合作参与、社会资本积累与农户相对贫困缓解——以农民专业合作社参与为例

罗明忠，刘子玉，郭如良

（1.华南农业大学经济管理学院，广东 广州 510642；2.江西农业大学乡村振兴战略研究院，江西 南昌 330045）

中国已经进入以相对贫困治理为核心的“后减贫时代”，重点是实现巩固拓展脱贫攻坚成果与乡村振兴有效衔接。在此过程中，贫困内涵由关注生存需求拓宽到关注多维需求，这意味着减贫治理将更具复杂性和挑战性。提升贫困人口的可行能力被认为是缓解相对贫困和保障减贫治理成效可持续性的关键，其中增加农户的社会资本积累有利于提升可行能力[1]。特别在贫困地区，农民专业合作社等合作组织是产业扶贫的重要载体，有利于丰富农户的社会资本[2]。因此，研究农户参与合作组织的减贫效应及其作用机制，对健全减贫治理长效机制，实现2035年远景目标和共同富裕宏伟目标具有重要现实意义。

学术界对合作参与的减贫效应研究主要集中在三个方面。一是农民专业合作社减贫的演变轨迹。从20世纪50年代初至今，农民专业合作社数量持续扩展（以下简称“合作社”）。特别在2006年《中华人民共和国农民专业合作法》颁布后，国内合作社数量呈现快速增长态势。据统计，2020年全国依法登记注册的合作社达222.54万家，辐射带动全国近一半的农户，成为农村居民合作参与的主要途径。合作社被视为贫困群体通过自助、互助等方式实现益贫、脱贫的理想载体[3]，以及提高农业部门绩效、实现农村减贫的重要工具[4]，其在减困治理中既是目的也是手段[5]，有助于贫困人口获取脱贫机会、共享合作组织发展成果、提高相对贫困缓解所需的基本可行能力，对相对贫困缓解具有重要作用。二是农民合作组织对减贫治理的有效性。合作社是减贫的关键，是帮助小农摆脱贫困的主要方式[6]。合作社作为中国发展速度最快、数量最多、覆盖农户最广和接受度最高的合作组织形式[7]， 通过提升农户信息获取能力、技术应用能力和需求表达能力等渠道发挥缓贫作用[8]，对农户收入、健 康、教育和信息等维度均具有减贫效应[9]，因此，合作参与对改善农户贫困状况具有显著影响[10]。三是农民合作组织参与减贫治理的困境。农户的参与意愿、能力和行为的多维脱嵌，可能导致合作社减困治理功能失灵[11]，合作组织与贫困社员联系不够紧密，合作社与贫困户的利益联结机制仍待完善[12]。但是，既往就合作参与对农户减贫效应的研究，主要以单一收入维度对农户贫困进行测度，难以客观反映农户多维度的“真实贫困”状况；主要聚焦于消除绝对贫困，较少涉及缓解农户相对贫困及其作用机制。当然，合作参与对农户的人力资本、社会资本和金融资本的积累都可能造成影响，基于研究目的，本文聚焦合作参与对农户社会资本积累的积极效应，尝试检验社会资本积累在合作参与影响农户相对贫困路径关系中可能扮演的中介作用。

基于此，本文借鉴可行能力理论，利用1002份河南省农户微观调查数据，构建农户多维相对贫困指标体系，通过二元Probit模型和中介效应模型，分析农民专业合作社的参与率和农户相对贫困水平，探讨农民专业合作社参与对农户相对贫困的缓解效应及其作用机制。遵循“合作参与—社会资本积累—农户相对贫困缓解”的逻辑思路，进一步为“后减贫时代”推进乡村振兴与减贫治理有效衔接提供决策参考。

1 理论分析

随着减贫治理历程的演进，人们愈益意识到贫困不仅仅是收入低下，更是基本可行能力的剥夺。而且，收入贫困与多维贫困之间无法划等号，收入贫困难以代表非收入维度的剥夺，收入贫困的消除与多维贫困缓解并不同步[13]。因此，相对贫困的治理目标不仅要兼顾增加农民收入与缩小收入差距，更要关注无法用收入衡量的各种功能性活动组合，即可行能力的剥夺。可行能力被定义为一个人能够实现的各种可选功能活动的机会。从本质上讲，它包括政治自由、经济条件、社会机会、透明性保证和防护性保障5种基本的工具性自由[14]。

