農(nóng)民合作社減貧、增收效應(yīng)與異質(zhì)性分析
——基于中國西部貧困地區(qū)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)*

袁俊林，聶鳳英

（中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081）

0 引言

減貧始終是人類社會進步與發(fā)展面臨的艱巨任務(wù)[1]，也是世界各國在推進現(xiàn)代化進程中所必須經(jīng)歷的成長煩惱。改革開放以來，具有中國特色的扶貧開發(fā)道路在改革創(chuàng)新中拓展，扶貧模式從以單純提供物質(zhì)援助為特征的“救濟式扶貧”向注重區(qū)域瞄準的“開發(fā)式扶貧”，再到區(qū)域瞄準與個體精準相結(jié)合的“攻堅式扶貧”轉(zhuǎn)變。特別是實施“攻堅式扶貧”以來，2012—2019 年我國農(nóng)村貧困人口總計減少9 300余萬，貧困發(fā)生率由10.2%縮減至0.6%。雖然我國扶貧事業(yè)取得了階段性的政策成效，但不得不承認的是長期以來農(nóng)村貧富差距仍然日益擴大，經(jīng)濟增長脫貧的“涓滴效應(yīng)”日漸式微，扶貧投資的“邊際效應(yīng)”減弱，“硬骨頭”逐漸增多，扶貧工作依舊刻不容緩。

如何提升扶貧開發(fā)效益，一個可行的路徑就是通過引入社會要素，實現(xiàn)政府、社會、市場多元扶貧行動主體的網(wǎng)絡(luò)化互動，各主體協(xié)同介入、有效配合共同承擔激發(fā)貧困地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的責任，從而提高生產(chǎn)要素效率并真正惠及貧困人口。農(nóng)民合作社（以下簡稱：合作社）作為“弱者”互助性的經(jīng)濟自組織，能夠有效聯(lián)結(jié)政府、市場、社區(qū)、貧困群體，實現(xiàn)有限扶貧資源的優(yōu)化配置。它相比以目標利潤為導(dǎo)向的企業(yè)，在追求自身經(jīng)濟發(fā)展的同時可以兼顧貧困農(nóng)戶的利益、能力和權(quán)利發(fā)展訴求[2]，以其組織的凝聚力和感召力，利益的聯(lián)結(jié)和吸引力，匯聚和帶動了大批農(nóng)戶，集聚了豐富的社會資本[3]，是農(nóng)村地區(qū)反貧困合意、有效的組織化形態(tài)[4]，也理應(yīng)成為精準扶貧的重要力量[5]。基于合作社在民間的普及性以及獨特的親和力，國家在政策層面構(gòu)建扶貧的政策網(wǎng)絡(luò)中，出臺一系列綱領(lǐng)性文件，推動落實鼓勵合作社參與產(chǎn)業(yè)精準扶貧精準脫貧?！吨袊r(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011－2020 年）》（2011 年）強調(diào)要推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，在廣大農(nóng)村地區(qū)利用合作社開展產(chǎn)業(yè)扶貧，帶動和幫助貧困農(nóng)戶發(fā)展致富產(chǎn)業(yè)。《中共中央國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》（2015年）指出要加強貧困地區(qū)合作社的培育，探索資產(chǎn)收益扶貧、開展農(nóng)民資金信用合作試點，發(fā)揮合作社對貧困農(nóng)戶的組織帶動作用?！丁笆濉泵撠毠砸?guī)劃》（2016年）強調(diào)要鼓勵以合作社為載體開展產(chǎn)業(yè)扶貧、電商扶貧、旅游扶貧、資產(chǎn)收益扶貧及科技扶貧等。《中共中央國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)三年行動的指導(dǎo)意見》（2018 年）指出推廣“合作社+管護+貧困戶”模式，吸納貧困人口參與天然林、集體公益林管護。鼓勵貧困戶將林地經(jīng)營權(quán)入股造林合作社，增加資產(chǎn)性收入。

可以看出，無論是學(xué)術(shù)界抑或政府，對合作社促進貧困農(nóng)戶福利的提升均寄予了諸多期許。貧困農(nóng)戶增收問題是衡量扶貧成效最直接的指標，合作社能否促進貧困農(nóng)戶增收？以及在多大程度上促進其收入的增加？回答這些問題將關(guān)系到以合作社為載體更為有效扶貧舉措的制定與實施。因此，文章以農(nóng)戶為研究視角探究貧困地區(qū)合作社的農(nóng)戶收入效應(yīng)，對于完善和優(yōu)化合作社減貧政策，更好地發(fā)揮合作社的減貧帶動作用，穩(wěn)固脫貧攻堅成效，助力鄉(xiāng)村振興發(fā)展均具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

