蔣 寧 陳宏偉

(1.安徽財經(jīng)大學 工商管理學院，安徽 蚌埠 233030; 2.中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

一、引言與相關(guān)文獻綜述

黨的十八大以來，國家大力推進精準扶貧戰(zhàn)略，嘗試通過發(fā)展特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)帶動貧困人口脫貧致富，采取產(chǎn)業(yè)扶貧貸款、技能培訓、產(chǎn)業(yè)保險、就業(yè)安置“四輪驅(qū)動”，強化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)精準扶貧。精準扶貧重在精準，關(guān)鍵在于可持續(xù)，要尤其注重脫貧效果的可持續(xù)性，提高脫貧地區(qū)、脫貧人口的自身發(fā)展能力，從而真正實現(xiàn)可持續(xù)脫貧和可持續(xù)發(fā)展。從產(chǎn)業(yè)組織來看，農(nóng)民合作社是具有實現(xiàn)扶貧精準與可持續(xù)雙重目標的理想載體，是可持續(xù)反貧困所需要的關(guān)鍵資源(徐旭初，2016)，也應(yīng)該成為精準扶貧的重要力量(李國祥，2016)。近年來，各地通過嘗試“合作社+貧困戶”“公司+基地+合作社+貧困戶”等運作模式，采取統(tǒng)一技術(shù)指導、統(tǒng)一供幼苗、統(tǒng)一配方肥料、統(tǒng)一報價收購、分戶規(guī)劃種植“四統(tǒng)一分”中的一種或多種措施進行精準幫扶，對合作社產(chǎn)業(yè)扶貧機制進行了積極有效的探索。實踐證明，依托合作社推動建立的產(chǎn)業(yè)扶貧等精準扶貧機制，解決了“誰來扶”和“怎么扶”的難題，為扶貧的可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造機會。因此，研究合作社的產(chǎn)業(yè)扶貧行為以及為貧困戶帶來的福利效應(yīng)，對于解決偏遠山區(qū)長期性貧困問題、提高農(nóng)戶福利具有重要的實踐意義。

目前，國內(nèi)外學者對合作社扶貧的研究主要集中在政府推動合作社減貧、資金互助、成員福利等方面。在政府推動合作社減貧方面，應(yīng)建立起政府主動、社會聯(lián)動的欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)民合作扶貧模式(劉宇翔，2015)，如甘肅省等省區(qū)探索出參與式“整村推進+農(nóng)民合作社”扶貧開發(fā)模式(韓國民 等，2009)，世界銀行與國家扶貧辦合作開展的“政府+市場+社區(qū)+合作社”四位一體扶貧模式(李如春 等，2017)，以及“金融機構(gòu)→專業(yè)合作社(產(chǎn)業(yè)服務(wù))→農(nóng)戶”的產(chǎn)業(yè)鏈式融資模式(申云 等，2016)等。通過合作社整合財政資源、市場資源和貧困戶自有資源，能夠使貧困農(nóng)戶更好地參與合作組織(趙曉峰 等，2016)，延伸扶貧技術(shù)推廣體系，培養(yǎng)貧困戶參與意識(韓國明 等，2010)。在資金互助研究上，部分學者認為互助資金扶貧模式可以解決貧困群體融資困境、提升貧困群體發(fā)展能力(劉西川 等，2014)，這種滾動使用農(nóng)戶閑散資金的方式，是對財政扶貧資金的有效補充，且與傳統(tǒng)扶貧方式相比，能更好地提高財政扶貧資金的貧困瞄準度(朱顯岳，2011)，在一定程度上保障了貧困農(nóng)戶的需求、提高了資金利用效率(陳清華 等，2017)。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建合作社資金互助合作、土地合作、產(chǎn)業(yè)合作“三位一體”，是對扶貧開發(fā)機制的實踐創(chuàng)新(王東賓，2016)。然而，互助資金這一創(chuàng)新扶貧模式在實際運行中也存在貧困瞄準不足的問題(汪三貴 等，2011；李金亞 等，2013)，如財政撥款不均衡、管理人員素質(zhì)較低、部分合作社資金周轉(zhuǎn)較慢等(高楊 等，2013)。

