羅明忠，劉子玉，郭如良

（1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642；2.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045）

中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入以相對(duì)貧困治理為核心的“后減貧時(shí)代”，重點(diǎn)是實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接。在此過(guò)程中，貧困內(nèi)涵由關(guān)注生存需求拓寬到關(guān)注多維需求，這意味著減貧治理將更具復(fù)雜性和挑戰(zhàn)性。提升貧困人口的可行能力被認(rèn)為是緩解相對(duì)貧困和保障減貧治理成效可持續(xù)性的關(guān)鍵，其中增加農(nóng)戶的社會(huì)資本積累有利于提升可行能力[1]。特別在貧困地區(qū)，農(nóng)民專業(yè)合作社等合作組織是產(chǎn)業(yè)扶貧的重要載體，有利于豐富農(nóng)戶的社會(huì)資本[2]。因此，研究農(nóng)戶參與合作組織的減貧效應(yīng)及其作用機(jī)制，對(duì)健全減貧治理長(zhǎng)效機(jī)制，實(shí)現(xiàn)2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)和共同富裕宏偉目標(biāo)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)術(shù)界對(duì)合作參與的減貧效應(yīng)研究主要集中在三個(gè)方面。一是農(nóng)民專業(yè)合作社減貧的演變軌跡。從20世紀(jì)50年代初至今，農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)量持續(xù)擴(kuò)展（以下簡(jiǎn)稱“合作社”）。特別在2006年《中華人民共和國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作法》頒布后，國(guó)內(nèi)合作社數(shù)量呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2020年全國(guó)依法登記注冊(cè)的合作社達(dá)222.54萬(wàn)家，輻射帶動(dòng)全國(guó)近一半的農(nóng)戶，成為農(nóng)村居民合作參與的主要途徑。合作社被視為貧困群體通過(guò)自助、互助等方式實(shí)現(xiàn)益貧、脫貧的理想載體[3]，以及提高農(nóng)業(yè)部門(mén)績(jī)效、實(shí)現(xiàn)農(nóng)村減貧的重要工具[4]，其在減困治理中既是目的也是手段[5]，有助于貧困人口獲取脫貧機(jī)會(huì)、共享合作組織發(fā)展成果、提高相對(duì)貧困緩解所需的基本可行能力，對(duì)相對(duì)貧困緩解具有重要作用。二是農(nóng)民合作組織對(duì)減貧治理的有效性。合作社是減貧的關(guān)鍵，是幫助小農(nóng)擺脫貧困的主要方式[6]。合作社作為中國(guó)發(fā)展速度最快、數(shù)量最多、覆蓋農(nóng)戶最廣和接受度最高的合作組織形式[7]， 通過(guò)提升農(nóng)戶信息獲取能力、技術(shù)應(yīng)用能力和需求表達(dá)能力等渠道發(fā)揮緩貧作用[8]，對(duì)農(nóng)戶收入、健 康、教育和信息等維度均具有減貧效應(yīng)[9]，因此，合作參與對(duì)改善農(nóng)戶貧困狀況具有顯著影響[10]。三是農(nóng)民合作組織參與減貧治理的困境。農(nóng)戶的參與意愿、能力和行為的多維脫嵌，可能導(dǎo)致合作社減困治理功能失靈[11]，合作組織與貧困社員聯(lián)系不夠緊密，合作社與貧困戶的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制仍待完善[12]。但是，既往就合作參與對(duì)農(nóng)戶減貧效應(yīng)的研究，主要以單一收入維度對(duì)農(nóng)戶貧困進(jìn)行測(cè)度，難以客觀反映農(nóng)戶多維度的“真實(shí)貧困”狀況；主要聚焦于消除絕對(duì)貧困，較少涉及緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困及其作用機(jī)制。當(dāng)然，合作參與對(duì)農(nóng)戶的人力資本、社會(huì)資本和金融資本的積累都可能造成影響，基于研究目的，本文聚焦合作參與對(duì)農(nóng)戶社會(huì)資本積累的積極效應(yīng)，嘗試檢驗(yàn)社會(huì)資本積累在合作參與影響農(nóng)戶相對(duì)貧困路徑關(guān)系中可能扮演的中介作用。

基于此，本文借鑒可行能力理論，利用1002份河南省農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建農(nóng)戶多維相對(duì)貧困指標(biāo)體系，通過(guò)二元Probit模型和中介效應(yīng)模型，分析農(nóng)民專業(yè)合作社的參與率和農(nóng)戶相對(duì)貧困水平，探討農(nóng)民專業(yè)合作社參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的緩解效應(yīng)及其作用機(jī)制。遵循“合作參與—社會(huì)資本積累—農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解”的邏輯思路，進(jìn)一步為“后減貧時(shí)代”推進(jìn)鄉(xiāng)村振興與減貧治理有效銜接提供決策參考。

