陳開軍,陳凱達

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

一、引言

農(nóng)為邦本，本固邦寧。在鄉(xiāng)村振興背景下，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)需要處理好小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展、小農(nóng)戶與大市場有效連接等問題，這是推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要舉措。

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營方式發(fā)生了重大變化。但受資源和環(huán)境約束，大部分農(nóng)戶所擁有的資源稟賦，如土地資源、水資源等仍未發(fā)生根本性變化，農(nóng)戶擴大再生產(chǎn)面臨著資源稟賦約束的難題[1]22-28。在短期不能改變自身資源稟賦的情況下，農(nóng)戶必然通過調(diào)整自身生產(chǎn)經(jīng)營組織方式來獲取最大利潤[2]71-73。農(nóng)民合作社正是在此背景下興起的農(nóng)戶自愿聯(lián)合、民主管理、平等互助的經(jīng)濟組織，其在提高農(nóng)戶的市場競爭地位、降低交易成本、實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟等方面發(fā)揮了重要作用[3]16-21。自2006年《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布以來，各種類型和功能的農(nóng)民合作社如雨后春筍般在廣大農(nóng)村建立起來。在此背景下，本文主要研究生產(chǎn)類合作社和銷售類合作社。生產(chǎn)類合作社作為實現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接的橋梁，為農(nóng)戶開展機械作業(yè)和其他生產(chǎn)提供技術(shù)服務(wù)，能夠有效解決農(nóng)戶在生產(chǎn)中面臨的技術(shù)、勞動力難題，降低農(nóng)民勞動強度和生產(chǎn)成本，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、土地生產(chǎn)率，促進農(nóng)業(yè)投資[4]68-80，增加農(nóng)戶收入[5]28-33。銷售類合作社主要解決“小農(nóng)戶”與“大市場”的矛盾，代表小農(nóng)戶與產(chǎn)品收購方談判，節(jié)約因多個交易主體分別購銷而產(chǎn)生的高昂交易費用[6]25-30，增強農(nóng)戶市場勢力，增加農(nóng)戶利潤[7]110-115，從而實現(xiàn)“聯(lián)合購銷、風(fēng)險最小”[8]161。但現(xiàn)實中農(nóng)民合作社發(fā)展不平衡、不充分問題突出，能夠有效提供農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)一生產(chǎn)或完整銷售服務(wù)的合作社少之又少。一些地方甚至出現(xiàn)了“假合作社”“空殼合作社”“翻牌合作社”[9]8-16。那么，在鄉(xiāng)村振興階段，應(yīng)如何根據(jù)資源稟賦，因地制宜地建立農(nóng)民合作社？選擇農(nóng)民合作社服務(wù)類型時需要考慮什么因素？如何因勢利導(dǎo)，制定政策促進各種類型合作社繁榮發(fā)展？這些問題都是本文所關(guān)注的。

本文從資源稟賦結(jié)構(gòu)角度解釋合作社生產(chǎn)、銷售服務(wù)功能的形成機理，研究影響農(nóng)民合作社服務(wù)類型的誘致性因素。與已有研究相比，本文的邊際貢獻在于：一方面，以人均土地作為資源稟賦的衡量指標，從資源稟賦結(jié)構(gòu)視角研究農(nóng)戶對農(nóng)民合作社服務(wù)類型的不同需求，補充關(guān)于農(nóng)民合作社服務(wù)選擇的相關(guān)研究，加深對合作社服務(wù)功能形成機理的認識，以期為提升合作社服務(wù)質(zhì)量提供科學(xué)依據(jù)。另一方面，本文將定性分析與定量分析相結(jié)合，以增加研究結(jié)果的可靠性和外部有效性。

二、理論基礎(chǔ)及研究假說

(一)理論基礎(chǔ)

英國經(jīng)濟學(xué)家?？怂乖凇豆べY理論》一書中認為，技術(shù)進步的意義在于降低生產(chǎn)成本，以更少的資源耗費來生產(chǎn)產(chǎn)品，節(jié)約的資源則可以被用來生產(chǎn)更多的其他產(chǎn)品，從而增加國民收入。技術(shù)進步可以劃分為“勞動節(jié)約型技術(shù)進步”“資本節(jié)約型技術(shù)進步”和“中性型技術(shù)進步”三種類型，至于技術(shù)創(chuàng)新的偏向型特征，則取決于要素相對價格即資源的相對稀缺程度。