农民合作组织是支持农村民生发展和扶贫的重要组织[15]，因为合作组织的本质是弱势群体的联合，利益联结是其重要的合作纽带[16]。合作组织不仅具有制度安排上的“天然益贫性”，而且是市场经济条件下实现农村人口相对贫困缓解的理想载体和高效经济组织[17]。相对贫困缓解的关键在于让贫困群体获得自身持续发展的可行能力，而参与式合作可以激发和强化在贫困地区组织参与者的发展能力[18]。由此，合作参与成为农户相对贫困缓解的重要途径之一。

1.1 合作参与对农户减贫治理的效应

合作参与通过资源禀赋重新整合配置的方式，提高贫困农户进入市场的组织化程度，使其突破人力资本和社会资本的束缚。这不仅能有效开发贫困地区的资源，提高农户的可行能力，缓解相对贫困，而且对巩固脱贫成果产生积极作用[19]。“后减贫时代”的农村减贫治理面临着贫困脆弱性问题，从可持续性角度来看，强化贫困农户自身获利机会的能力，才是提高减贫治理整体水平的关键[20]。合作参与除了为贫困农户带来直接的经济收益，还使得贫困社员有机会参与农民专业合作社的具体业务。这一定程度上，能够帮助贫困社员提升个人能力，修复农民在社会适应性和竞争力方面的可行能力缺陷，为缓解农户相对贫困奠定基础。

首先，贫困农户通过与合作社的业务往来，能够拓宽信息获取的渠道，及时掌握农业政策和农产品市场等相关信息，有效减少市场风险带来的经济损失。这意味着合作参与能够有效改善农户经济条件。其次，通过参与合作社提供的各类培训，贫困社员能够采用更先进的生产经营方式，提高农业生产效率，再将释放的剩余劳动时间投入到非农就业或闲暇之中。因此，合作参与能够增加贫困社员的社会机会，改善贫困社员的相对贫困水平。最后，企业导向型模式是农民专业合作社的主要类型之一，企业导向型合作社通过与贫困社员签订具有法律效力的劳动合同，明确保障贫困农户的合法权益，增强贫困农户的透明性保证。另外，贫困社员在农民专业合作社中出资入股能够让其拥有更多的话语权，促进自身社会保障需求的表达，增强其防护性保障。可见，合作参与能够缓解农户相对贫困，当农户参与合作社时，可行能力得到提升，有利于降低其相对贫困发生的可能性。

1.2 社会资本积累在合作参与对农户减贫治理影响中的效应

合作参与通过增加农户社会资本积累缓解其相对贫困。社会资本被视为脱离持续性贫困的重要影响因素，在反贫困领域的重要作用已被理论和实践所证实[21]，主要包括社会网络、社会信任和社会规范等维度。本文聚焦于社会网络和社会信任两个核心维度，因此，将“社会资本积累”定义为通过拓宽社会网络和增强社会信任，实现社会资本的增加。下文将从两条主要传导机制阐述社会资本积累在合作参与对农户减贫治理影响中的效应，从理论上厘清合作参与、社会资本积累和农户减贫治理三者之间的关系。

首先，社会资本是以社会网络为核心载体的资源。社会网络是建立在个体成员之间互动和接触基础上的一种相对稳定的社会关系，合作参与对贫困农户构建社会网络具有重要影响。第一，合作社的运营以广泛合作互动为基础，任何合作都离不开社会基础和关系网络的支持。然而，贫困来自社会固化，而社会固化源于家庭所处的社会网络，即贫困人群所植根的人际网络不能提供取得成功所需的信息和机遇。贫困农户的社会网络圈较小，可利用的社会资源较少，加入农民专业合作社成为农村地区农民间社会交往，扩大社会网络的重要方式。第二，农民参与是合作社发挥“益贫性”功能的前提，参与合作社的决策与贫困农户的社会网络密切相 关[22]。根据关系强度，社会网络可分为弱关系网络和强关系网络。弱关系网络有助于改善贫困农户对合作社的认知，提高贫困农户参与合作社的程度；强关系网络有利于增进合作社成员间的关系，提高合作社成员间的互信，最终提高贫困农户参与合作社的程度[23]。第三，通过合作参与搭建起贫困农户互帮互助的平台，不仅有助于扩大个体社会网络和强化家庭社会网络，而且合作社提供的各类培训活动，有利于贫困社员的人力资本积累，促进其与社会资本的良性互动，实现可行能力的综合提高。总之，合作参与通过扩大社会网络，增加农户社会资本积累，进而在缓解农户相对贫困方面产生积极 效应。