在合作社成員福利研究上，合作社通過社員的凝聚、制度的創(chuàng)建、產(chǎn)業(yè)的融合、與貧困的表達，將具有質(zhì)量優(yōu)勢的貧困戶生計產(chǎn)品進行市場化運作，進一步支持貧困農(nóng)戶生計需求的外界表達(陳莉 等，2017)。Wanyama et al.(2008)認為合作社扶貧為沒有工作但有一定技能的貧困戶提供工作崗位，使得貧困戶獲得市場準入機會并以可接受的價格獲得優(yōu)質(zhì)服務(wù)(徐旭初 等，2012)，從而降低貧困人口生計的不穩(wěn)定性與脆弱性，提升整體素質(zhì)(Getnet et al.，2012)。而在實際運作中，由于組織成本過高，一部分合作社出現(xiàn)了排斥貧困戶的傾向，并沒有完全遵照“惠顧者與所有者統(tǒng)一”的治理結(jié)構(gòu)(鄧衡山 等，2014)，“強者牽頭，弱者參與”的狀況在我國農(nóng)民合作社發(fā)展的過程中普遍存在(吳彬 等，2009)。實證分析方面，李世杰等(2016)在海南省8市縣701份問卷數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，探討農(nóng)民專業(yè)合作社對增強農(nóng)戶流通渠道影響力的作用，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民合作社的實際作用有限。王云等(2017)基于陜西省600戶蘋果種植戶的數(shù)據(jù)，運用偏最小二乘回歸法分析了蘋果生產(chǎn)經(jīng)營行為對非社員、普通社員和標準化社員增收能力的影響。劉俊文(2017)通過2014年我國扶貧開發(fā)建檔立卡數(shù)據(jù)庫山東省和貴州省3縣60村5891戶農(nóng)戶建立回歸模型進行分析，發(fā)現(xiàn)參加農(nóng)民合作社能夠顯著促進貧困農(nóng)戶和低收入農(nóng)戶增收，貧困農(nóng)戶受益更大。

綜上所述，現(xiàn)有文獻基于理論與實踐的角度圍繞合作社扶貧進行了相關(guān)研究，取得了較多成果，但仍存在不足之處：一是對于合作社作為一類行為主體在實際參與扶貧過程中究竟受到哪些因素影響，其背后原因是什么缺乏系統(tǒng)深入的研究；二是在合作社扶貧福利效應(yīng)研究上，盡管已有一些學者采用PSM等方法分析了合作社對農(nóng)戶增收效果的影響(蘇群 等，2014；伊藤順一 等，2012)，但以貧困戶這一特殊群體為研究對象，分析其入社的福利效應(yīng)則較少涉及。鑒于以上分析，本文基于江西省羅霄山區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)，運用Heckman兩階段模型分析合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為，并進一步采用傾向得分匹配法考察合作社扶貧的福利效應(yīng)，以期為政府相關(guān)政策的制定提供決策參考。

二、模型與方法

(一)合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為的影響因素：Heckman兩階段模型

農(nóng)民合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為實際可分解為兩個行為決策過程的有機結(jié)合。一是農(nóng)民合作社是否采取一種或多種特定的措施參與扶貧，即扶貧決策；二是農(nóng)民合作社參與扶貧的程度。事實上，合作社做出扶貧參與決策是參與行為的先決條件，基于合作社的自我選擇(如對未來預(yù)期的不同)。因此，根據(jù)Heckman兩階段模型(Heckman，1979)，合作社扶貧參與行為研究分為如下兩個階段：

參與決策模型。只有合作社先參與扶貧，才能決定扶貧參與行為的程度，Probit回歸估計方程可以表示為：

(1)

(2)

采用Probit概率模型計算出合作社扶貧參與決策方程(2)的概率，需要計算校正因子——逆米爾斯比率(Inverse Mills ratio)以修正樣本的選擇性偏誤：

(3)

其中，φ(·)為密度函數(shù)，Φ(·)為累積分布函數(shù)，均符合標準正態(tài)分布。

參與程度模型。將扶貧參與決策方程中獲得的概率值Yi和逆米爾斯比率λi作為工具變量共同加入到參與程度方程中，采用OLS模型進行估計：

Pi=β0+β1Wi+β2Yi+β3λi+ξi

(4)

其中，E(ξi)=0，Pi為第i個合作社中貧困戶社員占全部社員的比重，Wi為控制變量向量。

(二)合作社扶貧參與行為的福利效應(yīng)：傾向得分匹配法

擁有勞動能力與能夠獨立完成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的貧困戶，其選擇是否加入合作社不是隨機的，而是基于自身的選擇過程，受到一系列社會經(jīng)濟因素的影響。這些因素在影響貧困戶入社行為的同時影響貧困戶收入，難以區(qū)分是加入合作社能夠提高貧困戶收入，還是貧困戶收入增加更多有助于加入合作社。因此，不考慮這種自我選擇的回歸估計可能導致結(jié)果偏誤。

傾向得分匹配模型(Propensity Score Matching)可以解決此類樣本選擇偏差(Dehejia et al.，2002)。根據(jù)是否是合作社社員將貧困戶分為處理組和對照組，PSM的基本思想是從一系列可觀測特征中識別出與合作社成員貧困戶具有相似特征的非成員貧困戶，從而能夠?qū)⒇毨羰欠窦尤牒献魃鐝钠渌绊懾毨мr(nóng)戶收入的社會經(jīng)濟因素中獨立出來，考慮單一因素的影響效果。其本質(zhì)上是一種匹配實驗，社員和非社員貧困戶滿足隨機分布，允許加入合作社與收入之間存在因果關(guān)系。為了滿足隨機實驗的條件，PSM要求滿足條件獨立性假設(shè)(CIA)，即控制p(Zi)后，貧困戶家庭總收入變量獨立于自身入社行為選擇變量。

