農民合作社提升農戶自我發展能力的效果分析
——基于四川秦巴山區的實證

劉宇熒，王雪姣，傅新紅

（四川農業大學管理學院，成都 611130）

2007年以來，農民合作社（以下簡稱合作社）的數量不斷上升，截至2016年12月底，全國登記注冊的合作社共179.4萬家，入社農戶占總數的44.4%[1]。隨著數量的迅速增加，合作社產生的實際效果引起社會各界人士的關注。有學者[2]運用實踐數據驗證了合作社在促農增收方面的作用，主要體現在降低農戶從事農業生產經營的交易費用，和提升農戶自我發展能力兩個方面。近年來，學術界對合作社降低農戶交易成本的研究較多，不僅運用制度變遷理論、交易費用理論和博弈論等從理論上剖析了合作社的作用[3]，還用實踐數據證實了這一觀點[4-7]。但是，關于合作社提升農戶自我發展能力方面的詳細研究相對缺乏，大多是在研究合作社其他方面問題的過程中提到其在這方面的效果[8-9]。從某種程度上講，合作社提升農戶自我發展能力方面的效果，已經成為本研究領域大家較為公認的觀點，但是鮮有研究對其進行實證驗證。

那么在實踐中，合作社是否真的具有提升農戶自我發展能力的效果？對不同收入層次的農戶，發揮的效果是否相同？此外，對于貧困地區來說，農戶自我發展能力的提升是從根本上提升該地區自我發展能力，實現持續長久脫貧的有效途徑[10]。合作社特有的內生脫貧機制和對社員的帶動能力，使其被視為理想的扶貧載體[11]，各級政府大力扶持與鼓勵合作社的發展。因此，本文以亟待提升自我發展能力的四川秦巴山區的農戶為調研對象，選取當地合作社為研究樣本，首先，運用傾向得分匹配法消除選擇性偏差；進而，實證分析合作社對提升農戶自我發展能力的效果；然后，通過收入分組，挖掘在不同收入群組中，合作社作用發揮的差異；最終得出結論與啟示。

1 模型設計與數據來源

1.1 模型設計

為了深入分析合作社對農戶自我發展能力的效果，一般會檢驗同一個農戶在“參與合作社”和“不參與合作社”的兩種狀態下其自我發展能力是否存在顯著差異。但實際上，每個農戶在同一時間內只可能處于一種狀態，對于已參與合作社的農戶而言，不參與是不存在的“反事實”。同時在社員農戶與非社員農戶之間往往也存在著顯著的系統性差異。而傾向得分匹配法（PSM）是于1983年由Rosenbaum等[12]提出的主要用于對政策、項目的平均效果估計的方法，它能夠有效消除選擇性偏差。其基本思路是，首先選取兩組樣本，一組為合作社社員樣本合集，即處理組；另一組為非社員樣本合集，即控制組。然后，在控制組中尋找與處理組在各項特征上相似的樣本；隨后，將這些特征相似的樣本進行匹配，檢驗匹配后的樣本的自我發展能力的變化是否與合作社相關；最后，根據樣本收入的不同，將所有樣本分為高中低收入群組，進一步檢驗對于不同收入的農戶，合作社對其自我發展能力的提升效果。

在PSM模型中，農戶自我能力的提升其中受益于合作社的傾向值得分為既定條件下農戶成為合作社社員的概率，通常由Logit模型來估計樣本農戶參與合作社的概率，即傾向值得分：

為了保證估計結果穩健性，本文選擇了K近鄰匹配（K-Nearest Neighbor Matching）、半徑匹配（Radius Matching）和核匹配（Kernel Matching）3 種方法進行匹配，具體公式如下：如果采用K近鄰匹配、半徑匹配，公式為：

如果采用核匹配，ATT的公式為：

其中，NT為社員農戶樣本數量；為處理組中第i個農戶的觀測結果；為對照組中第j個農戶的觀測結果；wj為權重，若 j∈C（i），則，否則為 0；G（p，h）為核函數；hn為“寬帶參數”。匹配成功后，如果處理組和控制組之間的特征變量得到均衡分布，就可以認為匹配的兩個個體具有相同屬性，僅在是否參與合作社上存在差異。