其次，社会资本的另一核心维度是社会信任。社会信任是个体交往行为的基石，信任来自于共同社群个体反复交往的历史和互惠模式[24]。第一，加入合作社有助于提升成员的认知能力，提高成员参与积极性，并进一步提升成员间的互信程度。因此，合作社参与有助于提高社会信任[25]。第二，社会信任是合作社内部资金互助的前提和基础。社会信任有益于农户之间沟通，减少农户之间的合作障碍，有利于参与者之间开展更多的合作，为实现更高层次的合作提供可能，有助于减少信息不对称和规避风险，缓解贫困社员的相对贫困状况[26]。第三，合作社作为农户之间的共同社群，通过畅通组织成员之间合作共赢的互动渠道，联结合作共事纽带，降低交易的时间和物质成本，形成社员间的互惠模式，建立起更稳固的社会信任，积累更丰富的社会资本，实现相对贫困缓解。

总之，合作参与通过扩大农户的社会网络，增强农户间的社会信任，进而增加农户社会资本积累，对农户相对贫困缓解发生作用。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文所使用的数据来源于项目团队2017年对河南省部分农户的调研数据。调查内容主要包含农民家庭特征、合作参与、社会保障、经营特征和村庄特征等方面。调研共分为两个阶段实施。第一阶段选取正阳县作为样本县，以村庄人均纯收入等指标为依据，从中抽取10个乡镇，每个乡镇选取5个村庄，在每个村庄随机抽取40户样本农户，共发放2000份问卷，回收有效问卷为1914份。第二阶段调查基于小麦播种面积、农村居民人均可支配收入和地理位置等指标，在河南省东部、西部、中部、南部和北部分别抽取一个县作为样本县，分别为杞县、新安县、舞阳县、上蔡县和安阳县。同时，依据每个样本县的乡镇经济发展水平进行五等分，在每份中抽取一个乡镇。并且，对每个样本乡镇按照经济水平将所有村庄分为两组，在两组村庄中各抽取一个样本村，每个样本村抽取40户样本户，共计2000个样本。课题组两次累计调查4000户农户，最终获得有效问卷3914份，问卷有效率为97.85%。依据本研究所需指标，删除缺失关键解释变量的样本，最终获得有效样本1002个。

河南省是全国的农业大省和人口大省，据中国统计年鉴（2020）的数据显示，河南省农村居民人均可支配收入为15163.7元，低于全国农村居民人均可支配收入（16020.7元），位列全国的第16位，处在全国中等水平。此外，2012年底河南省贫困发生率为9.28%，贫困人口中有70%以上生活在“三山一滩”地区，贫困人口分布广、贫困程度相对较深，减贫治理任务繁重。2017年河南省106.2万农村贫困人口脱贫，完成了年度脱贫人口100万的目标，2020年实现贫困人口全部脱贫。采用河南省抽样调查数据研究农村减贫治理问题，具有一定的代表性。

2.2 变量选取

1）被解释变量。本文以世界银行的多维贫困指标体系为依据，基于阿玛蒂亚·森的可行能力贫困理论，借鉴罗明忠等[27]、仲超和林闽钢[28]的研究，构建农户多维相对贫困识别指标体系，共由经济条件（收入水平）、社会机会（教育水平和技术培训）、透明性保证（劳动合同）和防护性保障（养老保险和医疗保险）4个维度的6个指标组成。采用学界普遍使用的等权重方法计算出农户被剥夺指标数，设定3/6作为相对贫困的剥夺临界值，即指标体系中，存在任意3个及以上的指标被剥夺，则该农户被视为处于相对贫困状态，赋值为0；否则赋值为1。详细相对贫困的剥夺临界值判断标准见表1。

