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摘 要：基于2020年6-9月对全国典型地区农民合作社及其社员和非社员的集中调查数据，使用倾向得分匹配法（PSM）评估社员身份对农户增收和减贫效应的影响，其中增收效应区别为增收水平效应和垂直效应，并分组评估社员身份的减贫效应。研究表明：社员身份对农户增收水平效应和垂直效应均有显著增进作用，但增收和减贫效应存在显著组间差异。水平维度上，社员身份对低收入农户的增收效应较大，兼具增收和减贫效应;垂直维度上，社员身份对中高收入农户的增收效应较大，对低收入农户的影响较微弱，仅有增收效应，减贫效应不明显。基于此，提出鼓励农民合作社发展和延长产业链，健全低收入农户嵌入合作社的利益联结机制，多措并举激发低收入农户内生发展动力和鼓励合作社积极参与产业减贫等建议。
关键词：社员身份;农民合作社;增收和减贫效应;倾向得分匹配
中图分类号：F325.2 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2021）05-0065-11
收稿日期：2021-01-06 DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2021.05.08
基金项目：国家自然科学基金项目（71973104;72022014）;教育部社会科学基金后期资助重大项目（19JHQ015）;陕西省教育厅重点科学研究计划（新型智库项目）（20JT044）
作者简介：刘杰，男，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，主要研究方向为农民合作组织和农业产业化。*通信作者
引 言
自2007年《农民专业合作社法》颁布以来，我国农民合作社驶入发展快车道。截至目前，我国农民合作社数量超过250万家，近50%小农户加入合作社成为社员[1]。中央强调，要发展好农民合作社，充分发挥合作社在产业发展和农户增收减贫上的促进和带动作用。农民合作社（下称“合作社”）是农户为减弱自身生产和市场劣势，以提高农业效率、增强生产便利、提高市场议价能力、减少生产交易成本、增加收入为目的组建的合作经济组织，这个组织一出现便具有减贫功能[2]。近年来，国家大力实施乡村振兴战略，合作社作为实施的重要载体可发挥其在衔接小农户和现代农业上的桥梁作用[3]。已有研究显示，合作社增收效应显著[4]，尤其是对小规模和低收入组农户;合作社通过改变社员参与行为，提升社员信息、技术获取能力，促进社员农户增收减贫[5]。然而，现有研究样本多集中在贫困或欠发达地区[4，6]、局部地区[7]、特殊人群[8]，研究结论可能不适用于其他地区或人群。与如火如荼的反贫困实践相比，一是社员身份对反贫困的减缓效应研究并不充分，以往研究仅关注农户收入绝对增加值，较少涉及农户对家庭收入的横向比较，忽略了对农户主观获得感的研究，很难全面准确评估社员身份的增收和减贫效应，因而可能会影响研究结论。二是以往研究将重心放在增收和减贫上，存在选择“虚假”合作社现象，这会低估或高估社员身份的增收和减贫效果。因此，本文在选择“有效”合作社基础上，研究社员身份对农户增收和减贫的影响，并考察这一影响在不同收入农户中是否存在差异。
截止2020年底，我国已经实现现行标准下贫困群众全部脱贫，减贫成就举世瞩目，但保障和巩固来之不易的减贫成果也非常重要。习近平在全国脱贫攻坚工作会议上强调，全国要总结减贫经验，接续推进脱贫攻坚和乡村振兴有效衔接，让脱贫基础更加稳固，成效更可持续。中共中央在“十四五”规划编制中建议，要优化返贫监测和帮扶机制，做好后续扶贫工作，在乡村振兴中巩固脱贫成果。农民合作社在衔接脱贫攻坚和乡村振兴战略中地位特殊，既能增强脱贫人口内生发展动力，避免返贫，又能在产业振兴中实现农业现代化，助力乡村振兴。在这个关键时间节点，本文对社员身份的增收和减贫效应进行科学评估，为检验合作社前期减贫成效并为后扶贫时代推进乡村振兴提供理论和实践依据。
