農(nóng)民合作社社員身份的增收和減貧效應(yīng)

劉 杰,李 聰,戚 東(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,西安 710061)

引 言

自2007年《農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社法》頒布以來(lái),我國(guó)農(nóng)民合作社駛?cè)氚l(fā)展快車(chē)道。截至目前,我國(guó)農(nóng)民合作社數(shù)量超過(guò)250萬(wàn)家,近50%小農(nóng)戶加入合作社成為社員[1]。中央強(qiáng)調(diào),要發(fā)展好農(nóng)民合作社,充分發(fā)揮合作社在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)戶增收減貧上的促進(jìn)和帶動(dòng)作用。農(nóng)民合作社(下稱(chēng)“合作社”)是農(nóng)戶為減弱自身生產(chǎn)和市場(chǎng)劣勢(shì),以提高農(nóng)業(yè)效率、增強(qiáng)生產(chǎn)便利、提高市場(chǎng)議價(jià)能力、減少生產(chǎn)交易成本、增加收入為目的組建的合作經(jīng)濟(jì)組織,這個(gè)組織一出現(xiàn)便具有減貧功能[2]。近年來(lái),國(guó)家大力實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,合作社作為實(shí)施的重要載體可發(fā)揮其在銜接小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)上的橋梁作用[3]。已有研究顯示,合作社增收效應(yīng)顯著[4],尤其是對(duì)小規(guī)模和低收入組農(nóng)戶；合作社通過(guò)改變社員參與行為,提升社員信息、技術(shù)獲取能力,促進(jìn)社員農(nóng)戶增收減貧[5]。然而,現(xiàn)有研究樣本多集中在貧困或欠發(fā)達(dá)地區(qū)[4，6]、局部地區(qū)[7]、特殊人群[8],研究結(jié)論可能不適用于其他地區(qū)或人群。與如火如荼的反貧困實(shí)踐相比,一是社員身份對(duì)反貧困的減緩效應(yīng)研究并不充分,以往研究?jī)H關(guān)注農(nóng)戶收入絕對(duì)增加值,較少涉及農(nóng)戶對(duì)家庭收入的橫向比較,忽略了對(duì)農(nóng)戶主觀獲得感的研究，很難全面準(zhǔn)確評(píng)估社員身份的增收和減貧效應(yīng),因而可能會(huì)影響研究結(jié)論。二是以往研究將重心放在增收和減貧上，存在選擇“虛假”合作社現(xiàn)象，這會(huì)低估或高估社員身份的增收和減貧效果。因此,本文在選擇“有效”合作社基礎(chǔ)上,研究社員身份對(duì)農(nóng)戶增收和減貧的影響,并考察這一影響在不同收入農(nóng)戶中是否存在差異。

截止2020年底,我國(guó)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下貧困群眾全部脫貧,減貧成就舉世矚目,但保障和鞏固來(lái)之不易的減貧成果也非常重要。習(xí)近平在全國(guó)脫貧攻堅(jiān)工作會(huì)議上強(qiáng)調(diào),全國(guó)要總結(jié)減貧經(jīng)驗(yàn),接續(xù)推進(jìn)脫貧攻堅(jiān)和鄉(xiāng)村振興有效銜接,讓脫貧基礎(chǔ)更加穩(wěn)固，成效更可持續(xù)。中共中央在“十四五”規(guī)劃編制中建議,要優(yōu)化返貧監(jiān)測(cè)和幫扶機(jī)制,做好后續(xù)扶貧工作,在鄉(xiāng)村振興中鞏固脫貧成果。農(nóng)民合作社在銜接脫貧攻堅(jiān)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中地位特殊,既能增強(qiáng)脫貧人口內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力,避免返貧,又能在產(chǎn)業(yè)振興中實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化,助力鄉(xiāng)村振興。在這個(gè)關(guān)鍵時(shí)間節(jié)點(diǎn),本文對(duì)社員身份的增收和減貧效應(yīng)進(jìn)行科學(xué)評(píng)估,為檢驗(yàn)合作社前期減貧成效并為后扶貧時(shí)代推進(jìn)鄉(xiāng)村振興提供理論和實(shí)踐依據(jù)。

本文主要評(píng)估農(nóng)民合作社社員身份的增收和減貧效應(yīng),其中,以“農(nóng)戶自評(píng)家庭收入在全村所處水平”衡量增收水平效應(yīng),以“農(nóng)戶家庭2019年收入比上年度的增幅”衡量增收垂直效應(yīng),減貧效應(yīng)則在分組結(jié)果中比較和衡量。本文基于在全國(guó)典型地區(qū)集中開(kāi)展的合作社及其社員和非社員調(diào)查數(shù)據(jù),使用傾向得分匹配法(PSM)評(píng)估社員身份對(duì)農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)的具體影響。與以往研究相比,本文主要貢獻(xiàn)有:一是將社員身份的增收減貧效應(yīng)評(píng)估擴(kuò)展到全國(guó)典型地區(qū),同時(shí)遴選“有效”合作社,保證社員身份對(duì)農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)研究結(jié)論的一般性和準(zhǔn)確性;二是首次將增收效應(yīng)區(qū)別為水平和垂直效應(yīng),從兩個(gè)維度考察社員身份對(duì)農(nóng)戶的增收效果。