在希克斯技術(shù)進步理論的基礎(chǔ)上，日本經(jīng)濟學(xué)家速水佑次郎和美國經(jīng)濟學(xué)家弗農(nóng)·拉坦提出了要素稀缺誘導(dǎo)的技術(shù)創(chuàng)新理論[10]47。他們研究了日本和美國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展道路，認為美國農(nóng)業(yè)走的是農(nóng)業(yè)機械技術(shù)創(chuàng)新道路，用于節(jié)約稀缺且缺乏供給彈性的農(nóng)業(yè)勞動力資源，通過農(nóng)業(yè)機械技術(shù)創(chuàng)新節(jié)約稀缺農(nóng)業(yè)勞動力，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。日本農(nóng)業(yè)走的是生物技術(shù)創(chuàng)新道路，用于節(jié)約相對稀缺且缺乏供給彈性的土地資源，通過提高土壤肥料技術(shù)、植物保護技術(shù)等，使土地生產(chǎn)率得以不斷提高。在一個動態(tài)的經(jīng)濟系統(tǒng)中，隨著生產(chǎn)發(fā)展與農(nóng)業(yè)技術(shù)的進步，要素的相對稀缺性會在技術(shù)進步的作用下產(chǎn)生一定的變化，即原本稀缺的要素可能由于技術(shù)進步而變得相對豐裕，原本豐裕的要素可能由于技術(shù)進步而變得相對稀缺。

基于技術(shù)進步理論，本文認為要素稀缺會誘導(dǎo)農(nóng)民合作社的服務(wù)類型差異。以人均土地作為資源稟賦的衡量指標，勞動力和土地這兩種生產(chǎn)要素的相對稀缺性體現(xiàn)在價格上：當人多地少時，勞動力價格即工資相對較低，而土地價格即租金相對較高；當人少地多時，勞動力工資相對較高，土地租金相對較低。根據(jù)要素稀缺誘導(dǎo)的技術(shù)創(chuàng)新理論，當人少地多時，更易投入資本，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本深化；當人多地少時，更易投入勞動力，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地集約化利用。要素稀缺誘導(dǎo)的合作社服務(wù)類型具體體現(xiàn)為：在人均土地多的地域，農(nóng)戶個人勞動強度大，其更愿意進行生產(chǎn)合作，實施聯(lián)合生產(chǎn)，同時開展生產(chǎn)合作更便于合作社借用、租用固定資產(chǎn)，合作社也可以自行購買生產(chǎn)機器從而服務(wù)社員。在人均土地少的地域，土地顯得更加珍貴，相比人均土地多的地域，農(nóng)戶個人勞動強度小，因此合作生產(chǎn)帶來的收益不大。同時對實施聯(lián)合生產(chǎn)的規(guī)?；a(chǎn)合作社而言，在人均土地少的地域，其在土地規(guī)模經(jīng)營過程中需要與更多農(nóng)戶進行談判，增加了交易成本。但是，農(nóng)戶分散化經(jīng)營易造成農(nóng)產(chǎn)品市場競爭力低下的弊端，也更容易引發(fā)農(nóng)產(chǎn)品市場價格劇烈波動，增加政府對市場經(jīng)濟的調(diào)控難度。因此對開展分散化生產(chǎn)的農(nóng)戶來說，其更希望建立銷售類合作社，以擴大農(nóng)產(chǎn)品的銷售量。

(二)文獻回顧

已有關(guān)于資源稟賦與農(nóng)戶行為的研究主要包括兩類：一類是資源稟賦對農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響，另一類是資源稟賦對農(nóng)戶銷售行為的影響。

