资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响研究*

刘二阳，刘雨欣，郭翔宇

（1.东北农业大学经济管理学院，哈尔滨 1500302.中共黑龙江省委党校，哈尔滨 150000）

一、引言

改革开放以来，中国农民合作社依靠自身组织优势得以蓬勃发展，成为各类新型农业经营主体中发展最快、覆盖农户最广的组织形式。党的十九大提出实施乡村振兴战略，推进农业农村现代化。实现农业农村现代化必须立足中国“大国小农”的基本国情农情。农民合作社具有长期扎根农村、服务农民与农民联系紧密等特点，在为农民服务方面具有其他组织无法比拟的优势。实践证明，农民合作社是提高农民市场主体地位，保护农民利益的重要载体，促进农民增收和农业农村现代化建设的重要手段，具有旺盛的生命力和广阔的发展前景（汪恭礼等，2022）。新时代背景下，政府对农民合作社有了更高的期待即以合作社为载体推动乡村振兴，促进共同富裕，实现人的全面发展。在未来相当长的一段时间内农民合作社还将继续发展，并成为推进乡村全面振兴的重要支撑力量（郭铁民，2021）。

从理论逻辑来看，农民合作社作为降低交易成本、提高交易效率的交易中介组织，其能够依靠自身资本禀赋带动农民增收和地方经济发展。诸多研究表明，作为农民自我服务的互助组织，农民合作社依靠自身优势能够为广大农户提供农业生产经营服务，克服小农户分散经营的不足，实现小农户和现代农业有机衔接，促进农民增收致富（郭翔宇，2016）。另外，农民合作社兼具企业和社员共同体的双重属性，既要关注合作社组织层面的绩效，又要考虑合作社内部社员层面和合作社所在地区社会层面的绩效（王图展，2017）。从现实逻辑来看，雄厚的资本禀赋有利于增强合作社对内部社员和外部非社员示范带动的效果。调研发现，农民合作社办得好的地方，往往也是经济发展较好、邻里和谐的地方，这从侧面说明了农民合作社在促进乡村整体发展方面发挥了重要的示范带动作用。但是，有关农民合作社发展的已有研究主要侧重在农民合作社的内部，包括合作社的经济绩效（邵慧敏等，2018）、生产效率（黄祖辉等，2016）与促农增收（袁俊林等，2022）等方面，对合作社的示范带动效应关注不足。另外，在资本禀赋与农民合作社发展之间的研究大多为人力资本禀赋或社会资本禀赋一方面或两方面对农民合作社发展的影响研究（许驰等，2016；李旭等，2019），鲜有文献从系统性视角实证分析资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响。因此，本文从资本禀赋视角出发，使用黑龙江省粮食种植类农民合作社微观数据，探寻合作社示范带动效应差异产生的原因，并进一步分析外部资金支持和政府培训在资本禀赋影响农民合作社示范带动效应过程中发挥的作用，以期有效促进农民合作社示范带动效应的发挥，推动乡村振兴。

二、理论分析与研究假说

（一）资本禀赋影响农民合作社示范带动效应的直接效应分析

资本禀赋的内涵比较丰富，根据不同的研究问题，学者对资本禀赋有着不同的定义。目前，学界对资本禀赋概念较为一致的界定是，一个国家、组织或个体拥有的各种生产要素，包括劳动力、资本、土地、技术、管理等方面的总和。结合已有研究（Ostrom，2003）及研究对象“农民合作社”自身特征，本文将农民合作社资本禀赋定义为合作社生存、成长和可持续发展中所拥有的各种生产要素的总和，包括劳动力、技术、管理、资金和社会关系等方面。同时，将农民合作社资本禀赋划分为人力资本禀赋、物质资本禀赋、社会资本禀赋三大类。

