合作參與、社會資本積累與農戶相對貧困緩解
——以農民專業合作社參與為例

羅明忠，劉子玉，郭如良

（1.華南農業大學經濟管理學院，廣東 廣州 510642；2.江西農業大學鄉村振興戰略研究院，江西 南昌 330045）

中國已經進入以相對貧困治理為核心的“后減貧時代”，重點是實現鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉村振興有效銜接。在此過程中，貧困內涵由關注生存需求拓寬到關注多維需求，這意味著減貧治理將更具復雜性和挑戰性。提升貧困人口的可行能力被認為是緩解相對貧困和保障減貧治理成效可持續性的關鍵，其中增加農戶的社會資本積累有利于提升可行能力[1]。特別在貧困地區，農民專業合作社等合作組織是產業扶貧的重要載體，有利于豐富農戶的社會資本[2]。因此，研究農戶參與合作組織的減貧效應及其作用機制，對健全減貧治理長效機制，實現2035年遠景目標和共同富裕宏偉目標具有重要現實意義。

學術界對合作參與的減貧效應研究主要集中在三個方面。一是農民專業合作社減貧的演變軌跡。從20世紀50年代初至今，農民專業合作社數量持續擴展（以下簡稱“合作社”）。特別在2006年《中華人民共和國農民專業合作法》頒布后，國內合作社數量呈現快速增長態勢。據統計，2020年全國依法登記注冊的合作社達222.54萬家，輻射帶動全國近一半的農戶，成為農村居民合作參與的主要途徑。合作社被視為貧困群體通過自助、互助等方式實現益貧、脫貧的理想載體[3]，以及提高農業部門績效、實現農村減貧的重要工具[4]，其在減困治理中既是目的也是手段[5]，有助于貧困人口獲取脫貧機會、共享合作組織發展成果、提高相對貧困緩解所需的基本可行能力，對相對貧困緩解具有重要作用。二是農民合作組織對減貧治理的有效性。合作社是減貧的關鍵，是幫助小農擺脫貧困的主要方式[6]。合作社作為中國發展速度最快、數量最多、覆蓋農戶最廣和接受度最高的合作組織形式[7]， 通過提升農戶信息獲取能力、技術應用能力和需求表達能力等渠道發揮緩貧作用[8]，對農戶收入、健 康、教育和信息等維度均具有減貧效應[9]，因此，合作參與對改善農戶貧困狀況具有顯著影響[10]。三是農民合作組織參與減貧治理的困境。農戶的參與意愿、能力和行為的多維脫嵌，可能導致合作社減困治理功能失靈[11]，合作組織與貧困社員聯系不夠緊密，合作社與貧困戶的利益聯結機制仍待完善[12]。但是，既往就合作參與對農戶減貧效應的研究，主要以單一收入維度對農戶貧困進行測度，難以客觀反映農戶多維度的“真實貧困”狀況；主要聚焦于消除絕對貧困，較少涉及緩解農戶相對貧困及其作用機制。當然，合作參與對農戶的人力資本、社會資本和金融資本的積累都可能造成影響，基于研究目的，本文聚焦合作參與對農戶社會資本積累的積極效應，嘗試檢驗社會資本積累在合作參與影響農戶相對貧困路徑關系中可能扮演的中介作用。

基于此，本文借鑒可行能力理論，利用1002份河南省農戶微觀調查數據，構建農戶多維相對貧困指標體系，通過二元Probit模型和中介效應模型，分析農民專業合作社的參與率和農戶相對貧困水平，探討農民專業合作社參與對農戶相對貧困的緩解效應及其作用機制。遵循“合作參與—社會資本積累—農戶相對貧困緩解”的邏輯思路，進一步為“后減貧時代”推進鄉村振興與減貧治理有效銜接提供決策參考。

1 理論分析

隨著減貧治理歷程的演進，人們愈益意識到貧困不僅僅是收入低下，更是基本可行能力的剝奪。而且，收入貧困與多維貧困之間無法劃等號，收入貧困難以代表非收入維度的剝奪，收入貧困的消除與多維貧困緩解并不同步[13]。因此，相對貧困的治理目標不僅要兼顧增加農民收入與縮小收入差距，更要關注無法用收入衡量的各種功能性活動組合，即可行能力的剝奪。可行能力被定義為一個人能夠實現的各種可選功能活動的機會。從本質上講，它包括政治自由、經濟條件、社會機會、透明性保證和防護性保障5種基本的工具性自由[14]。

