拜 茹

一、問題的提出與文獻(xiàn)回顧

中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，也是一個(gè)農(nóng)村人口占比較大的國家。由于農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性（產(chǎn)業(yè)）和農(nóng)民的弱勢性（地位），貧困問題始終是制約農(nóng)民生存與發(fā)展的突出問題。黨的十八大報(bào)告提出，到2020年全面建成小康社會(huì)。在“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略的推動(dòng)下，農(nóng)村貧困人口加速減少，從2012年的9899萬人減少到2017年末的3046萬人，累計(jì)減少6853萬人，平均每年減少1370萬人，①國家統(tǒng)計(jì)局：《2017年全國農(nóng)村貧困人口明顯減少 貧困地區(qū)農(nóng)村居民收入加快增長》，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201802/t20180201_1579703.html.該戰(zhàn)略取得了非常顯著的成效。在決勝全面建成小康社會(huì)的關(guān)鍵時(shí)期，如何消除3000多萬農(nóng)民的絕對(duì)貧困以及防止農(nóng)民返貧，仍是擺在我們面前的艱巨任務(wù)。

貧困類型的多維性和致貧原因的復(fù)雜性與多變性，決定了反貧困措施和脫貧路徑的多樣性和動(dòng)態(tài)性。②樂章、劉二鵬：《家庭稟賦、社會(huì)福利與農(nóng)村老年貧困研究》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題》2016年第8期。中國反貧困經(jīng)歷了“被動(dòng)輸血型”與“積極造血型”模式的轉(zhuǎn)換，經(jīng)歷了“扶貧到社”（人民公社）“扶貧到縣”“扶貧到村”與“扶貧到戶”反貧困載體的變遷，也經(jīng)歷了“制度反貧困”“金融反貧困”“移民反貧困”以及“教育反貧困”等反貧困手段的轉(zhuǎn)變。③肖金成、孫寶臣：《對(duì)當(dāng)前反貧困政策的反思》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2005年第10期。不同時(shí)期、不同模式的反貧困效果明顯不同。其中，兩個(gè)時(shí)期效果最為明顯：一是1978年到1986年，二是2012年到2017年。這兩個(gè)時(shí)期年均脫貧人口超過1000萬，但原因并不相同。前一個(gè)時(shí)期，是以“大包干”為核心的富民政策充分調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的積極性，后一個(gè)時(shí)期，則源于政府強(qiáng)力推動(dòng)下的“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略。

貧困是一種“社會(huì)病”，有效治理農(nóng)民貧困問題，需要“確診”農(nóng)民貧困的“病因”與“病根”，并以此為基礎(chǔ)開出合理的“藥方”?；仡櫄v史不難發(fā)現(xiàn)，中國反貧困在取得舉世矚目成績的同時(shí)也存在不足，即過多關(guān)注農(nóng)民貧困的“病因”，而較少重視農(nóng)民貧困的“病根”。阿馬蒂亞·森（2002）的能力貧困理論啟示我們，農(nóng)民貧困的根本原因是農(nóng)民可行能力差①阿馬蒂亞·森：《以自由看待發(fā)展》，任賾、于真譯，北京：中國人民大學(xué)出版社，2002年，第85頁。。而可行能力差的根本原因是農(nóng)民的個(gè)體化和分散化，即農(nóng)民貧困的根源是農(nóng)民組織化程度低②王桐岳、李果、吳洪凱：《組織化水平與規(guī)模效益——農(nóng)民組織化與“三農(nóng)”問題的解決》，《社會(huì)科學(xué)論壇》2012年第11期。。因此，有效治理農(nóng)民貧困問題，根本出路是提高農(nóng)民的組織化水平，進(jìn)而增強(qiáng)農(nóng)民的可行能力。農(nóng)民組織化不應(yīng)局限于經(jīng)濟(jì)方面的組織化，還應(yīng)包含政治與社會(huì)方面的組織化③樂章、許漢石：《小農(nóng)組織化與農(nóng)戶組織參與程度研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2011年第1期。。

