从摆脱贫困走向共同富裕：合作社赋能小农户增收的机制与限度

梁海兵,姚仁福

(兰州大学 经济学院,兰州 730000)

一、引言

小农户和现代农业发展有机衔接的根本任务是扶持小农户进入现代农业发展轨道,带动小农户分享更多现代农业价值增值。2019年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于促进小农户和现代农业发展有机衔接的意见》指出,在坚持家庭经营基础性地位的同时,促进小农户与新型农业经营主体开展合作与联合,夯实现代农业经营体系。2021年中央一号文件进一步强调突出抓好家庭农场和合作社这两类经营主体,推进现代农业经营体系建设。其中,合作社作为农民之间联合起来的具有非市场意义的契约型经济组织,在构建现代农业经营体系过程中,自然而然地被赋予联农带农、促进小农户和现代农业发展有机衔接的重要任务[1-2]。因而,构建合作社体系、提升小农户组织化程度是促进小农户和现代农业发展有机衔接的重要途径,这也赋予了合作社重塑“小农户与大市场”“小生产与社会化大生产”关系的重要使命。

然而,合作社能否真正肩负起促进小农户和现代农业发展有机衔接的重要使命,尤其是在小农户增收乏力与增收模式的不可持续性、持续巩固拓展脱贫攻坚成果与实现共同富裕相互叠加的重要时期,是值得商榷的重要问题。事实上,现阶段合作社私人化和资本化现象突出,偏离了合作社本身的制度安排,产生精英控制、普通农户有限参与、利润分配不对称等问题[3]。在这样的“偏利共生”状态下,大多数合作社的合作社元素比较脆弱甚至缺失[4],大量合作社并不是弱者的联合,而是异化为下乡资本和大户剥削小户的工具[5]。如何理性审视合作社存在的客观问题与赋能小农户增收的相对关系,即在众多合作社中,小农户能在多大程度上获得合作社内部“组织化收益”?本文试图厘清合作社赋能小农户增收的作用机制与可能限度,以期为推进现代农业经营体系建设与持续巩固拓展脱贫攻坚成果提供理论支撑。

二、文献回顾

与本文研究相关的文献主要包括但不限于以下两个分支：一支重点关注合作社是否具有增收减贫功能。合作社作为增收减贫的经营主体,其对小农户的带动作用聚焦在小农户的增收问题上。既有研究的基本共识是合作社具有促进小农户增收的基本功能[4-8]。在肯定合作社增收效应的同时,尚有争论的地方在于合作社增收效应的异质性讨论。其一,一部分学者认为资源禀赋丰富的农户可以利用自身丰富的物质资本、人力资本、社会资本在合作社中获取更多的经济利益,呈现“资源禀赋好的利益主体得大利,资源禀赋差的利益主体得小利”的分利秩序,合作社难以实现“弱者的联合”,因此合作社更能促进规模大户增加收入[9-11]。另一部分学者则认为集体行动的交易成本过高阻碍了小农户进入合作社,但为其实现更高水平的市场一体化创造了机会,进而显著促进小农户增收[12-13]。其二,学界对于合作社的贫困治理功能的研究结论也莫衷一是。一部分学者认为尽管现实中存在“假”合作社、“空壳”合作社等问题,但是合作社仍然是产业扶贫、产业脱贫的重要载体,具有较好的贫困治理功能[14];另一部分学者则认为农户异质性使得核心成员能够获得更多的合作利益分配,合作社的益贫性受到限制,贫困治理功能容易失灵[15-16]。