一、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)綜述

增收和減貧效應(yīng)是本研究的核心內(nèi)容,也是重要的結(jié)果變量。學(xué)術(shù)界關(guān)于增收減貧效應(yīng)的研究較多,但這些研究缺乏系統(tǒng)性,未將增收和減貧作區(qū)別,也鮮有學(xué)者對(duì)增收和減貧效應(yīng)進(jìn)行清晰描述。增收和減貧都是農(nóng)戶收入增加的結(jié)果[2],但增收和減貧也存在較大差異。收入增加后,不同農(nóng)戶都會(huì)增收,但減貧主要針對(duì)低收入農(nóng)戶,收入增加到一定標(biāo)準(zhǔn),低收入農(nóng)戶才會(huì)大幅減貧直至脫貧。農(nóng)戶增收的研究既可使用全樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)也可使用分組數(shù)據(jù),然而農(nóng)戶減貧的研究?jī)H能使用分組對(duì)比數(shù)據(jù),也就是,增收不針對(duì)特定人群,減貧卻須針對(duì)低收入農(nóng)戶的特殊身份屬性[9]。借鑒楊金龍等關(guān)于經(jīng)濟(jì)獲得感的研究[10],將農(nóng)戶增收效應(yīng)區(qū)分為增收水平效應(yīng)和增收垂直效應(yīng),并分別進(jìn)行定義:增收水平效應(yīng)是農(nóng)戶在和附近其他人收入水平比較后做出的主觀判斷,增收垂直效應(yīng)是農(nóng)戶家庭當(dāng)前收入與以往收入相比的增幅;減貧效應(yīng)則定義為收入增長(zhǎng)后農(nóng)戶家庭由貧困向非貧困的狀態(tài)轉(zhuǎn)變。在以往研究基礎(chǔ)上，考慮數(shù)據(jù)可得性,本文使用“農(nóng)戶自評(píng)家庭收入在村中所處水平”測(cè)度增收水平效應(yīng),使用“2019年家庭收入比上年度的增幅”測(cè)度增收垂直效應(yīng),減貧效應(yīng)則使用貧困戶和非貧困戶的分組數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行判斷。

農(nóng)戶所處環(huán)境、社會(huì)政策、農(nóng)戶微觀行為和家庭特征等都是影響農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)的主要因素[7][11-12]。盡管本文將增收效應(yīng)區(qū)別為增收水平效應(yīng)和垂直效應(yīng),且增收水平效應(yīng)跟農(nóng)戶主觀感受密切相關(guān),但這都是以農(nóng)戶家庭實(shí)際收入的客觀存在為依據(jù)的。葉林等基于文化產(chǎn)業(yè)的研究發(fā)現(xiàn),文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策對(duì)農(nóng)戶增收的提升效應(yīng)非常顯著,考慮政策強(qiáng)度和差異后的增收效應(yīng)依然顯著[13]。一項(xiàng)關(guān)于全國(guó)低收入者經(jīng)濟(jì)獲得感的研究顯示,低收入者的經(jīng)濟(jì)獲得感遠(yuǎn)低于其他收入群組,所處地區(qū)、社區(qū)環(huán)境、當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展程度等對(duì)低收入者的經(jīng)濟(jì)獲得感作用明顯,還借助社會(huì)政策的中介變量間接影響低收入者經(jīng)濟(jì)獲得感的提升[14]。社員身份不僅對(duì)地區(qū)環(huán)境因素敏感,且可顯著地將社會(huì)政策的惠顧效應(yīng)在不同身份群體間作區(qū)分,社員身份對(duì)不同群體農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)的具體影響是本文研究的重要問(wèn)題。

(二)研究假設(shè)

1.社員身份是否會(huì)增進(jìn)農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)。(1)合作社可聚合農(nóng)業(yè)要素資源促進(jìn)社員農(nóng)戶增收和減貧。作為中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最重要主體,小農(nóng)戶農(nóng)地面積狹小,地塊分散,資金科技資源投入不足,對(duì)市場(chǎng)信息不敏感,難以形成規(guī)?；⒓s化和綠色化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)模式,農(nóng)業(yè)要素配置存在“帕累托改進(jìn)”空間[5]。農(nóng)民合作社作為農(nóng)戶自愿聯(lián)合成立的具有合作經(jīng)濟(jì)屬性的農(nóng)民合作組織,成立初衷就是“聚合農(nóng)業(yè)要素資源,增進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,促進(jìn)農(nóng)戶增收減貧”[15]。與小農(nóng)戶相比,合作社在農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營(yíng)、集聚資本科技資源、捕捉農(nóng)業(yè)市場(chǎng)信息和獲取政策補(bǔ)貼上擁有巨大優(yōu)勢(shì)[7],能最大程度優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素配置,提高社員農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,讓入社農(nóng)戶享受到社員身份帶來(lái)的增收和減貧效應(yīng)。(2)節(jié)約生產(chǎn)交易成本促進(jìn)社員農(nóng)戶增收和減貧。農(nóng)戶加入合作社后,可享受合作社提供的多環(huán)節(jié)生產(chǎn)性服務(wù),在農(nóng)地適度規(guī)模中降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本,在農(nóng)產(chǎn)品議價(jià)能力提升中降低市場(chǎng)信息搜尋成本[16]。在產(chǎn)前環(huán)節(jié),合作社可利用自身規(guī)模采購(gòu)優(yōu)勢(shì)在要素市場(chǎng)上為社員農(nóng)戶提供價(jià)低、質(zhì)優(yōu)、可靠的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料,且可根據(jù)市場(chǎng)供求變化信息靈活為社員推薦種植品種,降低顯性和隱性成本,最大程度避免“谷賤傷農(nóng)”現(xiàn)象發(fā)生[17];在產(chǎn)中環(huán)節(jié),合作社通過(guò)為社員提供農(nóng)用機(jī)械、病蟲(chóng)害防治、技術(shù)指導(dǎo)等生產(chǎn)性服務(wù),保障社員生產(chǎn)量多質(zhì)優(yōu)的農(nóng)產(chǎn)品,顯著降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出比[18];在產(chǎn)后環(huán)節(jié),合作社可借助議價(jià)優(yōu)勢(shì)為社員提供較高的產(chǎn)品售賣(mài)價(jià)格,同時(shí),合作社還能為社員提供倉(cāng)儲(chǔ)、深加工、品牌等服務(wù),延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈,提升產(chǎn)品附加值[19],這些都能顯著降低生產(chǎn)交易成本,對(duì)社員農(nóng)戶的增收和減貧效應(yīng)非常重要。合作社利用農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì),通過(guò)高效集聚農(nóng)業(yè)要素資源和降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)交易成本,為社員農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提質(zhì)增效,社員身份對(duì)農(nóng)戶的增收減貧效應(yīng)在理論上具有普適性[1]。從資源優(yōu)化配置和生產(chǎn)交易成本視角來(lái)分析社員身份對(duì)農(nóng)戶增收減貧效應(yīng)的具體影響,是支持上述分析的重要經(jīng)驗(yàn)?；诖?提出本研究第一個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)1:社員身份能有效增進(jìn)農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng);