關(guān)于農(nóng)民組織化的相關(guān)研究，主要集中在三個(gè)方面：一是農(nóng)民組織化的作用。該理論認(rèn)為農(nóng)民組織化可以化解“小生產(chǎn)”與“大市場”之間的矛盾④Smith，J.A.＆ Todd,P.E.，“Does Matching Overcome La Londe's Critique of no Experimental Estimators”，Journal of Econometrics，vol.125，No.12，2005.，增強(qiáng)農(nóng)民在市場中的討價(jià)還價(jià)能力，降低交易成本⑤Sivramkrishna，S.＆ Jyotishi，A.，“Monopsonistic Exploitation in Contract Farming: Articulating a Strategy for Grower Cooperation”，Journal of International Development，vol.20，No.3，2008.，提高農(nóng)村問題決策的民主化⑥程同順、黃曉燕：《中國農(nóng)民組織化問題研究:共識(shí)與分歧》，《教學(xué)與研究》2003 年第3期。。二是農(nóng)民組織化的類型。俞可平從職能上把農(nóng)村組織劃分為權(quán)力組織、服務(wù)性組織和附屬性組織⑦俞可平：《中國公民社會(huì)：概念、分類與制度環(huán)境》，《中國社會(huì)科學(xué)》2006年第1期。。王景新把農(nóng)村組織劃分為正式組織、合作經(jīng)濟(jì)組織、維權(quán)組織和功能性組織⑧王景新：《我國鄉(xiāng)村新型合作經(jīng)濟(jì)組織的類型、特征和發(fā)展趨勢》，《農(nóng)村工作通訊》2005年第7期。。三是農(nóng)民組織化的實(shí)現(xiàn)路徑。Berdegué認(rèn)為，農(nóng)民組織化是國家支持下鄉(xiāng)村秩序建構(gòu)的產(chǎn)物⑨Berdegué,J.，“Learning to beat Cochrane' streadmill：Public Policy,Markets and Social earning in Chile's Small-Scale Agriculture”，in Leeuwis and Pyburn(eds.)，Wheel barrows Full of Frogs：Social Learning in Rural Resource Management，International Research and Reflection，University of Wageningen，Holland，2001，pp.333-348.。陳建甫認(rèn)為，加拿大“新鄉(xiāng)村地區(qū)治理”模式和韓國“新村運(yùn)動(dòng)”模式可資借鑒⑩陳建甫：《全球化下的新鄉(xiāng)村權(quán)力關(guān)系:鄉(xiāng)村治理的內(nèi)涵與行動(dòng)策略》，臺(tái)北：臺(tái)灣鄉(xiāng)村社會(huì)學(xué)會(huì)九十二年年會(huì)論文集，2003年。。Hellin認(rèn)為，南美洲的咖啡生產(chǎn)者、印度牛奶產(chǎn)業(yè)是較為成功的農(nóng)民組織化實(shí)踐模式?Hellin，J.＆ Higman，S.，“Feeding the market：South American Farmers，Trade and Globalization”，London,UK: ITDG Publishing and Latin American Bureau，2003，pp.1-10.。

進(jìn)入21世紀(jì)以來，農(nóng)民的組織化取得了快速的進(jìn)展，但農(nóng)民組織化對(duì)農(nóng)民貧困的影響及機(jī)制是什么？已有研究并未告訴我們答案。從分析方法和研究內(nèi)容看，已有研究較多采用規(guī)范分析方法，實(shí)證研究非常少。從研究重點(diǎn)看，已有研究較多關(guān)注農(nóng)民組織化的“過程”層面的問題，如樂章、許漢石分析了農(nóng)民組織參與的決定因素，而較少從實(shí)證角度分析農(nóng)民組織化“結(jié)果”層面的問題。本文擬利用來自全國的基層調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析農(nóng)民組織化對(duì)農(nóng)民貧困的影響效應(yīng)與機(jī)制，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，并為有效推進(jìn)“精準(zhǔn)扶貧”提供政策啟示。