另一支重点讨论我国到底有没有真正意义上的合作社。针对我国现阶段合作社数量繁荣景象背后充斥的各类“假”合作社、“空壳”合作社等,不少学者质疑现实中的合作社是否与理论相符?理论上来看,“所有者与惠顾者同一”是合作社的本质规定和边界,但现实情况是合作剩余和政策性收益被核心成员截留[17],“大农吃小农”“小农户被动成为社员”“普通农户有限参与”等问题比较突出[18]。同时,理想的合作社类型应该具有成员资质同质性、成员角色同一性、治理结构耦合性的特征[19],但机会主义行为引致同质小农户的最佳策略并不是合作[20],且私人化和资本化也使得异质性社员合作难以实现激励相容,合作社进一步偏离其本质特征,以至于我国现实中的合作社或多或少地缺失合作社元素,难以找到真正意义上的合作社[21]。对此,需要理性并审慎地看待合作社对于农村经济发展的作用,不能放大合作社对小农户的带动能力[17]。

尽管合作社运营存在的诸多问题蚕食了其带动小农户的作用效果,但是并未妨碍既有研究对其促进小农户增收的基本共识。如果进一步考察合作社赋能小农户增收的张力,那么一个值得深入思考的问题是：合作社能否赋能小农户巩固脱贫攻坚成果防止返贫,乃至实现共同富裕?该问题在当前农业经济发展情境下具有深刻的现实意义和政策内涵：一方面,2021年中央一号文件明确推进合作社质量提升,加大对运行规范的合作社的扶持力度;另一方面,持续巩固拓展脱贫攻坚成果、实现共同富裕是我国在2020年全面摆脱绝对贫困之后经济社会发展的重要目标。

三、理论基础与研究假说

(一)合作社赋能小农户增收的作用机制

合作社具有联农带农、推动小农生产“去内卷化”的基本功能。首先,基于小农户和合作社的要素互补关系,合作社能够为小农户提供就近就地就业岗位,增加小农户的务工机会,从土地中释放冗余的劳动要素,提高劳动要素的整体边际产出[22-23]。其次,合作社兼具生产主体和服务主体的双重属性,其提供的农业社会化服务能够弥补小农户劳动质量和数量的缺陷,实现资本与劳动的相互替代,将束缚在土地上的劳动要素转移,提高家庭收入[24]。最后,合作社的土地边际产出高于小农户,在土地边际报酬递减的规律下,合作社可以通过租入、发放股权等方式获得更多的土地经营权以提高土地生产效率。更深层次地,稳定的土地经营权不仅能够提升合作社的土地转入意愿,而且能够增加其对土地长期投资的积极性。对小农户而言,在土地流转机制健全的前提下,土地价值进一步凸显,小农户通过对土地要素重新配置带来的边际产出拉平效应、交易收益效应等实现增收[25]。

基于上述分析,本文构建了一个合作社赋能小农户增收的理论框架,试图阐释合作社通过优化生产要素配置赋能小农户增收的作用机制(图1)。基本假设是农业劳动投入遵循边际产出递减规律。同时,假设小农户的农业劳动投入为L1,考虑非农就业的机会、成本和能力之后的非农就业实际工资为w*。在均衡状态下,农业劳动投入的边际产品价值等于非农就业实际工资w*,即图1中的A点。当农业劳动投入L1在A点右侧时,小农户倾向于“自我剥削”,剥削程度为(L1-L)。为了实现收益最大化,小农户需要转入土地或释放冗余的农业劳动要素,此时合作社赋予小农户增收的路径主要是为小农户提供更多的就近就地就业机会,或通过“反租倒包”实现土地要素的反向流转。当农业劳动投入L1在A点左侧时,为了实现收益最大化,小农户需要雇佣数量为(L-L1)的劳动要素进行生产或者转出部分土地。此时合作社赋能小农户的增收路径主要是为小农户提供有偿的社会化服务,以弥补劳动力数量和质量的缺陷,或流转小农户的土地并交付租金。两条路径均能提高小农户“土地-劳动”的适配性,小农户的选择约束主要在于收益和成本的比较。综上,提出研究假说1。