表1 农户多维相对贫困识别指标体系Table 1 Multi-dimensional relative poverty identification index system for farmers

2）关键解释变量。有研究显示，在众多合作参与的形式中，合作社的“益贫性”具有较强的代表性[17]，发展合作社是小农户的理性选择，也是伴随农业生产现代化与规模化发展的必然产物[29]。基于此，本文选取农民专业合作社参与作为合作参与的代理变量，参与赋值为1，未参与赋值为0。

3）中介变量。前所述及，合作参与通过增加社会资本积累，缓解农户相对贫困。社会资本是能够通过行动提高经济效率的网络、信任和规范。由于规范与制度的概念比较相近，属于较为宏观的概念，难以在家庭层面进行度量，且其发挥的作用很难与社会网络和信任的作用独立分开，因此，本文从社会网络和社会信任两个维度刻画样本的社会资本。参考刘一伟和刁力[30]的研究，选取“家庭人均礼金支出的对数”和“对村集体信任度”分别作为社会网络和社会信任的代理变量。

4）其他控制变量。参考陈爱丽等[31]的研究，选取个人特征、家庭特征和村域特征作为控制变量纳入回归分析。个人特征变量包括年龄、性别、是否党员和风险偏好，其中，风险偏好包括5种类型，主要依据受访者对5种情形的选择划定：如果选择“确定获得1000元人民币”，归为风险保守型；如果选择“有一半机会获得900，一半机会获得1600”，归为风险稳健型；如果选择“有一半机会获得800，一半机会获得2000”，归为风险平衡型；如果选择“有一半机会获得400，一半机会获得 3000”，归为风险积极型；如果选择“有一半机会获得0，一半机会获得4000”，归为风险激进型。家庭特征变量包括承包地总面积、家庭人口数和外出打工经历；村域特征变量包括地形条件和交通 条件。

具体变量定义和描述性统计见表2。

表2 变量定义与描述性统计分析Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 分析方法

1）基准回归模型。由于被解释变量为二分类变量，且本文所用数据符合正态分布，在借鉴相关研究的基础上，选择建立二元Probit模型进行实证检验[32]，模型设定为：

式中：Pi代表农户相对贫困的概率，Yi为因变量，表示农户i的相对贫困状况；Ci表示农户i的合作参与情况，Xi表示其他影响农户相对贫困的控制变量，包括个体、家庭和村域等层面的变量，a0为常数项，a1和a2n为待估参数，εi为随机扰动项。

2）中介效应模型。为检验合作参与对农户相对贫困缓解的作用机制，本文参照一般通用的中介检验方法，设定中介效应模型为：

式中：Ri、Ci和Si分别表示农户相对贫困、合作参与和社会资本；a0、b0和c0为常数项，a1、b1、c1、c'、a2n、b2n和c2n为待估参数；εi、μi和τi为误差项。

具体检验步骤为：首先，对回归系数c1的显著性进行检验，如果显著，则继续进行检验，否则， 停止检验；其次，检验回归系数a1和b1的显著性，如果都显著，则对回归系数c'进行检验，如果c'不显著，表明M是完全中介效应，如果c'显著，且a1b1与c'同符号，则M是部分中介效应；最后，如果回归系数a1和b1至少有一个不显著，则用Bootstrap法直接检验H0：a1b1=0，如果显著，且c'显著，a1b1与c'同符号，表明M发挥了部分中介效应。

3 结果与分析

3.1 农户相对贫困与合作参与情况分析

调研结果显示，1002个有效样本中，有638个农户在多维相对贫困指标体系内存在任意3个及以上的指标被剥夺，占比达63.6%，有364户被剥夺程度低于3个维度，占比为36.4%（表2）。究其原因，可能是本文聚焦多维贫困，不局限在单一收入贫困问题上，侧面反映与解决绝对贫困相比，相对贫困治理任务更加艰巨。