二、概念測量、數(shù)據(jù)來源與描述性分析

（一）農(nóng)民組織化的測量

農(nóng)民組織化，應(yīng)該從廣度與深度兩個(gè)維度來衡量。農(nóng)民組織參與廣度是指農(nóng)村人口中有多少農(nóng)民及其生產(chǎn)生活的哪些方面實(shí)現(xiàn)了組織化，該指標(biāo)反映了農(nóng)民組織化的廣泛性和普遍性，實(shí)現(xiàn)組織化的農(nóng)民越多，所占比重越高，組織化的領(lǐng)域越廣，農(nóng)民組織化水平就越高。農(nóng)民組織化的深度是指農(nóng)民在多大程度上真正融入到組織中，參與有組織的政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等活動(dòng)的積極性及其對(duì)組織的依賴性，反映農(nóng)民組織化的深入性。由于農(nóng)民組織化涉及到農(nóng)民生活的方方面面，為全面反映農(nóng)民組織化水平，本文根據(jù)實(shí)地考察以及已有研究文獻(xiàn)，選取14個(gè)測量指標(biāo)，從廣度與深度兩個(gè)維度，反映農(nóng)民組織化水平，這14個(gè)指標(biāo)基本涵蓋了農(nóng)民可能參與的各類組織類型，具體包括公共事務(wù)管理監(jiān)督組織、黨團(tuán)活動(dòng)組織、婦聯(lián)、殘聯(lián)等機(jī)構(gòu)性組織，權(quán)益維護(hù)組織等政治性組織，專業(yè)合作社、行業(yè)協(xié)會(huì)、中介組織等經(jīng)濟(jì)性組織，以及宗族組織、幫會(huì)組織、教育組織等社會(huì)性組織。針對(duì)農(nóng)民組織參與廣度的測量，對(duì)應(yīng)每一種組織類型，筆者具體設(shè)計(jì)了3種選項(xiàng)：其一，沒有這種組織；其二，有組織沒有參加；其三，參加了。針對(duì)農(nóng)民組織參與深度的測量，對(duì)應(yīng)每一種組織類型，筆者具體設(shè)計(jì)了4種選項(xiàng)：其一，從不參加；其二，消極參加；其三，被動(dòng)員參加；其四，積極參加。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本描述

調(diào)查數(shù)據(jù)來自于2012年在全國10個(gè)省份所做的“農(nóng)村勞動(dòng)與社會(huì)保障問題”千戶農(nóng)民問卷調(diào)查，該調(diào)查采用經(jīng)驗(yàn)分層和系統(tǒng)隨機(jī)抽樣方法收集數(shù)據(jù)。首先，根據(jù)不同地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，分別在東中西部地區(qū)選取代表性省份，其中包括東部地區(qū)的江蘇省、浙江省、山東省，中部地區(qū)河南省、湖北省、湖南省、安徽省，西部地區(qū)三個(gè)省陜西省、四川省、貴州省。其次，根據(jù)各個(gè)省社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，選取有代表性的縣區(qū)，每個(gè)省選擇3個(gè)縣，每個(gè)縣選擇1個(gè)村。最后，按照系統(tǒng)隨機(jī)抽樣原則，選取被調(diào)查農(nóng)戶，進(jìn)行入戶結(jié)構(gòu)式問卷訪問，入戶調(diào)查對(duì)象選擇的依據(jù)是年齡距離調(diào)查當(dāng)日最近的成年農(nóng)民。本次調(diào)查共發(fā)放問卷1000份，收回有效問卷875份。調(diào)查樣本在民族結(jié)構(gòu)上，主要以漢族為主，占比92.9%；在性別方面，男性所占比例為58.2%，女性為41.8%；在文化程度上，主要集中于小學(xué)、初中，分別占28.4%和36.3%，沒上過學(xué)和接受過高中或中專教育的比例比較接近，分別占比15.7%和15.4%，大專以上文化程度占比較少，僅為4.2%；在年齡構(gòu)成上，18-29歲之間的占比為12.3%，30-44歲的占30.5%，45-59歲的占29.8%，60歲以上的占27.4%；在婚姻構(gòu)成方面，81.5%的被調(diào)查對(duì)象已婚，未婚比例為8.9%，其余9.6%為離異或喪偶；大多數(shù)（占72.4%）被調(diào)查對(duì)象健康狀況良好，20.4%的調(diào)查對(duì)象健康狀況一般，不太健康的占7.2%。

