已有关于资源禀赋与农户行为的研究主要包括两类：一类是资源禀赋对农户生产行为的影响，另一类是资源禀赋对农户销售行为的影响。

关于资源禀赋对农户生产与合作行为的影响，李舒研究发现，家庭种植业规模是影响农户土地规模经营意愿的主要因素之一，家庭种植业规模越大，农户参与土地规模经营的意愿越大[11]24。Kurian和Dietz认为，种植规模是合作社内部成员资源禀赋异质性的关键维度[12]59。黄祖辉同样认为，大量的小规模土地会导致土地过于细碎化而不便于合作社的管理，且土地细碎化程度越高，技术效率就会越低[13]4-16。基于此，钟真和黄斌提出，对种植规模设置门槛能够减少成员资源禀赋异质性，从而便于合作社提供统一服务[14]126-134。张晖研究发现，相较于未加入合作社的种粮大户，加入合作社的种粮大户购买农机和提供农机作业服务的动机更强，户均农机作业服务供给水平更高[4]68-80。

关于资源禀赋对农户销售行为的影响，李丽莎研究发现，农户的种植面积越大，其在选择销售方式时更倾向于以家庭为销售单位进行农产品交易[15]203-207。宋金田认为，成立农业合作组织可以提高小农户市场谈判地位，降低运输成本,提高农产品市场竞争力，进而获得更多的收益，这是农户合作行为产生的内在诱因[16]61。赵会敏基于9省农户的调研数据认为，具有土地禀赋优势的农户倾向于选择与销售对象签订订购合同，而不愿意选择口头约定的销售方式，以此控制销售风险[17]24。张孟祎发现，种植面积大的农户倾向于选择批发市场销售农产品，种植面积小的农户倾向于以分销给商贩的方式销售农产品，但是小农户容易被中间商赚取差价[18]148-151。

已有研究表明，农户耕种面积这一资源禀赋会影响农户的生产、销售与合作行为。已有文献为本文的研究提供了理论基础，为本文的研究假说提供了理论支撑。但是，已有文献仅以某一种植行业、某一地域为研究对象，缺乏对农业种植宏观视角的研究，其研究结论的代表性与普适性仍有待商榷。

(三)研究假说

参考Adamopoulos和Restuccia的研究成果[19]1667-1697，假设农户的生产函数为：

y=f(l,t)

(1)

其中，y为农户生产农作物的产出函数，l为农户投入的劳动，t为农户经营的土地规模。农户厌恶风险且面临银行信贷约束[20]59-71，在分散经营的条件下，农户很少在土地上进行投资，因此生产函数中没有纳入投资变量。

生产类合作社的生产函数为：

Y=f(L,T,M)=ALαTβMγ

(2)

其中，Y为合作社生产农作物的产出函数，L为合作社投入的劳动，T为合作社经营的土地规模，M为合作社的其他投入，α、β、γ分别是劳动、土地、其他投入的产出弹性。考虑到劳动、土地和其他投入的价格，农民合作社的净收益π为：

π=f(L,T,M)-wL-rT-C

(3)

其中，w劳动力为工资，r为土地租金或土地承包金，C为其他投入的成本。对式(3)进行一阶求导，合作社最优单位土地劳动密度为：

(4)

假设合作社的生产函数为一次齐次函数(1)速水佑次郎和弗农·拉坦认为，现代农业生产技术是中性的，规模大小并不产生影响，因而此假设是合理的。具体参见：速水佑次郎，弗农·拉坦.农业发展的国际分析(修订扩充版)[M].北京：中国社会科学出版社，2000年。，并且合作社由n个农户组成，即L=nl、T=nt。在人多地少的地域，由于劳动力价格相对便宜，所以假设合作社对土地不进行投资，不投入其他要素，那么农户加入合作社的收益为：

(5)

将式(1)与式(5)加以比较，可知在人多地少的地域，农户加入生产类合作社的收益变化不大，因此他们不愿意加入生产类合作社。究其原因，可能是由于精耕细作的特点，在没有重大技术突破的情况下，单位土地的产值接近极限，因此合作社规模化生产的规模效应不大。在此地域，人口多消费者相应也更多，所以农产品市场需求大，而小农户在市场交易中常处于弱势地位，销售类合作社却能够帮助小农户更好地连接市场，促进农产品销售，因此农户更愿意加入销售类合作社。在此种情况下，更加适合推动销售类合作社的建立，缩小小农户与大市场的鸿沟。