图1 劳动时间投入与边际产出

假说1：合作社通过优化“土地-劳动”适配性赋能小农户增收。

(二)合作社赋能小农户增收的可能限度

识别合作社赋能小农户增收存在限度的关键是：小农户与合作社的分利秩序失衡引致小农户增收乏力与增收模式的不可持续性,进而难以推动共同富裕目标的实现。一个具有足够凝聚力、不会因利益冲突而崩溃的合作社需要解决两个问题：其一,如何促使合作社成员就某些目标达成一致?其二,如何分配利益和分摊成本以保持成员积极性?作为小农户之间达成的社会契约,合作社不能脱离成员民主控制、资本报酬有限和按惠顾分配盈余的基本原则,具有诸如机会成本内在化、信息共享等工具性价值[26]。然而,合作社逐渐偏离“所有者与惠顾者同一”的本质规定,形成“资源禀赋好的利益主体得大利,资源禀赋差的利益主体得小利”的分利秩序,小农户难以获得政策性收益和合作收益。在此情境之下,合作社本质上是投资者所有的企业,必然要实现剩余索取权与控制权的对称分布,对生产绩效边际贡献最大的一方应获得更多的剩余索取权和剩余控制权[27-28],此时合作社与小农户的关系是管理与被管理、控制与被控制关系,合作社利用其本身资源优势获取超过其边际贡献的“位势租”[20],而基于双方的要素互补关系,小农户只能获得土地租金和打工收入,双方利益分配不均。从合作社赋能小农户增收的可能限度来看,提出研究假说2。

假说2：合作社因其分利秩序失衡只能赋能小农户摆脱贫困但尚难以实现共同富裕。

四、数据来源、变量界定与模型选择

(一)数据来源

本文实证数据选自 “中国乡村振兴综合调查(CRRS)”(China Rural Revitalization Survey)数据库。该数据库依托中国社会科学院重大经济社会调查项目“乡村振兴综合调查及中国农村调查数据库建设”,围绕“农村人口与劳动力”“农村产业结构”“农民收支与社会福祉”“农村居民消费”“乡村治理”“农村综合改革”等农村发展的重要内容展开调查。第一期大规模农户和村庄调查于2020年在广东省、浙江省、山东省、安徽省、河南省、黑龙江省、贵州省、四川省、陕西省和宁夏回族自治区等10个省(区)开展,调查数据覆盖全国50个县(市)、156个乡(镇),共获得300余份村庄调查问卷和3800余份农户调查问卷,搜集了1.5万余人的家庭成员信息。该调查综合考虑了经济发展水平、区域位置以及农业发展情况,在东部、中部、西部、东北地区的省份中随机抽取样本省;根据全省县级人均GDP采用等距随机抽取方法抽取样本县且考虑在空间上尽量覆盖整个省(区);采用相同的抽样方法,根据当地乡镇和村庄经济发展水平随机抽取样本乡(镇)和样本村;最后根据村委会提供的花名册随机抽取样本户。

为保证研究数据的可靠性,本文对CRRS2020初始数据进行如下处理：(1)剔除家庭纯收入小于0的样本;(2)删除关键变量产生缺失值的样本;(3)为减轻异常值对实证结果的影响,对村固定资产、家庭劳动时间、家庭纯收入等容易产生异常值的变量进行1%的双侧缩尾处理,并将其对数化。处理后共计得到3598户农村住户样本,其中,加入合作社的样本852户,占比23.68%。

(二)变量界定

1. 被解释变量：家庭纯收入

家庭纯收入除了能够反映小农户家庭的实际收入水平和结构、改善生活、发展生产的能力,还能反映小农户的贫困程度及致富能力,较好契合本文的研究问题。考虑到合作社主要影响小农户家庭年纯收入中的务农经营性收入、在合作社务工等工资性收入和土地流转、股金分红等财产性收入[29-31],且CRRS2020数据中的工资性收入主要指外出务工收入,而非在合作社的打工收入。对此,本文仅保留小农户的经营性收入、资产收益分红、土地转出/转包收入作为家庭纯收入的代理指标,并采用取对数方式进行平滑处理。

2. 解释变量：是否加入合作社

合作社是小农户为维护自身利益,在互惠平等基础上自愿组建的具有经济和社会合理性的契约型经济组织,因此,是否加入合作社是小农户能否与现代农业发展有机衔接的重要途径。本文拟选取小农户对CRRS2020调查问卷中“您家是否加入合作社?”的回答作为小农户是否加入合作社的代理指标,其中“不加入”赋值为0,“加入”赋值为1。