1 理論分析

隨著減貧治理歷程的演進(jìn)，人們愈益意識(shí)到貧困不僅僅是收入低下，更是基本可行能力的剝奪。而且，收入貧困與多維貧困之間無(wú)法劃等號(hào)，收入貧困難以代表非收入維度的剝奪，收入貧困的消除與多維貧困緩解并不同步[13]。因此，相對(duì)貧困的治理目標(biāo)不僅要兼顧增加農(nóng)民收入與縮小收入差距，更要關(guān)注無(wú)法用收入衡量的各種功能性活動(dòng)組合，即可行能力的剝奪?？尚心芰Ρ欢x為一個(gè)人能夠?qū)崿F(xiàn)的各種可選功能活動(dòng)的機(jī)會(huì)。從本質(zhì)上講，它包括政治自由、經(jīng)濟(jì)條件、社會(huì)機(jī)會(huì)、透明性保證和防護(hù)性保障5種基本的工具性自由[14]。

農(nóng)民合作組織是支持農(nóng)村民生發(fā)展和扶貧的重要組織[15]，因?yàn)楹献鹘M織的本質(zhì)是弱勢(shì)群體的聯(lián)合，利益聯(lián)結(jié)是其重要的合作紐帶[16]。合作組織不僅具有制度安排上的“天然益貧性”，而且是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下實(shí)現(xiàn)農(nóng)村人口相對(duì)貧困緩解的理想載體和高效經(jīng)濟(jì)組織[17]。相對(duì)貧困緩解的關(guān)鍵在于讓貧困群體獲得自身持續(xù)發(fā)展的可行能力，而參與式合作可以激發(fā)和強(qiáng)化在貧困地區(qū)組織參與者的發(fā)展能力[18]。由此，合作參與成為農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的重要途徑之一。

1.1 合作參與對(duì)農(nóng)戶減貧治理的效應(yīng)

合作參與通過(guò)資源稟賦重新整合配置的方式，提高貧困農(nóng)戶進(jìn)入市場(chǎng)的組織化程度，使其突破人力資本和社會(huì)資本的束縛。這不僅能有效開(kāi)發(fā)貧困地區(qū)的資源，提高農(nóng)戶的可行能力，緩解相對(duì)貧困，而且對(duì)鞏固脫貧成果產(chǎn)生積極作用[19]。“后減貧時(shí)代”的農(nóng)村減貧治理面臨著貧困脆弱性問(wèn)題，從可持續(xù)性角度來(lái)看，強(qiáng)化貧困農(nóng)戶自身獲利機(jī)會(huì)的能力，才是提高減貧治理整體水平的關(guān)鍵[20]。合作參與除了為貧困農(nóng)戶帶來(lái)直接的經(jīng)濟(jì)收益，還使得貧困社員有機(jī)會(huì)參與農(nóng)民專業(yè)合作社的具體業(yè)務(wù)。這一定程度上，能夠幫助貧困社員提升個(gè)人能力，修復(fù)農(nóng)民在社會(huì)適應(yīng)性和競(jìng)爭(zhēng)力方面的可行能力缺陷，為緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困奠定基礎(chǔ)。

首先，貧困農(nóng)戶通過(guò)與合作社的業(yè)務(wù)往來(lái)，能夠拓寬信息獲取的渠道，及時(shí)掌握農(nóng)業(yè)政策和農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)等相關(guān)信息，有效減少市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)損失。這意味著合作參與能夠有效改善農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)條件。其次，通過(guò)參與合作社提供的各類培訓(xùn)，貧困社員能夠采用更先進(jìn)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，再將釋放的剩余勞動(dòng)時(shí)間投入到非農(nóng)就業(yè)或閑暇之中。因此，合作參與能夠增加貧困社員的社會(huì)機(jī)會(huì)，改善貧困社員的相對(duì)貧困水平。最后，企業(yè)導(dǎo)向型模式是農(nóng)民專業(yè)合作社的主要類型之一，企業(yè)導(dǎo)向型合作社通過(guò)與貧困社員簽訂具有法律效力的勞動(dòng)合同，明確保障貧困農(nóng)戶的合法權(quán)益，增強(qiáng)貧困農(nóng)戶的透明性保證。另外，貧困社員在農(nóng)民專業(yè)合作社中出資入股能夠讓其擁有更多的話語(yǔ)權(quán)，促進(jìn)自身社會(huì)保障需求的表達(dá)，增強(qiáng)其防護(hù)性保障。可見(jiàn)，合作參與能夠緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困，當(dāng)農(nóng)戶參與合作社時(shí)，可行能力得到提升，有利于降低其相對(duì)貧困發(fā)生的可能性。

1.2 社會(huì)資本積累在合作參與對(duì)農(nóng)戶減貧治理影響中的效應(yīng)