（三）農(nóng)民組織化的總體情況

表1中的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明：盡管農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)體制改革之后，涌現(xiàn)出多種多樣的社會(huì)組織，但總體來看，農(nóng)民無論是組織參與廣度，還是組織參與深度，都需要再提升。從農(nóng)民組織參與廣度看，60%左右的農(nóng)村地區(qū)沒有任何社會(huì)組織（或有組織不知道）；超過30%的農(nóng)民即便當(dāng)?shù)赜薪M織也沒有參加。參加不同類型組織的農(nóng)民所占比例平均不到10%，這印證了農(nóng)民的分散化和個(gè)體化特點(diǎn)。從農(nóng)民組織參與深度看，超過60%的農(nóng)民從不參加任何社會(huì)組織；超過20%的農(nóng)民是消極參加和被動(dòng)員參加；積極參加各類農(nóng)村社會(huì)組織的農(nóng)民還不到10%。農(nóng)村地區(qū)發(fā)展最好的組織是黨團(tuán)組織和婦聯(lián)、殘聯(lián)組織，這也許是“政治掛帥”時(shí)代留下的成果；農(nóng)民最樂意參與的組織活動(dòng)是修譜祭祖和廟會(huì)禱告等活動(dòng)。

農(nóng)民組織化的最終目標(biāo)是保護(hù)農(nóng)民利益、維護(hù)農(nóng)民權(quán)益、改善農(nóng)民福利，一言以蔽之，也就是消除農(nóng)民的多維貧困，尤其是收入貧困問題。因此，深入分析農(nóng)民組織化與農(nóng)民貧困的關(guān)系，揭示農(nóng)民組織化對(duì)農(nóng)民貧困的影響效應(yīng)與機(jī)制，不僅是推動(dòng)農(nóng)民組織化的內(nèi)在動(dòng)力，也是有效治理貧困問題的重要抓手。

表1 農(nóng)民組織化的總體情況（%）

三、指標(biāo)縮減、變量遴選與模型構(gòu)建

（一）測量指標(biāo)縮減

本文選擇14個(gè)指標(biāo)測量農(nóng)民組織化水平，指標(biāo)之間可能存在多重共線性，會(huì)影響模型估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，因而需要對(duì)14個(gè)測量指標(biāo)進(jìn)行縮減。因子分析是探索多個(gè)指標(biāo)之間內(nèi)在結(jié)構(gòu)的常用方法，它通過提取公因子替代原變量，使因子變量具有更強(qiáng)的可解釋性，避免變量重復(fù)引起失真。因子分析的基本步驟是，首先通過相關(guān)性檢驗(yàn)、KMO值和Bartlett球形檢驗(yàn)，判斷因子分析的適用性；然后提取公因子，計(jì)算因子得分及進(jìn)行多元回歸分析。因子分析結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)民組織化水平的因子分析結(jié)果