3. 其他控制变量

遵循以往研究规范,本文主要控制如下三类重要变量：第一类是户主层面特征,包括性别、教育程度、政治面貌、婚姻状况等;第二类是家庭层面特征,包括土地禀赋、是否家庭农场、是否参与电商、是否占有集体性资产股权等;第三类是村庄层面特征,包括地势、近三年是否遭受过自然灾害、村固定资产和村合作社数量等。

变量的选取、界定及描述性统计如表1所示。

表1 变量说明及描述性统计

(三)模型构建

1.检验合作社赋能小农户增收效应：内生转换模型

小农户是否加入合作社受到外部环境及自身异质性的影响,为缓解自选择偏差问题,本文拟采用内生转换模型检验合作社赋能小农户增收效应,构建内生转换模型分为三个阶段。

(1)运用Probit或Logit模型估计小农户加入合作社的选择方程,验证合作行为发生的影响因素。模型如下：

(1)

其中,if_ini表示是否加入合作社,如果加入,则if_ini=1,反之,if_ini=0;Di表示一系列影响小农户选择加入合作社的外生控制变量,μi为随机干扰项。

(2)构建结果回归方程,即合作社赋能小农户增收模型。

加入合作社的小农户的增收模型：

lnincomei1=β1Xi1+εi1

(2)

未加入合作社的小农户的增收模型：

lnincomei0=β0Xi0+εi0

(3)

其中,lnincomei1、lnincomei0分别表示加入和未加入合作社小农户的家庭纯收入的对数;Xi1、Xi0表示一组影响小农户收入的外生控制变量;εi1、εi0为随机干扰项。

(3)评估合作社赋能小农户增收的处理效应。

处理组平均处理效应(ATT),即加入合作社赋能小农户增收的平均处理效应。

ATT=E[lnincomei1|if_ini=1]-E[lnincomei0|if_ini=1]

(4)

控制组平均处理效应(ATU),即未加入合作社的小农户增收的平均处理效应。

ATU=E[lnincomei1|if_ini=0]-E[lnincomei0|if_ini=0]

(5)

平均处理效应(ATE),即加入合作社与未加入合作社的小农户期望收入差。

ATE=E[lnincomei1]-E[lnincomei0]

(6)

本文拟用ATT、ATU和ATE三个估计量考察合作社赋能小农户增收的作用效果。

2.识别合作社赋能小农户增收限度：似不相关估计

本文拟从摆脱贫困和实现共同富裕两个维度考察合作社赋能小农户增收的可能限度,这一问题的技术关键是基于收入分层对小农户进行分组并比较解释变量的组间系数差异。为此,本文拟选取似不相关估计检验核心解释变量的组间系数差异,其原因是：在构造以家庭纯收入为被解释变量的多方程系统中,考虑到样本情况和其他不可观测因素可能同时对不同类型的小农户的收入产生影响,似不相关估计对不同的分组样本执行联合估计(GLS)比逐个OLS估计更有效率。

第一,检验合作社赋能小农户摆脱贫困的作用效果。如果合作社基于农户异质性导致非贫困户的增收效应更大,则说明合作社的益贫性受到限制[16]。因此,贫困户与非贫困户的增收效应是否存在显著差异是评价合作社是否具有脱贫效应的重要体现。对此,根据被调查对象对CRRS2020调查问卷中“您家是不是建档立卡贫困户?”的回答将小农户划分为贫困户和非贫困户,并采用以下实证策略对合作社赋能小农户摆脱贫困的作用效果进行考察：(1)如果非贫困户从合作社中获益更多,则说明合作社的脱贫效应受到限制;(2)如果贫困户从合作社中受益更多或者增收效应无差异于非贫困户,则说明合作社具有较好的脱贫效应。模型如下。

