農民專業合作社益貧效應研究
——基于全國218個行政村和渝東南少數民族地區的調查與分析

劉貴容劉枚譚銀清陳益芳

(1.重慶移通學院，重慶 401520；2.長江師范學院，重慶 408100)

引言

在產業扶貧中，農民專業合作社是最常采用的經濟組織形式。農民專業合作社作為人類生產組織制度史上的一次偉大創舉，從一開始就承載著反貧困的重大使命。合作社以互助、民主、公平、團結為價值追求，堅持民管、民辦、民受益的組織原則，以求最大限度地滿足社會弱勢群體的經濟文化需求。這些優良品質賦予了合作社天然的益貧特質，是諸多扶貧組織中最有效率的一種組織形式[1]。

自2007年《中華人民共和國農民專業合作社法》實施以來，農民專業合作社的快速發展，政府希望通過合作社這一新型農業經營主體來帶動貧困人口脫貧致富的政策意圖愈發明顯。2011年，中共中央、國務院在《中國農村扶貧開發綱要(2011—2020年)》中指出，要依托農民專業合作社等互助合作組織促進貧困地區產業結構調整，帶動和幫助貧困農戶發展生產；2015年，中共中央、國務院在《中共中央國務院關于打贏脫貧攻堅戰的決定》中再次強調，要加強對貧困地區農民合作社的培育，發揮其對貧困人口的組織和帶動作用。同時，國內學術界也對合作社助力扶貧寄予厚望，認為合作社在反貧困方面具有龍頭企業難以企及的作用[2]，是精準脫貧和精準扶貧的理想載體[3]。統計數據顯示，截至2021年4月底，全國依法登記的農民合作社達到225.9萬家，聯合社超過1.4萬家。農民合作社通過組織、服務農民“抱團”參與市場競爭，在建設現代農業、推動鄉村振興中發揮了積極作用，但也存在規模小、實力弱等問題，服務帶動能力有待進一步增強。

渝東南少數民族地區是武陵山區聚集少數民族人口數量最多、貧困人口分布最廣的地區，曾是14個“集中連片特困地區”之一[4]。由于該地區以山地為主，缺乏可大規模連片開發的土地，產業發展以農業和旅游業為主，經濟發展相對落后。在經過上一輪精準扶貧政策的全面落實后，渝東南少數民族地區產業扶貧在脫貧攻堅戰中發揮了積極作用。

學術界一致認為，益貧性是合作社具有的應然價值[5]。研究表明，農民專業合作社對參與農戶有顯著的減貧效應，但存在著貧困地區農戶參與合作社意愿不高，建檔立卡貧困戶相對非貧困戶來說，參與意愿更不強烈[6]，導致村級整體而言的所有農戶的減貧效應并不顯著。如，羅明忠對河南省農戶微觀調查數據的研究表明，合作參與對農戶相對貧困緩解具有顯著正向效應，在控制其它變量的情況下，參與農民專業合作社的農戶，發生相對貧困的概率會降低22.9%，進行穩健性檢驗并考慮內生性后，結論仍然成立，但是樣本地區農民專業合作社的參與率為17.6%，參與度較低；63.67%的農戶存在任意3個及以上相對貧困指標被剝奪，相對貧困水平較高[7]。

所以，產業扶貧中農民專業合作社對村莊所有農戶的貧困發生率到底有沒有顯著降低，貧困戶而非所有農戶的家庭年收入平均值到底有沒有顯著提高，制約農民專業合作社益貧效應的原因有哪些，針對這些原因，減貧的長效治理機制是什么，還有待研究。為探索這些問題，本文在項目組對渝東南少數民族地區產業扶貧和農民專業合作社的實地調研基礎上，采用中山大學“中國勞動力動態調查”(CLDS)的村級數據，通過定性研究與定量研究相結合，實證研究與規范研究相結合，對渝東南少數民族地區農民專業合作社的益貧機理進行揭示，對農民專業合作社在實踐中的減貧效果進行檢視，并在此基礎上構建農民專業合作社與扶貧協同發展的機制。

1 變量與數據

1.1 變量選擇

1.1.1 因變量選取

本研究以行政村為考察單位，通過對比合作社對村莊內貧困農戶和非貧困農戶收入的影響差異，進而對合作社的益貧效應做出研判。因此，本研究設置了村莊人均年收入、村莊貧困戶的人均年收入和村莊貧困發生率等3個被解釋變量。

1.1.2 自變量選取

文中自變量包含核心解釋變量和控制變量2類。核心解釋變量為村內合作社的覆蓋率，以加入合作社的戶數占村莊總戶數的百分比表示。控制變量即除了核心解釋變量之外會對農戶收入產生影響的村莊層面變量。本文的控制變量包含村莊的區位條件、村莊地勢、低保戶的保障標準、村級財政支出、人均耕地面積、村莊經濟結構、村莊企業數量、村莊基層組織狀況等。