假設(shè)1a:社員身份能有效增進(jìn)農(nóng)戶增收的水平效應(yīng);

假設(shè)1b:社員身份能有效增進(jìn)農(nóng)戶增收的垂直效應(yīng)。

2.社員身份對(duì)農(nóng)戶的增收和減貧效應(yīng)是否存在群體差異。貧困的根源是人力資本嚴(yán)重不足[20],實(shí)質(zhì)是能力和機(jī)會(huì)的缺失,收入低是貧困的表現(xiàn)而非結(jié)果[21]。根據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)研究,低收入農(nóng)戶獲取項(xiàng)目機(jī)會(huì)較少，參與項(xiàng)目的主動(dòng)意識(shí)較差,導(dǎo)致其收入明顯低于非貧困戶[22],教育和培訓(xùn)等人力資本是其中最為重要的影響因素[23],持續(xù)增強(qiáng)低收入農(nóng)戶在獲取教育和培訓(xùn)機(jī)會(huì)上的能力是縮小農(nóng)戶收入差距的關(guān)鍵策略。農(nóng)戶加入合作社成為社員,不單是身份轉(zhuǎn)換,獲取培訓(xùn)的機(jī)會(huì)和能力也會(huì)顯著改善。有研究發(fā)現(xiàn),合作社扶貧效率和人力資本呈顯著相關(guān),人力資本較好地區(qū)的合作社扶貧效率也相對(duì)較高[24]。由于不同農(nóng)戶在其他維度上的稟賦差異可能會(huì)對(duì)其收入有較大影響,在控制這些稟賦差異前提下,才能科學(xué)評(píng)估社員身份對(duì)農(nóng)戶增收減貧效應(yīng)的凈影響。當(dāng)然,即便是控制這些稟賦差異,社員身份對(duì)不同農(nóng)戶增收減貧效應(yīng)的影響也可能存在顯著系統(tǒng)性差異。

以往研究已經(jīng)考察了政策對(duì)不同農(nóng)戶收入的差別影響。王小華等使用工具變量分位數(shù)回歸方法考察了農(nóng)戶信貸對(duì)不同收入組別農(nóng)戶的減貧增收效應(yīng),發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶信貸對(duì)非貧困縣居民收入有顯著提升效果,貧困縣農(nóng)戶收入?yún)s未受到農(nóng)戶信貸的增進(jìn)作用,且隨著分位數(shù)水平的提高,其影響系數(shù)呈“倒U”分布[11]。胡聯(lián)基于欠發(fā)達(dá)地區(qū)數(shù)據(jù)研究合作社對(duì)農(nóng)戶收入的具體影響,發(fā)現(xiàn)合作社對(duì)農(nóng)戶收入有增進(jìn)效應(yīng),且對(duì)高收入群體的增進(jìn)效應(yīng)更大,低收入者由于人均資產(chǎn)較低,收入增進(jìn)效應(yīng)不明顯[4]。王瑜使用微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶參與電商能顯著提高其橫向和縱向收入效應(yīng),但不同群組的影響卻存在較大差異,參與電商對(duì)貧困戶的橫向增收效應(yīng)明顯,然而對(duì)其縱向收入?yún)s幾乎不存在提升效應(yīng)[25]。

基于以往類(lèi)似研究經(jīng)驗(yàn),社員身份的增收和減貧效應(yīng)可能在不同農(nóng)戶群體中存在顯著組間差異,在上述分析基礎(chǔ)上,提出本文第二個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)2:增收和減貧效應(yīng)存在顯著組間差異;

假設(shè)2a:中高收入農(nóng)戶增收的水平效應(yīng)強(qiáng)于低收入農(nóng)戶;

