劉宇熒，王雪姣，傅新紅

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，成都 611130）

2007年以來，農(nóng)民合作社（以下簡稱合作社）的數(shù)量不斷上升，截至2016年12月底，全國登記注冊(cè)的合作社共179.4萬家，入社農(nóng)戶占總數(shù)的44.4%[1]。隨著數(shù)量的迅速增加，合作社產(chǎn)生的實(shí)際效果引起社會(huì)各界人士的關(guān)注。有學(xué)者[2]運(yùn)用實(shí)踐數(shù)據(jù)驗(yàn)證了合作社在促農(nóng)增收方面的作用，主要體現(xiàn)在降低農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的交易費(fèi)用，和提升農(nóng)戶自我發(fā)展能力兩個(gè)方面。近年來，學(xué)術(shù)界對(duì)合作社降低農(nóng)戶交易成本的研究較多，不僅運(yùn)用制度變遷理論、交易費(fèi)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(shí)踐數(shù)據(jù)證實(shí)了這一觀點(diǎn)[4-7]。但是，關(guān)于合作社提升農(nóng)戶自我發(fā)展能力方面的詳細(xì)研究相對(duì)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(nóng)戶自我發(fā)展能力方面的效果，已經(jīng)成為本研究領(lǐng)域大家較為公認(rèn)的觀點(diǎn)，但是鮮有研究對(duì)其進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證。

那么在實(shí)踐中，合作社是否真的具有提升農(nóng)戶自我發(fā)展能力的效果？對(duì)不同收入層次的農(nóng)戶，發(fā)揮的效果是否相同？此外，對(duì)于貧困地區(qū)來說，農(nóng)戶自我發(fā)展能力的提升是從根本上提升該地區(qū)自我發(fā)展能力，實(shí)現(xiàn)持續(xù)長久脫貧的有效途徑[10]。合作社特有的內(nèi)生脫貧機(jī)制和對(duì)社員的帶動(dòng)能力，使其被視為理想的扶貧載體[11]，各級(jí)政府大力扶持與鼓勵(lì)合作社的發(fā)展。因此，本文以亟待提升自我發(fā)展能力的四川秦巴山區(qū)的農(nóng)戶為調(diào)研對(duì)象，選取當(dāng)?shù)睾献魃鐬檠芯繕颖荆紫?，運(yùn)用傾向得分匹配法消除選擇性偏差；進(jìn)而，實(shí)證分析合作社對(duì)提升農(nóng)戶自我發(fā)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(fā)揮的差異；最終得出結(jié)論與啟示。

1 模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

1.1 模型設(shè)計(jì)

為了深入分析合作社對(duì)農(nóng)戶自我發(fā)展能力的效果，一般會(huì)檢驗(yàn)同一個(gè)農(nóng)戶在“參與合作社”和“不參與合作社”的兩種狀態(tài)下其自我發(fā)展能力是否存在顯著差異。但實(shí)際上，每個(gè)農(nóng)戶在同一時(shí)間內(nèi)只可能處于一種狀態(tài)，對(duì)于已參與合作社的農(nóng)戶而言，不參與是不存在的“反事實(shí)”。同時(shí)在社員農(nóng)戶與非社員農(nóng)戶之間往往也存在著顯著的系統(tǒng)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(duì)政策、項(xiàng)目的平均效果估計(jì)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(xiàng)特征上相似的樣本；隨后，將這些特征相似的樣本進(jìn)行匹配，檢驗(yàn)匹配后的樣本的自我發(fā)展能力的變化是否與合作社相關(guān)；最后，根據(jù)樣本收入的不同，將所有樣本分為高中低收入群組，進(jìn)一步檢驗(yàn)對(duì)于不同收入的農(nóng)戶，合作社對(duì)其自我發(fā)展能力的提升效果。

在PSM模型中，農(nóng)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(nóng)戶成為合作社社員的概率，通常由Logit模型來估計(jì)樣本農(nóng)戶參與合作社的概率，即傾向值得分：

為了保證估計(jì)結(jié)果穩(wěn)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(jìn)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(nóng)戶樣本數(shù)量；為處理組中第i個(gè)農(nóng)戶的觀測結(jié)果；為對(duì)照組中第j個(gè)農(nóng)戶的觀測結(jié)果；wj為權(quán)重，若 j∈C（i），則，否則為 0；G（p，h）為核函數(shù)；hn為“寬帶參數(shù)”。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(rèn)為匹配的兩個(gè)個(gè)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(fā)生斷裂，故障點(diǎn)往往在懸垂預(yù)絞絲金具與ADSS光纜連接處。海邊平時(shí)風(fēng)浪大和鹽污重，ADSS光纜在野外經(jīng)歷長時(shí)間運(yùn)行后容易在其外護(hù)套表層堆積產(chǎn)生污垢。當(dāng)與輸電線路水平同桿掛設(shè)時(shí)，由于電磁場作用，鐵塔預(yù)絞絲金具與光纜之間出現(xiàn)電勢(shì)差，光纜表層產(chǎn)生微電流，微電流經(jīng)金具端流至鐵塔接地端，形成放電現(xiàn)象，引起電腐蝕。長期的電腐蝕影響容易造成光纜的外護(hù)套老化脫落，光纜加強(qiáng)件紡綸紗外露，抗拉強(qiáng)度大大下降，加之風(fēng)擊振動(dòng)和弧垂張力作用，最后導(dǎo)致ADSS斷纜。