本文主要评估农民合作社社员身份的增收和减贫效应，其中，以“农户自评家庭收入在全村所处水平”衡量增收水平效应，以“农户家庭2019年收入比上年度的增幅”衡量增收垂直效應，减贫效应则在分组结果中比较和衡量。本文基于在全国典型地区集中开展的合作社及其社员和非社员调查数据，使用倾向得分匹配法（PSM）评估社员身份对农户增收和减贫效应的具体影响。与以往研究相比，本文主要贡献有：一是将社员身份的增收减贫效应评估扩展到全国典型地区，同时遴选“有效”合作社，保证社员身份对农户增收和减贫效应研究结论的一般性和准确性;二是首次将增收效应区别为水平和垂直效应，从两个维度考察社员身份对农户的增收效果。
一、文献综述及研究假设
（一）文献综述
增收和减贫效应是本研究的核心内容，也是重要的结果变量。学术界关于增收减贫效应的研究较多，但这些研究缺乏系统性，未将增收和减贫作区别，也鲜有学者对增收和减贫效应进行清晰描述。增收和减贫都是农户收入增加的结果[2]，但增收和减贫也存在较大差异。收入增加后，不同农户都会增收，但减贫主要针对低收入农户，收入增加到一定标准，低收入农户才会大幅减贫直至脱贫。农户增收的研究既可使用全样本农户数据也可使用分组数据，然而农户减贫的研究仅能使用分组对比数据，也就是，增收不针对特定人群，减贫却须针对低收入农户的特殊身份属性[9]。借鉴杨金龙等关于经济获得感的研究[10]，将农户增收效应区分为增收水平效应和增收垂直效应，并分别进行定义：增收水平效应是农户在和附近其他人收入水平比较后做出的主观判断，增收垂直效应是农户家庭当前收入与以往收入相比的增幅;减贫效应则定义为收入增长后农户家庭由贫困向非贫困的状态转变。在以往研究基础上，考虑数据可得性，本文使用“农户自评家庭收入在村中所处水平”测度增收水平效应，使用“2019年家庭收入比上年度的增幅”测度增收垂直效应，减贫效应则使用贫困户和非贫困户的分组数据实证结果进行判断。 农户所处环境、社会政策、农户微观行为和家庭特征等都是影响农户增收和减贫效应的主要因素[7][11-12]。尽管本文将增收效应区别为增收水平效应和垂直效应，且增收水平效应跟农户主观感受密切相关，但这都是以农户家庭实际收入的客观存在为依据的。叶林等基于文化产业的研究发现，文化产业扶贫政策對农户增收的提升效应非常显著，考虑政策强度和差异后的增收效应依然显著[13]。一项关于全国低收入者经济获得感的研究显示，低收入者的经济获得感远低于其他收入群组，所处地区、社区环境、当地经济发展程度等对低收入者的经济获得感作用明显，还借助社会政策的中介变量间接影响低收入者经济获得感的提升[14]。社员身份不仅对地区环境因素敏感，且可显著地将社会政策的惠顾效应在不同身份群体间作区分，社员身份对不同群体农户增收和减贫效应的具体影响是本文研究的重要问题。
（二）研究假设
1.社员身份是否会增进农户增收和减贫效应。（1）合作社可聚合农业要素资源促进社员农户增收和减贫。作为中国农业生产最重要主体，小农户农地面积狭小，地块分散，资金科技资源投入不足，对市场信息不敏感，难以形成规模化、集约化和绿色化的现代农业模式，农业要素配置存在“帕累托改进”空间[5]。农民合作社作为农户自愿联合成立的具有合作经济属性的农民合作组织，成立初衷就是“聚合农业要素资源，增进农业生产效率，促进农户增收减贫”[15]。与小农户相比，合作社在农地规模化经营、集聚资本科技资源、捕捉农业市场信息和获取政策补贴上拥有巨大优势[7]，能最大程度优化农业要素配置，提高社员农业生产效率，让入社农户享受到社员身份带来的增收和减贫效应。（2）节约生产交易成本促进社员农户增收和减贫。农户加入合作社后，可享受合作社提供的多环节生产性服务，在农地适度规模中降低农业生产成本，在农产品议价能力提升中降低市场信息搜寻成本[16]。在产前环节，合作社可利用自身规模采购优势在要素市场上为社员农户提供价低、质优、可靠的农业生产资料，且可根据市场供求变化信息灵活为社员推荐种植品种，降低显性和隐性成本，最大程度避免“谷贱伤农”现象发生[17];在产中环节，合作社通过为社员提供农用机械、病虫害防治、技术指导等生产性服务，保障社员生产量多质优的农产品，显著降低农业生产投入产出比[18];在产后环节，合作社可借助议价优势为社员提供较高的产品售卖价格，同时，合作社还能为社员提供仓储、深加工、品牌等服务，延伸农业产业链，提升产品附加值[19]，这些都能显著降低生产交易成本，对社员农户的增收和减贫效应非常重要。合作社利用农地规模经营优势，通过高效集聚农业要素资源和降低农业生产交易成本，为社员农户农业生产提质增效，社员身份对农户的增收减贫效应在理论上具有普适性[1]。从资源优化配置和生产交易成本视角来分析社员身份对农户增收减贫效应的具体影响，是支持上述分析的重要经验。基于此，提出本研究第一个研究假设。