關(guān)于資源稟賦對農(nóng)戶生產(chǎn)與合作行為的影響，李舒研究發(fā)現(xiàn)，家庭種植業(yè)規(guī)模是影響農(nóng)戶土地規(guī)模經(jīng)營意愿的主要因素之一，家庭種植業(yè)規(guī)模越大，農(nóng)戶參與土地規(guī)模經(jīng)營的意愿越大[11]24。Kurian和Dietz認為，種植規(guī)模是合作社內(nèi)部成員資源稟賦異質(zhì)性的關(guān)鍵維度[12]59。黃祖輝同樣認為，大量的小規(guī)模土地會導(dǎo)致土地過于細碎化而不便于合作社的管理，且土地細碎化程度越高，技術(shù)效率就會越低[13]4-16?；诖?，鐘真和黃斌提出，對種植規(guī)模設(shè)置門檻能夠減少成員資源稟賦異質(zhì)性，從而便于合作社提供統(tǒng)一服務(wù)[14]126-134。張暉研究發(fā)現(xiàn)，相較于未加入合作社的種糧大戶，加入合作社的種糧大戶購買農(nóng)機和提供農(nóng)機作業(yè)服務(wù)的動機更強，戶均農(nóng)機作業(yè)服務(wù)供給水平更高[4]68-80。

關(guān)于資源稟賦對農(nóng)戶銷售行為的影響，李麗莎研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的種植面積越大，其在選擇銷售方式時更傾向于以家庭為銷售單位進行農(nóng)產(chǎn)品交易[15]203-207。宋金田認為，成立農(nóng)業(yè)合作組織可以提高小農(nóng)戶市場談判地位，降低運輸成本,提高農(nóng)產(chǎn)品市場競爭力，進而獲得更多的收益，這是農(nóng)戶合作行為產(chǎn)生的內(nèi)在誘因[16]61。趙會敏基于9省農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)認為，具有土地稟賦優(yōu)勢的農(nóng)戶傾向于選擇與銷售對象簽訂訂購合同，而不愿意選擇口頭約定的銷售方式，以此控制銷售風(fēng)險[17]24。張孟祎發(fā)現(xiàn)，種植面積大的農(nóng)戶傾向于選擇批發(fā)市場銷售農(nóng)產(chǎn)品，種植面積小的農(nóng)戶傾向于以分銷給商販的方式銷售農(nóng)產(chǎn)品，但是小農(nóng)戶容易被中間商賺取差價[18]148-151。

已有研究表明，農(nóng)戶耕種面積這一資源稟賦會影響農(nóng)戶的生產(chǎn)、銷售與合作行為。已有文獻為本文的研究提供了理論基礎(chǔ)，為本文的研究假說提供了理論支撐。但是，已有文獻僅以某一種植行業(yè)、某一地域為研究對象，缺乏對農(nóng)業(yè)種植宏觀視角的研究，其研究結(jié)論的代表性與普適性仍有待商榷。

(三)研究假說

參考Adamopoulos和Restuccia的研究成果[19]1667-1697，假設(shè)農(nóng)戶的生產(chǎn)函數(shù)為：

y=f(l,t)

(1)

其中，y為農(nóng)戶生產(chǎn)農(nóng)作物的產(chǎn)出函數(shù)，l為農(nóng)戶投入的勞動，t為農(nóng)戶經(jīng)營的土地規(guī)模。農(nóng)戶厭惡風(fēng)險且面臨銀行信貸約束[20]59-71，在分散經(jīng)營的條件下，農(nóng)戶很少在土地上進行投資，因此生產(chǎn)函數(shù)中沒有納入投資變量。

生產(chǎn)類合作社的生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=f(L,T,M)=ALαTβMγ

(2)

其中，Y為合作社生產(chǎn)農(nóng)作物的產(chǎn)出函數(shù)，L為合作社投入的勞動，T為合作社經(jīng)營的土地規(guī)模，M為合作社的其他投入，α、β、γ分別是勞動、土地、其他投入的產(chǎn)出彈性?？紤]到勞動、土地和其他投入的價格，農(nóng)民合作社的凈收益π為：

π=f(L,T,M)-wL-rT-C

(3)

其中，w勞動力為工資，r為土地租金或土地承包金，C為其他投入的成本。對式(3)進行一階求導(dǎo)，合作社最優(yōu)單位土地勞動密度為：

(4)