從因子分析結(jié)果看，KMO值分別為0.86和0.91（遠(yuǎn)大于0.6），Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果非常顯著：sig.=0.000，說明很適合做因子分析。從因子提取結(jié)果看，兩個(gè)維度14個(gè)指標(biāo)各提取3個(gè)公因子。結(jié)合公因子在不同指標(biāo)上的載荷，可以把兩個(gè)維度各自的公因子分別命名為經(jīng)濟(jì)組織、政治組織和社會(huì)組織。從累積方差貢獻(xiàn)度看，組織參與廣度3個(gè)公因子累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)65.9%，組織參與深度3個(gè)公因子累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)76.3%，均大于60%。根據(jù)原始變量各個(gè)因子得分系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化值，以3個(gè)公因子各自的方差貢獻(xiàn)率作為因子得分權(quán)數(shù)，可以構(gòu)建農(nóng)民組織化水平的綜合因子得分函數(shù)：

上述兩個(gè)公式中，式（1）表示農(nóng)民組織參與廣度的綜合因子得分，反映農(nóng)民組織參與廣度；式（2）表示農(nóng)民組織參與深度的綜合因子得分，反映農(nóng)民組織參與深度。

（二）變量遴選

本文的解釋變量，除了反映農(nóng)民組織化的上述解釋指標(biāo)之外，為了避免因遺漏主要變量而高估農(nóng)民組織化對(duì)農(nóng)民的反貧困效果，結(jié)合已有研究提出的控制變量的遴選原則①于長永：《慢性病對(duì)農(nóng)村老年貧困的影響研究》，《西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社科版）》2018年第3期。②劉生龍、李軍：《健康、勞動(dòng)參與及中國農(nóng)村老年貧困》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2012年第1期。，把性別、年齡、受教育年限、健康狀況、民族、所在區(qū)域、地理環(huán)境、村民互動(dòng)等8個(gè)變量作為控制變量納入回歸模型。值得說明的是，由于年齡與個(gè)人能力的關(guān)系，并非完全是線性關(guān)系，而已有分析大多把年齡當(dāng)成連續(xù)變量來處理，這是不夠科學(xué)的。因此，本文對(duì)年齡進(jìn)行了重新編碼，轉(zhuǎn)變?yōu)榉诸愖兞俊?/p>

本文的被解釋變量是貧困，而貧困是一個(gè)多維度的概念③顧昕：《貧困度量的國際探索與中國貧困線的確定》，《天津社會(huì)科學(xué)》2011年第1期。④石智雷、鄒蔚然：《庫區(qū)農(nóng)戶的多維貧困及致貧機(jī)理分析》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題》2013年第6期。。自20世紀(jì)初以來，生存（Subsistence）、基本需求（Basic Needs）、相對(duì)剝奪（Relative Deprivation）三種定義貧困的思路對(duì)世界各國反貧困行動(dòng)開展和社會(huì)政策制定產(chǎn)生了廣泛的影響⑤Townsend，P.，“The International Analysis of Poverty”，The British Journal of Sociology，vol.46，No.1，1995.。貧困度量方法也多種多樣，有經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)，常用的是收入指標(biāo)和消費(fèi)指標(biāo)⑥Alcock，P.，Understanding Poverty，New York：Palgrave Macmillan，2006，pp.82-85.；也有非經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)，如健康、營養(yǎng)、教育等⑦Jeni，K.，A Sour-book for Poverty Reduction Strategies，Washington.D.C.：The World Bank，2002，pp.30-32.。本文從收入角度來度量貧困，收入視角下的貧困度量是最常用的度量方法⑧顧昕：《貧困度量的國際探索與中國貧困線的確定》。。貧困度量函數(shù)如下：

式（3）中，Povi代表貧困發(fā)生率，Inci代表家庭總收入，Expi代表家庭經(jīng)營性支出、稅費(fèi)支出、固定資產(chǎn)投資與折舊以及贈(zèng)送支出等。PovLinet代表入戶調(diào)查當(dāng)年的貧困線，F(xiàn)amSizt表示調(diào)查時(shí)的家庭規(guī)模大小。變量選擇情況見表3。