1 文獻回顧

合作社作為成員自愿聯(lián)合、滿足成員共同服務(wù)需求的互助性農(nóng)民自組織，是市場經(jīng)濟條件下緩解弱勢小農(nóng)與大市場內(nèi)在張力，農(nóng)產(chǎn)品市場組織形態(tài)創(chuàng)新的產(chǎn)物，其組建的初衷在于節(jié)約交易費用、增進社員福利。獨特的制度安排與運行機制使得合作社天然具有益貧的組織特征，易為貧困人口所接受。對于合作社的益貧性，國內(nèi)外不少學(xué)者做了深入而細致的研究，主要集中在兩個方面。

多數(shù)學(xué)者認為合作社在減貧領(lǐng)域能夠發(fā)揮正向的促進作用。Chikwendu[6]以尼日利亞為例，研究發(fā)現(xiàn)合作社可以通過賦予貧困婦女的教育、培訓(xùn)、醫(yī)療保健及決策機會，增加貧困婦女的收入。Getnet[7]基于埃塞俄比亞的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，合作社對支持民生發(fā)展和減貧有積極的作用，在農(nóng)民生產(chǎn)生活中起到了節(jié)約成本、提升收入和儲蓄的作用。Ito[8]認為農(nóng)業(yè)合作制度是農(nóng)民提高自身經(jīng)濟地位的重要途徑，合作產(chǎn)生的經(jīng)濟效益對小規(guī)模農(nóng)場來說是顯著的。陳杰[9]采用傾向得分匹配結(jié)合雙重差分模型對水稻種植戶加入合作社的收入效應(yīng)進行分析。研究表明，在消除選擇性偏差后，合作社可以顯著提高水稻種植戶的銷售收入，對大規(guī)模種植戶的增收效果要好于小規(guī)模種植戶。柏振忠[10]認為合作社是科技扶貧的“藥引子”，其引進先進的生產(chǎn)工具和科技成果，努力貫徹政府科技推廣、農(nóng)村勞動力技能培訓(xùn)政策。一方面，可以推動政府科技脫貧攻堅工程的實施，增強政府農(nóng)業(yè)科技服務(wù)及調(diào)控農(nóng)業(yè)的能力。另一方面，培養(yǎng)了大批農(nóng)業(yè)科技人才和技術(shù)型農(nóng)民，克服貧困人口因物質(zhì)匱乏，無法投入先進農(nóng)業(yè)技術(shù)和生產(chǎn)工具，單純依靠勞動時間累積的缺陷，從而彌合技術(shù)空缺的局限性。作為社會扶貧的重要元素，合作社嵌入鄉(xiāng)村社會熟人網(wǎng)絡(luò)中，在有效解決“扶持誰”提高精準扶貧瞄準精度的基礎(chǔ)之上，通過承接國家撥付的扶貧資金和市場扶貧開發(fā)資源，有效解決“誰來扶”；通過開展產(chǎn)業(yè)扶貧、資產(chǎn)收益扶貧、金融扶貧以及科技扶貧解決“如何扶”[11]。

與此同時，也有學(xué)者關(guān)注到了合作社對減貧的弱化效應(yīng)，持有與上述結(jié)論不同的觀點。Ofori[12]利用柬埔寨兩個省的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，控制了合作社的制度異質(zhì)性與成員異質(zhì)性，使用傾向得分匹配法研究了商業(yè)蔬菜合作社對成員農(nóng)業(yè)績效的影響，結(jié)果表明加入合作社的成員，其農(nóng)業(yè)收入沒有增加。苑鵬[13]認為，自精準扶貧實施以來，有些合作社為了得到扶貧項目資金，僅從形式上吸納貧困農(nóng)戶加入，并不開展實質(zhì)性業(yè)務(wù)、更不刻意追求扶貧績效，形成政策推動式的“空殼社”。應(yīng)瑞瑤[14]認為現(xiàn)實版的農(nóng)民合作組織，大多不具有合作社的特征，而是異化的合作組織。在異質(zhì)性社員結(jié)構(gòu)下，對于核心社員來說，他們往往在合作社組織架構(gòu)中占有重要席位，擁有絕對剩余控制權(quán)和剩余索取權(quán)，并隨著合作社資源要素循環(huán)積累，構(gòu)建起對己有利的治理結(jié)構(gòu)，固化權(quán)力格局，進一步促使資源要素向核心成員集聚[15]。對于貧困弱勢社員來說，他們是合作社的跟隨者、參與者，缺少專業(yè)知識技能及社會支持網(wǎng)絡(luò)，風險抵御能力弱，受制于資金約束沒有入股或占股較低，往往被排斥在合作社之外[16]。雖然貧困地區(qū)合作社對于異質(zhì)性群體的收入均具有正向促進作用，但社員受益不均等，合作社難以保障低收入群體的利益[17]。