ADSS光纜受電腐蝕影響發生斷裂，故障點往往在懸垂預絞絲金具與ADSS光纜連接處。海邊平時風浪大和鹽污重，ADSS光纜在野外經歷長時間運行后容易在其外護套表層堆積產生污垢。當與輸電線路水平同桿掛設時，由于電磁場作用，鐵塔預絞絲金具與光纜之間出現電勢差，光纜表層產生微電流，微電流經金具端流至鐵塔接地端，形成放電現象，引起電腐蝕。長期的電腐蝕影響容易造成光纜的外護套老化脫落，光纜加強件紡綸紗外露，抗拉強度大大下降，加之風擊振動和弧垂張力作用，最后導致ADSS斷纜。

1.2 數據來源及樣本概況

本文使用的數據來自于課題組實地調研，調研地點分布在四川秦巴山區[13]。調研分為兩個階段，2016年7月上旬，在綿陽市北川縣進行了預調研，隨機抽取5個合作社，對其社員以及周邊的非社員進行問卷訪談，并根據預調研結果對問卷進行修正。于2016年7月—8月選取廣元市、廣安市、南充市、巴中市的13個貧困縣進行了正式調研，通過分層抽樣，每個貧困縣抽取3～4個樣本合作社，每個合作社隨機抽取10～15個社員。非社員樣本是由調研小組依據調研合作社的當地情況，隨機抽取未參與合作社的農戶而形成的。調研方式為調查員與被調查者一對一訪談?？偣舶l放合作社問卷40份，收回有效問卷30份；分別發放社員、非社員問卷450、350份，收回有效社員問卷391份，有效率為91.78%；有效非社員問卷321份，有效率為93.583%，有效樣本分布情況如表1所示。

表1 調研地區和有效樣本分布情況Table1 The survey areas and effective samples distribution

2 變量選取與特征描述

本文的指標選取不僅需要包括農戶是否參與合作社的處理變量（D），以及代表農戶自身發展能力指數的結果變量（Y），還需遵循條件獨立性假設，選取一組既可能影響農戶能力狀況，又對參與合作社的行為有影響的其它匹配變量（X）。

2.1 匹配變量及其特征描述

借鑒對參與合作社的影響因素的相關研究[14]，結合當地實際情況和數據取得條件，本文選取年齡、年齡的平方、是否為村干部、是否為黨員、受教育年限、是否接受過技術培訓、家庭勞動力數量、家庭經濟水平、家到縣城的距離等10個變量作為匹配變量（X），具體情況詳見表2。

其中需要特別指出的是，在控制組中，黨員人數明顯低于處理組；社員中接受過技術培訓的農戶遠遠高于非社員，是其人數的2倍還多；其他特征，社員與非社員的差異均不大，可以進行進一步的匹配。

2.2 結果變量及其特征描述

農戶的自身發展能力指數是本文的結果變量，通過PSM對社員與非社員農戶自身發展能力的比較，進而了解參與合作社提升農戶自身發展能力的效果。根據自身發展能力的相關理論及前人對自身發展能力的研究成果，從戶主自身素養、戶主身體狀況、經濟狀況、社交狀況等4個維度，選取戶主受教育程度、參與技術培訓意愿、家庭經濟狀況、戶主健康狀況、尋求資源或幫助的能力、社會關系、公共事務參與、決策能力和市場參與能力等9個方面衡量農戶的自身發展能力狀況[15-17]。具體指標、賦值說明和樣本特征見表3。

為了簡化分析，采用主成分分析法計算綜合自身發展能力指數得分。使用SPSS21.0對量表進行信度檢驗，α值為0.740，滿足要求。因子分析結果顯示KMO檢驗值為0.803，Bartlett球形檢驗值為743.735（P=0.000），說明適合提取公因子。通過分析最終得到三個公因子（累積方差貢獻率為64.353%），然后根據各因子載荷數、特征根和方差貢獻率求得各指標權重，進而合并為一個綜合自我發展能力指數值。根據指標賦值的特征，由于能力越高得分也越高，因此，綜合指數越高說明自我發展能力則越強。

表2 樣本構成基本情況Table2 Sample characteristics

表3 自身發展能力變量的設置及特征Table3 Definition and characteristics of self-development capacity

根據主成分分析法計算的各指標權重，可以計算出每個樣本的綜合自身發展能力指數，結果顯示被調查農戶的自身發展能力指數介于1.69～5.74之間，詳見表4?？梢园l現綜合自身發展能力指數分布頻率最高的位于3～4之間（46.07%），超過5的僅占3.65%，低于4的占72.47%，還有24.16%的農戶能力指數低于3，2.24%的農戶甚至低于2。從整體來看，貧困地區農戶自身發展能力處于較低水平。