表3 變量選擇及其統(tǒng)計(jì)描述

注：值得說明的是，分類變量計(jì)算均值是沒有實(shí)際意義的，這里只是用于反映該指標(biāo)的基本分布。

（三）模型構(gòu)建

在本文中，農(nóng)民貧困有“發(fā)生”與“不發(fā)生”兩種可能，是一個(gè)二分類變量，不滿足線性回歸的基本要求。因此，本文使用二元Logistic回歸模型進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。假設(shè)農(nóng)民貧困發(fā)生率為Povi。其一般模型設(shè)定如下：

式（4）中，Povi表示農(nóng)民貧困發(fā)生率，如果貧困發(fā)生賦值為1，否則賦值為0。Xi代表農(nóng)民個(gè)體特征向量，包括性別、年齡、教育年限、健康狀況、民族、所在地區(qū)、地理環(huán)境和村民互動(dòng)情況；iγ代表農(nóng)民組織參與廣度變量，包括經(jīng)濟(jì)組織參與廣度、政治組織參與廣度和社會(huì)組織參與廣度三個(gè)方面；iτ代表農(nóng)民組織參與深度變量，包括經(jīng)濟(jì)組織參與深度、政治組織參與深度和社會(huì)組織參與深度三個(gè)方面。0β為截距項(xiàng)，分別代表個(gè)體特征向量、組織參與廣度向量和組織參與深度向量中變量的待估計(jì)系數(shù)，反映自變量對(duì)因變量的影響程度，iε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、農(nóng)民組織化之反貧困效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)及其解釋

（一）模型估計(jì)結(jié)果

為了清晰地揭示農(nóng)民組織化的反貧困效應(yīng)及其機(jī)制，本文通過逐步回歸方法，分別呈現(xiàn)分析結(jié)果。表4中模型1主要分析8個(gè)控制變量對(duì)農(nóng)民貧困的影響；模型2是在控制個(gè)體變量的基礎(chǔ)上，加入農(nóng)民組織參與廣度和農(nóng)民組織參與深度變量；模型3和模型4是在控制個(gè)體變量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)組織化、政治組織化和社會(huì)組織化對(duì)農(nóng)民貧困的影響，以揭示農(nóng)民組織化反貧困效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制。模型估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 變量選擇及其統(tǒng)計(jì)描述

注：＊＊＊、＊＊和＊分別表示變量在1%、5%和10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。年齡參照項(xiàng)為18-29歲農(nóng)民，所在地區(qū)參照項(xiàng)為西部地區(qū)。4個(gè)模型均是通過4次迭代后收斂。

（二）模型估計(jì)結(jié)果分析及解釋

從模型擬合效果來看，4個(gè)模型均通過了顯著性檢驗(yàn)。其中，模型1解釋了農(nóng)民貧困原因的6.9%；模型2解釋了農(nóng)民貧困原因的8.2%，模型3和模型4分別解釋了農(nóng)民貧困原因的7.7%和7.5%。具體來看：

首先，農(nóng)民組織化對(duì)農(nóng)民貧困的影響。在納入模型的主要解釋變量中（見表4），農(nóng)民組織參與廣度對(duì)農(nóng)民貧困有顯著負(fù)向影響，即農(nóng)民組織參與越廣，農(nóng)民貧困概率越低，農(nóng)民總體組織參與廣度每提高一個(gè)單位，農(nóng)民貧困概率將降低59.7%。進(jìn)一步深入分析會(huì)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民組織參與廣度對(duì)貧困的影響來自于經(jīng)濟(jì)組織參與廣度。經(jīng)濟(jì)組織參與廣度越高，農(nóng)民貧困概率越低，經(jīng)濟(jì)組織參與廣度每提高一個(gè)水平，農(nóng)民貧困概率就降低18.8%。而政治組織參與廣度和社會(huì)組織參與廣度對(duì)農(nóng)民貧困的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)民的組織參與深度以及經(jīng)濟(jì)組織、政治組織和社會(huì)組織參與深度等4個(gè)解釋變量，對(duì)農(nóng)民貧困的影響，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。即農(nóng)民的組織參與深度對(duì)農(nóng)民貧困沒有表現(xiàn)出顯著影響。