綜上可知，現(xiàn)有文獻對合作社減貧進行了有益的探索，所得結(jié)論和觀點為文章后續(xù)的研究奠定了堅實基礎(chǔ)。但存在以下不足：第一，雖然關(guān)于合作社益貧功能的定性研究結(jié)論已趨于統(tǒng)一，但在實證量化研究方面，缺少較為系統(tǒng)、客觀的變量束；第二，在脫貧攻堅背景下，現(xiàn)有定量研究多數(shù)將農(nóng)戶看做一種相對均質(zhì)群體，合作社對不同類型農(nóng)戶，尤其是建檔立卡貧困戶和非建檔立卡貧困戶、不同受教育程度農(nóng)戶收入效應(yīng)的差異關(guān)注者較少；第三，在農(nóng)戶微觀研究層面，目前尤為缺乏對中國貧困地區(qū)大樣本農(nóng)戶的討論。鑒于此，該文利用云南、貴州、陜西及甘肅1 393個樣本農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，設(shè)計較為全面的變量束，運用分位數(shù)回歸和傾向得分匹配法探求農(nóng)戶參加合作社的行為特征，回答哪些因素影響農(nóng)戶加入合作社；分析貧困地區(qū)農(nóng)戶加入合作社前后對其家庭總收入的作用路徑和效果，量化驗證農(nóng)戶加入合作社的收入效應(yīng)。該文的研究結(jié)果可以為評價樣本區(qū)扶貧攻堅階段合作社減貧成效提供科學(xué)的判斷依據(jù)，同時也為接下來的相對貧困治理階段合作社減貧配套政策的制定提供理論指導(dǎo)。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文使用的樣本數(shù)據(jù)來源于課題組在2018 年7—9 月對云南武定、會澤，貴州正安、盤州，陜西鎮(zhèn)安、洛南，甘肅清水等涉及4省7個國家級貧困縣（市），130個村，每村12名農(nóng)戶總計1 560農(nóng)戶的入戶調(diào)研。樣本農(nóng)戶的選取基于多階段抽樣法，依次采用聚類分析法（選省和縣）、PPS 抽樣法（選村）和隨機抽樣法（選農(nóng)戶），所以該樣本在很大程度上代表了中國貧困縣域中最需關(guān)注的農(nóng)戶人群。調(diào)研問卷經(jīng)過專家討論、預(yù)調(diào)研優(yōu)化多輪設(shè)計修改而成，采用入戶一對一訪談的方式完成問卷。該文所采用的數(shù)據(jù)來源于問卷中家庭基本信息、財產(chǎn)和財務(wù)狀況、農(nóng)業(yè)、生計、賦權(quán)部分。經(jīng)整理、剔除數(shù)據(jù)缺失不合要求的167份問卷后，該文實際的研究對象為1 393戶，有效率達到89.3%。

2.2 實證方法

2.2.1 分位數(shù)回歸模型

假設(shè)條件分布y|x的總體q分位數(shù)yq(x)是x的線性函數(shù)，即：

式（1）中，γq被稱為“q分位數(shù)回歸系數(shù)”，其估計量?可以由以下最小化問題定義為：

式（2）中，q是估計時設(shè)定的分位數(shù)值，該文設(shè)定10%，50%和90%這3個具有代表性的分位點，分別代表低收入群體、中等收入群體和高收入群體，隨著農(nóng)戶收入的提高，表示農(nóng)戶的資源稟賦越好。

2.2.2 傾向得分匹配法

農(nóng)戶是否參加合作社往往是追求最優(yōu)化的自我選擇結(jié)果，OLS 估計農(nóng)戶的收入效應(yīng)忽視了自選擇問題，其結(jié)果可能有偏。因此，該文進一步采用傾向得分匹配法（PSM），該方法的基本思路是通過找尋特征相似的控制組（不加入合作社的農(nóng)戶），使其能夠模擬處理組（加入合作社的農(nóng)戶）的“反事實”狀態(tài)，從而對比分析農(nóng)戶在參加和不參加合作社兩種對立情形下的收入貧困減緩效果差異。該方法能有效解決自選擇偏誤引起的誤差和內(nèi)生性問題。