假設(shè)2b:中高收入農(nóng)戶增收的垂直效應(yīng)強(qiáng)于低收入農(nóng)戶。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自西安交通大學(xué)“農(nóng)民合作組織”課題組于2020年6月至9月在陜、豫、魯、吉、黑、湘、粵、蘇、皖、渝和川等合作社發(fā)展較好省份開(kāi)展的“鄉(xiāng)村振興與合作社發(fā)展”系列調(diào)研,對(duì)農(nóng)民合作社及其社員和非社員進(jìn)行專(zhuān)項(xiàng)問(wèn)卷調(diào)查,同時(shí)根據(jù)調(diào)研提綱對(duì)典型合作社和社員進(jìn)行深度訪談。合作社問(wèn)卷主要從合作社基本情況、村莊情況、合作社社長(zhǎng)、運(yùn)營(yíng)模式、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、運(yùn)營(yíng)績(jī)效、收益分配和扶貧等方面進(jìn)行設(shè)計(jì);社員問(wèn)卷涵蓋社員戶主及家庭、合作社參與、生產(chǎn)銷(xiāo)售、合作社認(rèn)知、家庭生計(jì)和貧困等信息;非社員問(wèn)卷和社員問(wèn)卷類(lèi)似,不再贅述。

在選定典型地區(qū)基礎(chǔ)上,選派調(diào)研員對(duì)該地區(qū)規(guī)范合作社進(jìn)行走訪調(diào)研,為避免“空殼社”和“僵尸社”干擾樣本數(shù)據(jù),首先要求調(diào)研員對(duì)合作社的“真實(shí)性”和“有效性”進(jìn)行甄別,“有效”合作社簡(jiǎn)要標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定為“合作社向社員提供農(nóng)業(yè)要素、生產(chǎn)性服務(wù)、技術(shù)培訓(xùn)、產(chǎn)品購(gòu)銷(xiāo)和加工等一種及以上環(huán)節(jié)服務(wù)”,調(diào)研員通過(guò)向合作社負(fù)責(zé)人詢問(wèn)是否有上述環(huán)節(jié)服務(wù)以判定合作社“有效性”;然后,隨機(jī)對(duì)社員和非社員進(jìn)行問(wèn)卷訪談,其中每個(gè)合作社要求調(diào)研6～7份社員問(wèn)卷和3～4份非社員問(wèn)卷,并要求非社員與社員經(jīng)營(yíng)的產(chǎn)品類(lèi)型一致。

此外,為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量,課題組還做了以下工作:一是正式調(diào)研前開(kāi)展多次預(yù)試調(diào)研,根據(jù)對(duì)典型合作社和社員的深度訪談對(duì)問(wèn)卷題項(xiàng)和順序進(jìn)行優(yōu)化和調(diào)整;二是對(duì)調(diào)研員進(jìn)行合作社知識(shí)、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、訪談技巧和調(diào)研問(wèn)卷的多次專(zhuān)題培訓(xùn),其中合作社和鄉(xiāng)村振興的專(zhuān)題培訓(xùn)既有助于調(diào)研員了解和熟悉此次調(diào)研的背景和必要性,還能幫助調(diào)研員快速把握調(diào)研技巧和調(diào)研問(wèn)卷內(nèi)容;三是進(jìn)行調(diào)研數(shù)據(jù)清理和邏輯運(yùn)算,排除無(wú)效和缺失值較多的問(wèn)卷數(shù)據(jù)。本次調(diào)研共獲得合作社有效問(wèn)卷120份,社員有效問(wèn)卷762份,非社員有效問(wèn)卷375份。

(二)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型

本文選擇傾向值方法評(píng)估社員身份的增收和減貧效應(yīng),理由如下:一是本文使用的樣本數(shù)據(jù)為非概率抽樣數(shù)據(jù),而匹配是應(yīng)對(duì)非概率抽樣統(tǒng)計(jì)推斷問(wèn)題的重要方法,應(yīng)用廣泛且效果較好。傾向值匹配可使用埃佛龍教授提出的自助法重復(fù)抽樣技術(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷,只與給定觀測(cè)值信息有關(guān),無(wú)需其他假設(shè)和更多觀測(cè)值;二是由于農(nóng)戶初始稟賦差異易導(dǎo)致“選擇偏誤”問(wèn)題,是否選擇加入合作社擁有社員身份是農(nóng)戶自選擇的結(jié)果,故使用“魯賓反事實(shí)框架”對(duì)社員身份的自選擇問(wèn)題進(jìn)行處理,本質(zhì)是把反事實(shí)特征當(dāng)作缺失值處理。本文選擇羅森鮑姆和魯賓將“傾向值”作為距離函數(shù)進(jìn)行匹配的方法,該方法可將具有選擇偏誤的協(xié)變量進(jìn)行平衡,保證其分布的一致性。

本文研究社員身份的增收和減貧效應(yīng)可視作“處理效應(yīng)”評(píng)估。其中,有社員身份的農(nóng)戶為“處理組”,沒(méi)有社員身份的普通農(nóng)戶為“對(duì)照組”。參照處理效應(yīng)的計(jì)量框架,結(jié)果變量(增收收入水平和垂直效應(yīng))Yi的平均差異取決于農(nóng)戶是否有社員身份,具體表達(dá)式為:

Yi=Y0i+(Y1i-Y0i)Di=α+βXi+ΔDi+εi

(1)

其中,i是個(gè)體農(nóng)戶,Di為啞變量,Di=1為農(nóng)戶有社員身份,Di=0為農(nóng)戶沒(méi)有社員身份。結(jié)果變量Yi除受到一組解釋變量Xi影響外,其均值差異還受農(nóng)戶是否有社員身份Di影響。(Y1i-Y0i)或Δ即為社員身份的平均處理效應(yīng),有社員身份農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)(ATT)表達(dá)式為:

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)

(2)