對(duì)上述結(jié)果可能的解釋是：在農(nóng)民自愿參與原則下，農(nóng)民經(jīng)濟(jì)組織是直接代表農(nóng)民利益的組織載體，如專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)協(xié)會(huì)等，其目的就是為了維護(hù)農(nóng)民自身的利益。農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展，在一定程度上彌補(bǔ)了農(nóng)民的信息鴻溝、避免農(nóng)民小生產(chǎn)與大市場之間的矛盾，增強(qiáng)了農(nóng)民的市場談判力量，對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收起到積極作用。農(nóng)民參與社會(huì)組織，雖然豐富了農(nóng)民的日常生活，還可能有助于緩解農(nóng)民的貧困（系數(shù)為負(fù)），但現(xiàn)有社會(huì)組織主要停留在廟會(huì)、修譜祭祖等封建迷信活動(dòng)，而且發(fā)展很不規(guī)范。因此，參與社會(huì)組織對(duì)農(nóng)民貧困的緩解也未表現(xiàn)出應(yīng)有的積極意義。

其次，控制變量對(duì)農(nóng)民貧困的影響。8個(gè)控制變量中，有6個(gè)變量對(duì)農(nóng)民貧困有顯著影響。女性農(nóng)民的貧困概率是男性農(nóng)民貧困概率的1.42倍；比起18-29歲的青年農(nóng)民來，壯年農(nóng)民（30-44歲）和中年農(nóng)民（45-59歲）貧困的概率更高，分別是青年農(nóng)民貧困概率的1.7倍和2.1倍。可能的解釋是：壯年農(nóng)民和中年農(nóng)民家庭負(fù)擔(dān)更重，他們“上有老，下有小”，各種生活生產(chǎn)支出更多，因此這兩個(gè)群體貧困發(fā)生率更高。朱靜輝、朱巧燕在浙江省的調(diào)查①朱靜輝、朱巧燕：《溫和的理性——當(dāng)代浙江家庭代際關(guān)系研究》，《浙江社會(huì)科學(xué)》2013年第10期。印證了這一解釋的合理性。青年農(nóng)民與老年農(nóng)民和高齡農(nóng)民的貧困概率沒有顯著差異，原因可能是因?yàn)檫@兩個(gè)群體負(fù)擔(dān)較輕。

教育年限的增加在這里并沒有表現(xiàn)出積極的反貧困作用，相反，隨著教育年限的增加，農(nóng)民貧困發(fā)生率更高。教育年限每增加一年，農(nóng)民貧困發(fā)生率就增加6.2%?？赡艿慕忉屖牵罕疚氖菑氖杖肱c支出差異的角度衡量貧困，受教育年限越長的農(nóng)民，他們創(chuàng)業(yè)的可能性更大，經(jīng)營支出可能越多，而且他們的消費(fèi)水平也可能更高，從而增加了他們貧困的概率。相對(duì)于西部地區(qū)而言，東部地區(qū)和中部地區(qū)的貧困概率更低。西部地區(qū)農(nóng)民貧困的概率分別是東部和中部地區(qū)農(nóng)民貧困概率的1.72倍和1.84倍。村民互動(dòng)越差，農(nóng)民貧困概率越高，村民互動(dòng)每下降一個(gè)水平，農(nóng)民貧困概率將增加24.1%。不同民族和地理環(huán)境的農(nóng)民，貧困概率沒有表現(xiàn)出顯著差異。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于全國10個(gè)省份875份農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)，利用因子分析和二元Logistics回歸模型，實(shí)證分析了農(nóng)民組織化的反貧困效應(yīng)，得出的主要結(jié)論與政策啟示是：