1.人力资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响

人力资本禀赋被定义为蕴含在人身上的各种存量总和，包括生产知识、劳动、管理技能以及健康素质等方面（西奥多·W·舒尔茨，1987）。对于农民合作社组织而言，其人力资本禀赋通常可以用合作社理事长特征和合作社专职人员情况衡量。一是合作社理事长一般具有动员村民的感召力，主要表现为乡村社会中家族集体主义的行为逻辑。一般合作社理事长文化程度越高，担任理事长年限越长，越能够合理配置合作社资源，并越重视农民合作社对非社员农户的带动作用（崔宝玉等，2016）。二是合作社中的核心技术人员越多，越能够合理配置合作社农业生产资源，实现节本增效。此外，通过交流学习，合作社技术人员能够为当地非社员提供一些种植技术指导，提升当地农户整体种植水平，提高其农业收入（胡瑷龄，2022）。三是合作社中的职业经理人注重农产品品牌化的建设，提高农产品价值，提高农户收入（李后建等，2022）。合作社职业经理人还重视合作社的企业文化，组织合作社开展文化娱乐活动，提高合作社社员的幸福感，并通过组织文化活动，带动当地农户的精神文化建设。因此，人力资本禀赋对农民合作社示范带动效应具有正向促进作用。

2.物质资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响

物质资本被认为是一种有形的生产物资形式，主要包括机器机械、设备厂房、建筑物等等（回慧娴等，2022）。对于农民合作社组织而言，其物质资本禀赋通常可以用合作社资金状况、机械装备和厂房特征衡量。相较于普通农户，农民合作社所拥有的农业机械设备一般可在当地起到标杆作用，能够提高农业生产经营效率以及当地农业现代化发展水平，从而对社员和非社员起到示范带动效果。另外，农民合作社为提高经营效率成立自己的加工企业，按照公司的架构设立职能部门，以公司的形态直接面对市场，能够更加有效地开展运营，更好地引入人才、资本等外部资源，帮助合作社做大做强，促进农户增收。农民合作社还会雇佣当地非社员农户在合作社内工作，增加当地非社员农户的收入水平（苑鹏，2013）。此外，随着合作社物质资本禀赋的增强，合作社带头人更关注当地农民的精神生活，加强精神文明建设，提高当地农户精神文明水平（崔悦等，2019）。因此，物质资本禀赋水平较高的合作社能够对当地“三农”发展起到较好的示范带动效果。

3.社会资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响

社会资本禀赋是一种“社会结构资源”，能够促进某些行动目标的实现（Putnam，1995）。学术界对于一个企业组织的社会资本禀赋的衡量莫衷一是，具有代表性的做法是从企业组织自身和企业核心人员特征两个方面考虑（王竹泉等，2018）。对于农民合作社组织而言，其社会资本禀赋通常可以用合作社理事长的社会关系、合作社内部信任程度和合作社组织自身特征衡量。从理事长的社会关系来看，若一般农民合作社理事长具有政治身份和经商经历，则具有较好的社会资源，有利于合作社获取政府与社会相应支持，可扩大合作社的经营范围和提高合作社的经营效率（黄胜忠等，2014），进而提高社员收入及扩大合作社影响范围，带动当地“三农”的发展。从合作社内部信任程度来看，信任是合作行为产生的前提，也是合作关系得以维持的基础，长期生活在同一农村场域的农民，彼此之间较为熟悉，高频率的互动使得农户之间更容易产生信任和互惠，有利于信息的交流和传递，从而促进合作社的示范带动效应（邵慧敏等，2018）。从合作社组织经营特征来看，一般合作社的示范等级越高，其对周围农户或其他组织均有较好的示范引领作用（陈锐等，2022）。另外，合作社加入联合社，则有利于扩大合作社规模，提高经营效率；加入联合社也有利于技术溢出，通过为农户间提供沟通交流的机会，可促进粮食生产新技术和新方法传播，加速知识与技术在集聚区的外溢与扩散。因此，合作社的社会资本禀赋一方面能够影响社员的参与行为，另一方面能够培养合作社的发展能力和带动能力，提高合作社发展绩效和外部效应，进而促进示范带动效应的提高，促进共同富裕。