假设1：社员身份能有效增进农户增收和减贫效应;
假设1a：社员身份能有效增进农户增收的水平效应;
假设1b：社员身份能有效增进农户增收的垂直效应。
2.社员身份对农户的增收和减贫效应是否存在群体差异。贫困的根源是人力资本严重不足[20]，实质是能力和机会的缺失，收入低是贫困的表现而非结果[21]。根据以往经验研究，低收入农户获取项目机会较少，参与项目的主动意识较差，导致其收入明显低于非贫困户[22]，教育和培训等人力资本是其中最为重要的影响因素[23]，持续增强低收入农户在获取教育和培训机会上的能力是缩小农户收入差距的关键策略。农户加入合作社成为社员，不单是身份转换，获取培训的机会和能力也会显著改善。有研究发现，合作社扶贫效率和人力资本呈显著相关，人力资本较好地区的合作社扶贫效率也相对较高[24]。由于不同农户在其他维度上的禀赋差异可能会对其收入有较大影响，在控制这些禀赋差异前提下，才能科学评估社员身份对农户增收减贫效应的净影响。当然，即便是控制这些禀赋差异，社员身份对不同农户增收减贫效应的影响也可能存在显著系统性差异。
以往研究已经考察了政策对不同农户收入的差别影响。王小华等使用工具变量分位数回归方法考察了农户信贷对不同收入组别农户的减贫增收效应，发现农户信贷对非贫困县居民收入有显著提升效果，贫困县农户收入却未受到农户信贷的增进作用，且随着分位数水平的提高，其影响系数呈“倒U”分布[11]。胡联基于欠发达地区数据研究合作社对农户收入的具体影响，发现合作社对农户收入有增进效应，且对高收入群体的增进效应更大，低收入者由于人均资产较低，收入增进效应不明显[4]。王瑜使用微观农户数据的研究发现，农户参与电商能显著提高其横向和纵向收入效应，但不同群组的影响却存在较大差异，参与电商对贫困户的横向增收效应明显，然而对其纵向收入却几乎不存在提升效应[25]。
基于以往类似研究经验，社员身份的增收和减贫效应可能在不同农户群体中存在显著组间差异，在上述分析基础上，提出本文第二个研究假设。
假设2：增收和减贫效应存在显著组间差异;
假设2a：中高收入农户增收的水平效应强于低收入农户;
假设2b：中高收入农户增收的垂直效应强于低收入农户。
二、数据来源及经济计量模型
（一）数据来源
本文数据来自西安交通大学“农民合作组织”课题组于2020年6月至9月在陕、豫、鲁、吉、黑、湘、粤、苏、皖、渝和川等合作社发展较好省份开展的“乡村振兴与合作社发展”系列调研，对农民合作社及其社员和非社员进行专项问卷调查，同时根据调研提纲对典型合作社和社员进行深度访谈。合作社问卷主要从合作社基本情况、村庄情况、合作社社长、运营模式、生产经营、运营绩效、收益分配和扶贫等方面进行设计;社员问卷涵盖社员户主及家庭、合作社参与、生产销售、合作社认知、家庭生计和贫困等信息;非社员问卷和社员问卷类似，不再赘述。 在选定典型地区基础上，选派调研员对该地区规范合作社进行走访调研，为避免“空壳社”和“僵尸社”干扰样本数据，首先要求调研员对合作社的“真实性”和“有效性”进行甄别，“有效”合作社简要标准设定为“合作社向社员提供农业要素、生产性服务、技术培训、产品购销和加工等一种及以上环节服务”，调研员通过向合作社负责人询问是否有上述环节服务以判定合作社“有效性”;然后，随机对社员和非社员进行问卷访谈，其中每个合作社要求调研6～7份社员问卷和3～4份非社员问卷，并要求非社员与社员经营的产品类型一致。
此外，为保证数据质量，课题组还做了以下工作：一是正式调研前开展多次预试调研，根据对典型合作社和社员的深度访谈对问卷题项和顺序进行优化和调整;二是对调研员进行合作社知识、乡村振兴战略、访谈技巧和调研问卷的多次专题培训，其中合作社和乡村振兴的专题培训既有助于调研员了解和熟悉此次调研的背景和必要性，还能帮助调研员快速把握调研技巧和调研问卷内容;三是进行调研数据清理和逻辑运算，排除无效和缺失值较多的问卷数据。本次调研共获得合作社有效问卷120份，社员有效问卷762份，非社员有效问卷375份。