合作參與通過(guò)增加農(nóng)戶社會(huì)資本積累緩解其相對(duì)貧困。社會(huì)資本被視為脫離持續(xù)性貧困的重要影響因素，在反貧困領(lǐng)域的重要作用已被理論和實(shí)踐所證實(shí)[21]，主要包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)范等維度。本文聚焦于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任兩個(gè)核心維度，因此，將“社會(huì)資本積累”定義為通過(guò)拓寬社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和增強(qiáng)社會(huì)信任，實(shí)現(xiàn)社會(huì)資本的增加。下文將從兩條主要傳導(dǎo)機(jī)制闡述社會(huì)資本積累在合作參與對(duì)農(nóng)戶減貧治理影響中的效應(yīng)，從理論上厘清合作參與、社會(huì)資本積累和農(nóng)戶減貧治理三者之間的關(guān)系。

首先，社會(huì)資本是以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為核心載體的資源。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是建立在個(gè)體成員之間互動(dòng)和接觸基礎(chǔ)上的一種相對(duì)穩(wěn)定的社會(huì)關(guān)系，合作參與對(duì)貧困農(nóng)戶構(gòu)建社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有重要影響。第一，合作社的運(yùn)營(yíng)以廣泛合作互動(dòng)為基礎(chǔ)，任何合作都離不開(kāi)社會(huì)基礎(chǔ)和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的支持。然而，貧困來(lái)自社會(huì)固化，而社會(huì)固化源于家庭所處的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，即貧困人群所植根的人際網(wǎng)絡(luò)不能提供取得成功所需的信息和機(jī)遇。貧困農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)圈較小，可利用的社會(huì)資源較少，加入農(nóng)民專業(yè)合作社成為農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民間社會(huì)交往，擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的重要方式。第二，農(nóng)民參與是合作社發(fā)揮“益貧性”功能的前提，參與合作社的決策與貧困農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)密切相 關(guān)[22]。根據(jù)關(guān)系強(qiáng)度，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可分為弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于改善貧困農(nóng)戶對(duì)合作社的認(rèn)知，提高貧困農(nóng)戶參與合作社的程度；強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有利于增進(jìn)合作社成員間的關(guān)系，提高合作社成員間的互信，最終提高貧困農(nóng)戶參與合作社的程度[23]。第三，通過(guò)合作參與搭建起貧困農(nóng)戶互幫互助的平臺(tái)，不僅有助于擴(kuò)大個(gè)體社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和強(qiáng)化家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，而且合作社提供的各類培訓(xùn)活動(dòng)，有利于貧困社員的人力資本積累，促進(jìn)其與社會(huì)資本的良性互動(dòng)，實(shí)現(xiàn)可行能力的綜合提高?？傊?，合作參與通過(guò)擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，增加農(nóng)戶社會(huì)資本積累，進(jìn)而在緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困方面產(chǎn)生積極 效應(yīng)。

其次，社會(huì)資本的另一核心維度是社會(huì)信任。社會(huì)信任是個(gè)體交往行為的基石，信任來(lái)自于共同社群個(gè)體反復(fù)交往的歷史和互惠模式[24]。第一，加入合作社有助于提升成員的認(rèn)知能力，提高成員參與積極性，并進(jìn)一步提升成員間的互信程度。因此，合作社參與有助于提高社會(huì)信任[25]。第二，社會(huì)信任是合作社內(nèi)部資金互助的前提和基礎(chǔ)。社會(huì)信任有益于農(nóng)戶之間溝通，減少農(nóng)戶之間的合作障礙，有利于參與者之間開(kāi)展更多的合作，為實(shí)現(xiàn)更高層次的合作提供可能，有助于減少信息不對(duì)稱和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，緩解貧困社員的相對(duì)貧困狀況[26]。第三，合作社作為農(nóng)戶之間的共同社群，通過(guò)暢通組織成員之間合作共贏的互動(dòng)渠道，聯(lián)結(jié)合作共事紐帶，降低交易的時(shí)間和物質(zhì)成本，形成社員間的互惠模式，建立起更穩(wěn)固的社會(huì)信任，積累更豐富的社會(huì)資本，實(shí)現(xiàn)相對(duì)貧困緩解。