基于此，本文提出如下假说：

假说1：在人均土地少的地域，适合建立销售类合作社。

在人少地多的地域，由于劳动力价格相对较昂贵，根据要素禀赋理论，假设合作社在土地上投入了资本，那么农户加入合作社的收益为：

(6)

其中，K为合作社投入的资本，k为人均投入资本，δ为资本的折旧。由于合作社生产中资本投入会导致产出变大，同时劳动投入wl变小，而在土地多的地域土地价格rt更便宜，故可以得出式(6)会比式(5)和式(1)更大的结果，因此在人少地多的地域农户更愿意加入生产类的合作社。

基于此，本文又提出如下假说：

假说2：在人均土地多的地域，适合建立生产类合作社。

假说3：在人均土地多的地域，建立合作社能够促进投资。

三、实证检验

(一)数据来源

本文采用的数据来自《中国农村经营管理统计年报》(2)《中国农村经营管理统计年报》由农业部农村合作经济经营管理总站编纂。该年报收录的农民合作社数量略低于国家工商总局掌握的在工商部门登记注册的合作社数量，其原因为西藏自治区和广东省深圳市、国有农垦企业未纳入统计范围，部分已进行工商变更登记但未实际运行的合作社也没有纳入统计调查。和《中国农村统计年鉴》，并以此为基础，建立2016—2018年面板数据集。考虑到每个省份之间农民合作社数量差异较大，本文运用面板数据固定效应模型进行回归分析。

(二)模型构建

为验证假说1，建立的回归模型Ⅰ为：

lnsalecooit=α1+A1·perlandit+B1·xit+μi1+εit

(7)

在式(7)中，被解释变量lnsalecooit表示提供销售类的合作社，核心解释变量perlandit表示人均土地，xit表示其他控制变量，α1表示常数项，μi1代表不随时间变化的个体效应，εit表示方程的随机扰动项。

为验证假说2，建立的简化模型Ⅱ为：

lnprodcutcooit=α2+A2·perlandit+B2·xit+μi2+εit

(8)

在式(8)中，被解释变量lnproductcooit表示提供生产类合作社，其他变量含义同上。

同理，为验证假说3，建立的简化模型Ⅲ为：

lnnewfixit=α3+A3·perlandit+B3· lncooit+C3·xit+μi3+εit

(9)

在式(9)中，被解释变量lnnewfixit表示当年新增的农业固定资产投资，lncooit表示建立的农民合作社，其他变量含义同上。

(三)变量说明

被解释变量：lnsalecooit用各地区销售类合作社数量取对数表示，数据来源于2016—2018年《中国农村经营管理统计年报》中的“统一销售农产品达80%以上的合作社数”；lnproductcooit用各地区生产类合作社数量取对数表示，数据来源于上述年报中的“以生产服务为主的合作社数”；lnnewfixit用当年新构建的固定资产数额取对数表示，需要说明的是，当前合作社是集体经济的主要组成部分[22]360-367，因此合作社的固定资产投资用《中国农村经营管理统计年报》中各地区村集体经济组织当年新构建的固定资产近似表示是合理的。

核心解释变量：perlandit表示人均土地，由于《中国农村统计年鉴》在2013年后便不再对农村劳动力人数加以统计，因此各地区人均土地用播种面积除以乡村人口作为近似表示。

控制变量：考虑到省级数据样本量有限，加入过多的控制变量会使模型损失自由度，所以对每个模型只加入少量控制变量进行回归，以考察核心解释变量与被解释变量之间的关系。需要说明的是，人均土地是上述建立三个模型的外生变量，因此加入少量控制变量基本不会存在遗漏变量偏差的问题。各控制变量选择及其说明如下：lnsalevalueit用各地区合作社统一销售农产品总值取对数来表示；lnstandardit用各地区标准化生产的合作社数值取对数表示；lnbenifitit和lncooit用各地区合作社的盈余数额和合作社数量取对数表示。上述控制变量数据均来自2016—2018年的《中国农村经营管理统计年报》。