根据上述分析，提出研究假设1：

H1：资本禀赋对农民合作社示范带动效应具有显著正向影响。

H1-1：人力资本禀赋对农民合作社示范带动效应存在正向影响。

H1-2：物质资本禀赋对农民合作社示范带动效应存在正向影响。

H1-3：社会资本禀赋对农民合作社示范带动效应存在正向影响。

（二）外部资金支持的中介效应分析

农民合作社作为实现农业生产产业化的有效组织载体，能够基于自身资本禀赋通过产业发展效应吸引政府资源投放，促进合作社承担政府项目，扩大经营范围和影响力度，进而发挥合作社示范带动效应，增加乡村社会村民整体利益。但是，农民合作社发展面临“融资难”的问题，严重制约合作社的成长与发展（刘冬文，2018），从而影响其示范带动效应的发挥。一般而言，政府会出于战略发展的需要引导农民合作的发展。政府为扶持某些合作社发展，一方面会为其提供帮扶资金，实现资源的直接供给；另一方面会采取税收减免等政策，实现资源的间接供给。另外，合作社作为经济组织，基于拓宽业务范围、增进经营绩效的目标，具有承担设施建设、提供公共服务的能力和动力，从而促进当地“三农”全面发展（阎占定，2014）。此外，影响农民合作社“商业融资难”的因素主要与农民合作社自身资本禀赋有着重要关系。已有研究发现农民合作社的固定资产情况、示范等级和合作社理事长的社会关系等因素对农民合作社获得商业融资贷款的支持具有重要影响（陈炎伟等，2018）。因此，农民合作社是否获得政府的资金支持和商业贷款支持与其资本禀赋情况的差异紧密相关，资本禀赋更丰富的农民合作社更易获得政府提供资金支持以及商业贷款的支持，进而促进合作社示范带动效应的发挥。根据上述分析，提出研究假设2和假设3。

H2：政府资金支持在资本禀赋对农民合作示范带动效应影响中具有正向中介作用。

H3：商业贷款支持在资本禀赋对农民合作示范带动效应影响中具有正向中介作用。

（三）政府培训的调节效应分析

理事长与合作社成员通过参加政府组织的合作社管理培训，增强了其对合作社组织管理以及内部物质资本和外部社会资本的协调能力，提高合作社的运行效率，进而提高合作社成员的收入水平，引领当地农业发展。一方面，政府对合作社理事长的培训，能够提升理事长的责任感，使其在经营合作社过程中关心社区的发展，积极参与乡村治理工作，从而提升合作社社会影响力，带动合作社当地农户的发展（Baum 等，2001）。另一方面，政府对合作社成员进行培训，使得合作社成员能够充分了解合作社运营状况以及新技术的运用，增强对合作社的认识，有效利用合作社的内部资源提高农业生产效率，进而促进合作社的示范效应（曾建丰，2021）。此外，政府依托于农民合作社组织进行的技术培训，能够吸引当地非社员农户积极参与学习，促进非社员与社员之间的技术交流，对当地非社员产生知识溢出和技术溢出（黄金秋等，2018）。基于上述理论分析，提出研究假设4。

H4：政府培训支持在资本禀赋对农民合作示范带动效应影响中起到正向调节作用。

三、研究方法与数据来源

（一）数据来源

本文数据来自于作者所在课题组于2022年5月～8月对黑龙江省13个地市粮食种植类农民合作社开展的问卷调查。为了保证数据收集的完整性、全面性和准确性，调查研究共分为如下几个步骤：首先，课题组与黑龙江省农业农村厅合作经济指导处联系，并与相关负责人员进行线上座谈，掌握黑龙江省农民合作社整体发展情况与相关数据。其次，赴黑龙江省哈尔滨市双城区、巴彦县等地区进行预调研，与县里相关部门负责人、合作社理事长进行座谈访谈，了解农民合作社的实际运行模式与经营状况，并对问卷进行一定修改。然后，结合各地经济发展水平通过分层抽样进行正式的实地问卷抽样调查、电话访谈和线上问卷调查。最后，对调研问卷进行整理和录入，并针对问卷中不清楚和不准确的地方通过电话进行补录。最终收获黑龙江全省13个地市26个县区371份有效问卷。

（二）变量选取与设定

1.资本禀赋

（1）农民合作社资本禀赋指标。参考已有研究（李旭等，2019；回慧娴等，2022；Huang 等，2016），结合农民合作社运营发展的实际特点，本文选取理事长文化程度、理事长担任年限、合作社中技术人员数量和是否有职业经理人、注册资金、农业机械及配套农机具固定资产原值总额、是否成立自己的加工企业、理事长的政治性身份经历、理事长有无经商经历、社员之间信任程度、是否加入联合社和合作社示范等级12 个指标分析农民合作社的资本禀赋。详细指标解释与分类及统计特征见表1。