傾向得分的定義是，在給定影響因素xi的情況下，個體i進入處理組的條件概率為：

假設(shè)一個虛擬變量Di={0，1}，Di=0 表示農(nóng)戶沒加入合作社，y0i則表示個體i未參加合作社的未來收入；Di=1表示農(nóng)戶加入合作社，y1i則表示個體i參加合作社的未來收入。存在兩種狀態(tài)為：

為保證處理組與控制組的特征變量最大限度重疊，傾向得分匹配法需要兩個假設(shè)前提：一是條件獨立假設(shè)。當控制了一組影響因素x后，農(nóng)戶做出是否參加合作社的決定與農(nóng)戶的收入是相互獨立的，即y1i和y0i對Di的影響能夠忽略，控制了這組影響因素后，是否加入合作社在樣本中的分配則是隨機的，公式為：

二是重疊假設(shè)。該假設(shè)要求在x的每個可能取值上，都同時具有加入合作社和不加入合作社的正向概率，以保證處理組和控制組的傾向得分盡可能處在相同范圍，有共同的空間域，滿足重疊假設(shè)可以提高樣本匹配的質(zhì)量，公式為：

借助Stata13.0 運用Logit 模型計算處理組的傾向得分值，在兩個假設(shè)滿足之后計算平均處理效應(yīng)。處理效應(yīng)可分為ATT（處理組的平均處理效應(yīng)，下文同）、ATU（控制組的平均處理效應(yīng)，下文同）和ATE（總樣本的平均處理效應(yīng)，下文同）。分別表示為：

式（7）至（10）中，PSi表示農(nóng)戶是否加入合作社的條件概率，即傾向得分，β為Logit回歸的估計系數(shù)；N1=∑iDi為處理組個數(shù)，相應(yīng)的表示僅對處理組個體加總；N0=∑j(1-Dj)為控制組個數(shù)，相應(yīng)的表示僅對控制組個體加總。對于政策制定者們來說，則主要關(guān)注ATT，它衡量的是參加合作社農(nóng)戶的毛收益。

2.3 變量設(shè)置

該文將家庭總收入的對數(shù)作為結(jié)果變量，農(nóng)戶是否參加合作社作為處理變量。協(xié)變量選取借鑒前人的研究成果[18-21]，并結(jié)合實際情況，從農(nóng)戶基本信息層、資源稟賦層、組織層、社會資本層、政策層等方面選?。ū?），以期在控制農(nóng)戶家庭稟賦以及生產(chǎn)與經(jīng)濟行為特征影響的前提下探討合作社對農(nóng)戶的收入效應(yīng)。表1 均值T 檢驗表明，處理組和控制組中樣本農(nóng)戶在戶主年齡、戶主受教育年限、勞動力數(shù)量、是否建檔立卡、外出務(wù)工家庭、土地面積、生產(chǎn)性資產(chǎn)支出對數(shù)、村干部家庭、村里是否有農(nóng)民合作社、人情往來支出對數(shù)、是否參加專業(yè)培訓(xùn)等指標上均表現(xiàn)出顯著的組間差異。這說明農(nóng)戶參與合作社的行為并不是隨機選擇的過程，存在自選擇的問題。若忽視這種樣本選擇偏誤，簡單地進行比較或回歸分析，會導(dǎo)致有偏的估計結(jié)果。

表1 變量選取及描述

2018 年調(diào)查結(jié)果顯示，在7 個貧困縣的樣本農(nóng)戶中，農(nóng)戶人均毛收入為1.566 2 萬。參加合作社的農(nóng)戶有509 戶，占樣本總量的36.54%，其中貧困農(nóng)戶有174 戶，占34.18%。表明農(nóng)戶缺乏參加合作社的積極性，未來農(nóng)戶加入合作社的潛力較大。從中也可以看出貧困農(nóng)戶對合作社扶貧關(guān)注度、參與度較低，原因可能是他們對合作社減貧績效存在疑慮，也從側(cè)面反映了要想使合作社真正成為幫助貧困農(nóng)戶脫貧增收的利器，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)扶貧的載體作用，還需要相應(yīng)的政策創(chuàng)設(shè)和制度完善。