表1 變量及其性質

1.2 數據來源及樣本描述

本文數據來源于項目組對渝東南少數民族地區產業扶貧和農民專業合作社的實地調研資料和2016年中山大學社會科學調查中心組織的中國勞動力動態調查(China Labor-force Dynamics Survey，簡稱CLDS)中的社區調查數據。CLDS項目面向全國29省市采用采用多階段、多層次與勞動力規模成比例的概率抽樣方法，涉及人口、經濟、社會、心理、健康等多學科領域內容，為多學科或跨學科研究提供了大樣本、科學、客觀的社會科學數據。2016年CLDS調查在全國(除港澳臺、西藏、海南外)29個省、直轄市、自治區展開，共完成了401份村居社區問卷，14226份家庭問卷，21086份15～64歲勞動力人口個體問卷。表2為樣本中各變量的統計描述結果。從表2可知，樣本中人均年收入最低為0.12萬元，最高為15萬元，均值為0.87萬元，標準差為1.19萬元，表明雖然農民平均收入增長較快，但農民收入呈現出巨大的貧富差距。從各村的貧困發生率來看，貧困發生率最小值為0，最大值為83%，均值為11.6%，標準差為12.05%，表明村莊之間也存在著巨大的貧富差異。樣本中，收入最低的貧困農戶人均年收入只有500元，最高的卻達45000元，貧困農戶之間表現出較大的貧富差距，不過這一差距極有可能源于地區之間最低生活保障標準的差異(樣本中，低保戶保障標準最低為月均40元/人，最高為月均3720元/人)，如果這一推斷正確，意味著低保收入實則是貧困農戶的主要收入來源。

樣本中，2016年我國農民專業合作社的平均覆蓋率僅為7.59%，遠遠低于官方公布的35%的覆蓋率，二者之間的差距很可能源于統計口徑的差異。樣本中選取的合作社不僅是在工商部門登記注冊，而且還必須是正在運轉的合作社；而官方統計通常僅以在工商部門登記注冊為準。這一差距也反映出我國的“空殼”合作社現象比較普遍。另外，樣本中合作社覆蓋率最低為0，最高為100%，標準差為22.43%，表明我國農民專業合作社的發展存在著較大的地域差異。

表2 各變量統計描述

2 實證分析與結果討論

2.1 農民專業合作社對所有農戶平均收入具有正向影響

表3為合作社對村莊人均收入的多元線性回歸結果。各個變量都在不同的顯著性水平上通過檢驗，表明各個變量都是影響村民人均收入的重要變量。其中，村莊區位條件和村莊地勢對村民人均收入具有負向影響，表明離當地的經濟中心(村莊到最近縣城或鄉鎮的距離)越遠，地理條件越差，村民的收入就越低。在所有變量中，核心解釋變量“合作社覆蓋率”對村莊人均收入的影響系數為0.12，即合作社的覆蓋率每提高1個百分點，可使村莊人均收入增加12個百分點，合作社顯著提高了村莊的人均收入。由此可知，不管地處何方，能夠利用自然資源稟賦，積極開展農民專業合作社進行產業發展，對提高村莊所有農戶的平均收入具有顯著的積極意義。

2.2 合作社對貧困的影響不顯著

合作社能提高村莊人均收入并不意味著合作社就一定能提高貧困農戶的收入，表4中的模型II和模型III分別為合作社對村莊貧困發生率和貧困農戶家庭收入的影響。模型II中除了合作社覆蓋率和低保戶保障標準這2個變量外，其它變量對村莊的貧困發生率皆有顯著影響。是因為貧困發生率實際上反映的是村莊的貧富程度，村莊的貧富程度自然會受到諸如區位條件、地勢、村莊財政支出狀況、人均耕地面積等外部因素的影響。模型III中，除了低保戶的保障標準這一變量外，其它變量皆不顯著，這一計量結果意味著低保收入是貧困農戶的主要收入來源，而其它因素對貧困農戶的收入沒有影響，貧困對于貧困農戶來講似乎非常頑固。

表3合作社對村莊人均收入的線性回歸結果(模型I)

表4 合作社對村莊貧困發生率(模型II)和貧困戶人均收入(模型III)的線性回歸結果

2.3 結果的進一步討論

結合模型II和模型III的結果可知，合作社既沒有降低村莊的貧困發生率，也沒有提高村莊貧困農戶的收入，合作社并沒有體現出明顯的益貧效應。并且模型II和模型III交相印證，并與渝東南少數民族地區產業扶貧和農民專業合作社實地調研情況相吻合，表明這一結論是穩健的?？梢詮囊韵聨讉€方面對這一結果作進一步的解釋。