表1 农民合作社资本禀赋观测指标的描述性统计

（2）农民合作社资本禀赋及其构成特征分析。为避免主观因素干扰，运用熵值法对农民合作社的资本禀赋进行测度。由表2可知，农民合作社资本禀赋总指数最小值为0.0352，最大值为0.8885，极差比较大，说明农民合作社之间的资本禀赋差异较大。

表2 农民合作社资本禀赋评价结果

2.农民合作社示范带动效应

（1）农民合作社示范带动效应指标。农民合作社作为一种经济组织形式，要想更好地起到带头作用，其发展要以实现广大社员福祉为根本宗旨，让更多前来参观学习的非社员及其他合作社引以为“榜样”。结合已有研究（马玉波，2012），农民合作社示范带动效应指标选取合作社拥有社员户数量、社员户数量增减情况、社员的覆盖范围、年盈余总额、平均每户社员年盈余、品牌化程度、是否帮助弱势群体、参与村庄治理情况、年平均组织文化娱乐活动情况和带动非社员人数10个指标。将表征农民合作社示范带动效应的各指标进行描述性统计分析，结果见表3。

表3 农民合作社示范带动效应观测指标的描述性统计

（2）农民合作社示范带动效应及其构成特征分析。为避免主观因素的干扰，运用熵值法对农民合作社的示范带动效应进行测度。由表4可知，农民合作社示范带动效应的总指数最小值为0.0053，最大值为0.6662，极差较大，说明农民合作社之间的示范带动效应差异较大。

表4 农民合作社示范带动效应评价结果

3.其他变量

中介变量。外部资金支持为中介变量，具体为问卷中的“合作社近三年是否获得过政府资金支持”与“合作社近三年是否获得过商业贷款支持”。

调节变量。政府培训支持为调节变量。具体为问卷中的“合作社理事长参与政府组织的合作社管理培训次数”和“社员参与政府组织的培训次数”。

控制变量。为尽可能减少不可观测因素的影响，借鉴已有研究（万俊毅等，2020），本文从理事长特征、合作社运营特征和外部环境特征3个方面共选取6个控制变量。具体而言，理事长特征中包括理事长性别、年龄，合作社特征方面包括合作社成立年限和合作社提供的服务种类两个控制变量。外部环境特征选取合作社所在村庄的特征，包括合作社距离最近乡镇的距离和合作社所在村庄是否还有其他合作社。

（三）模型构建

1.Tobit模型

由于农民合作社示范带动效应评价中计算所得的值大多介于0～1，具有非负截断特征，属于受限的被解释变量。因此，采用Tobit模型进行检验。具体估计模型如下：

其中，DEi为粮食种植类农民合作社的示范带动效应，DECHi为农民合作社的资本禀赋，Xi为控制变量，α、β、γ为待估计系数的列向量，μi为随机干扰项。

2.中介效应模型

为验证外部资金支持的中介效应，在基准回归模型的基础上引入中介效应模型，考察自变量DECHi对因变量的影响。如果自变量DECHi通过变量Zi影响因变量DEi，则称变量Zi为中介变量。根据理论分析，农民合作社资本禀赋可以通过政府资金支持和商业贷款支持对农民合作社示范带动效应产生影响。基于此，参考温忠麟等（2014）的研究，采用逐步回归法对中间作用路径进行中介效应检验。构建以下方程对变量之间的关系进行描述：

式中，DEi为被解释变量，表示农民合作社的示范带动效应；DECHi为核心解释变量，表示农民合作社的资本禀赋，Zi为中介变量，表示外部资金支持；Xi表示一系列影响农民合作社示范带动效应的控制变量；α1、α2、α3为常数项；a1、a2、b1、b2、b3、c1、c2为待估计参数的列向量；μ1、μ2、μ3为误差项。

3.调节效应模型

为验证政府培训的调节效应，在基准回归模型的基础上引入调节效应模型，考查自变量OECHi对因变量农民合作社示范带动效应的影响，具体模型如下：

式中，DEi为被解释变量，表示农民合作社的示范带动效应；DECHi为核心解释变量，表示农民合作社的资本禀赋，Ti为调节变量，表示政府培训支持；Xi表示一系列影响农民合作社示范带动效应的控制变量；α4、α5为常数项；d1、d2、d3、e1、e2、e3、e4为待估计参数的列向量；μ4、μ5为误差项。