（二）经济计量模型
本文选择倾向值方法评估社员身份的增收和减贫效应，理由如下：一是本文使用的样本数据为非概率抽样数据，而匹配是应对非概率抽样统计推断问题的重要方法，应用广泛且效果较好。倾向值匹配可使用埃佛龙教授提出的自助法重复抽样技术进行统计推断，只与给定观测值信息有关，无需其他假设和更多观测值;二是由于农户初始禀赋差异易导致“选择偏误”问题，是否选择加入合作社拥有社员身份是农户自选择的结果，故使用“鲁宾反事实框架”对社员身份的自选择问题进行处理，本质是把反事实特征当作缺失值处理。本文选择罗森鲍姆和鲁宾将“倾向值”作为距离函数进行匹配的方法，该方法可将具有选择偏误的协变量进行平衡，保证其分布的一致性。
本文研究社员身份的增收和减贫效应可视作“处理效应”评估。其中，有社员身份的农户为“处理组”，没有社员身份的普通农户为“对照组”。参照处理效应的计量框架，结果变量（增收收入水平和垂直效应）Yi的平均差异取决于农户是否有社员身份，具体表达式为：
Yi=Y0i+（Y1i-Y0i）Di=α+βXi+ΔDi+εi（1）
其中，i是个体农户，Di 为哑变量，Di=1为农户有社员身份，Di=0为农户没有社员身份。结果变量Yi除受到一组解释变量Xi影响外，其均值差异还受农户是否有社员身份Di影响。（Y1i-Y0i）或Δ即為社员身份的平均处理效应，有社员身份农户的平均处理效应（ATT）表达式为：
ATT=E（Y1i-Y0i |Di=1） （2）
实际上，农户要么参加了合作社，拥有社员身份，要么是未参加合作社的普通农户身份，且每个个体都能仅被观测到一个身份选择。若农户有社员身份，则可观测到Y1i，却无法观测到其未参加合作社的潜在结果;若农户没有社员身份，则可观测到Y0i，却无法观测到其参加合作社的潜在结果，未被观测到的另一种身份的潜在结果就是缺失值，且这种缺失值无论如何都不能被观测到。对已有观测数据进行处理效应评估，实质是处理缺失值问题，而倾向值匹配是处理该问题有效方法之一。在“对照组”中为“处理组”农户i找到农户j，使农户i和农户j的可测协变量依参数或非参数回归（使用Logit模型计算倾向值）的估计值接近，进而匹配，即农户j的结果变量可视为农户i的反事实对照。评估社员身份增收和减贫平均处理效应的具体表达式为：
ATT=1N ∑i：Di=1 （Y1i-Y0i）（3）
（三）主要变量统计性描述
本文结果变量主要为衡量社员身份增收的水平效应和垂直效应。以往研究表明，以群组和时间为参照从水平和垂直维度测度和评估增收和减贫效应是可行的研究方法[4]。由此，选择“农户自评家庭收入在村内所处水平”衡量增收的水平效应，即农户以村为单位的收入相对水平主观感知;“农户家庭2019年收入比上年度增（减）幅（%）” 衡量增收的垂直效应，即农户所处环境对其家庭收入增长的客观影响。
为分维度和分群组进行比较，选择社员问卷762份和非社员问卷375份，共1 137份。其中参与合作社（社员身份）的占样本总数的67.02%;18.29%为低收入农户（贫困户），81.71%为中高收入农户（非贫困户）;贫困户有社员身份的比例为46.98%，非贫困户有社员身份的比例为85.24%。
农户所处环境、农户微观行为、家庭人力资本等特征是影响农户增收和减贫效应的重要因素，相关变量统计性描述见表1。均值差t检验表明，结果变量和各协变量在有社员身份和没有社员身份间存在显著组间差异，由各协变量结果可知，与没有社员身份的普通农户相比，社员农户拥有有利的环境和禀赋优势。为避免这些环境和禀赋影响社员身份增收和减贫效应的评估结果，使用处理效应模型很有必要。
三、实证结果分析
（一）社员身份的增收和减贫效应估计结果
表2和表3分别报告了社员身份对农户增收水平和垂直维度效应的估计结果。为使模型估计结果稳健，本文使用最近邻匹配（k=4）、卡尺匹配（卡尺范围0.06）、核匹配（带宽0.06）、局部线性回归匹配（带宽0.8）和样条匹配等方法进行倾向值匹配，同时汇报自助法计算的标准误。由表2和表3知，上述匹配方法下，社员身份增收水平和垂直维度效应的处理结果比较接近。但是，在增收的水平和垂直效应之间、在贫困户和非贫困户之间的处理效应存在显著差异。