3 實證結(jié)果分析

3.1 分位數(shù)回歸結(jié)果

表2同時給出了OLS基準回歸估計結(jié)果和具有代表性分位點的結(jié)果。OLS顯示，參加合作社回歸系數(shù)在1%的置信水平下顯著且為正向，表明參加合作社可以帶來25.70%（exp（0.2287）-1）的收入回報。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，隨著家庭總收入分位數(shù)的增加，是否參加合作社分位數(shù)系數(shù)都為正且呈現(xiàn)出逐漸遞增的趨勢，除了在“10%分位點”上的系數(shù)估計值不顯著，其他系數(shù)都在10%的水平上顯著。說明貧困地區(qū)合作社對家庭總收入處于中、高水平農(nóng)戶的促進作用明顯，對家庭總收入處于低水平農(nóng)戶的促進作用不明顯。

表2 分位數(shù)回歸估計結(jié)果

3.2 傾向得分匹配結(jié)果

3.2.1 匹配變量選取

通過Logit 模型估計傾向得分，依據(jù)得分進行匹配，結(jié)果如表3所列。除勞動力數(shù)量、離最近市場的距離對數(shù)、生產(chǎn)性資產(chǎn)支出對數(shù)、村干部家庭沒通過顯著性檢驗外，其他變量均對農(nóng)戶參加合作社行為決策有顯著影響。

表3 Logit模型回歸結(jié)果

戶主受教育年限每增加1年，農(nóng)戶加入合作社的概率將增加0.93%。文化程度高的農(nóng)民學(xué)習(xí)能力較強，知識儲備也相對豐富，其接受運用新事物的速度就會越快，對合作社助農(nóng)增收效應(yīng)的認知越明確，加入合作社的可能性就越大。

如果是建檔立卡貧困戶，農(nóng)戶加入合作社的概率將增加7.24%。一般來說，貧困農(nóng)戶經(jīng)濟資源、人力資源及社會資源處于相對匱乏狀態(tài)，自我發(fā)展能力欠缺。合作社可以增加貧困農(nóng)戶的資源存量，幫助他們將資源轉(zhuǎn)化為生存和發(fā)展的資本，提升自我發(fā)展意識，彰顯主體性。所以貧困農(nóng)戶加入合作社的意愿會更強。

土地面積每增加667m2，農(nóng)戶加入合作社的概率將增加0.73%。相較于小規(guī)模土地經(jīng)營者，大規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶在進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時往往會投入更多的資金、技術(shù)以及人力，而且在產(chǎn)品生產(chǎn)、銷售的過程中承擔的風險也較大。合作社在獲得創(chuàng)新技術(shù)、融資途徑、信息及人員配備，應(yīng)對自然風險、市場風險等方面具有優(yōu)勢，因而他們參加合作社的積極性就會越強。

村里面如果有合作社，農(nóng)戶加入的概率將增加18.21%。村里面是否有合作社代表著村里的農(nóng)戶是否有入社的機會，村里面成立合作社可顯著增強農(nóng)戶的入社意愿。

人情往來支出對數(shù)每增加1%，農(nóng)戶加入合作社的概率將增加1.05%。人際關(guān)系是表征社會資本的重要指標，我國的傳統(tǒng)文化是熟人社會，合作社的發(fā)育和成長勢必帶有根植于鄉(xiāng)村本土的血緣、親緣關(guān)系特征，在熟人社會里農(nóng)民更容易合作，容易建立起彼此信任，這種以人際關(guān)系基礎(chǔ)為紐帶的“特殊信任”是農(nóng)民走向合作最基本的行為邏輯。因而，社會資本相對豐富的農(nóng)戶，其加入合作社的意愿會更強。

政府補貼津貼對數(shù)每增加1%，農(nóng)戶加入合作社的概率將增加0.77%。當政府提供各種生產(chǎn)、生活性惠農(nóng)補貼時，貧困地區(qū)農(nóng)戶由于獲取增收的渠道較少，他們對獲取轉(zhuǎn)移性補貼的意愿強烈。近些年，國家支持合作社等農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展，出臺了包括產(chǎn)業(yè)傾斜，財稅扶持，金融、科技、人才支持等多方面的政策用于扶持合作社，增強自我發(fā)展能力和公共服務(wù)能力。這些因素的綜合作用促使農(nóng)戶有加入合作社的強烈意愿。

如果參加專業(yè)培訓(xùn)，農(nóng)戶加入合作社的概率將增加15.38%。專業(yè)的主體培訓(xùn)或技能培訓(xùn)能有效改善農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，提高其職業(yè)技能，從而提高家庭收入水平。農(nóng)戶希望加入合作社，參加合作社舉辦的生產(chǎn)性培訓(xùn)、勞動技能培訓(xùn)等相關(guān)活動，達到增收的目的。