贫困户：lnincomei1=β0+β1if_ini1+otherfactori1+μi1

非贫困户：lnincomei0=β′0+β′1if_ini0+otherfactori0+μi0

(7)

第二,检验合作社赋能小农户实现共同富裕的作用效果。消除相对贫困与实现共同富裕具有统一性,走向共同富裕要求必须构建消除相对贫困的长效机制[29],其社会内涵是中等收入阶层在数量上占主体,形成橄榄形的收入结构[30],这意味着共同富裕是一种合理的、有差别的、相对的富裕[31]。对此,本文参考樊增增等[29]的相关做法,使用家庭人均纯收入均值的50%(9969.50元)作为强相对贫困标准将样本农户分为两类：(1)Ⅰ类农户。家庭人均纯收入在强相对贫困标准以下具有一定贫困脆弱性的农户。该类农户具有在资源占有份额上的劣势和分享经济增量的能力缺陷。(2)Ⅱ类农户。家庭人均纯收入高于强相对贫困标准的农户。该类农户具有较强的经济累积能力和分享能力。本文拟对上述两类样本运用如下模型进行实证检验。

Ⅰ类农户：lnincomei2=α0+α1if_ini2+otherfactori2+μi2

(8)

五、实证结果分析与讨论

(一)基准回归结果

1.合作社赋能小农户增收效应检验

内生转换模型估计结果(表2)表明：在考虑反事实情况下,当加入合作社的小农户选择不加入合作社时,其家庭纯收入对数值下降0.346,即家庭纯收入水平值从27973.14元下降至19791.35元,下降率为29.24%;全样本的平均处理效应表明,相较于未加入合作社的小农户,加入合作社能使其家庭纯收入对数值上升0.098,即家庭纯收入水平值从19148.89元上升至21120.51元,上升比率为10.30%。即合作社能够显著促进小农户增收,假说1得到验证。

表2 合作社赋能小农户的增收效应

2.合作社赋能小农户增收限度识别

(1)合作社赋能小农户的摆脱贫困效应。回归结果表明：合作社对贫困户(表3(1)列)和非贫困户(表3(2)列)的家庭纯收入均具有显著的促进作用。似不相关估计检验结果(表3中SUR检验)表明合作社对贫困户和非贫困户的增收效应的组间系数差异并不显著(P=0.539),这意味着合作社具有显著的益贫作用。就合作社赋能贫困户和非贫困户的增收效应无差异的结论而言,本文认为可能的原因是国家贫困瞄准精度的不断提高和合作社的产业扶贫载体功能不断强化。尽管贫困户受限于自身人力资本和社会资本难以获得合作社内部的“组织化”收益,但合作社作为国家产业扶贫的重要载体,贫困户能够获得“政策扶持”的红利,获得就地就近就业的机会,这对于贫困户脱贫发挥了重要作用。

表3 合作社赋能小农户的脱贫效应和共同富裕效应

(2)合作社赋能小农户的共同富裕效应。检验结果表明：合作社对Ⅰ类农户(表3(4)列)的家庭纯收入具有显著的促进作用,但对Ⅱ类农户的家庭纯收入没有显著影响(表3(5)列))。其经济学含义是合作社具有返贫阻断功能,尽管Ⅰ类农户存在返贫风险,但是依然可以通过合作社带动其巩固脱贫攻坚成果;而对于Ⅱ类农户来讲,合作社并不能接续促进其增收,进而难以实现共同富裕。从现实来看,大部分合作社都是私人领办或企业领办,利益联结模式主要是“土地流转+雇工经营”,对于缺乏人力资本和物质资本的Ⅰ类农户,他们很难脱离土地寻找适合的非农就业,而合作社的“土地流转+雇工经营”模式赋予他们的土地租金和劳动要素收益相较于仅从土地上获益更有利。对于Ⅱ类农户来讲,他们可以依靠自身丰富的人力资本和物质资本获取比“土地流转+雇工经营”模式更多的收益,因而合作社对其家庭纯收入影响不大。