總之，合作參與通過(guò)擴(kuò)大農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)農(nóng)戶間的社會(huì)信任，進(jìn)而增加農(nóng)戶社會(huì)資本積累，對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解發(fā)生作用。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于項(xiàng)目團(tuán)隊(duì)2017年對(duì)河南省部分農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)。調(diào)查內(nèi)容主要包含農(nóng)民家庭特征、合作參與、社會(huì)保障、經(jīng)營(yíng)特征和村莊特征等方面。調(diào)研共分為兩個(gè)階段實(shí)施。第一階段選取正陽(yáng)縣作為樣本縣，以村莊人均純收入等指標(biāo)為依據(jù)，從中抽取10個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取5個(gè)村莊，在每個(gè)村莊隨機(jī)抽取40戶樣本農(nóng)戶，共發(fā)放2000份問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷為1914份。第二階段調(diào)查基于小麥播種面積、農(nóng)村居民人均可支配收入和地理位置等指標(biāo)，在河南省東部、西部、中部、南部和北部分別抽取一個(gè)縣作為樣本縣，分別為杞縣、新安縣、舞陽(yáng)縣、上蔡縣和安陽(yáng)縣。同時(shí)，依據(jù)每個(gè)樣本縣的鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行五等分，在每份中抽取一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。并且，對(duì)每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)按照經(jīng)濟(jì)水平將所有村莊分為兩組，在兩組村莊中各抽取一個(gè)樣本村，每個(gè)樣本村抽取40戶樣本戶，共計(jì)2000個(gè)樣本。課題組兩次累計(jì)調(diào)查4000戶農(nóng)戶，最終獲得有效問(wèn)卷3914份，問(wèn)卷有效率為97.85%。依據(jù)本研究所需指標(biāo)，刪除缺失關(guān)鍵解釋變量的樣本，最終獲得有效樣本1002個(gè)。

河南省是全國(guó)的農(nóng)業(yè)大省和人口大省，據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2020）的數(shù)據(jù)顯示，河南省農(nóng)村居民人均可支配收入為15163.7元，低于全國(guó)農(nóng)村居民人均可支配收入（16020.7元），位列全國(guó)的第16位，處在全國(guó)中等水平。此外，2012年底河南省貧困發(fā)生率為9.28%，貧困人口中有70%以上生活在“三山一灘”地區(qū)，貧困人口分布廣、貧困程度相對(duì)較深，減貧治理任務(wù)繁重。2017年河南省106.2萬(wàn)農(nóng)村貧困人口脫貧，完成了年度脫貧人口100萬(wàn)的目標(biāo)，2020年實(shí)現(xiàn)貧困人口全部脫貧。采用河南省抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)研究農(nóng)村減貧治理問(wèn)題，具有一定的代表性。

2.2 變量選取

1）被解釋變量。本文以世界銀行的多維貧困指標(biāo)體系為依據(jù)，基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰ω毨Ю碚?，借鑒羅明忠等[27]、仲超和林閩鋼[28]的研究，構(gòu)建農(nóng)戶多維相對(duì)貧困識(shí)別指標(biāo)體系，共由經(jīng)濟(jì)條件（收入水平）、社會(huì)機(jī)會(huì)（教育水平和技術(shù)培訓(xùn)）、透明性保證（勞動(dòng)合同）和防護(hù)性保障（養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)）4個(gè)維度的6個(gè)指標(biāo)組成。采用學(xué)界普遍使用的等權(quán)重方法計(jì)算出農(nóng)戶被剝奪指標(biāo)數(shù)，設(shè)定3/6作為相對(duì)貧困的剝奪臨界值，即指標(biāo)體系中，存在任意3個(gè)及以上的指標(biāo)被剝奪，則該農(nóng)戶被視為處于相對(duì)貧困狀態(tài)，賦值為0；否則賦值為1。詳細(xì)相對(duì)貧困的剝奪臨界值判斷標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表1。

表1 農(nóng)戶多維相對(duì)貧困識(shí)別指標(biāo)體系Table 1 Multi-dimensional relative poverty identification index system for farmers

2）關(guān)鍵解釋變量。有研究顯示，在眾多合作參與的形式中，合作社的“益貧性”具有較強(qiáng)的代表性[17]，發(fā)展合作社是小農(nóng)戶的理性選擇，也是伴隨農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化與規(guī)?；l(fā)展的必然產(chǎn)物[29]?；诖?，本文選取農(nóng)民專業(yè)合作社參與作為合作參與的代理變量，參與賦值為1，未參與賦值為0。

3）中介變量。前所述及，合作參與通過(guò)增加社會(huì)資本積累，緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困。社會(huì)資本是能夠通過(guò)行動(dòng)提高經(jīng)濟(jì)效率的網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范。由于規(guī)范與制度的概念比較相近，屬于較為宏觀的概念，難以在家庭層面進(jìn)行度量，且其發(fā)揮的作用很難與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和信任的作用獨(dú)立分開(kāi)，因此，本文從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任兩個(gè)維度刻畫(huà)樣本的社會(huì)資本。參考劉一偉和刁力[30]的研究，選取“家庭人均禮金支出的對(duì)數(shù)”和“對(duì)村集體信任度”分別作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任的代理變量。