1.2 數(shù)據(jù)來源及樣本概況

本文使用的數(shù)據(jù)來自于課題組實(shí)地調(diào)研，調(diào)研地點(diǎn)分布在四川秦巴山區(qū)[13]。調(diào)研分為兩個(gè)階段，2016年7月上旬，在綿陽市北川縣進(jìn)行了預(yù)調(diào)研，隨機(jī)抽取5個(gè)合作社，對(duì)其社員以及周邊的非社員進(jìn)行問卷訪談，并根據(jù)預(yù)調(diào)研結(jié)果對(duì)問卷進(jìn)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(gè)貧困縣進(jìn)行了正式調(diào)研，通過分層抽樣，每個(gè)貧困縣抽取3～4個(gè)樣本合作社，每個(gè)合作社隨機(jī)抽取10～15個(gè)社員。非社員樣本是由調(diào)研小組依據(jù)調(diào)研合作社的當(dāng)?shù)厍闆r，隨機(jī)抽取未參與合作社的農(nóng)戶而形成的。調(diào)研方式為調(diào)查員與被調(diào)查者一對(duì)一訪談。總共發(fā)放合作社問卷40份，收回有效問卷30份；分別發(fā)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(diào)研地區(qū)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(biāo)選取不僅需要包括農(nóng)戶是否參與合作社的處理變量（D），以及代表農(nóng)戶自身發(fā)展能力指數(shù)的結(jié)果變量（Y），還需遵循條件獨(dú)立性假設(shè)，選取一組既可能影響農(nóng)戶能力狀況，又對(duì)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(duì)參與合作社的影響因素的相關(guān)研究[14]，結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際情況和數(shù)據(jù)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(shù)培訓(xùn)、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭經(jīng)濟(jì)水平、家到縣城的距離等10個(gè)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(shù)明顯低于處理組；社員中接受過技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于非社員，是其人數(shù)的2倍還多；其他特征，社員與非社員的差異均不大，可以進(jìn)行進(jìn)一步的匹配。

2.2 結(jié)果變量及其特征描述

農(nóng)戶的自身發(fā)展能力指數(shù)是本文的結(jié)果變量，通過PSM對(duì)社員與非社員農(nóng)戶自身發(fā)展能力的比較，進(jìn)而了解參與合作社提升農(nóng)戶自身發(fā)展能力的效果。根據(jù)自身發(fā)展能力的相關(guān)理論及前人對(duì)自身發(fā)展能力的研究成果，從戶主自身素養(yǎng)、戶主身體狀況、經(jīng)濟(jì)狀況、社交狀況等4個(gè)維度，選取戶主受教育程度、參與技術(shù)培訓(xùn)意愿、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、戶主健康狀況、尋求資源或幫助的能力、社會(huì)關(guān)系、公共事務(wù)參與、決策能力和市場參與能力等9個(gè)方面衡量農(nóng)戶的自身發(fā)展能力狀況[15-17]。具體指標(biāo)、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(jì)算綜合自身發(fā)展能力指數(shù)得分。使用SPSS21.0對(duì)量表進(jìn)行信度檢驗(yàn)，α值為0.740，滿足要求。因子分析結(jié)果顯示KMO檢驗(yàn)值為0.803，Bartlett球形檢驗(yàn)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(gè)公因子（累積方差貢獻(xiàn)率為64.353%），然后根據(jù)各因子載荷數(shù)、特征根和方差貢獻(xiàn)率求得各指標(biāo)權(quán)重，進(jìn)而合并為一個(gè)綜合自我發(fā)展能力指數(shù)值。根據(jù)指標(biāo)賦值的特征，由于能力越高得分也越高，因此，綜合指數(shù)越高說明自我發(fā)展能力則越強(qiáng)。

表2 樣本構(gòu)成基本情況Table2 Sample characteristics

表3 自身發(fā)展能力變量的設(shè)置及特征Table3 Definition and characteristics of self-development capacity