从表1可以看出，在人均土地方面，各省区差异较大，其中，人均土地最多的地方为14.624 6亩/人，最少的地方仅为0.535 1亩/人。

表1 相关变量的说明及描述性分析

(四)估计结果

模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的面板数据固定效应回归结果如表2所示。列(1)至(6)分别展示了估计结果。需要说明的是模型Ⅲ中的回归(6)，合作社数量lncoo与当年新增固定投资lnnewfix可能存在一定的内生性，即合作社数量越多，合作社的固定资产投资就越多，而当年的新增固定资产中有一部分是因新增合作社数量造成的。因此在模型回归时，被解释变量lnnewfix顺延一期，以减少模型的内生性问题。

根据模型Ⅰ的估计结果，核心解释变量perland的系数分别通过了10%和5%的显著性检验，这表明在人均土地越少的地域，销售类合作社的数量却更多。这也说明，在此地域更适合建立销售类合作社，农户也更愿意加入此类合作社，假说1得以验证。从式(1)看，合作社的盈余与销售类合作社的数量两者之间并不直接相关，原因可能在于销售类合作社仅被作为联系农户与市场的一座桥梁，其本身并不热衷于盈利，表现为通过提高收购价格保障农户利益而减少自身盈利。

表2 模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的估计结果

根据模型Ⅱ的估计结果，核心解释变量perland的系数通过了1%的显著性检验，这表明在人均土地越多的地域，生产类合作社数量也更多。这说明，在此地域更适合建立生产类合作社，农户也更加愿意加入此类合作社，假说2得以验证。从式(3)看，合作社盈余这一变量系数显著，说明合作社盈余与生产类合作社的数量是相关的，两者有正向或者促进关系，这从另一方面证明了生产类合作社实现了规模经营和规模经济。

根据模型Ⅲ的估计结果，合作社数量lncoo的系数分别通过了10%和1%的显著性检验，这说明建立合作社能够促进农业固定资产的投资，假说3得以验证。从式(5)看，在人均土地越多的地域，越有利于促进农业固定资产投资，这符合要素禀赋理论。

(五)稳健性检验

为确保面板数据模型估计结果的有效性，本文从异质性分析、改变估计方法即采用空间杜宾模型回归和替换被解释变量三方面进行稳健性检验。

1.异质性分析

根据上述模型检验，人均土地与生产类合作社、销售类合作社的关联性较强，因此将它们单独进行分析比较。由于数据有限，分组回归会导致每组数量更少，从而影响回归分析结论的可靠性，因此本文基于不同区域对人均土地与合作社类型之间的关系展开研究。

根据30个省份地区人均土地数据，利用定性比较分析TOSMANA软件对各地区90个样本中人均土地距离的聚类特点进行分析(3)具体参见：伯努瓦·里豪克斯，查尔斯C.拉金.QCA设计原理与应用：超越定性与定量研究的新方法[M].北京：机械工业出版社，2017年。。根据阈值5.41亩/人，本文将区域分为两类，其中，小于此阈值的省区记为区域1，大于此阈值的省区记为区域2；区域1共有25个省区，区域2共有5个省区。各区域中被解释变量取平均数之后，将各区域2016—2018年的lnproductcoo均值和lnsalecoo均值绘制成柱状图(见图1)。

图1 2016—2018年生产类、销售类合作社在区域1、区域2分布情况

按照国务院发展研究中心报告的分类标准，全国共有八大经济地理区域，本文取2016—2018年变量的平均数据，将这八大区域的人均土地与不同类型合作社绘制成雷达图以直观反映二者关系。为控制地区差异，对于生产类合作社，用生产类合作社除以各省行政区划面积表示。考虑到人均土地越多，生产类合作社的经营面积也越大，两者具有正相关性，因而不能用每一万公顷播种面积上建立的生产类合作社数量表示，否则无法有效控制各省份地区之间的差异。对于销售类合作社，则用各省每一万公顷播种面积上建立的销售类合作社数量表示。图2为八大经济地理区域人均土地与生产类、销售类合作社雷达关系图。