表4 樣本農戶綜合能力指數分布情況Table4 The distribution of sample household comprehensive capability index

3 實證結果分析

3.1 Logit模型估計結果

為了滿足使用PSM的前提條件，本文盡可能科學的列出影響農戶加入合作社決策的因素，并將這些影響因素作為解釋變量，詳見表5。并將入社概率，即上文計算得到的綜合自我發展能力指數值作為被解釋變量。本文采用Logit模型（stata12.0軟件）計算農戶的傾向得分，即參與合作社的概率，回歸結果如表5所示。

表5 Logit模型回歸結果Table5 Results of logit model

從回歸結果可以看出，年齡以及年齡的平方項對農戶選擇參與合作社產生顯著作用，且前者估計值為正、后者估計值為負，說明農戶入社概率首先隨戶主年齡的增加而上升，但是到一定年齡之后又隨之下降，這與蘇群與陳杰使用江蘇省調研數據所做的研究結果一致[18]。此外，是否為村干部、受教育年限、技術培訓、縣城距離對農戶入社行為產生了正向影響，顯著水平分別為1%、5%、1%、10%。說明村干部更傾向于參加合作社，受教育年限越高、接受過的技術培訓越多的農戶越傾向于加入合作社。由于“縣城距離”的系數雖然為正，但絕對值較小，說明農戶的住所離縣城的距離越遠，農戶越想要加入合作社，但是距離差表現得不太明顯。

3.2 匹配平衡檢驗結果

由表6可以看出，處理組和控制組有6個匹配變量在匹配前具有顯著差異，但在匹配之后所有的匹配變量都不存在顯著差異。所有變量的標準偏差都有不同程度的減少，且其差異的絕對值都在5%以內，可以認為匹配結果的平衡性良好，選取的匹配變量是適合的。這說明在這些匹配變量的基礎上，社員與非社員農戶自我發展能力狀況的差異基本上是由合作社導致的。

3.3 匹配結果分析

（1）總體樣本匹配結果分析。為使研究結果更具說服力，下面分別運用K近鄰匹配法、半徑匹配法（Caliper=0.1、0.02、0.01）以及核匹配法來估計平均處理效果值(ATT)，并采用自抽樣法（Bootstrap）反復500次抽樣估計樣本的標準誤，這同時也是從計量方法出發的穩健性檢驗，結果如表7所示?？梢园l現，3種匹配方法的結果相似，ATT均為正且通過顯著性檢驗，可以認為估計結果是穩健性。

限于篇幅此處僅以核匹配結果為例做分析說明?？傮w樣本的平均處理效應（ATE）為0.164，在1%的水平顯著，表示隨機的選取一戶農戶在參與合作社的狀態下綜合自我發展能力指數比不參與的情況下高0.164，即表明合作社對全部樣本農戶的平均能力狀況有改善效果。匹配前處理組的能力指數平均比控制組高0.438，而匹配后的平均處理效應僅有0.164，說明處理組與控制組的差異僅有37.44%是由是否參與合作社引起的。

利用PSM得到處理組的平均處理效應ATT為0.181，表示社員農戶的平均自我發展能力指數比非社員農戶高0.181，在5%的水平上顯著，即社員農戶參與合作社相比其不參與合作社的情況下綜合自我發展能力指數平均高出0.181，再次證明了合作社確實顯著提升了社員農戶的自我發展能力?？刂平M的平均處理效應（ATU）為0.144，在5%的水平上顯著，表示非社員如果參與合作社其能力狀況將比不參與合作社的情況下提高0.144。

表6 核匹配平衡性檢驗Table6 Balance tests of Kernel matching

表7 傾向得分匹配法處理結果Table7 The treatment results of PSM method

（2）收入分組后匹配結果分析。為了進一步考察合作社對不同收入群體農戶的自我發展能力的提升效果，依據樣本家庭總收入排序的1/3和2/3的百分位對樣本進行分組，將其分別定義為低、中、高收入組，并根據實際情況，將中、高收入組合并，最終將所有樣本分為低收入組和中、高收入組并進行差異分析，詳見表8?？梢园l現在低收入組中，社員農戶平均得分為2.743，非社員農戶平均得分僅為2.600，且處理組和控制組的顯著性檢驗顯示兩組的能力指數得分在5%的水平上存在顯著差異，即說明社員農戶自我發展能力顯著高于非社員。在中、高收入組中社員的平均得分也顯著高于非社員的平均得分?？傮w看來社員農戶（處理組）自身發展能力指數顯著高于非社員（控制組）。但是，不能因此就肯定合作社能夠有效提升農戶的自我發展能力，因為處理組和控制組在自身發展能力上的差異有可能是受到其它因素的影響而產生，因此，需要進一步通過匹配來分析由參與合作社所帶來的“凈效果”（ATT）。