样本农户参与农民专业合作社的均值为0.176（表2），表明样本地区农户合作参与度较低。这可能与样本家庭承包地面积较小有关，小规模种植户还未能充分意识到加入合作社对家庭相对贫困缓解的重要作用，从而导致合作参与率较低。样本地区农户的社会网络和社会信任所表征的社会资本积累较为明显。样本农户的户主性别大部分为男性，户主年龄平均55.662岁，以中老年为主；风险偏好的均值为1.520，该数值介于风险保守型与风险稳健型之间，表明多数农户的主观风险承受能力较低。样本家庭承包地总面积的均值为0.461 hm2，家庭人口数均值为4.333人，家庭成员存在外出打工经历的概率为0.753，表明非农就业现象在农村地区十分普遍。从村域层面看，样本地区以平原为主，交通条件较好。

3.2 合作参与对农户相对贫困缓解的影响分析

基准回归结果显示，合作参与有利于农户相对贫困缓解。是否参与合作社对农户相对贫困缓解通过了1%统计水平的检验，且回归系数为正，进一步计算边际效应得到的结果显示，在其他控制变量不变的前提下，参与合作社的农户发生相对贫困的概率会降低22.9%（表3），表明合作社参与能够有效缓解农户相对贫困。可能的原因在于，合作社作为一种紧密型的合作参与形式，使农户能够更为充分利用地缘、血缘和业缘的优势，帮助不同禀赋的农户重新整合配置资源，有利于促进农户社会资本积累、拓宽信息渠道和提高可行能力，为农户避免陷入相对贫困提供机会和可能。由于本文的被解释变量是以可行能力为度量依据构建的农户多维相对贫困，表明合作参与通过对多维相对贫困的社会机会、透明性保证和防护性保障等多个维度发挥积极作用，降低农户相对贫困的发生率。可见，减贫治理，尤其是相对贫困的缓解，不是简单地提高收入，而是要努力实现人们能够实际享有的生活改善和实际拥有的自由提升。

表3 合作参与对农户相对贫困影响的基准回归结果Table 3 Benchmark regression results of the impacts of cooperative participation on farmers’ relative poverty

控制变量对农户相对贫困缓解的影响效应各异。其中，户主年龄、性别、政治面貌和外出打工经历对农户相对贫困缓解具有显著正向影响；家庭人口数量对农户相对贫困缓解具有显著的负向影响（表3）。需要说明的是：具有外出打工经历的农户会依托其在打工经历中获取的知识和经验，通过消化、吸收和融合，提高家庭资源获取和整合能力，并使其成为自身能力的一部分，进而使其相对贫困状况得以缓解[33]。

3.3 稳健性检验

为进一步验证上述结果的稳健性，本文通过更换核心解释变量的方法重新进行回归估计，选用“专业技术协会参与”替换基准模型中的“农民专业合作社参与”，并运用二元Probit模型进行估计。结果显示，专业技术协会参与对农户相对贫困缓解具有显著正向影响，并通过1%的显著性检验，相较于未参与专业技术协会的农户，在其它控制变量不变的条件下，参与专业技术协会的农户发生相对贫困的概率将减少35.1%（表4），表明前文研究结论具有稳健性。

表4 稳健性检验结果Table 4 Robustness test results

从边际效应的具体数值来看，专业技术协会参与对农户相对贫困缓解的作用高于合作社参与。可能的原因在于，专业技术协会主要为农户提供最基本的技术帮助，有技术需求的农户均可参与，因此农户具有较低的参与门槛，而低参与门槛增加了农户参与的可能性，使得可行能力较低的农户也能够参与其中，更大程度地帮助贫困农户积累社会资本，最终导致专业技术协会参与的减贫效应高于合作社参与。表明参与门槛较低的合作组织，在缓解农户相对贫困方面的“益贫性”功效强于参与门槛较高的合作组织，需降低合作组织的参与门槛，提高农户参与合作组织的可及性，才能更好促进农户相对贫困缓解。

3.4 内生性检验

1）自选择偏差导致的内生性问题检验。由于是否参与合作是农户自选择行为，因此合作参与对农户相对贫困缓解的影响效应可能存在自选择偏差，从而产生内生性问题。忽视自选择偏差导致的内生性问题会使得回归结果有偏，为此，本文采用倾向得分匹配法（PSM）重新估计了合作参与对农户相对贫困缓解的影响。结果显示，农户参与合作社对农户相对贫困缓解具有显著正向影响，并通过显著性检验，且三种匹配方法估计结果相似（表5），可以在一定程度上反映匹配结果的稳健性。通过进一步匹配分析的结果显示，农户加入合作社有利于缓解农户的相对贫困状态，与基准回归结果一致，表明前文研究结论可靠。