4）其他控制變量。參考陳愛(ài)麗等[31]的研究，選取個(gè)人特征、家庭特征和村域特征作為控制變量納入回歸分析。個(gè)人特征變量包括年齡、性別、是否黨員和風(fēng)險(xiǎn)偏好，其中，風(fēng)險(xiǎn)偏好包括5種類型，主要依據(jù)受訪者對(duì)5種情形的選擇劃定：如果選擇“確定獲得1000元人民幣”，歸為風(fēng)險(xiǎn)保守型；如果選擇“有一半機(jī)會(huì)獲得900，一半機(jī)會(huì)獲得1600”，歸為風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)健型；如果選擇“有一半機(jī)會(huì)獲得800，一半機(jī)會(huì)獲得2000”，歸為風(fēng)險(xiǎn)平衡型；如果選擇“有一半機(jī)會(huì)獲得400，一半機(jī)會(huì)獲得 3000”，歸為風(fēng)險(xiǎn)積極型；如果選擇“有一半機(jī)會(huì)獲得0，一半機(jī)會(huì)獲得4000”，歸為風(fēng)險(xiǎn)激進(jìn)型。家庭特征變量包括承包地總面積、家庭人口數(shù)和外出打工經(jīng)歷；村域特征變量包括地形條件和交通 條件。

具體變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)分析Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 分析方法

1）基準(zhǔn)回歸模型。由于被解釋變量為二分類變量，且本文所用數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，在借鑒相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，選擇建立二元Probit模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[32]，模型設(shè)定為：

式中：Pi代表農(nóng)戶相對(duì)貧困的概率，Yi為因變量，表示農(nóng)戶i的相對(duì)貧困狀況；Ci表示農(nóng)戶i的合作參與情況，Xi表示其他影響農(nóng)戶相對(duì)貧困的控制變量，包括個(gè)體、家庭和村域等層面的變量，a0為常數(shù)項(xiàng)，a1和a2n為待估參數(shù)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2）中介效應(yīng)模型。為檢驗(yàn)合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的作用機(jī)制，本文參照一般通用的中介檢驗(yàn)方法，設(shè)定中介效應(yīng)模型為：

式中：Ri、Ci和Si分別表示農(nóng)戶相對(duì)貧困、合作參與和社會(huì)資本；a0、b0和c0為常數(shù)項(xiàng)，a1、b1、c1、c'、a2n、b2n和c2n為待估參數(shù)；εi、μi和τi為誤差項(xiàng)。

具體檢驗(yàn)步驟為：首先，對(duì)回歸系數(shù)c1的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，如果顯著，則繼續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)，否則， 停止檢驗(yàn)；其次，檢驗(yàn)回歸系數(shù)a1和b1的顯著性，如果都顯著，則對(duì)回歸系數(shù)c'進(jìn)行檢驗(yàn)，如果c'不顯著，表明M是完全中介效應(yīng)，如果c'顯著，且a1b1與c'同符號(hào)，則M是部分中介效應(yīng)；最后，如果回歸系數(shù)a1和b1至少有一個(gè)不顯著，則用Bootstrap法直接檢驗(yàn)H0：a1b1=0，如果顯著，且c'顯著，a1b1與c'同符號(hào)，表明M發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶相對(duì)貧困與合作參與情況分析

調(diào)研結(jié)果顯示，1002個(gè)有效樣本中，有638個(gè)農(nóng)戶在多維相對(duì)貧困指標(biāo)體系內(nèi)存在任意3個(gè)及以上的指標(biāo)被剝奪，占比達(dá)63.6%，有364戶被剝奪程度低于3個(gè)維度，占比為36.4%（表2）。究其原因，可能是本文聚焦多維貧困，不局限在單一收入貧困問(wèn)題上，側(cè)面反映與解決絕對(duì)貧困相比，相對(duì)貧困治理任務(wù)更加艱巨。

樣本農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的均值為0.176（表2），表明樣本地區(qū)農(nóng)戶合作參與度較低。這可能與樣本家庭承包地面積較小有關(guān)，小規(guī)模種植戶還未能充分意識(shí)到加入合作社對(duì)家庭相對(duì)貧困緩解的重要作用，從而導(dǎo)致合作參與率較低。樣本地區(qū)農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任所表征的社會(huì)資本積累較為明顯。樣本農(nóng)戶的戶主性別大部分為男性，戶主年齡平均55.662歲，以中老年為主；風(fēng)險(xiǎn)偏好的均值為1.520，該數(shù)值介于風(fēng)險(xiǎn)保守型與風(fēng)險(xiǎn)穩(wěn)健型之間，表明多數(shù)農(nóng)戶的主觀風(fēng)險(xiǎn)承受能力較低。樣本家庭承包地總面積的均值為0.461 hm2，家庭人口數(shù)均值為4.333人，家庭成員存在外出打工經(jīng)歷的概率為0.753，表明非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)象在農(nóng)村地區(qū)十分普遍。從村域?qū)用婵?，樣本地區(qū)以平原為主，交通條件較好。