2.3.1 “益貧”并非合作社的制度安排

歷史上，社會弱勢群體為了追求自己的社會經濟利益，提升自己的社會經濟地位而聯合起來是合作社產生的根本社會經濟動因，于是益貧也就成為合作社存在的應然價值。因此，當合作社在扶貧實踐中表現得不盡人意時也使其益貧功能和益貧機制備受質疑。事實上，人們與其問“合作社是否能夠幫助貧困人口”，不如問“貧困人口能否通過組建合作社或加入合作社幫助自己”[8]。即合作社只是為貧困人口擺脫貧困提供了一種相對理想的組織形式而非合作社一定會幫助窮人，益貧并非合作社的制度安排。

2.3.2 農民專業合作社的“異化”削弱了其帶動能力

我國的農民專業合作社在發展過程中出現了嚴重的異化現象。這種異化體現為“空殼”合作社。在目前登記注冊的合作社中，不少合作社的組建只是為了套取國家惠農資金，或是跟風而建，這些合作社有名無實，從注冊之日起就根本沒有運轉過，當然也就談不上發揮什么帶動作用；在實際運轉的合作社中，大股東控股的現象較為普遍[9]。如，在合作社發展較好的浙江省，第1大股東的出資額超過30%的合作社就占到全省合作社總量的1/4，其中有的合作社中第1大股東的出資額甚至達到100%[10]。合作社一旦被大股東控股，資源就容易遭到精英俘獲，這不僅會嚴重抑制合作社的帶動能力，甚至還會帶來“大農吃小農”的擠出效應。

2.3.3 “能力貧困”導致貧困農戶難以對接和利用外部資源

除了“低保收入”以外的其它變量對貧困農戶的收入皆不具有顯著影響，這一結果表明，貧困農戶很難對接和利用除政府救濟以外的任何外部資源。正如阿瑪蒂亞·森所描述的那樣，真正的貧困不僅僅是收入低下而是能力貧困，即貧困意味著貧困人口缺少獲取和享有正常生活的能力[11]。貧困農戶由于文化水平較低、勞動力缺乏、資產貧乏等原因往往被排除在合作社之外[12]。其實模型III的結果也反映出經過政府多年來的大力扶貧，那些能夠脫貧的人已經不再貧困，而剩下的貧困人口其貧困程度之深，常規的扶貧手段已經難以撼動。

3 研究結論與政策建議

3.1 研究結論

研究發現，合作社的覆蓋率每提高1%，能使村民的人均收入增加12%，合作社具有明顯的增收效應。但是合作社對村莊的貧困發生率和村莊貧困農戶人均收入的影響皆不顯著，即合作社既沒有降低村莊的貧困發生率，也沒有提高貧困農戶的收入。由此表明，真正的貧困農戶很可能被排除在合作社之外，合作社并沒有體現出其益貧的應然價值。研究還發現，除“國家低保”以外，其它村級層面變量對貧困農戶的收入皆沒有顯著影響，表明貧困農戶由于“能力貧困”事實上很難主動對接和利用除“國家低保”以外的外部資源。

3.2 政策建議

3.2.1 大力促進和引導合作社規范發展

由于從一開始我國的政策決策者就對合作社發展抱著“先發展后規范”的態度，導致農民專業合作社在發展過程中出現數量與質量的嚴重偏離，從而削弱了合作社對農戶的帶動能力。因此要提升合作社的質量，增強合作社的帶動能力，就必須大力促進和引導合作社規范發展。對有名無實的“空殼”合作社要堅決予以取締；要加強對合作社的申請審核，在合作社申請注冊時不能只看文本資料，關鍵要對其申請動機和運行條件進行嚴格的評估；要完善合作社治理結構，讓合作社的理事會、監事會發揮其應有職能，以確保合作社中非核心成員的利益不受侵害。

3.2.2 加大對合作社扶貧的政策激勵

雖然相對于其它組織形式，合作社對帶動貧困農戶脫貧增收具有一定的優勢，但是合作社并沒有幫助貧困農戶的強制義務，益貧并非合作社內在的制度安排。因此，要發揮合作社的益貧優勢就必須加大對合作社的政策激勵。在政策制定過程中將合作社對貧困農戶的帶動與國家支持合作社的惠農政策結合起來，國家扶持資金要向脫貧帶動能力強的合作社傾斜，以激勵合作社主動將貧困農戶納入合作社發展。

3.2.3 加強和完善對貧困人口的轉移支付

貧困可分為相對貧困和絕對貧困，但無論是相對貧困還是絕對貧困都是人類社會持久的社會經濟現象，難以消除。貧困人口由于可行能力低下導致其難以承接、選擇和利用外部資源，國家的轉移支付在一定程度上可以說是其可以獲取的主要收入來源。因此，在堅持“低保兜底”底線的同時，應不斷提高對貧困人口的轉移支付力度，完善對農村貧困人口的轉移支付方式，以確保農村貧困人口的基本生存。