从图1来看，2016—2018年lnproductcoo均值在区域1与区域2差别较大，其中区域2即人均土地相比更多的地方，生产类合作社平均数量更多；同理，区域1即人均土地更少的地区，销售类合作社平均数量更多。从图2来看，人均土地与单位生产类合作社数量存在正相关，与单位销售类合作社数量存在负相关。其中，长江中游地域单位生产类合作社与人均土地的关系相比于其他地区更不明显，这印证了已有研究测算出的此地域相比其他地域农业生产效率更低的事实[23]62-68。

图2 八大经济地理区域人均土地与生产类、销售类合作社雷达关系图

2.空间杜宾模型回归

根据地理学第一定律，相邻的事物之间关系密切。对我国各省份合作社数量与人均土地存在的空间相关性，本文采用空间杜宾模型(SDM)进行回归检验，并基于最大似然估计法(MLE)进行估计。在对空间权重矩阵定义时，将相邻省份取值为1，不相邻省份取值为0(4)由于海南省在地理上与广东省相近，可将其设置为与广东省相邻。。检验结果显示三个被解释变量的Moran’s I指数绝对值都大于0，且都通过了10%的显著性检验，其中，大部分还通过了5%和1%的显著性检验。为进一步检验空间相关性，本文采用拉格朗日乘数(LM)和稳健的拉格朗日乘数(LM Robust)进行检验，在相邻空间权重矩阵下，空间杜宾模型(SDM)的LM和LM Robust都通过了10%的显著性检验。基于三个模型进行的空间杜宾模型回归，其结果如表3所示。

表3 模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的空间杜宾模型回归结果

采用空间杜宾模型进行稳健性检验后，核心解释变量仍然显著，假说1-3得到验证，本文的基本结论仍然成立。

3.替换被解释变量

将三个模型的被解释变量依次予以替换：在模型Ⅰ中，采用合作社注册农产品商标的个数(lnbrand)作为对销售类合作社的替换，一般来说个体农户建立农产品品牌的成本太大，而作为集体组织的合作社则更愿意建立农产品品牌，因此注册商标的合作社相对较多，提供销售类服务的合作社也相对较多；在模型Ⅱ中，采用合作社流转的土地面积(lncircular)作为对生产类合作社的替换，合作社从农户手中流转的土地越多，可表明建立的生产类合作社越多；在模型Ⅲ中，采用固定资产总额(lnfix)作为对新增的固定资产投资的替换。

使用不同的代理变量对模型进行估计，结果如表4所示。结果显示本文的基本结论依然成立，且结论具有稳健性。

表4 模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的稳健性检验结果(替换被解释变量)

表4 (续)

四、结论与政策启示

本文在资源禀赋既定条件下，研究了农户资源禀赋条件与农民合作社服务类型选择之间的关系。基于诱导性技术创新理论分析证明：在我国人均土地多的地域，适合建立生产类合作社；在人均土地少的地域，适合建立销售类合作社。在此基础上，本文建立面板数据模型，在考虑内生性和稳健性的前提下进行了实证检验。研究发现，在人均土地多的地域，生产类合作社更多，说明此地域更适合建立生产类合作社，同时也验证了以合作社作为经营团体会促进农业固定投资。在人均土地少的地域，因生产分散且更容易投入劳动，所以农户倾向于采取精耕细作的生产模式。在此类地域，如果建立生产类合作社，那么在规模化经营的单位土地上需要与更多的农户进行谈判，会增加经营成本，因此农户加入生产类合作社的收益不大，其更倾向于选择销售类合作社，以更好地销售农产品。

根据上述结论，本文认为在乡村振兴阶段，应该因地制宜地发展不同类型的农民合作社：第一，各地域在建立农民合作社时要充分考虑本地的资源禀赋结构、各生产要素的相对价格，可以参照人均土地这一变量来确定将要建立的农民合作社类型，而不能盲目地通过政策推动建立违反其要素禀赋结构的合作社，以免造成社会资源浪费。具体表现为：在人多地少的地域，更适合建立销售类合作社，以此连接“小农户与大市场”；在人少地多的地域，更适合建立生产类合作社，以促进农业产值的提升。第二，加大合作社的投资建设，鼓励合作社在单位土地上投入更多资本。农户普遍面临信贷约束和风险厌恶的偏好，他们大多不愿意在土地上进行投资，而建立的合作社具有规模优势和专业优势，能够促进农业固定资产投资，从而促进农业效率和产值的提升。