由表2知，未参加合作社的普通农户自评家庭收入在村内所处水平为中等偏下（2.841），但参加合作社的社员农户自评等级为中等偏上（最近邻匹配结果3.306）。比较可知，社员身份将农户的收入自评等级由中等偏下提高到中等偏上水平，且处理效应在1%的统计水平上显著。在组群中，处理效应的估计结果有所差异，但五种匹配方法的估计结果均表明，社员身份对贫困户增收水平效应和减贫效应的增进作用更大，在最近邻匹配中，贫困户的处理效应（0.386）大于非贫困户（0.337）。
关键词：社员身份;农民合作社;增收和减贫效应;倾向得分匹配
中图分类号：F325.2 文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2021）05-0065-11
收稿日期：2021-01-06 DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2021.05.08
基金项目：国家自然科学基金项目（71973104;72022014）;教育部社会科学基金后期资助重大项目（19JHQ015）;陕西省教育厅重点科学研究计划（新型智库项目）（20JT044）
作者简介：刘杰，男，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，主要研究方向为农民合作组织和农业产业化。*通信作者
引 言
自2007年《农民专业合作社法》颁布以来，我国农民合作社驶入发展快车道。截至目前，我国农民合作社数量超过250万家，近50%小农户加入合作社成为社员[1]。中央强调，要发展好农民合作社，充分发挥合作社在产业发展和农户增收减贫上的促进和带动作用。农民合作社（下称“合作社”）是农户为减弱自身生产和市场劣势，以提高农业效率、增强生产便利、提高市场议价能力、减少生产交易成本、增加收入为目的组建的合作经济组织，这个组织一出现便具有减贫功能[2]。近年来，国家大力实施乡村振兴战略，合作社作为实施的重要载体可发挥其在衔接小农户和现代农业上的桥梁作用[3]。已有研究显示，合作社增收效应显著[4]，尤其是对小规模和低收入组农户;合作社通过改变社员参与行为，提升社员信息、技术获取能力，促进社员农户增收减贫[5]。然而，现有研究样本多集中在贫困或欠发达地区[4，6]、局部地区[7]、特殊人群[8]，研究结论可能不适用于其他地区或人群。与如火如荼的反贫困实践相比，一是社员身份对反贫困的减缓效应研究并不充分，以往研究仅关注农户收入绝对增加值，较少涉及农户对家庭收入的横向比较，忽略了对农户主观获得感的研究，很难全面准确评估社员身份的增收和减贫效应，因而可能会影响研究结论。二是以往研究将重心放在增收和减贫上，存在选择“虚假”合作社现象，这会低估或高估社员身份的增收和减贫效果。因此，本文在选择“有效”合作社基础上，研究社员身份对农户增收和减贫的影响，并考察这一影响在不同收入农户中是否存在差异。
截止2020年底，我国已经实现现行标准下贫困群众全部脱贫，减贫成就举世瞩目，但保障和巩固来之不易的减贫成果也非常重要。习近平在全国脱贫攻坚工作会议上强调，全国要总结减贫经验，接续推进脱贫攻坚和乡村振兴有效衔接，让脱贫基础更加稳固，成效更可持续。中共中央在“十四五”规划编制中建议，要优化返贫监测和帮扶机制，做好后续扶贫工作，在乡村振兴中巩固脱贫成果。农民合作社在衔接脱贫攻坚和乡村振兴战略中地位特殊，既能增强脱贫人口内生发展动力，避免返贫，又能在产业振兴中实现农业现代化，助力乡村振兴。在这个关键时间节点，本文对社员身份的增收和减贫效应进行科学评估，为检验合作社前期减贫成效并为后扶贫时代推进乡村振兴提供理论和实践依据。
本文主要评估农民合作社社员身份的增收和减贫效应，其中，以“农户自评家庭收入在全村所处水平”衡量增收水平效应，以“农户家庭2019年收入比上年度的增幅”衡量增收垂直效應，减贫效应则在分组结果中比较和衡量。本文基于在全国典型地区集中开展的合作社及其社员和非社员调查数据，使用倾向得分匹配法（PSM）评估社员身份对农户增收和减贫效应的具体影响。与以往研究相比，本文主要贡献有：一是将社员身份的增收减贫效应评估扩展到全国典型地区，同时遴选“有效”合作社，保证社员身份对农户增收和减贫效应研究结论的一般性和准确性;二是首次将增收效应区别为水平和垂直效应，从两个维度考察社员身份对农户的增收效果。