第一，農(nóng)民組織化的總體水平不高。盡管改革開放以來，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)組織、政治組織和社會(huì)組織都有明顯發(fā)展，特別是修譜祭祀、廟會(huì)禱告等社會(huì)組織發(fā)展最快，但總體來看，農(nóng)民的組織化水平仍然較低。60%左右的農(nóng)村地區(qū)沒有任何農(nóng)民組織，超過30%的農(nóng)民即便當(dāng)?shù)赜薪M織也未參加，參加不同類型組織的農(nóng)民所占比例平均不到10%。從農(nóng)民的組織參與表現(xiàn)來看，超過60%的農(nóng)民從未參加過任何社會(huì)組織，超過20%的農(nóng)民是消極參加和被動(dòng)員參加的，積極參加各類組織的農(nóng)民所占比例不到10%。因此，農(nóng)民組織化的數(shù)量和質(zhì)量均有待進(jìn)一步提升。

第二，農(nóng)民組織化顯著影響農(nóng)民的貧困概率。農(nóng)民組織化對(duì)緩解農(nóng)民貧困有顯著的影響，農(nóng)民組織化水平越高，農(nóng)民貧困概率越低。農(nóng)民組織化的反貧困效應(yīng)不是來自農(nóng)民的組織參與深度，而是來自其組織參與廣度。這并不是說農(nóng)民組織參與深度起不到反貧困效果，而是當(dāng)前農(nóng)民組織參與深度較低，沒有起到有效降低農(nóng)民貧困的作用。農(nóng)民組織參與廣度對(duì)農(nóng)民反貧困的影響，主要來自于農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)組織參與廣度，而不是政治組織和社會(huì)組織參與廣度。因此，加強(qiáng)農(nóng)民組織化建設(shè)，著力點(diǎn)應(yīng)放在大力發(fā)展專業(yè)合作社、種（養(yǎng)）植業(yè)協(xié)會(huì)、訂單農(nóng)業(yè)等專業(yè)經(jīng)濟(jì)組織，同時(shí)也要提高農(nóng)民經(jīng)濟(jì)組織參與深度?？紤]到政治組織對(duì)于發(fā)展基層民主和堅(jiān)持黨的領(lǐng)導(dǎo)的重要性以及社會(huì)組織對(duì)于豐富農(nóng)民生活的積極意義，在大力發(fā)展專業(yè)經(jīng)濟(jì)組織的同時(shí)，也應(yīng)該加強(qiáng)政治組織和社會(huì)組織建設(shè)。

第三，農(nóng)民的貧困概率具有明顯的個(gè)體差異。農(nóng)民貧困概率的個(gè)體差異，主要體現(xiàn)在性別、年齡、教育年限、健康狀況、所在地區(qū)和村民互動(dòng)上。女性農(nóng)民的貧困概率是男性農(nóng)民貧困概率的1.42倍，30-44歲的壯年農(nóng)民和45-59歲中年農(nóng)民的貧困概率，分別是青年農(nóng)民貧困概率的1.7倍和2.1倍，健康狀況越差、西部地區(qū)和村民互動(dòng)差的農(nóng)民的貧困概率更大。這啟示我們：有效治理農(nóng)民貧困問題，應(yīng)把有限的資源重點(diǎn)用于女性、30-59歲之間健康狀況較差和西部地區(qū)的農(nóng)民（這與以往重點(diǎn)關(guān)注老年人的建議明顯不同）。這部分人群的壓力才是最大的，對(duì)他們提供支持，將帶來生產(chǎn)性而非分配性效果；政策引導(dǎo)村民之間增強(qiáng)互動(dòng)，將降低農(nóng)民的貧困概率。提高農(nóng)民的受教育年限，短期內(nèi)可能難以達(dá)到良好的收入與支出視角下的反貧困效果，但對(duì)于農(nóng)村地區(qū)的長遠(yuǎn)發(fā)展具有重要意義。