農(nóng)民組織化的反貧困效應研究

拜 茹

一、問題的提出與文獻回顧

中國是一個農(nóng)業(yè)大國，也是一個農(nóng)村人口占比較大的國家。由于農(nóng)業(yè)的弱質性（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。黨的十八大報告提出，到2020年全面建成小康社會。在“精準扶貧”戰(zhàn)略的推動下，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，累計減少6853萬人，平均每年減少1370萬人，①國家統(tǒng)計局：《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的關鍵時期，如何消除3000多萬農(nóng)民的絕對貧困以及防止農(nóng)民返貧，仍是擺在我們面前的艱巨任務。

貧困類型的多維性和致貧原因的復雜性與多變性，決定了反貧困措施和脫貧路徑的多樣性和動態(tài)性。②樂章、劉二鵬：《家庭稟賦、社會福利與農(nóng)村老年貧困研究》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2016年第8期。中國反貧困經(jīng)歷了“被動輸血型”與“積極造血型”模式的轉換，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”等反貧困手段的轉變。③肖金成、孫寶臣：《對當前反貧困政策的反思》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2005年第10期。不同時期、不同模式的反貧困效果明顯不同。其中，兩個時期效果最為明顯：一是1978年到1986年，二是2012年到2017年。這兩個時期年均脫貧人口超過1000萬，但原因并不相同。前一個時期，是以“大包干”為核心的富民政策充分調動了農(nóng)民的積極性，后一個時期，則源于政府強力推動下的“精準扶貧”戰(zhàn)略。

貧困是一種“社會病”，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”，并以此為基礎開出合理的“藥方”。回顧歷史不難發(fā)現(xiàn)，中國反貧困在取得舉世矚目成績的同時也存在不足，即過多關注農(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》，《社會科學論壇》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，進而增強農(nóng)民的可行能力。農(nóng)民組織化不應局限于經(jīng)濟方面的組織化，還應包含政治與社會方面的組織化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。。

關于農(nóng)民組織化的相關研究，主要集中在三個方面：一是農(nóng)民組織化的作用。該理論認為農(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.，增強農(nóng)民在市場中的討價還價能力，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:共識與分歧》，《教學與研究》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)村組織劃分為權力組織、服務性組織和附屬性組織⑦俞可平：《中國公民社會：概念、分類與制度環(huán)境》，《中國社會科學》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)濟組織、維權組織和功能性組織⑧王景新：《我國鄉(xiāng)村新型合作經(jīng)濟組織的類型、特征和發(fā)展趨勢》，《農(nóng)村工作通訊》2005年第7期。。三是農(nóng)民組織化的實現(xiàn)路徑。Berdegué認為，農(nóng)民組織化是國家支持下鄉(xiāng)村秩序建構的產(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.。陳建甫認為，加拿大“新鄉(xiāng)村地區(qū)治理”模式和韓國“新村運動”模式可資借鑒⑩陳建甫：《全球化下的新鄉(xiāng)村權力關系:鄉(xiāng)村治理的內(nèi)涵與行動策略》，臺北：臺灣鄉(xiāng)村社會學會九十二年年會論文集，2003年。。Hellin認為，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.。