實(shí)際上,農(nóng)戶要么參加了合作社,擁有社員身份,要么是未參加合作社的普通農(nóng)戶身份,且每個(gè)個(gè)體都能僅被觀測(cè)到一個(gè)身份選擇。若農(nóng)戶有社員身份,則可觀測(cè)到Y(jié)1i,卻無(wú)法觀測(cè)到其未參加合作社的潛在結(jié)果;若農(nóng)戶沒(méi)有社員身份,則可觀測(cè)到Y(jié)0i,卻無(wú)法觀測(cè)到其參加合作社的潛在結(jié)果,未被觀測(cè)到的另一種身份的潛在結(jié)果就是缺失值,且這種缺失值無(wú)論如何都不能被觀測(cè)到。對(duì)已有觀測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理效應(yīng)評(píng)估,實(shí)質(zhì)是處理缺失值問(wèn)題,而傾向值匹配是處理該問(wèn)題有效方法之一。在“對(duì)照組”中為“處理組”農(nóng)戶i找到農(nóng)戶j,使農(nóng)戶i和農(nóng)戶j的可測(cè)協(xié)變量依參數(shù)或非參數(shù)回歸(使用Logit模型計(jì)算傾向值)的估計(jì)值接近,進(jìn)而匹配,即農(nóng)戶j的結(jié)果變量可視為農(nóng)戶i的反事實(shí)對(duì)照。評(píng)估社員身份增收和減貧平均處理效應(yīng)的具體表達(dá)式為:

(3)

(三)主要變量統(tǒng)計(jì)性描述

本文結(jié)果變量主要為衡量社員身份增收的水平效應(yīng)和垂直效應(yīng)。以往研究表明,以群組和時(shí)間為參照從水平和垂直維度測(cè)度和評(píng)估增收和減貧效應(yīng)是可行的研究方法[4]。由此,選擇“農(nóng)戶自評(píng)家庭收入在村內(nèi)所處水平”衡量增收的水平效應(yīng),即農(nóng)戶以村為單位的收入相對(duì)水平主觀感知;“農(nóng)戶家庭2019年收入比上年度增(減)幅(%)” 衡量增收的垂直效應(yīng),即農(nóng)戶所處環(huán)境對(duì)其家庭收入增長(zhǎng)的客觀影響。

為分維度和分群組進(jìn)行比較,選擇社員問(wèn)卷762份和非社員問(wèn)卷375份,共1 137份。其中參與合作社(社員身份)的占樣本總數(shù)的67.02%;18.29%為低收入農(nóng)戶(貧困戶),81.71%為中高收入農(nóng)戶(非貧困戶);貧困戶有社員身份的比例為46.98%,非貧困戶有社員身份的比例為85.24%。

農(nóng)戶所處環(huán)境、農(nóng)戶微觀行為、家庭人力資本等特征是影響農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)的重要因素,相關(guān)變量統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1。均值差t檢驗(yàn)表明,結(jié)果變量和各協(xié)變量在有社員身份和沒(méi)有社員身份間存在顯著組間差異,由各協(xié)變量結(jié)果可知,與沒(méi)有社員身份的普通農(nóng)戶相比,社員農(nóng)戶擁有有利的環(huán)境和稟賦優(yōu)勢(shì)。為避免這些環(huán)境和稟賦影響社員身份增收和減貧效應(yīng)的評(píng)估結(jié)果,使用處理效應(yīng)模型很有必要。

表1 變量統(tǒng)計(jì)性描述

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)社員身份的增收和減貧效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表2和表3分別報(bào)告了社員身份對(duì)農(nóng)戶增收水平和垂直維度效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。為使模型估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健,本文使用最近鄰匹配(k=4)、卡尺匹配(卡尺范圍0.06)、核匹配(帶寬0.06)、局部線性回歸匹配(帶寬0.8)和樣條匹配等方法進(jìn)行傾向值匹配,同時(shí)匯報(bào)自助法計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)誤。由表2和表3知,上述匹配方法下,社員身份增收水平和垂直維度效應(yīng)的處理結(jié)果比較接近。但是,在增收的水平和垂直效應(yīng)之間、在貧困戶和非貧困戶之間的處理效應(yīng)存在顯著差異。

由表2知,未參加合作社的普通農(nóng)戶自評(píng)家庭收入在村內(nèi)所處水平為中等偏下(2.841),但參加合作社的社員農(nóng)戶自評(píng)等級(jí)為中等偏上(最近鄰匹配結(jié)果3.306)。比較可知,社員身份將農(nóng)戶的收入自評(píng)等級(jí)由中等偏下提高到中等偏上水平,且處理效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在組群中,處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果有所差異,但五種匹配方法的估計(jì)結(jié)果均表明,社員身份對(duì)貧困戶增收水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)的增進(jìn)作用更大,在最近鄰匹配中,貧困戶的處理效應(yīng)(0.386)大于非貧困戶(0.337)。

表2 社員身份增收水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

由表3知,社員身份在增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)上,參加合作社的社員農(nóng)戶2019年較上年度收入增幅比未參加合作社的普通農(nóng)戶高2%～3%,核匹配中是1.889,樣條匹配中是3.010。組別結(jié)果上,社員身份使非貧困戶的收入增加約1%～2%,且統(tǒng)計(jì)上高度顯著;但是,在貧困戶中,社員身份導(dǎo)致的收入增幅非常小,且在卡尺匹配、核匹配、局部線性回歸匹配和樣條匹配中的處理效應(yīng)均不顯著,而最近鄰匹配的處理效應(yīng)則在經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計(jì)上的顯著性都較弱,貧困戶增收的垂直效應(yīng)約為非貧困戶的1/20。