一、文献综述及研究假设
（一）文献综述
增收和减贫效应是本研究的核心内容，也是重要的结果变量。学术界关于增收减贫效应的研究较多，但这些研究缺乏系统性，未将增收和减贫作区别，也鲜有学者对增收和减贫效应进行清晰描述。增收和减贫都是农户收入增加的结果[2]，但增收和减贫也存在较大差异。收入增加后，不同农户都会增收，但减贫主要针对低收入农户，收入增加到一定标准，低收入农户才会大幅减贫直至脱贫。农户增收的研究既可使用全样本农户数据也可使用分组数据，然而农户减贫的研究仅能使用分组对比数据，也就是，增收不针对特定人群，减贫却须针对低收入农户的特殊身份属性[9]。借鉴杨金龙等关于经济获得感的研究[10]，将农户增收效应区分为增收水平效应和增收垂直效应，并分别进行定义：增收水平效应是农户在和附近其他人收入水平比较后做出的主观判断，增收垂直效应是农户家庭当前收入与以往收入相比的增幅;减贫效应则定义为收入增长后农户家庭由贫困向非贫困的状态转变。在以往研究基础上，考虑数据可得性，本文使用“农户自评家庭收入在村中所处水平”测度增收水平效应，使用“2019年家庭收入比上年度的增幅”测度增收垂直效应，减贫效应则使用贫困户和非贫困户的分组数据实证结果进行判断。 农户所处环境、社会政策、农户微观行为和家庭特征等都是影响农户增收和减贫效应的主要因素[7][11-12]。尽管本文将增收效应区别为增收水平效应和垂直效应，且增收水平效应跟农户主观感受密切相关，但这都是以农户家庭实际收入的客观存在为依据的。叶林等基于文化产业的研究发现，文化产业扶贫政策對农户增收的提升效应非常显著，考虑政策强度和差异后的增收效应依然显著[13]。一项关于全国低收入者经济获得感的研究显示，低收入者的经济获得感远低于其他收入群组，所处地区、社区环境、当地经济发展程度等对低收入者的经济获得感作用明显，还借助社会政策的中介变量间接影响低收入者经济获得感的提升[14]。社员身份不仅对地区环境因素敏感，且可显著地将社会政策的惠顾效应在不同身份群体间作区分，社员身份对不同群体农户增收和减贫效应的具体影响是本文研究的重要问题。
（二）研究假设
1.社员身份是否会增进农户增收和减贫效应。（1）合作社可聚合农业要素资源促进社员农户增收和减贫。作为中国农业生产最重要主体，小农户农地面积狭小，地块分散，资金科技资源投入不足，对市场信息不敏感，难以形成规模化、集约化和绿色化的现代农业模式，农业要素配置存在“帕累托改进”空间[5]。农民合作社作为农户自愿联合成立的具有合作经济属性的农民合作组织，成立初衷就是“聚合农业要素资源，增进农业生产效率，促进农户增收减贫”[15]。与小农户相比，合作社在农地规模化经营、集聚资本科技资源、捕捉农业市场信息和获取政策补贴上拥有巨大优势[7]，能最大程度优化农业要素配置，提高社员农业生产效率，让入社农户享受到社员身份带来的增收和减贫效应。（2）节约生产交易成本促进社员农户增收和减贫。农户加入合作社后，可享受合作社提供的多环节生产性服务，在农地适度规模中降低农业生产成本，在农产品议价能力提升中降低市场信息搜寻成本[16]。在产前环节，合作社可利用自身规模采购优势在要素市场上为社员农户提供价低、质优、可靠的农业生产资料，且可根据市场供求变化信息灵活为社员推荐种植品种，降低显性和隐性成本，最大程度避免“谷贱伤农”现象发生[17];在产中环节，合作社通过为社员提供农用机械、病虫害防治、技术指导等生产性服务，保障社员生产量多质优的农产品，显著降低农业生产投入产出比[18];在产后环节，合作社可借助议价优势为社员提供较高的产品售卖价格，同时，合作社还能为社员提供仓储、深加工、品牌等服务，延伸农业产业链，提升产品附加值[19]，这些都能显著降低生产交易成本，对社员农户的增收和减贫效应非常重要。合作社利用农地规模经营优势，通过高效集聚农业要素资源和降低农业生产交易成本，为社员农户农业生产提质增效，社员身份对农户的增收减贫效应在理论上具有普适性[1]。从资源优化配置和生产交易成本视角来分析社员身份对农户增收减贫效应的具体影响，是支持上述分析的重要经验。基于此，提出本研究第一个研究假设。
假设1：社员身份能有效增进农户增收和减贫效应;
假设1a：社员身份能有效增进农户增收的水平效应;