進入21世紀以來，農(nóng)民的組織化取得了快速的進展，但農(nóng)民組織化對農(nóng)民貧困的影響及機制是什么？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，實證研究非常少。從研究重點看，已有研究較多關注農(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，而較少從實證角度分析農(nóng)民組織化“結果”層面的問題。本文擬利用來自全國的基層調查數(shù)據(jù)，實證分析農(nóng)民組織化對農(nóng)民貧困的影響效應與機制，以期彌補現(xiàn)有研究的不足，并為有效推進“精準扶貧”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，應該從廣度與深度兩個維度來衡量。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)生活的哪些方面實現(xiàn)了組織化，該指標反映了農(nóng)民組織化的廣泛性和普遍性，實現(xiàn)組織化的農(nóng)民越多，所占比重越高，組織化的領域越廣，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、社會等活動的積極性及其對組織的依賴性，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)實地考察以及已有研究文獻，選取14個測量指標，從廣度與深度兩個維度，反映農(nóng)民組織化水平，這14個指標基本涵蓋了農(nóng)民可能參與的各類組織類型，具體包括公共事務管理監(jiān)督組織、黨團活動組織、婦聯(lián)、殘聯(lián)等機構性組織，權益維護組織等政治性組織，專業(yè)合作社、行業(yè)協(xié)會、中介組織等經(jīng)濟性組織，以及宗族組織、幫會組織、教育組織等社會性組織。針對農(nóng)民組織參與廣度的測量，對應每一種組織類型，筆者具體設計了3種選項：其一，沒有這種組織；其二，有組織沒有參加；其三，參加了。針對農(nóng)民組織參與深度的測量，對應每一種組織類型，筆者具體設計了4種選項：其一，從不參加；其二，消極參加；其三，被動員參加；其四，積極參加。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本描述

調查數(shù)據(jù)來自于2012年在全國10個省份所做的“農(nóng)村勞動與社會保障問題”千戶農(nóng)民問卷調查，該調查采用經(jīng)驗分層和系統(tǒng)隨機抽樣方法收集數(shù)據(jù)。首先，根據(jù)不同地區(qū)社會經(jīng)濟發(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)三個省陜西省、四川省、貴州省。其次，根據(jù)各個省社會經(jīng)濟發(fā)展情況，選取有代表性的縣區(qū)，每個省選擇3個縣，每個縣選擇1個村。最后，按照系統(tǒng)隨機抽樣原則，選取被調查農(nóng)戶，進行入戶結構式問卷訪問，入戶調查對象選擇的依據(jù)是年齡距離調查當日最近的成年農(nóng)民。本次調查共發(fā)放問卷1000份，收回有效問卷875份。調查樣本在民族結構上，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、初中，分別占28.4%和36.3%，沒上過學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%；在婚姻構成方面，81.5%的被調查對象已婚，未婚比例為8.9%，其余9.6%為離異或喪偶；大多數(shù)（占72.4%）被調查對象健康狀況良好，20.4%的調查對象健康狀況一般，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)計結果表明：盡管農(nóng)村在經(jīng)濟體制改革之后，涌現(xiàn)出多種多樣的社會組織，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)沒有任何社會組織（或有組織不知道）；超過30%的農(nóng)民即便當?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)民的分散化和個體化特點。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組織；超過20%的農(nóng)民是消極參加和被動員參加；積極參加各類農(nóng)村社會組織的農(nóng)民還不到10%。農(nóng)村地區(qū)發(fā)展最好的組織是黨團組織和婦聯(lián)、殘聯(lián)組織，這也許是“政治掛帥”時代留下的成果；農(nóng)民最樂意參與的組織活動是修譜祭祖和廟會禱告等活動。

農(nóng)民組織化的最終目標是保護農(nóng)民利益、維護農(nóng)民權益、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)民貧困的關系，揭示農(nóng)民組織化對農(nóng)民貧困的影響效應與機制，不僅是推動農(nóng)民組織化的內(nèi)在動力，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、指標縮減、變量遴選與模型構建

（一）測量指標縮減

本文選擇14個指標測量農(nóng)民組織化水平，指標之間可能存在多重共線性，會影響模型估計結果的準確性，因而需要對14個測量指標進行縮減。因子分析是探索多個指標之間內(nèi)在結構的常用方法，它通過提取公因子替代原變量，使因子變量具有更強的可解釋性，避免變量重復引起失真。因子分析的基本步驟是，首先通過相關性檢驗、KMO值和Bartlett球形檢驗，判斷因子分析的適用性；然后提取公因子，計算因子得分及進行多元回歸分析。因子分析結果見表2。