表3 社員身份增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

由上述分析知,假設(shè)1“社員身份能有效增進(jìn)農(nóng)戶的增收和減貧效應(yīng)”和假設(shè)2“貧困戶與非貧困戶的增收和減貧效應(yīng)存在顯著組間差異”均得到驗(yàn)證。無(wú)論是在水平維度還是垂直維度,社員身份均顯著增進(jìn)了農(nóng)戶的增收和減貧效應(yīng);在增收的水平和垂直效應(yīng)中,社員身份帶給貧困戶和非貧困戶的增收和減貧效應(yīng)存在顯著組間差異,且方向不一致。

(二)共同支撐域與平衡性檢驗(yàn)

由表4報(bào)告的共同支撐域和平衡性檢驗(yàn)結(jié)果可知,上述匹配方法測(cè)度的社員身份增收和減貧效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果是比較可靠的。

表4 匹配前后解釋變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

1.共同支撐域。較大共同支撐域是傾向值匹配的重要前提,保證“處理組”和“對(duì)照組”的傾向值得分取值有大范圍重合部分,即“共同支撐域”。為保障匹配效果,往往僅截取傾向值得分在“共同支撐域”的數(shù)據(jù)。不同匹配方法由于“共同支撐域”差異導(dǎo)致的樣本損失量是不一樣的。本文使用的五種匹配方法導(dǎo)致的數(shù)據(jù)損失量是一致的,在不分組、貧困戶和非貧困戶的組別中,數(shù)據(jù)損失量分別為0.5%、0.7%和1.1%,匹配過(guò)程中僅損失了數(shù)量極少的樣本數(shù)據(jù),絕大多數(shù)樣本數(shù)據(jù)在共同支撐域范圍內(nèi),匹配效果較好。因此,有理由相信匹配產(chǎn)生的樣本損失對(duì)估計(jì)偏誤的影響較小。

2.平衡性檢驗(yàn)。社員農(nóng)戶和普通農(nóng)戶的初始稟賦差異顯著(表1均值t檢驗(yàn))。對(duì)社員身份的處理效應(yīng)評(píng)估要盡量減少這種“選擇偏誤”對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾,解釋變量在傾向值得分匹配后被較好地平衡,是社員身份處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可靠的重要前提。由表4知，五種匹配方法都對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了較好平衡,協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均在9%以下,多數(shù)在2%以下。以貧困戶樣本數(shù)據(jù)為例,Pseudo-R2由匹配前的0.065減少至匹配后的0.002～0.007;LR統(tǒng)計(jì)量由匹配前的95.834減少至匹配后的0.964～2.516,且變量聯(lián)合顯著性由匹配前的高度顯著變?yōu)楦叨炔伙@著;解釋變量的均值偏差由匹配前的23.4%減至2.9%～3.5%,中位數(shù)偏差由匹配前的17.6%減至2.5%～3.1%。不分組和非貧困組的檢驗(yàn)結(jié)果和貧困戶組結(jié)果類(lèi)似,匹配前后解釋變量平衡性較好。

(三)敏感性分析

本文在可觀測(cè)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上做出的選擇可能會(huì)忽略重要變量,進(jìn)而產(chǎn)生“隱形偏誤”,導(dǎo)致匹配結(jié)果對(duì)處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果是有偏的,故有必要計(jì)算敏感性水平以判斷“隱形偏誤”的嚴(yán)重程度。羅森鮑姆提出多種計(jì)算敏感性水平的方法,可使用Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)、Hodges-Lehmann點(diǎn)估計(jì)和區(qū)間估計(jì)檢驗(yàn)匹配結(jié)果的敏感性和穩(wěn)健性。表5和表6分別為社員身份增收水平、垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果對(duì)不同匹配方法的敏感性水平計(jì)算結(jié)果。當(dāng)Gamma值較大(為2)時(shí),單側(cè)顯著性水平才開(kāi)始跨越0.1,那么匹配結(jié)果對(duì)“隱形偏誤”才是比較穩(wěn)健的。

由表5知,當(dāng)Gamma為2時(shí),不分組、貧困戶和非貧困戶的增收水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)ATT分別在1%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,反映出增收水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果在不同匹配方法下對(duì)“隱形偏誤”是比較穩(wěn)健的,匹配結(jié)果是可靠的。

表5 社員身份增收水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)ATT的敏感性水平

由表6知,當(dāng)Gamma為2時(shí),僅貧困戶的增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。但是,不分組農(nóng)戶和非貧困戶的增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果分別在Gamma為1.24和1.49時(shí)變得敏感,這表明對(duì)非貧困戶和不分組農(nóng)戶其增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果對(duì)“隱形偏誤”有一定敏感性,不具穩(wěn)健性。因?qū)嶋H調(diào)研數(shù)據(jù)限制,無(wú)法對(duì)“隱形偏誤”深入分析,但對(duì)非貧困戶和不分組農(nóng)戶增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)的處理效應(yīng)解釋要更審慎。即便如此,本文核心結(jié)論不受“隱形偏誤”干擾。