上述分析表明,合作社具有赋能小农户显著的增收效应,而且这种增收效应对贫困户和非贫困户具有相同的效果,这意味着合作社具有较好的脱贫效应,但同时这种增收作用也存在一定的限度,即合作社只能促进Ⅰ类小农户增收,当Ⅰ类小农户收入跃升到Ⅱ类农户的收入水平时,合作社难以发挥增收效应。总而言之,合作社具有赋能小农户增收,实现脱贫并防止返贫的有效作用,但尚不足以促进小农户实现共同富裕。至此,假说2得以验证。

(二)稳健性检验

1.合作社赋能小农户增收效应的稳健性检验

对于合作社增收效应的考察,本文拟进一步采取OLS和倾向得分匹配(PSM)估计合作社的增收效应,以期检验基准回归结果的稳健性。OLS和倾向得分匹配估计结果(表2)表明,加入合作社对小农户家庭纯收入具有显著正向影响,与内生转换模型估计结果相一致,这说明基准回归的估计结果具有稳健性,即合作社能够赋能小农户显著增收。

2.合作社赋能小农户增收限度的稳健性检验

检验结果表明：交互项检验结果(表3(3)列)显示增收系数差异并不显著,这说明合作社对贫困户的增收效应无差异于非贫困户。与此同时,费舍尔组合检验的结果是不拒绝原假设(表3经验P值等于0.326),即合作社对贫困户和非贫困户的增收系数差异不显著,与交互项检验结果相一致,这说明合作社具有显著的脱贫效应,且这一效应具有稳健性。

(2)合作社赋能小农户共同富裕效应的稳健性检验。为了进一步检验合作社赋能小农户共同富裕效应的稳健性,本文更换对小农户的分类方法：利用樊增增等[29]根据CFPS2018数据测算的农村强相对贫困标准8493元重新对小农户进行分类。其中,家庭人均纯收入低于8493元划分为Ⅰ类农户,高于8493元划分为Ⅱ类农户。

检验结果表明,合作社依然只能促进Ⅰ类农户增收(表3(6)列),对Ⅱ类农户的增收效果不显著(表3(7)列),与基准回归结果一致,说明合作社只能赋能小农户有限增收,而难以实现共同富裕。

(三)机制检验

本文拟进一步探讨小农户如何通过优化“土地-劳动”适配性实现增收,以期深入理解合作社赋能小农户增收的内在机理。这里的“土地-劳动”适配性包含因土地流转和劳动时间再配置两种路径而带来的要素重置。

1.土地流转路径

土地流转能够带来边际产出拉平效应和交易收益效应,这意味着如果小农户将土地流转给合作社不仅能够获得土地要素收益,而且能提高“土地-劳动”的联合配置效率。尽管有研究表明因乡土社会存在人情交换的理性行为,农村土地流转市场存在长期性和隐蔽性的“零租金”现象[33],且该情境下土地转出户并不能获得土地要素收益,但是事实上小农户与合作社更多地存在以实物租或货币租形式流转土地。就这一情境来讲,小农户将土地流转给合作社能够获得相对更高更稳定的土地要素收益。土地流转路径检验结果(表4)表明：加入合作社能够显著增加小农户的土地流转概率,进而通过土地流转获得土地租金,实现“土地-劳动”的配置优化,带动小农户增收。

表4 机制检验结果

2.劳动时间再配置路径

合作社可以从两方面优化小农户的劳动时间配置,进而提高家庭纯收入。第一,为小农户提供农业社会化服务,实现资本和劳动的要素替代,将一部分束缚在土地上的劳动力转移到非农部门,实现劳动时间在非农就业和农业经营之间再分配,使劳动要素时空配置更加均衡,进而提高劳动要素的整体边际产出;第二,为小农户提供就近就地就业机会,使小农户在农闲时获得劳动要素收益。非农就业和农工兼业比纯粹农业生计策略有更高的回报率,小农户在经营农业的同时也可以在合作社获得就近就地就业机会,进而优化劳动时间配置,提高家庭收入。鉴于此,本文拟用家庭劳动时间减去农业劳动时间除以家庭劳动时间表征小农户家庭劳动时间再配置。劳动时间再配置路径机制检验结果(表4)表明：加入合作社能够显著提高小农户的劳动时间再配置效率,即加入合作社可以促使小农户在非农忙季节从事更多的非农工作,实现“土地-劳动”的配置优化,进而通过获取更多的劳动要素收益促进其增收。