傾向得分匹配方法具體步驟如下：第一階段，通過一個Probit或Logit模型對是否是合作社社員進行回歸估計(1=社員，0=非社員)，得出每一個可觀測貧困戶樣本入社的概率或傾向得分和一組包括戶主特征、家庭特征、外部環(huán)境特征等的特征向量。傾向得分可以估計如下：

p(Zi)=Prob(Ci=1|Zi)

(5)

其中，Zi是影響貧困戶入社意愿和家庭收入的特征變量向量；Ci為指示函數(shù)，貧困戶成為合作社社員則取1，否則取0。

第二階段，根據(jù)獲得的傾向得分，對每一個處理組社員貧困戶與對照組非社員貧困戶進行匹配，基本方法是從傾向得分數(shù)值上選取得分最接近的非社員和社員貧困戶，從而估計出平均處理效應(yīng)(ATT)。一種合適的匹配估計方法不會丟失過多的樣本數(shù)據(jù)，而且它應(yīng)同時在處理組和對照組中獲得統(tǒng)計學意義上相等的貧困戶協(xié)變量均值(Caliendo et al.，2008)。本文選取目前運用最普遍的最近鄰匹配法(Nearest Neighbor Matching)、半徑匹配法(Radius Matching)、核匹配法(Kernel-based Matching)三種匹配方法進行估計。根據(jù)Becker et al.(2002)的研究，加入合作社對提高貧困戶收入的平均處理效應(yīng)(ATT)可以估計如下：

ATT=E{Y1i-Y0i|Ci=1}=E{E[Y1i-Y0i|Ci=1,p(zi)]}=E{E[Y1i|Ci=1,p(zi)]-E[Y0i|Ci=0,p(zi)]|Ci=1}

(6)

其中，Y1i、Y0i表示同一個貧困戶在入社和非入社兩種條件下的收入水平。由于PSM估計的不足之處在于假設(shè)處理狀態(tài)僅與可觀測協(xié)變量相關(guān)，與不可觀測因素無關(guān)，存在隱性偏差的問題，即存在著一些重要的遺漏變量，無法進行有效地控制和匹配，因而為了考察ATT的估計結(jié)果是否可信，有必要進行敏感性檢驗以反映不可控制因素的變化對估計的影響程度。

傾向得分估計的主要目的是平衡處理組和對照組可觀測協(xié)變量的分布，匹配后通常需要進行平衡性檢驗，以確定匹配的兩組樣本中協(xié)變量的差異被消除，從而可以認為匹配的對照組是反事實的(Caliendo et al.，2008)。Sianesi(2004)通過比較匹配前、匹配后的pseudo R2值和似然比檢驗的p值，認為當匹配后的pseudo R2值較小、似然比檢驗的p值不顯著時，表示兩組間的協(xié)變量分布無系統(tǒng)性差異。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源及描述性分析

本文的數(shù)據(jù)來源于安徽財經(jīng)大學中國合作社研究院“扶貧價值鏈特別研究”課題組于2017年2月對國際農(nóng)發(fā)基金項目區(qū)域——江西省羅霄山片區(qū)開展的大規(guī)模實地調(diào)研。江西省羅霄山片區(qū)貧困人口基數(shù)大、貧困面廣，大部分貧困人口分布在邊遠和深山等基礎(chǔ)設(shè)施條件落后的地區(qū)。片區(qū)以山地丘陵為主，大量農(nóng)村人口外出務(wù)工。農(nóng)民愿意將閑暇的山地和平地進行流轉(zhuǎn)，獲得收入，這使得合作社獲得大量的流轉(zhuǎn)土地成為可能。同時，大量勞動力的剩余，為勞動密集型的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了豐富的勞動力，可以提高沒有外出務(wù)工能力人口的收入。片區(qū)既是沿海腹地，又是內(nèi)陸前沿，區(qū)位優(yōu)勢明顯，北與長江三角洲對接，南與華南經(jīng)濟圈呼應(yīng)，為農(nóng)產(chǎn)品提供了廣闊的市場。近年來在當?shù)卣姆e極推動下，農(nóng)民合作社等產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營組織不斷崛起，輻射帶動能力不斷增強，經(jīng)過多年發(fā)展培育，已經(jīng)形成了以水稻、臍橙、蜜柚、茶葉、蔬菜等農(nóng)產(chǎn)品為主的特色扶貧農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系。