農民合作組織是支持農村民生發展和扶貧的重要組織[15]，因為合作組織的本質是弱勢群體的聯合，利益聯結是其重要的合作紐帶[16]。合作組織不僅具有制度安排上的“天然益貧性”，而且是市場經濟條件下實現農村人口相對貧困緩解的理想載體和高效經濟組織[17]。相對貧困緩解的關鍵在于讓貧困群體獲得自身持續發展的可行能力，而參與式合作可以激發和強化在貧困地區組織參與者的發展能力[18]。由此，合作參與成為農戶相對貧困緩解的重要途徑之一。

1.1 合作參與對農戶減貧治理的效應

合作參與通過資源稟賦重新整合配置的方式，提高貧困農戶進入市場的組織化程度，使其突破人力資本和社會資本的束縛。這不僅能有效開發貧困地區的資源，提高農戶的可行能力，緩解相對貧困，而且對鞏固脫貧成果產生積極作用[19]。“后減貧時代”的農村減貧治理面臨著貧困脆弱性問題，從可持續性角度來看，強化貧困農戶自身獲利機會的能力，才是提高減貧治理整體水平的關鍵[20]。合作參與除了為貧困農戶帶來直接的經濟收益，還使得貧困社員有機會參與農民專業合作社的具體業務。這一定程度上，能夠幫助貧困社員提升個人能力，修復農民在社會適應性和競爭力方面的可行能力缺陷，為緩解農戶相對貧困奠定基礎。

首先，貧困農戶通過與合作社的業務往來，能夠拓寬信息獲取的渠道，及時掌握農業政策和農產品市場等相關信息，有效減少市場風險帶來的經濟損失。這意味著合作參與能夠有效改善農戶經濟條件。其次，通過參與合作社提供的各類培訓，貧困社員能夠采用更先進的生產經營方式，提高農業生產效率，再將釋放的剩余勞動時間投入到非農就業或閑暇之中。因此，合作參與能夠增加貧困社員的社會機會，改善貧困社員的相對貧困水平。最后，企業導向型模式是農民專業合作社的主要類型之一，企業導向型合作社通過與貧困社員簽訂具有法律效力的勞動合同，明確保障貧困農戶的合法權益，增強貧困農戶的透明性保證。另外，貧困社員在農民專業合作社中出資入股能夠讓其擁有更多的話語權，促進自身社會保障需求的表達，增強其防護性保障。可見，合作參與能夠緩解農戶相對貧困，當農戶參與合作社時，可行能力得到提升，有利于降低其相對貧困發生的可能性。

1.2 社會資本積累在合作參與對農戶減貧治理影響中的效應

合作參與通過增加農戶社會資本積累緩解其相對貧困。社會資本被視為脫離持續性貧困的重要影響因素，在反貧困領域的重要作用已被理論和實踐所證實[21]，主要包括社會網絡、社會信任和社會規范等維度。本文聚焦于社會網絡和社會信任兩個核心維度，因此，將“社會資本積累”定義為通過拓寬社會網絡和增強社會信任，實現社會資本的增加。下文將從兩條主要傳導機制闡述社會資本積累在合作參與對農戶減貧治理影響中的效應，從理論上厘清合作參與、社會資本積累和農戶減貧治理三者之間的關系。

首先，社會資本是以社會網絡為核心載體的資源。社會網絡是建立在個體成員之間互動和接觸基礎上的一種相對穩定的社會關系，合作參與對貧困農戶構建社會網絡具有重要影響。第一，合作社的運營以廣泛合作互動為基礎，任何合作都離不開社會基礎和關系網絡的支持。然而，貧困來自社會固化，而社會固化源于家庭所處的社會網絡，即貧困人群所植根的人際網絡不能提供取得成功所需的信息和機遇。貧困農戶的社會網絡圈較小，可利用的社會資源較少，加入農民專業合作社成為農村地區農民間社會交往，擴大社會網絡的重要方式。第二，農民參與是合作社發揮“益貧性”功能的前提，參與合作社的決策與貧困農戶的社會網絡密切相 關[22]。根據關系強度，社會網絡可分為弱關系網絡和強關系網絡。弱關系網絡有助于改善貧困農戶對合作社的認知，提高貧困農戶參與合作社的程度；強關系網絡有利于增進合作社成員間的關系，提高合作社成員間的互信，最終提高貧困農戶參與合作社的程度[23]。第三，通過合作參與搭建起貧困農戶互幫互助的平臺，不僅有助于擴大個體社會網絡和強化家庭社會網絡，而且合作社提供的各類培訓活動，有利于貧困社員的人力資本積累，促進其與社會資本的良性互動，實現可行能力的綜合提高。總之，合作參與通過擴大社會網絡，增加農戶社會資本積累，進而在緩解農戶相對貧困方面產生積極 效應。