根據(jù)主成分分析法計(jì)算的各指標(biāo)權(quán)重，可以計(jì)算出每個(gè)樣本的綜合自身發(fā)展能力指數(shù)，結(jié)果顯示被調(diào)查農(nóng)戶的自身發(fā)展能力指數(shù)介于1.69～5.74之間，詳見表4?？梢园l(fā)現(xiàn)綜合自身發(fā)展能力指數(shù)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(nóng)戶能力指數(shù)低于3，2.24%的農(nóng)戶甚至低于2。從整體來看，貧困地區(qū)農(nóng)戶自身發(fā)展能力處于較低水平。

表4 樣本農(nóng)戶綜合能力指數(shù)分布情況Table4 The distribution of sample household comprehensive capability index

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 Logit模型估計(jì)結(jié)果

為了滿足使用PSM的前提條件，本文盡可能科學(xué)的列出影響農(nóng)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(jì)算得到的綜合自我發(fā)展能力指數(shù)值作為被解釋變量。本文采用Logit模型（stata12.0軟件）計(jì)算農(nóng)戶的傾向得分，即參與合作社的概率，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 Logit模型回歸結(jié)果Table5 Results of logit model

從回歸結(jié)果可以看出，年齡以及年齡的平方項(xiàng)對(duì)農(nóng)戶選擇參與合作社產(chǎn)生顯著作用，且前者估計(jì)值為正、后者估計(jì)值為負(fù)，說明農(nóng)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(diào)研數(shù)據(jù)所做的研究結(jié)果一致[18]。此外，是否為村干部、受教育年限、技術(shù)培訓(xùn)、縣城距離對(duì)農(nóng)戶入社行為產(chǎn)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(shù)培訓(xùn)越多的農(nóng)戶越傾向于加入合作社。由于“縣城距離”的系數(shù)雖然為正，但絕對(duì)值較小，說明農(nóng)戶的住所離縣城的距離越遠(yuǎn)，農(nóng)戶越想要加入合作社，但是距離差表現(xiàn)得不太明顯。

3.2 匹配平衡檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可以看出，處理組和控制組有6個(gè)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(biāo)準(zhǔn)偏差都有不同程度的減少，且其差異的絕對(duì)值都在5%以內(nèi)，可以認(rèn)為匹配結(jié)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(chǔ)上，社員與非社員農(nóng)戶自我發(fā)展能力狀況的差異基本上是由合作社導(dǎo)致的。

3.3 匹配結(jié)果分析

（1）總體樣本匹配結(jié)果分析。為使研究結(jié)果更具說服力，下面分別運(yùn)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(jì)平均處理效果值(ATT)，并采用自抽樣法（Bootstrap）反復(fù)500次抽樣估計(jì)樣本的標(biāo)準(zhǔn)誤，這同時(shí)也是從計(jì)量方法出發(fā)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，3種匹配方法的結(jié)果相似，ATT均為正且通過顯著性檢驗(yàn)，可以認(rèn)為估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健性。

限于篇幅此處僅以核匹配結(jié)果為例做分析說明?？傮w樣本的平均處理效應(yīng)（ATE）為0.164，在1%的水平顯著，表示隨機(jī)的選取一戶農(nóng)戶在參與合作社的狀態(tài)下綜合自我發(fā)展能力指數(shù)比不參與的情況下高0.164，即表明合作社對(duì)全部樣本農(nóng)戶的平均能力狀況有改善效果。匹配前處理組的能力指數(shù)平均比控制組高0.438，而匹配后的平均處理效應(yīng)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(yīng)ATT為0.181，表示社員農(nóng)戶的平均自我發(fā)展能力指數(shù)比非社員農(nóng)戶高0.181，在5%的水平上顯著，即社員農(nóng)戶參與合作社相比其不參與合作社的情況下綜合自我發(fā)展能力指數(shù)平均高出0.181，再次證明了合作社確實(shí)顯著提升了社員農(nóng)戶的自我發(fā)展能力。控制組的平均處理效應(yīng)（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(yàn)Table6 Balance tests of Kernel matching

表7 傾向得分匹配法處理結(jié)果Table7 The treatment results of PSM method

（2）收入分組后匹配結(jié)果分析。為了進(jìn)一步考察合作社對(duì)不同收入群體農(nóng)戶的自我發(fā)展能力的提升效果，依據(jù)樣本家庭總收入排序的1/3和2/3的百分位對(duì)樣本進(jìn)行分組，將其分別定義為低、中、高收入組，并根據(jù)實(shí)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(jìn)行差異分析，詳見表8?？梢园l(fā)現(xiàn)在低收入組中，社員農(nóng)戶平均得分為2.743，非社員農(nóng)戶平均得分僅為2.600，且處理組和控制組的顯著性檢驗(yàn)顯示兩組的能力指數(shù)得分在5%的水平上存在顯著差異，即說明社員農(nóng)戶自我發(fā)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(nóng)戶（處理組）自身發(fā)展能力指數(shù)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(nóng)戶的自我發(fā)展能力，因?yàn)樘幚斫M和控制組在自身發(fā)展能力上的差異有可能是受到其它因素的影響而產(chǎn)生，因此，需要進(jìn)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(nóng)戶自我發(fā)展能力指數(shù)狀況比較Table8 Comparison of self-development capacity between different income levels