表6 社員身份增收垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)ATT的敏感性水平

(四)實(shí)證結(jié)果解釋及討論

由匹配結(jié)果看,社員身份對(duì)農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)的增進(jìn)作用顯著(假設(shè)1),對(duì)農(nóng)戶增收的水平效應(yīng)、垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)均有顯著促進(jìn)作用(假設(shè)1a和假設(shè)1b)。社員身份對(duì)農(nóng)戶增收和減貧效應(yīng)的增進(jìn)作用存在顯著組間差異(假設(shè)2),然而與非貧困戶相比,社員身份對(duì)相對(duì)貧困戶增收水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)的增進(jìn)作用更大(與假設(shè)2相反),兼具增收和減貧效應(yīng);在增收垂直效應(yīng)上,社員身份對(duì)非貧困戶的增進(jìn)效應(yīng)比較明顯(這一結(jié)論對(duì)“隱形偏誤”存在一定敏感性,不具穩(wěn)健性),但是對(duì)相對(duì)貧困戶的增進(jìn)效應(yīng)則比較微弱,僅有增收效應(yīng),不具減貧效應(yīng)(假設(shè)2a和假設(shè)2b)。

上述結(jié)果存在一組“矛盾”的核心問(wèn)題,即:社員身份對(duì)相對(duì)貧困戶增收的水平效應(yīng)和減貧效應(yīng)的增進(jìn)作用比非貧困戶更強(qiáng)(穩(wěn)健),但是,對(duì)相對(duì)貧困戶增收的垂直效應(yīng)和減貧效應(yīng)的增進(jìn)作用卻較弱(同樣穩(wěn)健)。受調(diào)研數(shù)據(jù)客觀限制,無(wú)法對(duì)這一問(wèn)題做進(jìn)一步檢驗(yàn),嘗試從實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)中尋找一些經(jīng)驗(yàn)給出可能的解釋。我國(guó)近年反貧困實(shí)踐的突出特點(diǎn)就是政策支持力度大,存在較強(qiáng)政策外部性,統(tǒng)籌各級(jí)政府資源和政策投入到脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)中。此外,還存在諸如貧困群眾內(nèi)生動(dòng)力不足、扶貧對(duì)象識(shí)別不精準(zhǔn)等問(wèn)題,這都是上述結(jié)果的可能解釋。

其一,強(qiáng)政策外部性使得大量扶貧資源在較短政策期內(nèi)高強(qiáng)度投向貧困群體,參與合作社的貧困戶社員也在這個(gè)過(guò)程中得到政策優(yōu)待。在河南、陜西等地的調(diào)研發(fā)現(xiàn),合作社的產(chǎn)業(yè)扶貧模式和其他類(lèi)型的扶貧模式具有較大類(lèi)似特征,均是通過(guò)精準(zhǔn)識(shí)別貧困戶以提供差別化待遇。合作社通過(guò)為貧困戶社員提供高出市場(chǎng)價(jià)的收購(gòu)價(jià)格、優(yōu)先收購(gòu)貧困戶社員農(nóng)產(chǎn)品和為貧困戶社員提供務(wù)工機(jī)會(huì)等對(duì)其進(jìn)行幫扶。因此,與普通貧困農(nóng)戶相比,這些參與合作社的貧困戶得到了合作社的額外政策和資源扶持,自然提升了其在自評(píng)家庭收入時(shí)的相對(duì)水平(增收水平效應(yīng))。由于身份精準(zhǔn)識(shí)別機(jī)制,社員貧困戶除受到合作社的特殊對(duì)待外,還會(huì)享受到國(guó)家其他扶貧政策和資源的傾斜照顧,甚至這種增收水平效應(yīng)能超過(guò)非貧困戶。有學(xué)者發(fā)現(xiàn),因?yàn)榇罅抠Y源和政策投向貧困線及以下群眾,那些在貧困線上附近的大量群眾會(huì)產(chǎn)生不公平心理,這種基于絕對(duì)貧困線的識(shí)別機(jī)制可能會(huì)沖擊農(nóng)村社會(huì)秩序,形成“新貧困”現(xiàn)象,需要格外關(guān)注[9]。

其二,低收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力不足也會(huì)對(duì)社員身份的增收減貧效應(yīng)產(chǎn)生較大影響。低收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力不足嚴(yán)重制約產(chǎn)業(yè)扶貧效果。合作社為社員提供產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后等全產(chǎn)業(yè)鏈服務(wù),涉及要素采購(gòu)、技術(shù)培訓(xùn)、產(chǎn)品購(gòu)銷(xiāo)、加工等環(huán)節(jié),其中技術(shù)和投入產(chǎn)出核算等對(duì)農(nóng)戶人力資本要求較高,而低收入農(nóng)戶在人力資本上的劣勢(shì)無(wú)法在短期補(bǔ)上,會(huì)制約其內(nèi)生動(dòng)力。調(diào)研發(fā)現(xiàn),多數(shù)合作社都實(shí)際參與扶貧,但合作社對(duì)低收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力改造的效果也可能存在較大滯后效應(yīng)。在政策扶持下,貧困戶收入在當(dāng)期是有顯著增加的,甚至能擺脫貧困,但這種收入并非是由自身內(nèi)生動(dòng)力補(bǔ)足得到的,收入增加幅度可能是有限的,且不具有可持續(xù)增長(zhǎng)潛力。尤其是在贏得脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)后,這些脫貧戶可能受政策取消影響收入會(huì)短暫下滑。中高收入農(nóng)戶可借助社員身份享受合作社提供的各項(xiàng)技術(shù)和培訓(xùn)服務(wù),收入增長(zhǎng)則具有較強(qiáng)持續(xù)性。因此,社員身份能顯著提升非貧困戶的增收垂直效應(yīng),卻無(wú)法緩解低收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力不足難題,故社員身份對(duì)低收入農(nóng)戶增收的垂直效應(yīng)相對(duì)有限。