3.2 合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的影響分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，合作參與有利于農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解。是否參與合作社對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解通過(guò)了1%統(tǒng)計(jì)水平的檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，進(jìn)一步計(jì)算邊際效應(yīng)得到的結(jié)果顯示，在其他控制變量不變的前提下，參與合作社的農(nóng)戶發(fā)生相對(duì)貧困的概率會(huì)降低22.9%（表3），表明合作社參與能夠有效緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困?？赡艿脑蛟谟冢献魃缱鳛橐环N緊密型的合作參與形式，使農(nóng)戶能夠更為充分利用地緣、血緣和業(yè)緣的優(yōu)勢(shì)，幫助不同稟賦的農(nóng)戶重新整合配置資源，有利于促進(jìn)農(nóng)戶社會(huì)資本積累、拓寬信息渠道和提高可行能力，為農(nóng)戶避免陷入相對(duì)貧困提供機(jī)會(huì)和可能。由于本文的被解釋變量是以可行能力為度量依據(jù)構(gòu)建的農(nóng)戶多維相對(duì)貧困，表明合作參與通過(guò)對(duì)多維相對(duì)貧困的社會(huì)機(jī)會(huì)、透明性保證和防護(hù)性保障等多個(gè)維度發(fā)揮積極作用，降低農(nóng)戶相對(duì)貧困的發(fā)生率。可見(jiàn)，減貧治理，尤其是相對(duì)貧困的緩解，不是簡(jiǎn)單地提高收入，而是要努力實(shí)現(xiàn)人們能夠?qū)嶋H享有的生活改善和實(shí)際擁有的自由提升。

表3 合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 3 Benchmark regression results of the impacts of cooperative participation on farmers’ relative poverty

控制變量對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的影響效應(yīng)各異。其中，戶主年齡、性別、政治面貌和外出打工經(jīng)歷對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著正向影響；家庭人口數(shù)量對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著的負(fù)向影響（表3）。需要說(shuō)明的是：具有外出打工經(jīng)歷的農(nóng)戶會(huì)依托其在打工經(jīng)歷中獲取的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)消化、吸收和融合，提高家庭資源獲取和整合能力，并使其成為自身能力的一部分，進(jìn)而使其相對(duì)貧困狀況得以緩解[33]。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過(guò)更換核心解釋變量的方法重新進(jìn)行回歸估計(jì)，選用“專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)參與”替換基準(zhǔn)模型中的“農(nóng)民專業(yè)合作社參與”，并運(yùn)用二元Probit模型進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著正向影響，并通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，相較于未參與專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)的農(nóng)戶，在其它控制變量不變的條件下，參與專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)的農(nóng)戶發(fā)生相對(duì)貧困的概率將減少35.1%（表4），表明前文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Robustness test results

從邊際效應(yīng)的具體數(shù)值來(lái)看，專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的作用高于合作社參與。可能的原因在于，專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)主要為農(nóng)戶提供最基本的技術(shù)幫助，有技術(shù)需求的農(nóng)戶均可參與，因此農(nóng)戶具有較低的參與門(mén)檻，而低參與門(mén)檻增加了農(nóng)戶參與的可能性，使得可行能力較低的農(nóng)戶也能夠參與其中，更大程度地幫助貧困農(nóng)戶積累社會(huì)資本，最終導(dǎo)致專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)參與的減貧效應(yīng)高于合作社參與。表明參與門(mén)檻較低的合作組織，在緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困方面的“益貧性”功效強(qiáng)于參與門(mén)檻較高的合作組織，需降低合作組織的參與門(mén)檻，提高農(nóng)戶參與合作組織的可及性，才能更好促進(jìn)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解。

3.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

1）自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題檢驗(yàn)。由于是否參與合作是農(nóng)戶自選擇行為，因此合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的影響效應(yīng)可能存在自選擇偏差，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。忽視自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)使得回歸結(jié)果有偏，為此，本文采用傾向得分匹配法（PSM）重新估計(jì)了合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的影響。結(jié)果顯示，農(nóng)戶參與合作社對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著正向影響，并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且三種匹配方法估計(jì)結(jié)果相似（表5），可以在一定程度上反映匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。通過(guò)進(jìn)一步匹配分析的結(jié)果顯示，農(nóng)戶加入合作社有利于緩解農(nóng)戶的相對(duì)貧困狀態(tài)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，表明前文研究結(jié)論可靠。

表5 合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的傾向匹配得分法估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimation result of the tendency matching score model