四、实证检验与结果分析

（一）基准回归结果

本文运用统计软件Stata17.0，利用Tobit 计量模型，实证分析农民合作社资本禀赋、人力资本禀赋、物质资本禀赋和社会资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响。在进行回归分析之前，首先对模型中具体的自变量进行多重共线性检验，结果显示方差膨胀因子（VIF）低于合理值10。因此，不存在严重的多重共线性问题，可回归分析。

由表5 的模型1 回归结果可知，资本禀赋总指数对农民合作社示范带动效应的回归系数为0.3397，且在1%统计水平下显著，这表明合作社资本禀赋对农民合作社示范带动效应具有显著正向影响。因此，假设1得到验证。在模型2中，人力资本禀赋、物质资本禀赋和社会资本禀赋对农民合作社的示范带动效应的回归系数分别为0.3477、03779和0.3015，且三者均通过1%统计水平下的显著性检验。这表明合作社的人力资本禀赋、物质资本禀赋和社会资本禀赋均对合作社示范带动效应的提高具有正向影响，但其中物质资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响最大，其次为人力资本禀赋，最后为社会资本禀赋。因此，假设1-1、假设1-2和假设1-3得到验证。

表5 资本禀赋影响农民合作社示范带动效应的估计结果

从控制变量来看，农民合作社提供的服务种类与乡镇的距离显著正向影响农民合作社的示范带动效应。农民合作社提供的服务种类显著正向影响农民合作社的示范带动效应可能的原因有：一是，合作社提供的服务种类越多，越有利于合作社经营效率的提高，带动农民增收；二是，合作社提供服务种类越多，越有利于合作社成员与非社员之间的交流，促进合作社示范带动效应。同时，合作社与乡镇的距离显著正向影响合作社的示范带动效应，可能原因是相对于城市，农村受传统文化的影响更为深刻和久远，尤其在一些偏远地区，农村的正规学校教育缺位，导致地方农户的文化程度偏低，只能依靠口口相传和实践传统，通过“干中学”了解新的种植技术等内容。因此，距离乡镇距离越远的合作社对当地示范带动效应越强。

（二）稳健性分析

1.稳健性检验

为检验资本禀赋对农民合作社示范带动效应回归结果的可靠性，本文采用替换模型的方法进行稳健性检验。通过OLS模型检验了资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响效果。回归结果如表6所示，农民合作社资本禀赋、人力资本禀赋、物质资本禀赋、社会资本禀赋的显著性水平和影响方向与基准回归模型1和模型2的结果基本一致。综上，稳健性检验方法均验证了上述基准回归结果的可靠性。

表6 资本禀赋影响农民合作社示范带动效应的稳健性检验估计结果

2.内生性检验

尽管本文尽可能控制了相关变量，但由于部分不可控因素导致资本禀赋与农民合作社示范带动效应之间仍有可能存在内生性问题。参考已有研究，选取合适的工具变量来解决内生性问题（见表7）。工具变量的选取原则是工具变量必须与内生变量高度相关，而与残差项不相关。参考相关文献（陈云松，2012），依据工具变量选取规律—集聚数据，结合本文研究内容，选取合作社所在村非本合作社农户人均收入水平作为工具变量。本村非本合作社农民的收入水平可能会影响合作社的资本禀赋，而其与合作社的示范带动效应并无直接联系，符合工具变量的选取原则。其中Kleibergen-Paap rk WaldF值和Cragg-Donald WaldF值也均大于其检验临界值，表明不存在弱工具变量问题。另外，如模型5所示，使用工具变量结论与上文基准回归结论保持一致，因此，资本禀赋正向影响农民合作社示范带动效应的结论具有可靠性。

表7 资本禀赋影响农民合作社示范带动效应的内生性检验估计结果

（三）中介效应分析

由表8和表9可知，政府的资金支持和商业贷款支持在资本禀赋对农民合作社示范带动效应过程中具有部分正向中介效应，且均在1%统计水平下显著，验证了假设2和假设3。这表明资本禀赋较强的农民合作社容易得到当地政府的资金及商业贷款的支持，从而提高农民合作社的物质基础，进而提高其经营效率，提高社员收入，带动当地发展。此外，合作社通过获取外部资金支持开展乡村治理等方面的工作，提高合作社的示范带动效应。最终，更好地发挥农民合作社的示范带动效应，促进乡村振兴。