PSM方法的分析結(jié)果見表9?？梢园l(fā)現(xiàn)在低收入組中，社員的自我發(fā)展能力狀況并沒有顯著優(yōu)于非社員，即參與合作社并不能顯著提升低收入組農(nóng)戶的自我發(fā)展能力。在中、高收入組中，社員農(nóng)戶的自我發(fā)展能力指數(shù)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(fā)展能力能夠得到顯著的提升。

以上結(jié)果表明，合作社提升農(nóng)戶自我發(fā)展能力的效果對(duì)不同收入群體中具有差異性，中、高收入組社員的自我發(fā)展能力指數(shù)受合作社正向影響的程度顯著高于低收入組。社員對(duì)合作社的充分參與是合作社充分發(fā)揮帶動(dòng)功能的前提[19-20]，因此，我們認(rèn)為合作社的帶動(dòng)功能在不同收入社員群體中產(chǎn)生差異的主要原因，在于異質(zhì)性社員對(duì)合作社的實(shí)際參與程度的差異。根據(jù)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(duì)合作社集體事務(wù)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(jiān)督等環(huán)節(jié)中，多停留在物資購買、接受技術(shù)培訓(xùn)和農(nóng)產(chǎn)品銷售等環(huán)節(jié)[23]。甚至有時(shí)候他們不能決定自己的參與行為[24]。

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

4 結(jié)論與啟示

以往的大多數(shù)研究將合作社對(duì)農(nóng)戶自我發(fā)展能力的提升作用作為研究前提或者常識(shí)，缺乏實(shí)證的支撐。本文基于四川秦巴山區(qū)13個(gè)貧困縣391位社員和321位非社員的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，以合作社社員農(nóng)戶及周邊非社員農(nóng)戶的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用PSM方法消除潛在的選擇性偏差，分析合作社對(duì)農(nóng)戶自我發(fā)展能力的影響，主要結(jié)論與啟示如下：

（1）合作社對(duì)提升農(nóng)戶自身發(fā)展能力具有顯著正效應(yīng)，在貧困地區(qū)積極、科學(xué)發(fā)展合作社有利于實(shí)現(xiàn)整個(gè)地區(qū)的持續(xù)發(fā)展。通過傾向得分匹配法的實(shí)證分析，參與合作社使得社員農(nóng)戶的綜合自我發(fā)展能力指數(shù)提高了0.164，表明合作社確實(shí)能夠提高農(nóng)戶的自我發(fā)展能力。結(jié)合調(diào)研實(shí)際情況可以發(fā)現(xiàn)，目前四川秦巴山區(qū)貧困縣的合作社發(fā)展非常有限，有效運(yùn)行的合作社的數(shù)量少、規(guī)模較小，帶動(dòng)能力不強(qiáng)，限制了合作社提升農(nóng)戶自我發(fā)展能力作用的發(fā)揮，受惠農(nóng)戶較少。因此，應(yīng)當(dāng)積極、科學(xué)的培養(yǎng)和促進(jìn)貧困地區(qū)合作社的發(fā)展，有效吸收更多農(nóng)戶參與合作社，通過對(duì)合作社的實(shí)際參與，實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展能力的提升，進(jìn)而促進(jìn)貧困地區(qū)的整體生活水平和生產(chǎn)能力的提升，最終實(shí)現(xiàn)整個(gè)地區(qū)的發(fā)展。

（2）合作社提升農(nóng)戶自身發(fā)展能力的正效應(yīng)在不同收入群體中存在差異性，調(diào)整合作社的組織與運(yùn)行機(jī)制，提高全體社員對(duì)合作社的參與程度，在社員的參與中實(shí)現(xiàn)合作社的帶動(dòng)作用。通過對(duì)不同收入群體的社員和非社員農(nóng)戶樣本對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于收入較高的社員農(nóng)戶，合作社提升其自我發(fā)展能力的功能發(fā)揮得更充分。而對(duì)于低收入社員農(nóng)戶來講，合作社對(duì)他們的自身發(fā)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(nóng)戶能夠真正參與到合作社當(dāng)中。因此，為了實(shí)現(xiàn)合作社對(duì)低收入組社員的自我發(fā)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(jīng)營管理細(xì)則以及經(jīng)營目標(biāo)充分傳達(dá)給低收入組社員，建立起社員間的溝通與聯(lián)系，以提高低收入組社員的參與意識(shí)和參與程度。另一方面，政府通過一系列監(jiān)督、規(guī)范措施，監(jiān)管合作社組織運(yùn)行的規(guī)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。