為檢驗(yàn)PSM估計(jì)結(jié)果的可靠性，需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證匹配后處理組和控制組是否存在系統(tǒng)差別。本文以卡尺匹配法為例，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，參與合作社的農(nóng)戶和未參與合作社的農(nóng)戶，經(jīng)過(guò)匹配后的樣本均值更加接近。由T檢驗(yàn)結(jié)果可知，匹配前的處理組和控制組在年齡、是否黨員、承包地總面積等均存在顯著的差異，經(jīng)過(guò)匹配后，大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅度減少，且多數(shù)變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差低于10%（表6），意味著多數(shù)變量接受實(shí)驗(yàn)組和控制組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)，可以認(rèn)為樣本之間的個(gè)體差異基本消除，傾向匹配得分法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)合理。

表6 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Balance test results

2）互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題檢驗(yàn)?；鶞?zhǔn)回歸模型可能存在互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，因而，使用可處理內(nèi)生性的擴(kuò)展回歸模型（Extended regression model，ERM）重新進(jìn)行回歸，以規(guī)避可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。ERM模型與傳統(tǒng)的回歸模型相比，最大優(yōu)點(diǎn)是可以同時(shí)應(yīng)對(duì)解釋變量或控制變量的內(nèi)生性、內(nèi)生性的樣本選擇等多重內(nèi)生性問(wèn)題，是國(guó)際較為前沿的內(nèi)生性處理模型，能夠適用于變量為離散和連續(xù)等多種類型。本文借鑒郭如良等[34]的研究，選取“村莊其他農(nóng)戶合作社參與”的均值作為合作參與的工具變量。從相關(guān)性來(lái)看，“羊群效應(yīng)”在農(nóng)戶行為中廣泛存在，因此村莊其他農(nóng)戶參與合作社的行為，與農(nóng)戶合作參與行為密切相關(guān)，這一相關(guān)性在表7的工具變量回歸結(jié)果中得到驗(yàn)證，工具變量對(duì)農(nóng)戶合作參與的回歸系數(shù)為1.639，并在1%的顯著性水平下顯著；從外生性考慮，工具變量很難直接影響農(nóng)戶個(gè)體的相對(duì)貧困水平，因此符合工具變量要求。利用ERM中的內(nèi)生Probit模型（eprobit）重新估計(jì)的結(jié)果，合作參與對(duì)相對(duì)貧困緩解的影響系數(shù)為1.728，并通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)（表7）。說(shuō)明在考慮內(nèi)生性后，合作參與仍能顯著抑制農(nóng)戶相對(duì)貧困，前文研究結(jié)論具有可靠性。

表7 合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困影響的ERM回歸結(jié)果Table 7 Extended regression results of the impacts of cooperative participation on farmers’ relative poverty

3.5 合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的作用機(jī)制

從前文分析可見(jiàn)，合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著正向影響。合作參與可能通過(guò)增加社會(huì)資本積累，緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困，包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任維度。本文借鑒Baron和Kenny[35]的研究，采用中介效應(yīng)法對(duì)上述作用機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。

1）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在合作參與影響農(nóng)戶相對(duì)貧困路徑關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。合作參與對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的回歸結(jié)果顯示，合作參與對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有顯著正向影響，并通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)（表8），表明農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社有助于農(nóng)戶擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，增加社會(huì)資本積累；引入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量后，合作參與和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解均具有顯著的正向影響，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)，依據(jù)前文中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)步驟可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在合作參與影響農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的關(guān)系中起著部分中介作用。原因在于，對(duì)比未加入合作社的農(nóng)戶，加入合作社的農(nóng)戶家庭，擁有了在農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行社會(huì)交往并擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的互動(dòng)機(jī)會(huì)，有利于突破固化的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)圈層，拓展可利用的社會(huì)資源。緩解農(nóng)戶進(jìn)入由于家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不能提供成功所需的信息和資源，繼而導(dǎo)致社會(huì)固化所產(chǎn)生的貧困陷阱之 中[24]。

2）社會(huì)信任在合作參與影響農(nóng)戶相對(duì)貧困路徑關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。合作參與對(duì)社會(huì)信任具有顯著正向影響，并通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)（表8），表明農(nóng)戶參與合作社有利于農(nóng)戶增強(qiáng)社會(huì)信任，增加社會(huì)資本積累；引入社會(huì)信任變量后，合作參與和社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解均具有顯著的正向影響，社會(huì)信任的影響通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，依據(jù)前文中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)步驟可知，社會(huì)信任在合作參與影響農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的關(guān)系中起著部分中介作用。原因在于，合作社參與有助于提高社會(huì)信任，而社會(huì)信任的提升，不僅是社員間資金互助的前提和基礎(chǔ)，更有益于減少農(nóng)戶合作的溝通阻礙，形成社員間的互惠模式，進(jìn)而緩解貧困社員的相對(duì)貧困狀況。

表8 合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Table Test results of the mechanism of cooperative participation in alleviating farmers’ relative poverty

綜上所述，合作參與通過(guò)擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和增強(qiáng)社會(huì)信任，緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