表5 合作参与对农户相对贫困缓解的倾向匹配得分法估计结果Table 5 Estimation result of the tendency matching score model

为检验PSM估计结果的可靠性，需要进行平衡性检验来验证匹配后处理组和控制组是否存在系统差别。本文以卡尺匹配法为例，对样本数据进行了平衡性检验，结果显示，参与合作社的农户和未参与合作社的农户，经过匹配后的样本均值更加接近。由T检验结果可知，匹配前的处理组和控制组在年龄、是否党员、承包地总面积等均存在显著的差异，经过匹配后，大多数变量的标准化偏差均大幅度减少，且多数变量匹配后的标准化偏差低于10%（表6），意味着多数变量接受实验组和控制组无系统差异的原假设，可以认为样本之间的个体差异基本消除，倾向匹配得分法进行内生性检验合理。

表6 平衡性检验结果Table 6 Balance test results

2）互为因果导致的内生性问题检验。基准回归模型可能存在互为因果导致的内生性问题，因而，使用可处理内生性的扩展回归模型（Extended regression model，ERM）重新进行回归，以规避可能存在的内生性问题。ERM模型与传统的回归模型相比，最大优点是可以同时应对解释变量或控制变量的内生性、内生性的样本选择等多重内生性问题，是国际较为前沿的内生性处理模型，能够适用于变量为离散和连续等多种类型。本文借鉴郭如良等[34]的研究，选取“村庄其他农户合作社参与”的均值作为合作参与的工具变量。从相关性来看，“羊群效应”在农户行为中广泛存在，因此村庄其他农户参与合作社的行为，与农户合作参与行为密切相关，这一相关性在表7的工具变量回归结果中得到验证，工具变量对农户合作参与的回归系数为1.639，并在1%的显著性水平下显著；从外生性考虑，工具变量很难直接影响农户个体的相对贫困水平，因此符合工具变量要求。利用ERM中的内生Probit模型（eprobit）重新估计的结果，合作参与对相对贫困缓解的影响系数为1.728，并通过了1%显著性水平的检验（表7）。说明在考虑内生性后，合作参与仍能显著抑制农户相对贫困，前文研究结论具有可靠性。

表7 合作参与对农户相对贫困影响的ERM回归结果Table 7 Extended regression results of the impacts of cooperative participation on farmers’ relative poverty

3.5 合作参与对农户相对贫困缓解的作用机制

从前文分析可见，合作参与对农户相对贫困缓解具有显著正向影响。合作参与可能通过增加社会资本积累，缓解农户相对贫困，包括社会网络和社会信任维度。本文借鉴Baron和Kenny[35]的研究，采用中介效应法对上述作用机制进行验证。

1）社会网络在合作参与影响农户相对贫困路径关系中的中介效应检验。合作参与对社会网络的回归结果显示，合作参与对社会网络具有显著正向影响，并通过5%的显著性检验（表8），表明农户参与农民专业合作社有助于农户扩大社会网络，增加社会资本积累；引入社会网络变量后，合作参与和社会网络对农户相对贫困缓解均具有显著的正向影响，社会网络的影响通过10%的显著性检验，依据前文中介效应模型检验步骤可知，社会网络在合作参与影响农户相对贫困缓解的关系中起着部分中介作用。原因在于，对比未加入合作社的农户，加入合作社的农户家庭，拥有了在农村地区进行社会交往并扩大社会网络的互动机会，有利于突破固化的社会网络圈层，拓展可利用的社会资源。缓解农户进入由于家庭社会网络不能提供成功所需的信息和资源，继而导致社会固化所产生的贫困陷阱之 中[24]。