樣本合作社和貧困戶的選擇采取分層抽樣與隨機抽樣相結(jié)合的方式。根據(jù)貧困人口集中度、自然條件、地理位置和產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢等為標準確定調(diào)研區(qū)域，包括江西省三個地級市的十個項目縣，分別是：吉安市的吉安、遂川、井岡山、永新、萬安縣；贛州市的會昌、安遠、崇義、瑞金縣和萍鄉(xiāng)市的蓮花縣。其中，有八個縣(除崇義和瑞金外)屬國定貧困縣；八個縣(除吉安和崇義外)屬羅霄山脈區(qū)域，該區(qū)域是我國扶貧綱要(2011—2020年)國家14個重點扶貧地區(qū)之一；九個縣(除崇義外)被列入國家扶貧開發(fā)老革命根據(jù)地；崇義縣被列為省定貧困縣。首先從項目區(qū)十個項目縣中隨機抽取井岡山、吉安、永新、瑞金、會昌五個縣，隨后在五個項目縣中各隨機選取一定數(shù)量的合作社和貧困戶。調(diào)研的合作社全部為種植類合作社，貧困戶為有勞動能力、能夠從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的扶貧開發(fā)戶和扶貧低保戶。本次調(diào)查收集了完整的合作社和貧困戶信息，合作社信息包括領(lǐng)辦人特征、自身特征、外部環(huán)境特征等，貧困戶信息涉及貧困戶戶主基本特征、家庭特征、外部環(huán)境特征等。剔除少數(shù)不完整樣本后，共獲得216家農(nóng)民合作社和387戶貧困戶，其中社員貧困戶249戶，非社員貧困戶138戶。

在全部216家農(nóng)民合作社樣本中，有139家合作社幫扶貧困戶，占64.35%。其中，采取統(tǒng)一銷售、組織生產(chǎn)種植相關(guān)培訓、在合作社內(nèi)就業(yè)帶動貧困戶占比最高，分別為88.49%、86.33%、82.73%，這表明統(tǒng)一銷售、組織培訓、社內(nèi)就業(yè)是合作社扶貧的主要方式。其次是財政扶貧資金入股合作社、流轉(zhuǎn)貧困戶土地，占比分別為43.88%、38.85%。對租用合作社生產(chǎn)設(shè)施給予補貼、免費提供種苗、化肥等生產(chǎn)資料需要付出較高的成本，因此對于規(guī)模普遍較小的合作社來說，采用比例仍較低，分別為17.27%、9.35%(見表1)。

表1 合作社參與扶貧的具體方式(可多選)

表2給出了社員與非社員主要指標的比較結(jié)果。其中，社員和非社員貧困戶在戶主年齡、家庭種植規(guī)模、與貧困戶交流上未表現(xiàn)出明顯差別，戶主年齡大多集中在41～50歲和61歲以上，家庭種植規(guī)模普遍較小，集中在5畝以下，與貧困戶的交流也普遍較少。從戶主性別來看，社員貧困戶中女性的比重為46.99%，遠高于非社員的39.39%。戶主受教育程度上，社員貧困戶主要集中在初中水平，而非社員則以小學及以下水平為主。社員家庭純收入明顯高于非社員，社員家庭純收入普遍處于5000元左右的水平，非社員則主要集中在3000元上下。非社員貧困戶家庭非農(nóng)收入比例高于社員貧困戶，非社員農(nóng)戶偏向外部出務(wù)工以彌補家庭收入的不足，而加入合作社后在合作社從事種植是貧困戶主要的收入來源。從參加合作社培訓與觀摩來看，社員相較于非社員更加積極。