六、进一步讨论

根据上文实证检验结果,合作社虽然能够赋能小农户增收,但是增收来源仅限于劳动要素收益和土地要素收益,更多的价值增值收益被合作社截取。由此产生的问题是：合作社为何只能赋能小农户实现有限增收?本文拟引入机会不平等理论试图解释该问题,以期尝试进一步理解合作社赋能小农户增收限度的深层次原因。

(一)合作社赋能小农户有限增收：机会不平等视角

机会不平等理论将影响个人收入分配的因素按照来源性质划分为努力因素和环境因素。在“环境-努力”的二元分析框架中,总的不平等分解为由努力差异造成的不平等和由环境差异造成的不平等。其中,因个人努力差异造成的不平等是合理的,即自然奖励原则;而归因于环境差异的不平等即机会不平等是不合理的,必须由社会补偿,即补偿原则[34]。考虑到小农户面临环境差异最终会体现在小农户的收入获取来源上,且利益分配不可避免地受到自然环境及社会环境的影响,本文引入机会不平等理论试图解释合作社不能缓解小农户因环境差异造成的不平等,即机会不平等,进而导致合作社只能赋能小农户有限增收。

小农户面临的“环境劣势”主要体现在两方面：一方面,农业生产的自然属性及农地分散化、破碎化导致农户“内生劣势”,即现代农业生产要素配置“分散化”,难以实现农业生产规模化和标准化发展,小农户存在市场准入障碍;另一方面,小农户自身的人力资本劣势、资本劣势和信息劣势引致市场交易成本高、小农户市场谈判地位低下。对于小农户面临的“环境劣势”,合作社应该发挥联农带农功能,重新塑造小农户个人能力,赋予小农户获取更多产业增值收益的可能。然而,小农户自发形成的合作社存在集体行动困境,而“资本雇佣劳动”型的合作社流转小农户的土地并雇佣小农户进入合作社务工,其结果是小农户能够获得稳定的劳动要素收入和土地要素收益,而产业增值收益则被合作社截留,合作社分利秩序失衡。

上述分析表明,机会不平等理论从小农户的“环境劣势”视角解释了小农户与合作社之间是不平等的利益联结模式,这违背了合作社“所有者与惠顾者同一”的对等原则,而偏离这一原则的合作社大多异化为以营利为目的的投资者所有的涉农企业,这进一步加剧了小农户与合作社之间的利益分配偏差,最终形成合作社只能赋能小农户有限增收的事实。

(二)合作社赋能小农户有限增收：基于机会不平等的检验

考虑到合作社面临的外部政策环境、社会资本、组建模式、领办主体、内部信任等会影响合作社的生存与发展,进而影响小农户收入[16,35],本文环境变量除了性别、年龄、家庭背景等一般的环境变量,还应包括关于合作社特征的相关变量。然而,现阶段的大型微观数据库都未统计合作社的特征变量。基于此,本文参考李莹等[36]的相关做法,采取K-均值聚类法对努力变量进行聚类,同一群组个体说明努力具有同质性,即该群组内部不平等的主要根源在于环境造成的机会不平等。并针对努力变量的选择,参考龚锋等[37]、史新杰等[38]的做法,选取户主受教育程度、就业状况和家庭劳动时间作为努力变量,尽管这些变量都或多或少地受到环境的影响,但这些变量在很大程度上是可以被个体控制的。据此,本文采用如下模型验证合作社能否降低小农户增收的机会不平等：

lnincomei=φ0+φ1if_in1+φ2poii+φ3if_ini*poii+otherfactori+μi

(9)