2）社会信任在合作参与影响农户相对贫困路径关系中的中介效应检验。合作参与对社会信任具有显著正向影响，并通过1%的显著性检验（表8），表明农户参与合作社有利于农户增强社会信任，增加社会资本积累；引入社会信任变量后，合作参与和社会信任对农户相对贫困缓解均具有显著的正向影响，社会信任的影响通过1%的显著性检验，依据前文中介效应模型检验步骤可知，社会信任在合作参与影响农户相对贫困缓解的关系中起着部分中介作用。原因在于，合作社参与有助于提高社会信任，而社会信任的提升，不仅是社员间资金互助的前提和基础，更有益于减少农户合作的沟通阻碍，形成社员间的互惠模式，进而缓解贫困社员的相对贫困状况。

表8 合作参与对农户相对贫困缓解的作用机制检验结果Table Test results of the mechanism of cooperative participation in alleviating farmers’ relative poverty

综上所述，合作参与通过扩大社会网络和增强社会信任，缓解农户相对贫困。

4 结论与启示

4.1 结论

研究表明，合作参与对农户相对贫困缓解具有显著正向影响，在控制其它变量不变的前提下，参与合作社的农户陷入相对贫困的概率会减少22.9%，通过替换核心解释变量进行稳健性和内生性检验后，结论仍然成立。户主年龄、性别、政治面貌和家庭成员外出打工经历对农户相对贫困缓解具有显著正向影响。参与门槛较低的农村专业技术协会在缓解农户相对贫困的“益贫性”强于参与门槛较高的农民专业合作社。低参与门槛的专业技术协会对农户相对贫困缓解的边际效应为35.1%。合作参与通过社会资本积累作用于农户相对贫困缓解，其中，社会网络和社会信任是其主要的传导机制。加入农民专业合作社的农户家庭，拥有了在农村地区进行社会交往并扩大社会网络、增强社会信任的互动机会，有助于农户相对贫困缓解。

当然，限于数据的可获得性，本研究的样本来源仅限于河南省。尽管具有河南省较大样本的农户抽样调查数据做支撑，但样本在全国范围的代表性仍然受限，结论推广可能存在一定的局限性。扩大样本范围进行研究将是未来的努力方向之一。同时，相对贫困具有多维性特征，农户相对贫困尚无统一的衡量标准，尽管本文通过参考已有研究对农户相对贫困进行了刻画，但随着社会经济发展状况变化，农户相对贫困测度标准也在不断变化，需要在未来研究中作进一步探讨。另外，由于农户相对贫困的影响因素复杂多样，本文的控制变量可能不足以完美 涵盖所有影响因素，需要在未来研究中进一步完善。

4.2 启示

1）进一步加强和完善农村合作组织建设。应加大对吸纳相对贫困农户的合作组织的扶持力度，引导农户转变生产经营理念[36]，创造相对宽松的外部环境，支持在农村发展具有益贫功能的合作社、农民技术协会等合作组织；加强合作组织规范化建设与管理，鼓励相对贫困人口自主联合，进一步提高农民的组织化程度，充分发挥各种经济联合体的益贫性功能，实现自我服务与自我发展[37]。

2）重视发挥合作组织对农户相对贫困的减贫作用。要采用多种形式，积极推动合作社减贫理念的发展和成熟，鼓励合作社负责人、专业大户和家庭农场主等拥有较丰富社会资本的主体，自觉自愿参与减贫治理。在全社会营造“共生、共赢、共享”的环境和机制，强化人们的互助意识，增强人们扶贫济困的社会责任，激励社会资本充沛的主体与社会资本匮乏的主体融入合作组织，既实现相对贫困人口社会资本增加，进而带动其脱贫致富，又实现社会资本丰富群体参与减贫的经济理性与价值理性的统一，让广大人民群众真正获得幸福感、安全感和获得感，让民生福祉水平切实得以提升，促进共同富裕宏伟目标的实现。

3）增强贫困农户对合作组织减贫的信念。正如2019年诺贝尔经济学奖获得者班纳吉和迪弗洛所言，要摆脱贫困，需要改变穷人的信念[38]。合作组织的减贫效应，必须基于贫困主体的广泛参与才能更好地发挥功效，因此，应加大合作理念的普及与宣传，帮助贫困农户确立合作组织助贫益贫的信念，降低合作参与的门槛，提高参与的积极性和可得性，增进农户的合作参与度，推进农户相对贫困缓解，实现乡村振兴与减贫治理的有效衔接，最终实现共同富裕的发展目标。