表8 政府资金支持在资本禀赋影响农民合作社示范带动效应中的中介效应估计结果

表9 商业贷款支持在资本禀赋影响农民合作社示范带动效应中的中介效应估计结果

（四）调节效应分析

由表10可知，理事长参加的培训次数与合作社的资本禀赋的交互项系数为正，且通过10%显著水平下的统计学检验，这表明政府对理事长的管理培训在资本禀赋影响合作社示范带动效应过程中具有正向调节作用，即政府培训支持促进了资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响。政府对合作社理事长的培训，使理事长学习到一些先进的管理理念，了解到合作社运营的实际意义，促进其注重合作社的发展，能够合理地调动合作社内部资源与外部资源从而促成合作社的示范带动效应。

表10 政府培训在资本禀赋影响农民合作社示范带动效应中的调节效应估计结果

合作社成员参加的培训次数与合作社资本禀赋的交互项系数也显著为正，在10%统计水平下显著，这表明政府对合作社成员的培训在资本禀赋影响合作社示范带动效应过程中具有正向调节作用，即政府对合作社成员的培训促进了资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响。政府对合作社成员的培训，使社员学习到更多的种植技术和合作社经营理念，提高了社员整体素质及当地农户整体精神面貌，促进农户之间的交流学习，使农民合作社真正起到示范带动作用，促进当地农户共同富裕，验证了假设4。

五、结论与政策建议

（一）结论

本文以黑龙江省371家粮食种植类农民合作社调研数据为例，运用Tobit模型定量分析了资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响，并通过中介效应模型和调节效应模型检验了外部资金支持和政府培训在其中的中介效应与调节效应，主要结论如下：

1.资本禀赋对农民合作社示范带动效应具有显著正向影响。资本禀赋总指数、人力资本禀赋、物质资本禀赋、社会资本禀赋对农民合作社的示范带动效应均具有显著正向作用，其中物质资本禀赋对农民合作社示范带动效应的影响最大，其次为人力资本禀赋，最后为社会资本禀赋。

2.政府资金支持和商业贷款支持在资本禀赋对农民合作社示范带动效应影响中具有部分正向中介效应。政府对合作社理事长和社员的培训在资本禀赋影响农民合作社示范带动效应中具有正向调节作用。

（二）政策建议

1.农民合作社的自身资本禀赋是保持合作社可持续发展，发挥示范带动效应的关键。首先，通过技术入股的形式吸纳更多农技人员和职业经理人加入合作社，提升合作社内部人力资本禀赋。其次，地方政府出台具体奖励政策，激励有条件的农民合作社延长农民合作社的产业链条，开展农产品的深加工，并指导农民合作社积极打造品牌，将更多的产业链利益留在农民合作社内部，进而提高农民合作社的物质资本，促进合作社的示范带动水平。此外，拓宽合作社社会关系网络，鼓励多主体参与。合作社组织及内部社员的社会关系网络是合作社获取外部资源的重要渠道和有效方式。合作社组织制定适用于自身发展的激励政策，引导内部社员通过自身社会关系积极参与合作社治理与运营，进而提升合作社的示范带动水平。

2.充分发挥政府及外部公共服务机构的资金支持和培训支持，提高农民合作社的示范带动效应。优化农民合作社外部支持政策，完善现有合作社支持政策，调整支持的环节和条件，在合作社运营过程中，将更多的乡村振兴支农项目交由农民合作社执行，提升合作社物质资本。建立农民合作社金融支持体系，地方政府除了向农民合作社拨付财政资金和提供信贷外，鼓励建立由合作社内部成员资金支持的多路径的金融支持体系；地方政府将各类优质企业纳入社企对接合作机制，面向农民合作社提供覆盖全产业链条的服务，拓展合作社社会资本。加强对农民合作社理事长和社员的培训，政府可以通过定期举办合作社运营知识竞赛、农业种植技术培训等方式提高农民合作社理事长和社员对合作社组织理念的认知程度和农业种植技术水平，提升合作社人力资本，进而带动当地“三农”发展。