表2 樣本貧困戶的統(tǒng)計特征描述

(二)變量選取

在合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為中，通過借鑒已有關(guān)于合作社扶貧參與、帶動社員增收的研究，并結(jié)合實際調(diào)研情況，將合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為的影響因素歸納為領(lǐng)辦人特征、合作社自身特征、外部環(huán)境特征三類。領(lǐng)辦人特征：資源依賴理論認為，在眾多資源中識別和獲得資源的能力對于組織發(fā)展至關(guān)重要，領(lǐng)辦人作為合作社的核心，領(lǐng)辦人特征能夠反映出合作社獲得資源的能力。(1)領(lǐng)辦人年齡。領(lǐng)辦人年齡越大，對當?shù)厝罕娯毨浜蟮默F(xiàn)狀感受越深刻，越愿意帶動貧困戶來實現(xiàn)脫貧致富。(2)領(lǐng)辦人文化程度。領(lǐng)辦人文化程度越高，越重視合作社對社員、貧困農(nóng)戶的帶動作用和合作社的長遠發(fā)展，越有利于提高合作社的收入(崔寶玉 等，2016)，也即提高了貧困戶社員的收入。(3)領(lǐng)辦人風險態(tài)度。吸收貧困戶入社需要合作社付出資金成本，帶來一定的風險，風險態(tài)度積極、能夠承擔這部分風險的領(lǐng)辦人能更好地參與扶貧。(4)是否擁有政治資本。擁有政治資本的領(lǐng)辦人比較容易獲得當?shù)卣蜕鐣闹С?黃祖輝 等，2011)，當前扶貧是政府和社會關(guān)注的焦點，領(lǐng)辦人獲得支持能更好地組織扶貧。合作社自身特征。(5)存續(xù)時間。合作社存續(xù)時間越長，受到地緣因素的影響與當?shù)厝罕姷母星樵缴詈?，越愿意承擔起貧困戶脫貧增收的社會責任?6)帶動社員種植規(guī)模。帶動社員種植規(guī)模大的合作社，更易降低生產(chǎn)成本，提高銷售價格，從而提高利潤水平，帶來規(guī)模經(jīng)濟(陳江華 等，2015)。(7)盈利能力。盈利能力較強的合作社為保證利潤水平往往不愿付出較多成本帶動貧困戶，參與扶貧的可能性相對較低。(8)內(nèi)部治理是否完善。內(nèi)部治理完善的合作社，貧困戶與合作社管理層的協(xié)商談判能力更高，能夠保證對合作社盈余擁有基本的索取權(quán)和分配權(quán)，有助于提高其對扶貧的認知并參與到扶貧中。(9)是否是示范社。示范社最重要的目標就是發(fā)揮示范和帶動作用，在其他條件相同的情況下，示范社更有利于促進貧困戶社員增收(王真，2016)。(10)農(nóng)戶領(lǐng)辦。農(nóng)戶自辦型合作社符合弱者聯(lián)合的辦社宗旨，更傾向于為社員尤其是貧困戶成員的自身利益考慮。外部環(huán)境特征：產(chǎn)業(yè)化減貧理論強調(diào)通過借助企業(yè)、中介組織、合作社等發(fā)掘當?shù)貎?yōu)勢特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，大幅提高貧困戶收入和整體地域經(jīng)濟實力。(11)扶貧信息可獲性。能夠獲得扶貧信息的合作社，通過了解貧困戶信息能夠更好地帶動貧困戶。(12)產(chǎn)業(yè)扶貧信貸支持。獲得信貸支持對于合作社成長發(fā)育有明顯的促進作用(馬丁丑 等，2011)，從而提高其參與扶貧的可能性。(13)參與政府扶貧項目。合作社參與扶貧開發(fā)項目，通過發(fā)展產(chǎn)業(yè)帶動貧困戶，能夠獲得項目資金支持，支持自身進一步發(fā)展。(14)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離。鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府作為政策信息的發(fā)布地和集散地，距離所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府越遠，合作社扶貧信息獲取越為閉塞，越不利于合作社參與到扶貧中。

在貧困戶入社行為的福利效應(yīng)分析中，運用傾向得分匹配法分析的前提是盡可能將觀測到的影響因素都引入模型中，因此，本文基于農(nóng)戶行為理論、行為經(jīng)濟學以及國內(nèi)外相關(guān)研究成果(蔡榮 等，2012；馬彥麗 等，2012；鐘穎琦 等，2016)，選取扣除生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用后的家庭純收入作為衡量貧困戶福利效應(yīng)的指標，同時對影響貧困戶選擇加入合作社的因素進一步梳理，概括為：戶主性別、戶主年齡、戶主文化程度、風險類型等戶主個人特征，種植年限、種植規(guī)模、是否了解合作社、家庭非農(nóng)收入比例等家庭特征，貸款可獲性、與貧困戶交流、與村委會距離、參加合作社培訓與觀摩、是否有農(nóng)技人員指導等技術(shù)環(huán)境特征。具體變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量描述性統(tǒng)計

四、模型估計與結(jié)果分析

(一)合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為影響因素分析

運用Heckman兩階段模型對合作社扶貧參與行為進行估計，根據(jù)伍德里奇(2007)的研究，影響第二階段參與程度的變量應(yīng)是第一階段參與決策的子集。模型估計結(jié)果顯示，Wald chi2test值和λ值分別在1%和5%的水平上顯著，表明模型擬合效果較好，且存在樣本選擇性偏誤，因此采用Heckman兩階段模型分析是合適的，具體結(jié)果如表4所示。

表4 Heckman兩階段模型估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。下同。

領(lǐng)辦人特征中，領(lǐng)辦人文化程度在決策方程中顯著為正，表明領(lǐng)辦人文化程度越高，對國家扶貧政策文件等有更好的理解能力，越能認識到合作社作為益貧性的組織，應(yīng)當承擔起帶動貧困戶脫貧致富奔小康的社會責任，因此，傾向于帶領(lǐng)合作社主動參與扶貧。是否擁有政治資本在兩個方程中均顯著為正，表明村干部身份的領(lǐng)辦人能夠充分發(fā)揮黨員干部先鋒帶頭作用，往往具有更強的工作能力和水平，更清楚精準扶貧政策和當?shù)刎毨羟闆r，能夠進一步拓寬思路豐富扶貧方式，通過示范、幫扶與帶動，使合作社積極參與到扶貧中來。領(lǐng)辦人風險態(tài)度在兩個模型中均不顯著，但其系數(shù)為正，一定程度表明積極的領(lǐng)辦人風險態(tài)度有助于帶動合作社參與到扶貧中。實地調(diào)研了解到貧困戶勞動能力和文化水平整體上要弱于一般農(nóng)戶，在與貧困戶社員簽訂合同后，不僅需要付出諸如免費種苗化肥等生產(chǎn)資料成本，而且可能無法按要求保質(zhì)保量提供相應(yīng)農(nóng)產(chǎn)品，這對合作社來說意味著需要承擔更高的風險。領(lǐng)辦人風險態(tài)度越積極，越愿意承擔這部分風險并參與到扶貧中。領(lǐng)辦人年齡在兩個方程中均沒有通過顯著性檢驗。