表8 不同收入水平農戶自我發展能力指數狀況比較Table8 Comparison of self-development capacity between different income levels

PSM方法的分析結果見表9?？梢园l現在低收入組中，社員的自我發展能力狀況并沒有顯著優于非社員，即參與合作社并不能顯著提升低收入組農戶的自我發展能力。在中、高收入組中，社員農戶的自我發展能力指數比非社員顯著高出0.135，在5%的水平上顯著。表明在中、高收入組中，在參與合作社的過程中，社員的自我發展能力能夠得到顯著的提升。

以上結果表明，合作社提升農戶自我發展能力的效果對不同收入群體中具有差異性，中、高收入組社員的自我發展能力指數受合作社正向影響的程度顯著高于低收入組。社員對合作社的充分參與是合作社充分發揮帶動功能的前提[19-20]，因此，我們認為合作社的帶動功能在不同收入社員群體中產生差異的主要原因，在于異質性社員對合作社的實際參與程度的差異。根據參與程度的不同，可以將社員分為核心社員與普通社員，往往普通社員也是低收入群體社員，而這一群體缺乏對合作社集體事務的參與興趣和參與能力[21-22]。他們很少參與到合作社的管理和監督等環節中，多停留在物資購買、接受技術培訓和農產品銷售等環節[23]。甚至有時候他們不能決定自己的參與行為[24]。

表9 不同收入水平農戶的傾向得分匹配法處理結果Table9 Treatment results of PSM method between different income levels

4 結論與啟示

以往的大多數研究將合作社對農戶自我發展能力的提升作用作為研究前提或者常識，缺乏實證的支撐。本文基于四川秦巴山區13個貧困縣391位社員和321位非社員的微觀調研數據，以合作社社員農戶及周邊非社員農戶的數據為基礎，運用PSM方法消除潛在的選擇性偏差，分析合作社對農戶自我發展能力的影響，主要結論與啟示如下：

（1）合作社對提升農戶自身發展能力具有顯著正效應，在貧困地區積極、科學發展合作社有利于實現整個地區的持續發展。通過傾向得分匹配法的實證分析，參與合作社使得社員農戶的綜合自我發展能力指數提高了0.164，表明合作社確實能夠提高農戶的自我發展能力。結合調研實際情況可以發現，目前四川秦巴山區貧困縣的合作社發展非常有限，有效運行的合作社的數量少、規模較小，帶動能力不強，限制了合作社提升農戶自我發展能力作用的發揮，受惠農戶較少。因此，應當積極、科學的培養和促進貧困地區合作社的發展，有效吸收更多農戶參與合作社，通過對合作社的實際參與，實現自身發展能力的提升，進而促進貧困地區的整體生活水平和生產能力的提升，最終實現整個地區的發展。

（2）合作社提升農戶自身發展能力的正效應在不同收入群體中存在差異性，調整合作社的組織與運行機制，提高全體社員對合作社的參與程度，在社員的參與中實現合作社的帶動作用。通過對不同收入群體的社員和非社員農戶樣本對比分析發現，對于收入較高的社員農戶，合作社提升其自我發展能力的功能發揮得更充分。而對于低收入社員農戶來講，合作社對他們的自身發展能力沒有起到改善作用，其原因主要在于鮮有低收入社員農戶能夠真正參與到合作社當中。因此，為了實現合作社對低收入組社員的自我發展能力的正向影響，一方面需要合作社的核心成員將合作社的日常經營管理細則以及經營目標充分傳達給低收入組社員，建立起社員間的溝通與聯系，以提高低收入組社員的參與意識和參與程度。另一方面，政府通過一系列監督、規范措施，監管合作社組織運行的規范性，防治部分合作社以吸納低收入社員為名，套取政策資金，而沒能真正惠及低收入群體。