假设1b：社员身份能有效增进农户增收的垂直效应。
2.社员身份对农户的增收和减贫效应是否存在群体差异。贫困的根源是人力资本严重不足[20]，实质是能力和机会的缺失，收入低是贫困的表现而非结果[21]。根据以往经验研究，低收入农户获取项目机会较少，参与项目的主动意识较差，导致其收入明显低于非贫困户[22]，教育和培训等人力资本是其中最为重要的影响因素[23]，持续增强低收入农户在获取教育和培训机会上的能力是缩小农户收入差距的关键策略。农户加入合作社成为社员，不单是身份转换，获取培训的机会和能力也会显著改善。有研究发现，合作社扶贫效率和人力资本呈显著相关，人力资本较好地区的合作社扶贫效率也相对较高[24]。由于不同农户在其他维度上的禀赋差异可能会对其收入有较大影响，在控制这些禀赋差异前提下，才能科学评估社员身份对农户增收减贫效应的净影响。当然，即便是控制这些禀赋差异，社员身份对不同农户增收减贫效应的影响也可能存在显著系统性差异。
以往研究已经考察了政策对不同农户收入的差别影响。王小华等使用工具变量分位数回归方法考察了农户信贷对不同收入组别农户的减贫增收效应，发现农户信贷对非贫困县居民收入有显著提升效果，贫困县农户收入却未受到农户信贷的增进作用，且随着分位数水平的提高，其影响系数呈“倒U”分布[11]。胡联基于欠发达地区数据研究合作社对农户收入的具体影响，发现合作社对农户收入有增进效应，且对高收入群体的增进效应更大，低收入者由于人均资产较低，收入增进效应不明显[4]。王瑜使用微观农户数据的研究发现，农户参与电商能显著提高其横向和纵向收入效应，但不同群组的影响却存在较大差异，参与电商对贫困户的横向增收效应明显，然而对其纵向收入却几乎不存在提升效应[25]。
基于以往类似研究经验，社员身份的增收和减贫效应可能在不同农户群体中存在显著组间差异，在上述分析基础上，提出本文第二个研究假设。
假设2：增收和减贫效应存在显著组间差异;
假设2a：中高收入农户增收的水平效应强于低收入农户;
假设2b：中高收入农户增收的垂直效应强于低收入农户。
二、数据来源及经济计量模型
（一）数据来源
本文数据来自西安交通大学“农民合作组织”课题组于2020年6月至9月在陕、豫、鲁、吉、黑、湘、粤、苏、皖、渝和川等合作社发展较好省份开展的“乡村振兴与合作社发展”系列调研，对农民合作社及其社员和非社员进行专项问卷调查，同时根据调研提纲对典型合作社和社员进行深度访谈。合作社问卷主要从合作社基本情况、村庄情况、合作社社长、运营模式、生产经营、运营绩效、收益分配和扶贫等方面进行设计;社员问卷涵盖社员户主及家庭、合作社参与、生产销售、合作社认知、家庭生计和贫困等信息;非社员问卷和社员问卷类似，不再赘述。 在选定典型地区基础上，选派调研员对该地区规范合作社进行走访调研，为避免“空壳社”和“僵尸社”干扰样本数据，首先要求调研员对合作社的“真实性”和“有效性”进行甄别，“有效”合作社简要标准设定为“合作社向社员提供农业要素、生产性服务、技术培训、产品购销和加工等一种及以上环节服务”，调研员通过向合作社负责人询问是否有上述环节服务以判定合作社“有效性”;然后，随机对社员和非社员进行问卷访谈，其中每个合作社要求调研6～7份社员问卷和3～4份非社员问卷，并要求非社员与社员经营的产品类型一致。
此外，为保证数据质量，课题组还做了以下工作：一是正式调研前开展多次预试调研，根据对典型合作社和社员的深度访谈对问卷题项和顺序进行优化和调整;二是对调研员进行合作社知识、乡村振兴战略、访谈技巧和调研问卷的多次专题培训，其中合作社和乡村振兴的专题培训既有助于调研员了解和熟悉此次调研的背景和必要性，还能帮助调研员快速把握调研技巧和调研问卷内容;三是进行调研数据清理和逻辑运算，排除无效和缺失值较多的问卷数据。本次调研共获得合作社有效问卷120份，社员有效问卷762份，非社员有效问卷375份。
（二）经济计量模型
本文选择倾向值方法评估社员身份的增收和减贫效应，理由如下：一是本文使用的样本数据为非概率抽样数据，而匹配是应对非概率抽样统计推断问题的重要方法，应用广泛且效果较好。倾向值匹配可使用埃佛龙教授提出的自助法重复抽样技术进行统计推断，只与给定观测值信息有关，无需其他假设和更多观测值;二是由于农户初始禀赋差异易导致“选择偏误”问题，是否选择加入合作社拥有社员身份是农户自选择的结果，故使用“鲁宾反事实框架”对社员身份的自选择问题进行处理，本质是把反事实特征当作缺失值处理。本文选择罗森鲍姆和鲁宾将“倾向值”作为距离函数进行匹配的方法，该方法可将具有选择偏误的协变量进行平衡，保证其分布的一致性。