合作社自身特征中，存續(xù)時間對參與決策有顯著正向影響，表明合作社存續(xù)時間越長，對當?shù)刎毨浜鬆顩r也越了解，越愿意通過吸收貧困戶入社的方式參與扶貧。帶動社員種植規(guī)模在決策方程中不顯著，在程度方程中顯著且系數(shù)為負，與預(yù)期一致，這源于帶動社員種植規(guī)模擴大會導致經(jīng)營管理成本顯著上升，在合作社市場管理能力有限的情況下，參與扶貧積極性降低，在調(diào)研中的實際情況也反映了這一點。盈利能力在兩個方程中均顯著且系數(shù)為正，與預(yù)期不符，可能的原因是：在當?shù)?，盈利能力高的合作社具有較高知名度和影響力，在社員經(jīng)濟利益得到滿足的情況下，開始關(guān)心所在地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，在政府積極引導下愿意采取帶動貧困戶的方式來回饋社會，因此，參與扶貧主動性和程度均顯著提高。例如，江西省吉安縣井岡蜜柚合作社全年共實現(xiàn)凈利潤約300萬元，是當?shù)赜芰^高的產(chǎn)業(yè)化龍頭，在市委、縣委和有關(guān)部門相應(yīng)的技術(shù)、信息、勞務(wù)補貼等支持下，以土地租賃、土地入股等扶貧模式，大力發(fā)展扶貧蜜柚產(chǎn)業(yè)，并通過井岡蜜柚實踐學堂對貧困戶社員進行培訓，后又組織戴家村全村78戶貧困戶加入合作社蜜柚基地。目前合作社已實現(xiàn)貧困戶戶均3畝、人均1畝、共1100畝的井岡蜜柚種植規(guī)模，輻射附近八個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，這對于鼓勵合作社帶動貧困戶、提升扶貧合作社的發(fā)展水平具有重要意義。是否是示范社、內(nèi)部治理是否完善、領(lǐng)辦類型在兩個方程中均不顯著。

外部環(huán)境特征中，扶貧信息可獲性在兩個方程中均顯著，合作社通過扶貧信息平臺可以獲取最新的扶貧政策信息和附近貧困戶的具體信息，有助于合作社對貧困戶的精準識別，把握貧困戶致貧原因、幫扶需求，吸收符合條件的貧困戶入社參與到扶貧中來，同時提高合作社扶貧效率。產(chǎn)業(yè)扶貧信貸支持對合作社扶貧參與決策影響顯著，在我國合作社普遍規(guī)模較小、資金嚴重不足的現(xiàn)實狀況下，政府及農(nóng)村金融機構(gòu)通過提供貸款支持合作社產(chǎn)業(yè)扶貧事業(yè)，有利于合作社做出扶貧決策，而合作社參與程度不顯著，可能是由于扶貧信貸支持的激勵機制不健全所致。實地調(diào)研顯示當前產(chǎn)業(yè)扶貧信貸發(fā)放較多考慮合作社前期是否參與扶貧，而較少關(guān)注合作社扶貧程度和可持續(xù)性。參加政府扶貧開發(fā)項目對扶貧參與決策和程度均有顯著影響，政府扶貧開發(fā)項目通過資金支持與合作社扶貧有關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。與扶貧信貸不同的是，扶貧項目作為政府開發(fā)式扶貧的載體，具有完善的評估機制，有助于推動合作社實質(zhì)性地參與到扶貧中。例如，江西省永新縣禾沐田園蔬菜種植合作社積極參與國際農(nóng)發(fā)基金項目，項目資金按照1比8的比例進行配套，合作社每帶動一戶紅卡戶、藍卡戶最高可貸款分別為8萬元、4萬元，貸款利率執(zhí)行基準利率，通過郵政、農(nóng)商行、農(nóng)業(yè)銀行等金融機構(gòu)發(fā)放，同時按4%的利率對貧困戶進行補貼。目前，該合作社已累計獲得100多萬元扶貧產(chǎn)業(yè)信貸。另外，項目支持合作社建設(shè)智能玻璃溫室示范園，為合作社委派技術(shù)員，提供果蔬大棚示范種植技術(shù)和蔬菜育苗、扶貧獎補等，有助于提升合作社扶貧的廣度和深度。合作社通過參與政府扶貧項目，獲得了大量貸款，基礎(chǔ)設(shè)施得到了完善，目前已帶動農(nóng)戶近2100戶，其中貧困戶近270余戶，使煙閣鄉(xiāng)以及永新縣的精準扶貧取得了良好的成效。與所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離對扶貧決策影響不顯著，可能與合作社扶貧信息獲取較少受到距離限制有關(guān)。