假設(shè)合作社的生產(chǎn)函數(shù)為一次齊次函數(shù)(1)速水佑次郎和弗農(nóng)·拉坦認為，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)是中性的，規(guī)模大小并不產(chǎn)生影響，因而此假設(shè)是合理的。具體參見：速水佑次郎，弗農(nóng)·拉坦.農(nóng)業(yè)發(fā)展的國際分析(修訂擴充版)[M].北京：中國社會科學(xué)出版社，2000年。，并且合作社由n個農(nóng)戶組成，即L=nl、T=nt。在人多地少的地域，由于勞動力價格相對便宜，所以假設(shè)合作社對土地不進行投資，不投入其他要素，那么農(nóng)戶加入合作社的收益為：

(5)

將式(1)與式(5)加以比較，可知在人多地少的地域，農(nóng)戶加入生產(chǎn)類合作社的收益變化不大，因此他們不愿意加入生產(chǎn)類合作社。究其原因，可能是由于精耕細作的特點，在沒有重大技術(shù)突破的情況下，單位土地的產(chǎn)值接近極限，因此合作社規(guī)?；a(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)不大。在此地域，人口多消費者相應(yīng)也更多，所以農(nóng)產(chǎn)品市場需求大，而小農(nóng)戶在市場交易中常處于弱勢地位，銷售類合作社卻能夠幫助小農(nóng)戶更好地連接市場，促進農(nóng)產(chǎn)品銷售，因此農(nóng)戶更愿意加入銷售類合作社。在此種情況下，更加適合推動銷售類合作社的建立，縮小小農(nóng)戶與大市場的鴻溝。

基于此，本文提出如下假說：

假說1：在人均土地少的地域，適合建立銷售類合作社。

在人少地多的地域，由于勞動力價格相對較昂貴，根據(jù)要素稟賦理論，假設(shè)合作社在土地上投入了資本，那么農(nóng)戶加入合作社的收益為：

(6)

其中，K為合作社投入的資本，k為人均投入資本，δ為資本的折舊。由于合作社生產(chǎn)中資本投入會導(dǎo)致產(chǎn)出變大，同時勞動投入wl變小，而在土地多的地域土地價格rt更便宜，故可以得出式(6)會比式(5)和式(1)更大的結(jié)果，因此在人少地多的地域農(nóng)戶更愿意加入生產(chǎn)類的合作社。

基于此，本文又提出如下假說：

假說2：在人均土地多的地域，適合建立生產(chǎn)類合作社。

假說3：在人均土地多的地域，建立合作社能夠促進投資。

三、實證檢驗

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》(2)《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》由農(nóng)業(yè)部農(nóng)村合作經(jīng)濟經(jīng)營管理總站編纂。該年報收錄的農(nóng)民合作社數(shù)量略低于國家工商總局掌握的在工商部門登記注冊的合作社數(shù)量，其原因為西藏自治區(qū)和廣東省深圳市、國有農(nóng)墾企業(yè)未納入統(tǒng)計范圍，部分已進行工商變更登記但未實際運行的合作社也沒有納入統(tǒng)計調(diào)查。和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，并以此為基礎(chǔ)，建立2016—2018年面板數(shù)據(jù)集?？紤]到每個省份之間農(nóng)民合作社數(shù)量差異較大，本文運用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進行回歸分析。

(二)模型構(gòu)建

為驗證假說1，建立的回歸模型Ⅰ為：

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

(7)

在式(7)中，被解釋變量lnsalecooit表示提供銷售類的合作社，核心解釋變量perlandit表示人均土地，xit表示其他控制變量，α1表示常數(shù)項，μi1代表不隨時間變化的個體效應(yīng)，εit表示方程的隨機擾動項。

為驗證假說2，建立的簡化模型Ⅱ為：

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

(8)

在式(8)中，被解釋變量lnproductcooit表示提供生產(chǎn)類合作社，其他變量含義同上。

同理，為驗證假說3，建立的簡化模型Ⅲ為：

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

(9)

在式(9)中，被解釋變量lnnewfixit表示當年新增的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，lncooit表示建立的農(nóng)民合作社，其他變量含義同上。