式(9)中,poi为机会不平等系数,理论上φ2应该显著为负。对机会不平等poii求偏导得∂lnincomei/∂poii=φ2+φ3if_ini,如果合作社能缓解小农户的机会不平等,则φ3显著为正,证明上述关于合作社不能缓解小农户机会不平等的论述不成立。

回归结果(表5)表明：除Ⅱ类农户外,机会不平等显著为负,说明基于环境差异造成的机会不平等阻碍了小农户进一步增加收入;检验指标交互项不显著,这说明合作社不能缓解小农户增收的机会不平等,合作社“组织增值收益”在资本与劳动之间分配失衡,难以依托合作社进一步推动小农户收入的跃升。

表5 机会不平等的回归结果

基于上述分析,合作社并不能降低小农户增收的机会不平等,进而导致其增收效应存在限度。为此,本文认同部分既有研究的看法,即应该审慎并理性看待合作社的带动(小农户)功能[17,21]。与此同时,如果合作社不能缓解小农户增收的机会不平等,则意味着小农户的“环境劣势”并不能得到有效改善,这势必进一步加剧小农户和现代农业发展有机衔接的困难,不仅降低小农户持续增收的可能性,而且阻碍共同富裕的实现。

七、结论及政策建议

本文采用CRRS2020数据在检验合作社赋能小农户增收的基础上,进一步检验了合作社赋能小农户增收的限度。研究结果表明：(1)合作社具有显著赋能小农户增收的作用效果,增收效应对于贫困户和非贫困户并不存在显著差异,这说明合作社具有良好的贫困治理功能;(2)合作社赋能小农户的增收效应存在一定的限度,即合作社具有赋能小农户增收,进而实现脱贫并防止返贫的有效作用,但尚不足以促进小农户实现共同富裕;(3)小农户难以从合作社中获得“组织增值收益”,仅能通过土地流转和劳动时间再配置获得稳定的土地要素收益和劳动要素收益;(4)合作社内部不合理的分利秩序造成不同类型农户收入机会的不平等,进而更多的价值增值收益被合作社截取,这是合作社赋能小农户实现有限增收的内在原因。

针对上述结论,本文提出以下政策建议：第一,理性并审慎看待合作社的带动功能,应着重提高合作社质量而非盲目扩大数量。合作社被赋予实现小农户和现代农业发展有机衔接的重要任务,然而现阶段“资本雇佣劳动”式的合作社与小农户利益联结松散,并不能将小农户引入现代农业的轨道,因此,要审慎看待合作社对小农户的带动作用。同时,合作社的建设目标应该是拓展小农户的成长空间,使小农户获得长效、内生发展的物质基础,进而降低机会不平等带来的“损失”,因此,需要改变“重数量轻质量”的价值取向,着力提升合作社的规范化水平和服务水平,推动合作社发展的量质并举。

第二,合作社的政策支持应该同时重视物质建构和制度建构,优化合作社的政策支持体系。诚然,合作社的发展离不开政府的物质支持,但需要考虑的问题是小农户能够在多大程度上获得政策性收益和政策红利以及物质支持有多大概率会“偏靶”。对此,需要将合作社的物质建构和制度建构放到同等重要的位置,建设贴合理论的合作社的政策环境,边发展、边规范,积极发挥合作社的联农带农作用,进而促进小农户和现代农业发展有机衔接。

第三,建立健全对农民合作社的协同监管长效机制,对运行不规范的合作社予以清理或对其合作社资格进行重新审查。需要加强对合作社运营者的监管,尤其是进一步加强市场监督管理部门和主管农业农村工作部门的协同。在监管过程中,对“无农民成员实际参与”“无实质性生产经营活动”“因经营不善停止运行”的合作社坚决予以清理,以规范合作社运营。同时,对于企业或私人领办的合作社,如果其对小农户的带动作用有限,需要进一步考虑其成立动机,并对其合作社资格进行重新审查,若不符合合作社运营规范,可依据相关法律法规取消其合作社资格。