表2 農(nóng)民組織化水平的因子分析結果

從因子分析結果看，KMO值分別為0.86和0.91（遠大于0.6），Bartlett球形檢驗結果非常顯著：sig.=0.000，說明很適合做因子分析。從因子提取結果看，兩個維度14個指標各提取3個公因子。結合公因子在不同指標上的載荷，可以把兩個維度各自的公因子分別命名為經(jīng)濟組織、政治組織和社會組織。從累積方差貢獻度看，組織參與廣度3個公因子累積方差貢獻率達65.9%，組織參與深度3個公因子累積方差貢獻率達76.3%，均大于60%。根據(jù)原始變量各個因子得分系數(shù)和標準化值，以3個公因子各自的方差貢獻率作為因子得分權數(shù)，可以構建農(nóng)民組織化水平的綜合因子得分函數(shù)：

上述兩個公式中，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之外，為了避免因遺漏主要變量而高估農(nóng)民組織化對農(nóng)民的反貧困效果，結合已有研究提出的控制變量的遴選原則①于長永：《慢性病對農(nóng)村老年貧困的影響研究》，《西南民族大學學報（人文社科版）》2018年第3期。②劉生龍、李軍：《健康、勞動參與及中國農(nóng)村老年貧困》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》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、村民互動等8個變量作為控制變量納入回歸模型。值得說明的是，由于年齡與個人能力的關系，并非完全是線性關系，而已有分析大多把年齡當成連續(xù)變量來處理，這是不夠科學的。因此，本文對年齡進行了重新編碼，轉變?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》，《天津社會科學》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理分析》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2013年第6期。。自20世紀初以來，生存（Subsistence）、基本需求（Basic Needs）、相對剝奪（Relative Deprivation）三種定義貧困的思路對世界各國反貧困行動開展和社會政策制定產(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)濟性指標，常用的是收入指標和消費指標⑥Alcock，P.，Understanding Poverty，New York：Palgrave Macmillan，2006，pp.82-85.；也有非經(jīng)濟性指標，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、稅費支出、固定資產(chǎn)投資與折舊以及贈送支出等。PovLinet代表入戶調查當年的貧困線，F(xiàn)amSizt表示調查時的家庭規(guī)模大小。變量選擇情況見表3。

表3 變量選擇及其統(tǒng)計描述

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

（三）模型構建

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回歸模型進行數(shù)據(jù)處理。假設農(nóng)民貧困發(fā)生率為Povi。其一般模型設定如下：

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)境和村民互動情況；iγ代表農(nóng)民組織參與廣度變量，包括經(jīng)濟組織參與廣度、政治組織參與廣度和社會組織參與廣度三個方面；iτ代表農(nóng)民組織參與深度變量，包括經(jīng)濟組織參與深度、政治組織參與深度和社會組織參與深度三個方面。0β為截距項，分別代表個體特征向量、組織參與廣度向量和組織參與深度向量中變量的待估計系數(shù)，反映自變量對因變量的影響程度，iε為隨機擾動項。

四、農(nóng)民組織化之反貧困效應的實證檢驗及其解釋

（一）模型估計結果

為了清晰地揭示農(nóng)民組織化的反貧困效應及其機制，本文通過逐步回歸方法，分別呈現(xiàn)分析結果。表4中模型1主要分析8個控制變量對農(nóng)民貧困的影響；模型2是在控制個體變量的基礎上，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是在控制個體變量的基礎上，進一步分析經(jīng)濟組織化、政治組織化和社會組織化對農(nóng)民貧困的影響，以揭示農(nóng)民組織化反貧困效應的內(nèi)在機制。模型估計結果見表4。