(三)變量說明

被解釋變量：lnsalecooit用各地區(qū)銷售類合作社數(shù)量取對數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于2016—2018年《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》中的“統(tǒng)一銷售農(nóng)產(chǎn)品達80%以上的合作社數(shù)”；lnproductcooit用各地區(qū)生產(chǎn)類合作社數(shù)量取對數(shù)表示，數(shù)據(jù)來源于上述年報中的“以生產(chǎn)服務(wù)為主的合作社數(shù)”；lnnewfixit用當年新構(gòu)建的固定資產(chǎn)數(shù)額取對數(shù)表示，需要說明的是，當前合作社是集體經(jīng)濟的主要組成部分[22]360-367，因此合作社的固定資產(chǎn)投資用《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》中各地區(qū)村集體經(jīng)濟組織當年新構(gòu)建的固定資產(chǎn)近似表示是合理的。

核心解釋變量：perlandit表示人均土地，由于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》在2013年后便不再對農(nóng)村勞動力人數(shù)加以統(tǒng)計，因此各地區(qū)人均土地用播種面積除以鄉(xiāng)村人口作為近似表示。

控制變量：考慮到省級數(shù)據(jù)樣本量有限，加入過多的控制變量會使模型損失自由度，所以對每個模型只加入少量控制變量進行回歸，以考察核心解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。需要說明的是，人均土地是上述建立三個模型的外生變量，因此加入少量控制變量基本不會存在遺漏變量偏差的問題。各控制變量選擇及其說明如下：lnsalevalueit用各地區(qū)合作社統(tǒng)一銷售農(nóng)產(chǎn)品總值取對數(shù)來表示；lnstandardit用各地區(qū)標準化生產(chǎn)的合作社數(shù)值取對數(shù)表示；lnbenifitit和lncooit用各地區(qū)合作社的盈余數(shù)額和合作社數(shù)量取對數(shù)表示。上述控制變量數(shù)據(jù)均來自2016—2018年的《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計年報》。

從表1可以看出，在人均土地方面，各省區(qū)差異較大，其中，人均土地最多的地方為14.624 6畝/人，最少的地方僅為0.535 1畝/人。

表1 相關(guān)變量的說明及描述性分析

(四)估計結(jié)果

模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)回歸結(jié)果如表2所示。列(1)至(6)分別展示了估計結(jié)果。需要說明的是模型Ⅲ中的回歸(6)，合作社數(shù)量lncoo與當年新增固定投資lnnewfix可能存在一定的內(nèi)生性，即合作社數(shù)量越多，合作社的固定資產(chǎn)投資就越多，而當年的新增固定資產(chǎn)中有一部分是因新增合作社數(shù)量造成的。因此在模型回歸時，被解釋變量lnnewfix順延一期，以減少模型的內(nèi)生性問題。

根據(jù)模型Ⅰ的估計結(jié)果，核心解釋變量perland的系數(shù)分別通過了10%和5%的顯著性檢驗，這表明在人均土地越少的地域，銷售類合作社的數(shù)量卻更多。這也說明，在此地域更適合建立銷售類合作社，農(nóng)戶也更愿意加入此類合作社，假說1得以驗證。從式(1)看，合作社的盈余與銷售類合作社的數(shù)量兩者之間并不直接相關(guān)，原因可能在于銷售類合作社僅被作為聯(lián)系農(nóng)戶與市場的一座橋梁，其本身并不熱衷于盈利，表現(xiàn)為通過提高收購價格保障農(nóng)戶利益而減少自身盈利。

表2 模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的估計結(jié)果

根據(jù)模型Ⅱ的估計結(jié)果，核心解釋變量perland的系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，這表明在人均土地越多的地域，生產(chǎn)類合作社數(shù)量也更多。這說明，在此地域更適合建立生產(chǎn)類合作社，農(nóng)戶也更加愿意加入此類合作社，假說2得以驗證。從式(3)看，合作社盈余這一變量系數(shù)顯著，說明合作社盈余與生產(chǎn)類合作社的數(shù)量是相關(guān)的，兩者有正向或者促進關(guān)系，這從另一方面證明了生產(chǎn)類合作社實現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)營和規(guī)模經(jīng)濟。

根據(jù)模型Ⅲ的估計結(jié)果，合作社數(shù)量lncoo的系數(shù)分別通過了10%和1%的顯著性檢驗，這說明建立合作社能夠促進農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)的投資，假說3得以驗證。從式(5)看，在人均土地越多的地域，越有利于促進農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，這符合要素稟賦理論。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為確保面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果的有效性，本文從異質(zhì)性分析、改變估計方法即采用空間杜賓模型回歸和替換被解釋變量三方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.異質(zhì)性分析