本文研究社员身份的增收和减贫效应可视作“处理效应”评估。其中，有社员身份的农户为“处理组”，没有社员身份的普通农户为“对照组”。参照处理效应的计量框架，结果变量（增收收入水平和垂直效应）Yi的平均差异取决于农户是否有社员身份，具体表达式为：
Yi=Y0i+（Y1i-Y0i）Di=α+βXi+ΔDi+εi（1）
其中，i是个体农户，Di 为哑变量，Di=1为农户有社员身份，Di=0为农户没有社员身份。结果变量Yi除受到一组解释变量Xi影响外，其均值差异还受农户是否有社员身份Di影响。（Y1i-Y0i）或Δ即為社员身份的平均处理效应，有社员身份农户的平均处理效应（ATT）表达式为：
ATT=E（Y1i-Y0i |Di=1） （2）
实际上，农户要么参加了合作社，拥有社员身份，要么是未参加合作社的普通农户身份，且每个个体都能仅被观测到一个身份选择。若农户有社员身份，则可观测到Y1i，却无法观测到其未参加合作社的潜在结果;若农户没有社员身份，则可观测到Y0i，却无法观测到其参加合作社的潜在结果，未被观测到的另一种身份的潜在结果就是缺失值，且这种缺失值无论如何都不能被观测到。对已有观测数据进行处理效应评估，实质是处理缺失值问题，而倾向值匹配是处理该问题有效方法之一。在“对照组”中为“处理组”农户i找到农户j，使农户i和农户j的可测协变量依参数或非参数回归（使用Logit模型计算倾向值）的估计值接近，进而匹配，即农户j的结果变量可视为农户i的反事实对照。评估社员身份增收和减贫平均处理效应的具体表达式为：
ATT=1N ∑i：Di=1 （Y1i-Y0i）（3）
（三）主要变量统计性描述
本文结果变量主要为衡量社员身份增收的水平效应和垂直效应。以往研究表明，以群组和时间为参照从水平和垂直维度测度和评估增收和减贫效应是可行的研究方法[4]。由此，选择“农户自评家庭收入在村内所处水平”衡量增收的水平效应，即农户以村为单位的收入相对水平主观感知;“农户家庭2019年收入比上年度增（减）幅（%）” 衡量增收的垂直效应，即农户所处环境对其家庭收入增长的客观影响。
为分维度和分群组进行比较，选择社员问卷762份和非社员问卷375份，共1 137份。其中参与合作社（社员身份）的占样本总数的67.02%;18.29%为低收入农户（贫困户），81.71%为中高收入农户（非贫困户）;贫困户有社员身份的比例为46.98%，非贫困户有社员身份的比例为85.24%。
农户所处环境、农户微观行为、家庭人力资本等特征是影响农户增收和减贫效应的重要因素，相关变量统计性描述见表1。均值差t检验表明，结果变量和各协变量在有社员身份和没有社员身份间存在显著组间差异，由各协变量结果可知，与没有社员身份的普通农户相比，社员农户拥有有利的环境和禀赋优势。为避免这些环境和禀赋影响社员身份增收和减贫效应的评估结果，使用处理效应模型很有必要。
三、实证结果分析
（一）社员身份的增收和减贫效应估计结果
表2和表3分别报告了社员身份对农户增收水平和垂直维度效应的估计结果。为使模型估计结果稳健，本文使用最近邻匹配（k=4）、卡尺匹配（卡尺范围0.06）、核匹配（带宽0.06）、局部线性回归匹配（带宽0.8）和样条匹配等方法进行倾向值匹配，同时汇报自助法计算的标准误。由表2和表3知，上述匹配方法下，社员身份增收水平和垂直维度效应的处理结果比较接近。但是，在增收的水平和垂直效应之间、在贫困户和非贫困户之间的处理效应存在显著差异。
由表2知，未参加合作社的普通农户自评家庭收入在村内所处水平为中等偏下（2.841），但参加合作社的社员农户自评等级为中等偏上（最近邻匹配结果3.306）。比较可知，社员身份将农户的收入自评等级由中等偏下提高到中等偏上水平，且处理效应在1%的统计水平上显著。在组群中，处理效应的估计结果有所差异，但五种匹配方法的估计结果均表明，社员身份对贫困户增收水平效应和减贫效应的增进作用更大，在最近邻匹配中，贫困户的处理效应（0.386）大于非贫困户（0.337）。