本文研究結(jié)論和現(xiàn)階段我國(guó)的脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)實(shí)踐是一致的,農(nóng)民合作社承擔(dān)的產(chǎn)業(yè)扶貧功能將政策和資源投向低收入農(nóng)戶,社員身份對(duì)農(nóng)戶增收減貧有顯著增進(jìn)效應(yīng)；但受限于低收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力不足,社員身份對(duì)其增收和減貧效應(yīng)不明顯或存在滯后效應(yīng)。農(nóng)民合作社作為有效銜接小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的關(guān)鍵橋梁,在完善農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)上地位重要,低收入農(nóng)戶持續(xù)高效嵌入合作社的發(fā)展模式值得深入思考,但是,參與合作社或擁有社員身份是否能跨過(guò)現(xiàn)實(shí)的扶貧困境和提升內(nèi)生動(dòng)力,需要審慎評(píng)估。研究發(fā)現(xiàn),社員身份對(duì)農(nóng)戶的增收影響存在維度和組別上的差異,但合作社扶貧的理論機(jī)制仍需要完善和細(xì)化,合作社扶貧的持續(xù)性和質(zhì)量有待進(jìn)一步探究;在實(shí)踐中,思考賦予社員身份后如何提升低收入農(nóng)戶內(nèi)生動(dòng)力是產(chǎn)業(yè)扶貧的重要課題,這對(duì)從本質(zhì)上解決貧困問(wèn)題至關(guān)重要。

四、結(jié)論及建議

以上研究結(jié)果表明：社員身份對(duì)農(nóng)戶增收水平效應(yīng)、增收垂直效應(yīng)的增進(jìn)效應(yīng)均顯著,但在分組中,社員身份的增收和減貧效應(yīng)存在顯著組間差異,即增收水平效應(yīng)上,社員身份對(duì)相對(duì)低收入農(nóng)戶的增進(jìn)效應(yīng)更大,兼具增收和減貧效應(yīng);增收垂直效應(yīng)上,社員身份對(duì)中高收入農(nóng)戶的增進(jìn)效應(yīng)較大,對(duì)低收入農(nóng)戶的增進(jìn)效應(yīng)極其微小,減貧效應(yīng)不明顯。

基于此,本文提出以下建議:(1)鼓勵(lì)農(nóng)民合作社發(fā)展和延長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈。在做大做強(qiáng)主營(yíng)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)上,鼓勵(lì)合作社積極與其他農(nóng)業(yè)組織合作,發(fā)展產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后的農(nóng)業(yè)閉環(huán)產(chǎn)業(yè)鏈,增強(qiáng)自身發(fā)展質(zhì)量和抗風(fēng)險(xiǎn)能力。引導(dǎo)合作社結(jié)合自身優(yōu)勢(shì)發(fā)展“電商+”“旅游+”等業(yè)務(wù),向綜合型合作社轉(zhuǎn)變,增強(qiáng)農(nóng)戶帶動(dòng)能力,保障產(chǎn)業(yè)扶貧效果持續(xù)輸出。(2)健全低收入農(nóng)戶嵌入合作社的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制。鼓勵(lì)合作社結(jié)合自身扶貧實(shí)踐,發(fā)揮自身組織優(yōu)勢(shì),探索適合脫貧戶深度參與合作社治理和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長(zhǎng)效機(jī)制,探索與脫貧戶建立契約型、股權(quán)型等多形式利益聯(lián)結(jié)機(jī)制,保障脫貧戶和合作社的利益,讓脫貧戶成為合作社的參與者,最大限度避免脫貧戶返貧。(3)多措并舉激發(fā)低收入農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。研究發(fā)現(xiàn),低收入農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力不足嚴(yán)重制約著合作社的增收和減貧效果,采取多種方式增強(qiáng)低收入農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力成為迫切需要解決的問(wèn)題。短期內(nèi),合作社要引導(dǎo)脫貧戶社員參與其開(kāi)展的合作社知識(shí)、生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)營(yíng)管理等系列專(zhuān)題培訓(xùn)和講座,通過(guò)評(píng)優(yōu)評(píng)先、物質(zhì)激勵(lì)等方式保障培訓(xùn)效果,形成低收入農(nóng)戶對(duì)合作社的正確認(rèn)知,為其深度參與合作社治理和經(jīng)營(yíng)提供便利。長(zhǎng)期看,政府要開(kāi)展行之有效的素質(zhì)教育培訓(xùn)課堂,從根本上改變低收入農(nóng)戶認(rèn)知能力和內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力不足的問(wèn)題,最大程度保障扶貧政策和資源的投入產(chǎn)出效果。(4)鼓勵(lì)合作社積極參與產(chǎn)業(yè)減貧。發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的終極目標(biāo)是增加農(nóng)民收入,讓低收入農(nóng)戶增加收入、提高生活水平。當(dāng)?shù)卣畱?yīng)出臺(tái)政策引導(dǎo)當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)發(fā)展,開(kāi)發(fā)當(dāng)?shù)靥赜匈Y源,引導(dǎo)農(nóng)業(yè)向?qū)I(yè)化、集約化、綠色化和現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型,為合作社壯大和發(fā)展提供堅(jiān)實(shí)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。合作社應(yīng)持續(xù)發(fā)揮產(chǎn)業(yè)扶貧重要參與者的角色,抓住鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的重大機(jī)遇,在脫貧攻堅(jiān)和鄉(xiāng)村振興有機(jī)銜接中發(fā)揮自身獨(dú)特作用。