根據(jù)上述模型檢驗，人均土地與生產(chǎn)類合作社、銷售類合作社的關(guān)聯(lián)性較強，因此將它們單獨進行分析比較。由于數(shù)據(jù)有限，分組回歸會導(dǎo)致每組數(shù)量更少，從而影響回歸分析結(jié)論的可靠性，因此本文基于不同區(qū)域?qū)θ司恋嘏c合作社類型之間的關(guān)系展開研究。

根據(jù)30個省份地區(qū)人均土地數(shù)據(jù)，利用定性比較分析TOSMANA軟件對各地區(qū)90個樣本中人均土地距離的聚類特點進行分析(3)具體參見：伯努瓦·里豪克斯，查爾斯C.拉金.QCA設(shè)計原理與應(yīng)用：超越定性與定量研究的新方法[M].北京：機械工業(yè)出版社，2017年。。根據(jù)閾值5.41畝/人，本文將區(qū)域分為兩類，其中，小于此閾值的省區(qū)記為區(qū)域1，大于此閾值的省區(qū)記為區(qū)域2；區(qū)域1共有25個省區(qū)，區(qū)域2共有5個省區(qū)。各區(qū)域中被解釋變量取平均數(shù)之后，將各區(qū)域2016—2018年的lnproductcoo均值和lnsalecoo均值繪制成柱狀圖(見圖1)。

圖1 2016—2018年生產(chǎn)類、銷售類合作社在區(qū)域1、區(qū)域2分布情況

按照國務(wù)院發(fā)展研究中心報告的分類標準，全國共有八大經(jīng)濟地理區(qū)域，本文取2016—2018年變量的平均數(shù)據(jù)，將這八大區(qū)域的人均土地與不同類型合作社繪制成雷達圖以直觀反映二者關(guān)系。為控制地區(qū)差異，對于生產(chǎn)類合作社，用生產(chǎn)類合作社除以各省行政區(qū)劃面積表示?？紤]到人均土地越多，生產(chǎn)類合作社的經(jīng)營面積也越大，兩者具有正相關(guān)性，因而不能用每一萬公頃播種面積上建立的生產(chǎn)類合作社數(shù)量表示，否則無法有效控制各省份地區(qū)之間的差異。對于銷售類合作社，則用各省每一萬公頃播種面積上建立的銷售類合作社數(shù)量表示。圖2為八大經(jīng)濟地理區(qū)域人均土地與生產(chǎn)類、銷售類合作社雷達關(guān)系圖。

從圖1來看，2016—2018年lnproductcoo均值在區(qū)域1與區(qū)域2差別較大，其中區(qū)域2即人均土地相比更多的地方，生產(chǎn)類合作社平均數(shù)量更多；同理，區(qū)域1即人均土地更少的地區(qū)，銷售類合作社平均數(shù)量更多。從圖2來看，人均土地與單位生產(chǎn)類合作社數(shù)量存在正相關(guān)，與單位銷售類合作社數(shù)量存在負相關(guān)。其中，長江中游地域單位生產(chǎn)類合作社與人均土地的關(guān)系相比于其他地區(qū)更不明顯，這印證了已有研究測算出的此地域相比其他地域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率更低的事實[23]62-68。

圖2 八大經(jīng)濟地理區(qū)域人均土地與生產(chǎn)類、銷售類合作社雷達關(guān)系圖

2.空間杜賓模型回歸

根據(jù)地理學(xué)第一定律，相鄰的事物之間關(guān)系密切。對我國各省份合作社數(shù)量與人均土地存在的空間相關(guān)性，本文采用空間杜賓模型(SDM)進行回歸檢驗，并基于最大似然估計法(MLE)進行估計。在對空間權(quán)重矩陣定義時，將相鄰省份取值為1，不相鄰省份取值為0(4)由于海南省在地理上與廣東省相近，可將其設(shè)置為與廣東省相鄰。。檢驗結(jié)果顯示三個被解釋變量的Moran’s I指數(shù)絕對值都大于0，且都通過了10%的顯著性檢驗，其中，大部分還通過了5%和1%的顯著性檢驗。為進一步檢驗空間相關(guān)性，本文采用拉格朗日乘數(shù)(LM)和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)(LM Robust)進行檢驗，在相鄰空間權(quán)重矩陣下，空間杜賓模型(SDM)的LM和LM Robust都通過了10%的顯著性檢驗。基于三個模型進行的空間杜賓模型回歸，其結(jié)果如表3所示。