(二)基于傾向得分匹配法的貧困戶福利效應(yīng)分析

1.貧困戶福利效應(yīng)的傾向得分計算

運用Logit模型，通過逐步引入貧困戶戶主個人特征、家庭特征與外部環(huán)境特征變量，計算模型的Pseudo R2值，選擇滿足平衡性要求且Pseudo R2值最大的一組特征向量分別代入計算處理組、對照組的傾向得分概率值。從表5可以看出，Pseudo R2值為0.243，模型整體擬合效果較好。

從回歸結(jié)果可以看出，戶主個人特征中，戶主性別顯著且系數(shù)為負，表明戶主為女性的貧困戶入社意愿更強，這與實地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)許多貧困戶家庭中由婦女承擔家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，是家庭中主要勞動力的狀況相一致。戶主文化程度通過5%的顯著性檢驗，表明文化程度較高的貧困戶更愿意通過加入合作社來擺脫貧困。家庭特征中，種植年限在10%的水平上顯著，說明貧困戶的種植年限越長，越能夠充分認識到大規(guī)模生產(chǎn)對于農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增收的重要性，從而越愿意參加合作社。家庭非農(nóng)收入比例對入社有負向影響，且在5%的水平上顯著，說明收入更多來源于非農(nóng)行業(yè)的貧困戶家庭入社的可能性相對較低。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，當?shù)貜氖峦獬鰟?wù)工的貧困戶家庭，往往由于長期性大額開支如大病、子女上學等致貧，這些家庭更多選擇外出務(wù)工而不是務(wù)農(nóng)，加入合作社的意愿一般不高。是否了解合作社在1%的水平上顯著，表明通過了解合作社的運作方式以及加入合作社能為自身帶來哪些收益，有利于貧困戶做出加入合作社的決策。外部環(huán)境中，貸款可獲性顯著且系數(shù)為負，從調(diào)研的情況來看，當?shù)刎毨敉鄙儋Y金支持開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，加入合作社使其能夠獲得合作社貸款擔保，從而獲得銀行的信貸資金扶持。參加合作社培訓與觀摩顯著為正，表明經(jīng)常參加合作社培訓有助于貧困戶響應(yīng)合作社扶貧活動。與依托貧困戶人際傳播相比，對貧困戶進行集中培訓的扶貧效果更為直接。農(nóng)技人員指導顯著為負，貧困戶獲得農(nóng)技站的農(nóng)技推廣指導，帶來農(nóng)作物產(chǎn)量的增加和成本的下降，使得短時間內(nèi)貧困戶主動尋求加入合作社的意愿不強。

表5 傾向得分的Logit估計結(jié)果

2.PSM方法處理結(jié)果

根據(jù)匹配算法不同，選取最近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法三種方法對處理組和對照組的傾向得分進行匹配，同時為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在匹配過程中采用Bootstrap方法推斷顯著性水平和標準誤差。表6給出了匹配前加入合作社平均增收效果的單純比較，以及三種匹配方法處理后的結(jié)果，t值均通過顯著性檢驗，表明匹配效果良好。

表6 貧困戶福利效應(yīng)的PSM法處理結(jié)果

從表6可以看出，在傾向匹配前的單純比較下，社員貧困戶平均家庭純收入為5112.4元，而非社員貧困戶平均僅為3899.7元，社員比非社員貧困戶平均高出1212.7元，且在5%水平上顯著。在采用最近鄰匹配法、半徑匹配法(r=0.001)和核匹配法控制樣本選擇偏差后，計算得到增收效果分別為1003.1元、888.6元、828.1元，相比匹配前減少了17.28%、26.73%、31.71%。造成不同匹配算法結(jié)果差異的主要原因是：在不同匹配算法下，社員貧困戶選擇了不同的非社員貧困戶進行匹配，產(chǎn)生了不同的共同支撐區(qū)域，致使匹配樣本不同程度的損失。表6中給出了針對ATT的敏感性檢驗結(jié)果，可以看出，伽馬系數(shù)(Γ)取值接近于2時才體現(xiàn)出其敏感性，即ATT對隱性偏差不敏感，說明估計中數(shù)據(jù)的隱性偏差可以忽略，基于傾向評估值匹配方法的估計結(jié)果是可信的。

總體而言，基于傾向得分匹配計算結(jié)果，加入合作社能顯著提高貧困戶家庭純收入，平均增收906.6元。雖然三種匹配方法的增收效果存在差異，但能將是否加入合作社從其它影響貧困戶收入的因素中獨立出來，從而控制本選擇偏差并檢驗隱性偏差，可信度高。而單純比較社員和非社員貧困戶家庭純收入差異，則高估了加入合作社的增收效果，平均高估306.1元。