戶主年齡每增加1歲，農(nóng)戶加入合作社的概率將會減少0.29%。一般來說，農(nóng)戶年齡與學(xué)歷呈現(xiàn)反向關(guān)系，隨著農(nóng)戶年齡的增大，由于受自身認知能力和條件的限制，接受運用新知識、新事物的能力變差，他們對合作社的需求也就相對較小。

學(xué)生數(shù)量每增加1個，農(nóng)戶加入合作社的概率將會減少3.69%?？赡苁且驗椋斍稗r(nóng)村人的教育理念與以往已完全不同，對孩子的教育重視程度逐漸提高，有的農(nóng)戶會將孩子送至條件較好的學(xué)校甚至是私立學(xué)校讀書，家庭教育投資越來越大直接導(dǎo)致家庭總開支的增加，農(nóng)戶為了緩解經(jīng)濟壓力，會傾向于選擇參加能夠直接提升收入的活動如外出務(wù)工，而不考慮加入合作社。

有外出務(wù)工人員，農(nóng)戶加入合作社的概率將會減少6.01%。外出打工人員接觸面廣、信息來源渠道寬，善于接受新事物，其兼業(yè)收入遠大于農(nóng)業(yè)收入并構(gòu)成家庭收入的主要來源，農(nóng)戶兼業(yè)收益預(yù)期大于加入合作社的收益，所以參加合作社的意愿較弱。

綜上所述，選取戶主年齡、戶主受教育年限、學(xué)生數(shù)量、是否建檔立卡、外出務(wù)工家庭、土地面積、村里面是否有農(nóng)民合作社、人情往來支出對數(shù)、政府補貼津貼對數(shù)、是否參加專業(yè)培訓(xùn)等顯著的變量進行傾向得分匹配，從而消除這些特征變量在兩組樣本之間的差異性。

3.2.2 匹配質(zhì)量檢驗

（1）平衡性檢驗。經(jīng)過傾向得分匹配后，需要檢查兩組樣本間的平衡性問題，即匹配后樣本組之間除了農(nóng)戶的家庭收入存在差異外，各特征變量不存在顯著的系統(tǒng)差異。檢驗結(jié)果如表4所列。

從表4可以看出，匹配前，大部分變量的處理組和控制組的標準偏差都較大，且通過T檢驗顯示大部分變量P值小于0.1，表明有顯著性差異。經(jīng)過核匹配后，除了學(xué)生數(shù)量之外，其余所有變量兩組的偏差都出現(xiàn)了一定程度的消減，偏差的絕對值都在10%以內(nèi)，且T 檢驗概率值均大于0.1，表明在10%的顯著性水平下，均不能拒絕原假設(shè)（原假設(shè)為匹配后兩組無顯著差異）。雖然兩組的學(xué)生數(shù)量偏差有增大，但是其絕對值依舊在10%以內(nèi)，且T檢驗同樣無顯著差異。由此表明，匹配后兩組變量的差異得到控制，之間已不存在統(tǒng)計差別，達到了類似于隨機試驗的效果，滿足條件獨立假設(shè)。

表4 平衡檢驗

（2）匹配質(zhì)量。滿足條件獨立假設(shè)后，接下來計算傾向得分匹配重疊假設(shè)結(jié)果，檢驗兩組樣本間的重疊假設(shè)情況。匹配質(zhì)量情況如表5所列。

從偽R2看，3 種方法匹配后該值均有不同程度的減少，由匹配前的0.091，分別降到0.011、0.002、0.000，表明匹配后變量消除了系統(tǒng)差異。

從均值偏差看，匹配前為22.4，3種方法匹配后都有不同程度的縮減。其中，核匹配后，匹配質(zhì)量大幅度提高，均值偏差縮減至1.0，表明了匹配過程可以較好地匹配兩組的樣本特征。采用最近鄰匹配法和半徑匹配法后，匹配質(zhì)量也有所提高，均值偏差分別縮減至6.7、2.5。

從其他指標來看，與匹配前相比，匹配后的卡方統(tǒng)計量、B 值、R 值均有不同程度的下降，匹配后所有的P值均大于10%，B 值均小于25%，R 值均在1 左右。樣本匹配比較成功，已大大削弱自選擇所導(dǎo)致的估計偏誤。

進一步的，圖1顯示了處理組和控制組傾向得分的核密度函數(shù)，比較直觀地展示了匹配前后的共同支撐效果。由圖看出，匹配前兩組的PS 值概率分布存在比較明顯的差異，核密度曲線相距較遠。經(jīng)過匹配后，處理組和控制組核密度曲線靠近很多，表明兩組可觀測的個體特征差異顯著減小，兩組樣本的PS 值概率分布都已非常接近，匹配效果較好，由此滿足重疊假設(shè)，說明該文選擇的匹配變量和匹配方法是合適的。