研究表明，合作參與對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著正向影響，在控制其它變量不變的前提下，參與合作社的農(nóng)戶陷入相對(duì)貧困的概率會(huì)減少22.9%，通過(guò)替換核心解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)后，結(jié)論仍然成立。戶主年齡、性別、政治面貌和家庭成員外出打工經(jīng)歷對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解具有顯著正向影響。參與門(mén)檻較低的農(nóng)村專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)在緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困的“益貧性”強(qiáng)于參與門(mén)檻較高的農(nóng)民專業(yè)合作社。低參與門(mén)檻的專業(yè)技術(shù)協(xié)會(huì)對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解的邊際效應(yīng)為35.1%。合作參與通過(guò)社會(huì)資本積累作用于農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解，其中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任是其主要的傳導(dǎo)機(jī)制。加入農(nóng)民專業(yè)合作社的農(nóng)戶家庭，擁有了在農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行社會(huì)交往并擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、增強(qiáng)社會(huì)信任的互動(dòng)機(jī)會(huì)，有助于農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解。

當(dāng)然，限于數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究的樣本來(lái)源僅限于河南省。盡管具有河南省較大樣本的農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)做支撐，但樣本在全國(guó)范圍的代表性仍然受限，結(jié)論推廣可能存在一定的局限性。擴(kuò)大樣本范圍進(jìn)行研究將是未來(lái)的努力方向之一。同時(shí)，相對(duì)貧困具有多維性特征，農(nóng)戶相對(duì)貧困尚無(wú)統(tǒng)一的衡量標(biāo)準(zhǔn)，盡管本文通過(guò)參考已有研究對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困進(jìn)行了刻畫(huà)，但隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r變化，農(nóng)戶相對(duì)貧困測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)也在不斷變化，需要在未來(lái)研究中作進(jìn)一步探討。另外，由于農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響因素復(fù)雜多樣，本文的控制變量可能不足以完美 涵蓋所有影響因素，需要在未來(lái)研究中進(jìn)一步完善。

4.2 啟示

1）進(jìn)一步加強(qiáng)和完善農(nóng)村合作組織建設(shè)。應(yīng)加大對(duì)吸納相對(duì)貧困農(nóng)戶的合作組織的扶持力度，引導(dǎo)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)理念[36]，創(chuàng)造相對(duì)寬松的外部環(huán)境，支持在農(nóng)村發(fā)展具有益貧功能的合作社、農(nóng)民技術(shù)協(xié)會(huì)等合作組織；加強(qiáng)合作組織規(guī)范化建設(shè)與管理，鼓勵(lì)相對(duì)貧困人口自主聯(lián)合，進(jìn)一步提高農(nóng)民的組織化程度，充分發(fā)揮各種經(jīng)濟(jì)聯(lián)合體的益貧性功能，實(shí)現(xiàn)自我服務(wù)與自我發(fā)展[37]。

2）重視發(fā)揮合作組織對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的減貧作用。要采用多種形式，積極推動(dòng)合作社減貧理念的發(fā)展和成熟，鼓勵(lì)合作社負(fù)責(zé)人、專業(yè)大戶和家庭農(nóng)場(chǎng)主等擁有較豐富社會(huì)資本的主體，自覺(jué)自愿參與減貧治理。在全社會(huì)營(yíng)造“共生、共贏、共享”的環(huán)境和機(jī)制，強(qiáng)化人們的互助意識(shí)，增強(qiáng)人們扶貧濟(jì)困的社會(huì)責(zé)任，激勵(lì)社會(huì)資本充沛的主體與社會(huì)資本匱乏的主體融入合作組織，既實(shí)現(xiàn)相對(duì)貧困人口社會(huì)資本增加，進(jìn)而帶動(dòng)其脫貧致富，又實(shí)現(xiàn)社會(huì)資本豐富群體參與減貧的經(jīng)濟(jì)理性與價(jià)值理性的統(tǒng)一，讓廣大人民群眾真正獲得幸福感、安全感和獲得感，讓民生福祉水平切實(shí)得以提升，促進(jìn)共同富裕宏偉目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

3）增強(qiáng)貧困農(nóng)戶對(duì)合作組織減貧的信念。正如2019年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者班納吉和迪弗洛所言，要擺脫貧困，需要改變窮人的信念[38]。合作組織的減貧效應(yīng)，必須基于貧困主體的廣泛參與才能更好地發(fā)揮功效，因此，應(yīng)加大合作理念的普及與宣傳，幫助貧困農(nóng)戶確立合作組織助貧益貧的信念，降低合作參與的門(mén)檻，提高參與的積極性和可得性，增進(jìn)農(nóng)戶的合作參與度，推進(jìn)農(nóng)戶相對(duì)貧困緩解，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興與減貧治理的有效銜接，最終實(shí)現(xiàn)共同富裕的發(fā)展目標(biāo)。