表3 模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的空間杜賓模型回歸結(jié)果

采用空間杜賓模型進行穩(wěn)健性檢驗后，核心解釋變量仍然顯著，假說1-3得到驗證，本文的基本結(jié)論仍然成立。

3.替換被解釋變量

將三個模型的被解釋變量依次予以替換：在模型Ⅰ中，采用合作社注冊農(nóng)產(chǎn)品商標的個數(shù)(lnbrand)作為對銷售類合作社的替換，一般來說個體農(nóng)戶建立農(nóng)產(chǎn)品品牌的成本太大，而作為集體組織的合作社則更愿意建立農(nóng)產(chǎn)品品牌，因此注冊商標的合作社相對較多，提供銷售類服務(wù)的合作社也相對較多；在模型Ⅱ中，采用合作社流轉(zhuǎn)的土地面積(lncircular)作為對生產(chǎn)類合作社的替換，合作社從農(nóng)戶手中流轉(zhuǎn)的土地越多，可表明建立的生產(chǎn)類合作社越多；在模型Ⅲ中，采用固定資產(chǎn)總額(lnfix)作為對新增的固定資產(chǎn)投資的替換。

使用不同的代理變量對模型進行估計，結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示本文的基本結(jié)論依然成立，且結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅲ的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(替換被解釋變量)

表4 (續(xù))

四、結(jié)論與政策啟示

本文在資源稟賦既定條件下，研究了農(nóng)戶資源稟賦條件與農(nóng)民合作社服務(wù)類型選擇之間的關(guān)系。基于誘導(dǎo)性技術(shù)創(chuàng)新理論分析證明：在我國人均土地多的地域，適合建立生產(chǎn)類合作社；在人均土地少的地域，適合建立銷售類合作社。在此基礎(chǔ)上，本文建立面板數(shù)據(jù)模型，在考慮內(nèi)生性和穩(wěn)健性的前提下進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，在人均土地多的地域，生產(chǎn)類合作社更多，說明此地域更適合建立生產(chǎn)類合作社，同時也驗證了以合作社作為經(jīng)營團體會促進農(nóng)業(yè)固定投資。在人均土地少的地域，因生產(chǎn)分散且更容易投入勞動，所以農(nóng)戶傾向于采取精耕細作的生產(chǎn)模式。在此類地域，如果建立生產(chǎn)類合作社，那么在規(guī)?；?jīng)營的單位土地上需要與更多的農(nóng)戶進行談判，會增加經(jīng)營成本，因此農(nóng)戶加入生產(chǎn)類合作社的收益不大，其更傾向于選擇銷售類合作社，以更好地銷售農(nóng)產(chǎn)品。

根據(jù)上述結(jié)論，本文認為在鄉(xiāng)村振興階段，應(yīng)該因地制宜地發(fā)展不同類型的農(nóng)民合作社：第一，各地域在建立農(nóng)民合作社時要充分考慮本地的資源稟賦結(jié)構(gòu)、各生產(chǎn)要素的相對價格，可以參照人均土地這一變量來確定將要建立的農(nóng)民合作社類型，而不能盲目地通過政策推動建立違反其要素稟賦結(jié)構(gòu)的合作社，以免造成社會資源浪費。具體表現(xiàn)為：在人多地少的地域，更適合建立銷售類合作社，以此連接“小農(nóng)戶與大市場”；在人少地多的地域，更適合建立生產(chǎn)類合作社，以促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提升。第二，加大合作社的投資建設(shè)，鼓勵合作社在單位土地上投入更多資本。農(nóng)戶普遍面臨信貸約束和風(fēng)險厭惡的偏好，他們大多不愿意在土地上進行投資，而建立的合作社具有規(guī)模優(yōu)勢和專業(yè)優(yōu)勢，能夠促進農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，從而促進農(nóng)業(yè)效率和產(chǎn)值的提升。