圖1 核密度函數(shù)

3.2.3 傾向得分處理效應(yīng)分析

接下來，計算合作社對兩組家庭總收入的處理效應(yīng)，結(jié)果如表6 所列。從表6 可以看出，雖然由于不同匹配方法的共同支撐區(qū)域是不同的，使得不同匹配方法估算結(jié)果存在著較小的差異，但是他們之間的處理效應(yīng)的方向和趨勢是一致的。利用最近鄰匹配后，處理組農(nóng)戶與控制組農(nóng)戶的家庭總收入的對數(shù)分別為10.335 7 和9.972 9，差值為0.362 8，加入合作社農(nóng)戶的家庭總收入比沒加入合作社的農(nóng)戶顯著高43.73%（exp（0.362 8）-1）。其他兩種匹配方法也得出了類似的結(jié)論，加入合作社農(nóng)戶的收入水平分別提高36.33%（exp（0.309 9）-1）、34.25%（exp（0.294 5）-1）。總的來看，考慮了加入合作社的選擇性偏誤等內(nèi)生性問題后，合作社對于農(nóng)戶的家庭總收入有顯著的正向作用，平均增收38.04%（exp（0.322 4）-1）。

表6 家庭總收入對數(shù)傾向得分匹配檢驗結(jié)果

3 種匹配方法ATT 值均在1%顯著性水平下通過檢驗，從而說明樣本間匹配的結(jié)果較為穩(wěn)健，研究所得的結(jié)論較為可信，從影響農(nóng)戶家庭總收入的諸多因素中將是否參加合作社單獨提取出來，以考察其對家庭總收入的作用效應(yīng)具有一定的可信度和說服力。

3.3 農(nóng)戶異質(zhì)性考察

為進一步檢驗參與合作社對不同樣本群體的作用效果，分別依據(jù)農(nóng)戶屬性和戶主受教育程度分組來討論農(nóng)戶參與合作社收入效應(yīng)的組間差異。

3.3.1 貧困農(nóng)戶與非貧困農(nóng)戶分組討論

加入合作社貧困農(nóng)戶與非貧困農(nóng)戶家庭收入的處理效應(yīng)，如表7所列，以核匹配為例，結(jié)果顯示參加合作社對貧困農(nóng)戶和非貧困農(nóng)戶收入均具有顯著的促進作用，且分別通過5%、1%的顯著性檢驗。平均處理效應(yīng)ATT值0.274 3＜0.330 6，表明參與合作社對非貧困農(nóng)戶的增收效應(yīng)更明顯。其他匹配方法，也得出了相對一致的結(jié)論。這與分位數(shù)回歸的研究結(jié)論相似，再次佐證了合作社對高收入、資源稟賦高農(nóng)戶家庭增收促進作用更強。產(chǎn)生這種情況的原因可能是，非貧困農(nóng)戶相較于貧困農(nóng)戶而言往往擁有更多的人力資本、物資資本和社會資本，在合作社中發(fā)揮資源稟賦優(yōu)勢，從而爭取更多的發(fā)言權(quán)，決策效果更為明顯，所得的經(jīng)濟收益往往也高于資源稟賦差的農(nóng)戶。

表7 不同農(nóng)戶屬性ATT檢驗結(jié)果

3.3.2 教育程度的分組討論

受教育年限是農(nóng)戶人力資本的重要表征，其不僅影響農(nóng)戶參與合作社的意愿，也對參與合作社后的家庭收入有一定的影響。依據(jù)戶主的受教育年限，以九年義務(wù)教育為劃分標準，分為初中及以下、高中及以上兩組來研究農(nóng)戶入社的平均處理效應(yīng)，如表8所列。以核匹配為例，參加合作社對兩組農(nóng)戶均具有顯著的促進作用，且分別通過1%、5%的顯著性檢驗。平均處理效應(yīng)ATT值0.296 1＞0.264 1，表明參與合作社對初中及以下農(nóng)戶的增收促進作用最明顯。其他匹配方法，也得出了相對一致的結(jié)論?？赡艿慕忉屖?，入社前低學(xué)歷農(nóng)戶多從事簡單體力勞動，缺乏技術(shù)在勞動力市場處于相對劣勢，工作穩(wěn)定性較差，其家庭收入來源主要依賴務(wù)農(nóng)經(jīng)營性增收。入社后，合作社開展技能培訓(xùn)活動并提供了一些就地就近的務(wù)工機會，不僅可以提升低學(xué)歷農(nóng)戶的技能水平，而且能夠得到相應(yīng)的勞工報酬，獲得穩(wěn)定的工資性收入，入社后增收效應(yīng)明顯。