3.進一步討論

為保證匹配結(jié)果的可靠性，需要進一步進行平衡性檢驗。從表7可以看出，三種匹配方法下的平均絕對偏差均低于20%，似然比檢驗均不顯著，表明協(xié)變量(貧困農(nóng)戶特征變量)不存在顯著的系統(tǒng)性差異。

表7 協(xié)變量平衡性檢驗

通過對比匹配前后平均絕對偏差和似然比顯著性驗證估計的平衡性，可以發(fā)現(xiàn)，匹配后的偏差大幅下降，最近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法偏差分別減少38.52%、23.70%、20.74%。三種匹配方法匹配后的似然比檢驗P值均大于0.1，拒絕特征變量存在顯著差異的原假設(shè)，表明匹配后消除了兩組農(nóng)戶特征變量之間存在的顯著差異，這與Sianesi(2004)的結(jié)論保持一致，即處理組與對照組貧困戶家庭純收入的差別基本上是由是否加入合作社導致的。以上各統(tǒng)計指標表明，三種匹配方法均通過了平衡性檢驗，消除了樣本自選擇帶來的潛在偏差，基本達到隨機試驗的效果。

五、結(jié)論與啟示

本文基于江西省貧困地區(qū)農(nóng)民合作社和貧困戶的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，運用Heckman 兩階段模型分析合作社扶貧參與行為，進一步選用傾向得分匹配法考察加入合作社對貧困農(nóng)戶的福利效應(yīng)，得出以下結(jié)論：第一，在合作社產(chǎn)業(yè)扶貧參與行為中，擁有政治資本、盈利能力越高、能夠獲取扶貧信息、有政府扶貧開發(fā)項目有助于合作社做出扶貧參與決定和提高參與程度，領(lǐng)辦人文化程度越高、合作社存續(xù)時間越長、能夠獲得產(chǎn)業(yè)扶貧貸款對參與決策有積極作用，帶動社員種植規(guī)模對參與程度呈負向影響。第二，計算加入合作社的減貧效果時，簡單的收入比較高估了加入合作社的增收水平，而采取傾向得分匹配法控制樣本選擇偏差后，提高了福利效應(yīng)的可信度，得出貧困戶入社增收效應(yīng)平均為906.6元。

根據(jù)以上研究結(jié)論，得出以下啟示：一是在合作社產(chǎn)業(yè)發(fā)展扶持上，要根據(jù)每個合作社及所在貧困村的產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況，認真總結(jié)前期經(jīng)驗，實行“一社一品”，通過合作社的力量把各種特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展起來。合作社通過提供經(jīng)營品種、技術(shù)服務(wù)、市場信息等，把分散農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營帶入產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的軌道，能夠避免生產(chǎn)經(jīng)營的盲目性和隨意性，推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，促進優(yōu)勢主導產(chǎn)業(yè)和地方特色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大。二是從政策、資金、人員等方面提升合作社扶貧廣度和深度。通過定期組織合作社帶頭人培訓、發(fā)揮黨支部書記的帶動示范效應(yīng)、建設(shè)扶貧信息平臺等擴大合作社扶貧參與的廣度；通過向合作社提供產(chǎn)業(yè)貸款，鼓勵合作社積極參與扶貧開發(fā)項目強化其參與的深度。具體來說，對產(chǎn)業(yè)扶貧合作社給予稅收優(yōu)惠，對擴大經(jīng)營范圍、購買加工設(shè)備實行稅收減免，鼓勵合作社積極參與產(chǎn)業(yè)扶貧，延長扶貧產(chǎn)業(yè)鏈；以政府擔保、貼息等方式鼓勵農(nóng)商行等金融機構(gòu)擴大對合作社授信額度，簡化貸款審核流程，同時針對合作社這類特殊的主體開發(fā)金融產(chǎn)品，如“合作社+農(nóng)戶”貸款等，支持合作社發(fā)展；在扶貧項目對象選取上，把合作社作為當前專項扶貧項目的主要實施主體，整合扶貧開發(fā)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展等各類建設(shè)項目，優(yōu)先向符合條件的專業(yè)合作社傾斜，優(yōu)先考慮對貧困戶社員比重大、帶動能力較強、生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)范的合作社給予重點扶持，同時盡快出臺合作社扶貧專項資金管理辦法和實施細則，強化扶貧資金管理。三是積極動員村干部、能人大戶領(lǐng)辦合作社。村干部、能人大戶除需具有一般的領(lǐng)導才能外，還需具有更高的合作意識，要引導其明確自身的定位和職責，以發(fā)展合作社、帶動貧困戶作為工作的重中之重，主動承擔社會責任，主動提高帶動貧困農(nóng)戶以及合理配置、利用社會資源的能力。引導貧困戶“抱團”發(fā)展，先讓一部分貧困群眾受益，再吸引其他貧困戶參與，形成“先進帶后進”的引領(lǐng)示范作用。