表4 變量選擇及其統(tǒng)計描述

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

（二）模型估計結果分析及解釋

從模型擬合效果來看，4個模型均通過了顯著性檢驗。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)民組織參與廣度對農(nóng)民貧困有顯著負向影響，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單位，農(nóng)民貧困概率將降低59.7%。進一步深入分析會發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民組織參與廣度對貧困的影響來自于經(jīng)濟組織參與廣度。經(jīng)濟組織參與廣度越高，農(nóng)民貧困概率越低，經(jīng)濟組織參與廣度每提高一個水平，農(nóng)民貧困概率就降低18.8%。而政治組織參與廣度和社會組織參與廣度對農(nóng)民貧困的影響沒有通過顯著性檢驗。農(nóng)民的組織參與深度以及經(jīng)濟組織、政治組織和社會組織參與深度等4個解釋變量，對農(nóng)民貧困的影響，沒有通過顯著性檢驗。即農(nóng)民的組織參與深度對農(nóng)民貧困沒有表現(xiàn)出顯著影響。

對上述結果可能的解釋是：在農(nóng)民自愿參與原則下，農(nóng)民經(jīng)濟組織是直接代表農(nóng)民利益的組織載體，如專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)協(xié)會等，其目的就是為了維護農(nóng)民自身的利益。農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織發(fā)展，在一定程度上彌補了農(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，增強了農(nóng)民的市場談判力量，對促進農(nóng)民增收起到積極作用。農(nóng)民參與社會組織，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），但現(xiàn)有社會組織主要停留在廟會、修譜祭祖等封建迷信活動，而且發(fā)展很不規(guī)范。因此，參與社會組織對農(nóng)民貧困的緩解也未表現(xiàn)出應有的積極意義。

其次，控制變量對農(nóng)民貧困的影響。8個控制變量中，有6個變量對農(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?？赡艿慕忉屖牵簤涯贽r(nóng)民和中年農(nóng)民家庭負擔更重，他們“上有老，下有小”，各種生活生產(chǎn)支出更多，因此這兩個群體貧困發(fā)生率更高。朱靜輝、朱巧燕在浙江省的調查①朱靜輝、朱巧燕：《溫和的理性——當代浙江家庭代際關系研究》，《浙江社會科學》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，原因可能是因為這兩個群體負擔較輕。

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，而且他們的消費水平也可能更高，從而增加了他們貧困的概率。相對于西部地區(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。村民互動越差，農(nóng)民貧困概率越高，村民互動每下降一個水平，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、結論與政策啟示

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

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)濟組織、政治組織和社會組織都有明顯發(fā)展，特別是修譜祭祀、廟會禱告等社會組織發(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?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組織，超過20%的農(nóng)民是消極參加和被動員參加的，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)量和質量均有待進一步提升。

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)民組織參與廣度對農(nóng)民反貧困的影響，主要來自于農(nóng)民的經(jīng)濟組織參與廣度，而不是政治組織和社會組織參與廣度。因此，加強農(nóng)民組織化建設，著力點應放在大力發(fā)展專業(yè)合作社、種（養(yǎng)）植業(yè)協(xié)會、訂單農(nóng)業(yè)等專業(yè)經(jīng)濟組織，同時也要提高農(nóng)民經(jīng)濟組織參與深度。考慮到政治組織對于發(fā)展基層民主和堅持黨的領導的重要性以及社會組織對于豐富農(nóng)民生活的積極意義，在大力發(fā)展專業(yè)經(jīng)濟組織的同時，也應該加強政治組織和社會組織建設。

第三，農(nóng)民的貧困概率具有明顯的個體差異。農(nóng)民貧困概率的個體差異，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，應把有限的資源重點用于女性、30-59歲之間健康狀況較差和西部地區(qū)的農(nóng)民（這與以往重點關注老年人的建議明顯不同）。這部分人群的壓力才是最大的，對他們提供支持，將帶來生產(chǎn)性而非分配性效果；政策引導村民之間增強互動，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)可能難以達到良好的收入與支出視角下的反貧困效果，但對于農(nóng)村地區(qū)的長遠發(fā)展具有重要意義。