表8 不同受教育水平ATT檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

隨著精準扶貧工作的開展，合作社日益成為農(nóng)村地區(qū)發(fā)展產(chǎn)業(yè)，提高貧困農(nóng)戶經(jīng)濟收益的重要扶貧手段。該文利用云南、貴州、陜西及甘肅4 省7 縣的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，分別從農(nóng)戶基本信息、資源稟賦、組織、社會資本及政策等層面選取變量，研究不同收入分位數(shù)農(nóng)戶加入合作社的異質(zhì)性，農(nóng)戶加入合作社的主要影響因素，農(nóng)戶加入合作社所產(chǎn)生的收入效應(yīng)以及合作社對異質(zhì)性群體的增收差異這4個問題，實證結(jié)果如下。

（1）通過分位數(shù)回歸可知，貧困地區(qū)合作社對全樣本農(nóng)戶增收均具有正向影響，但僅對中高收入水平農(nóng)戶影響顯著，對低收入水平農(nóng)戶的增收促進作用不明顯。

（2）戶主受教育年限、是否建檔立卡、土地面積、村里面是否有農(nóng)民合作社、人情往來支出對數(shù)、政府補貼津貼對數(shù)、是否參加專業(yè)培訓(xùn)等因素均提高了農(nóng)戶參加合作社的意愿；而戶主年齡、學(xué)生數(shù)量、外出務(wù)工家庭等因素會降低農(nóng)戶參加合作社的意愿；勞動力數(shù)量、離最近市場的距離對數(shù)、生產(chǎn)性資產(chǎn)支出對數(shù)、村干部家庭等因素對農(nóng)戶是否參加合作社的影響不顯著。

（3）使用傾向得分匹配法，在克服樣本選擇偏誤等產(chǎn)生的內(nèi)生性問題后，結(jié)果顯示參加合作社仍然可以增加農(nóng)戶家庭總收入，平均增收38.04%。

（4）農(nóng)戶異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，參與合作社對非貧困、低學(xué)歷農(nóng)戶的增收促進作用更為明顯。

4.2 啟示

（1）應(yīng)著力培育和發(fā)展合作社。針對目前我國合作社普遍異化的事實，要轉(zhuǎn)變“先發(fā)展、后規(guī)范”的發(fā)展路徑，在促進合作社增量的同時重點優(yōu)化存量，不斷提升其規(guī)范化運營水平和自我發(fā)展能力；政府應(yīng)加強政策引導(dǎo)，為合作社的高質(zhì)量發(fā)展提供良好的政策、法律等外部寬松環(huán)境；強化扶貧資金的監(jiān)管機制，政府在投放扶貧資源時應(yīng)充分考慮合作社的扶貧成效，把評價重點放在其帶動貧困農(nóng)戶的比例和效果上，并將其作為分配扶貧資源的主要依據(jù)和合作社參與精準扶貧的考核指標，增強合作社帶貧益貧能力。

（2）提升農(nóng)戶參與合作社的意愿。應(yīng)注重開發(fā)農(nóng)戶的人力資本，加大貧困地區(qū)農(nóng)戶技能培訓(xùn)和農(nóng)技推廣力度，提高農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營能力、職業(yè)素養(yǎng)和受教育程度；注重農(nóng)戶社會資本的建構(gòu)，增進農(nóng)戶間交往與互惠合作，推動參與式扶貧；應(yīng)加大財政資金支持農(nóng)業(yè)的力度，完善惠農(nóng)支農(nóng)補貼政策。

（3）強化合作社與貧困農(nóng)戶的利益聯(lián)結(jié)，注重扶貧資源對于貧困農(nóng)戶獲得的便利性。在合作社的生產(chǎn)經(jīng)營中應(yīng)給予貧困農(nóng)戶特殊優(yōu)惠或照顧，明確貧困農(nóng)戶社員資格的規(guī)模和比例，明確對貧困農(nóng)戶的增收效應(yīng)，保障貧困成員的參與性，確保扶貧資源瞄準真正的貧困群體，避免資源偏向核心社員、富裕農(nóng)戶而出現(xiàn)“大農(nóng)吃小農(nóng)”“精英俘獲”現(xiàn)象。