其次，社會資本的另一核心維度是社會信任。社會信任是個體交往行為的基石，信任來自于共同社群個體反復交往的歷史和互惠模式[24]。第一，加入合作社有助于提升成員的認知能力，提高成員參與積極性，并進一步提升成員間的互信程度。因此，合作社參與有助于提高社會信任[25]。第二，社會信任是合作社內部資金互助的前提和基礎。社會信任有益于農戶之間溝通，減少農戶之間的合作障礙，有利于參與者之間開展更多的合作，為實現更高層次的合作提供可能，有助于減少信息不對稱和規避風險，緩解貧困社員的相對貧困狀況[26]。第三，合作社作為農戶之間的共同社群，通過暢通組織成員之間合作共贏的互動渠道，聯結合作共事紐帶，降低交易的時間和物質成本，形成社員間的互惠模式，建立起更穩固的社會信任，積累更豐富的社會資本，實現相對貧困緩解。

總之，合作參與通過擴大農戶的社會網絡，增強農戶間的社會信任，進而增加農戶社會資本積累，對農戶相對貧困緩解發生作用。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文所使用的數據來源于項目團隊2017年對河南省部分農戶的調研數據。調查內容主要包含農民家庭特征、合作參與、社會保障、經營特征和村莊特征等方面。調研共分為兩個階段實施。第一階段選取正陽縣作為樣本縣，以村莊人均純收入等指標為依據，從中抽取10個鄉鎮，每個鄉鎮選取5個村莊，在每個村莊隨機抽取40戶樣本農戶，共發放2000份問卷，回收有效問卷為1914份。第二階段調查基于小麥播種面積、農村居民人均可支配收入和地理位置等指標，在河南省東部、西部、中部、南部和北部分別抽取一個縣作為樣本縣，分別為杞縣、新安縣、舞陽縣、上蔡縣和安陽縣。同時，依據每個樣本縣的鄉鎮經濟發展水平進行五等分，在每份中抽取一個鄉鎮。并且，對每個樣本鄉鎮按照經濟水平將所有村莊分為兩組，在兩組村莊中各抽取一個樣本村，每個樣本村抽取40戶樣本戶，共計2000個樣本。課題組兩次累計調查4000戶農戶，最終獲得有效問卷3914份，問卷有效率為97.85%。依據本研究所需指標，刪除缺失關鍵解釋變量的樣本，最終獲得有效樣本1002個。

河南省是全國的農業大省和人口大省，據中國統計年鑒（2020）的數據顯示，河南省農村居民人均可支配收入為15163.7元，低于全國農村居民人均可支配收入（16020.7元），位列全國的第16位，處在全國中等水平。此外，2012年底河南省貧困發生率為9.28%，貧困人口中有70%以上生活在“三山一灘”地區，貧困人口分布廣、貧困程度相對較深，減貧治理任務繁重。2017年河南省106.2萬農村貧困人口脫貧，完成了年度脫貧人口100萬的目標，2020年實現貧困人口全部脫貧。采用河南省抽樣調查數據研究農村減貧治理問題，具有一定的代表性。

2.2 變量選取

1）被解釋變量。本文以世界銀行的多維貧困指標體系為依據，基于阿瑪蒂亞·森的可行能力貧困理論，借鑒羅明忠等[27]、仲超和林閩鋼[28]的研究，構建農戶多維相對貧困識別指標體系，共由經濟條件（收入水平）、社會機會（教育水平和技術培訓）、透明性保證（勞動合同）和防護性保障（養老保險和醫療保險）4個維度的6個指標組成。采用學界普遍使用的等權重方法計算出農戶被剝奪指標數，設定3/6作為相對貧困的剝奪臨界值，即指標體系中，存在任意3個及以上的指標被剝奪，則該農戶被視為處于相對貧困狀態，賦值為0；否則賦值為1。詳細相對貧困的剝奪臨界值判斷標準見表1。

表1 農戶多維相對貧困識別指標體系Table 1 Multi-dimensional relative poverty identification index system for farmers

2）關鍵解釋變量。有研究顯示，在眾多合作參與的形式中，合作社的“益貧性”具有較強的代表性[17]，發展合作社是小農戶的理性選擇，也是伴隨農業生產現代化與規模化發展的必然產物[29]。基于此，本文選取農民專業合作社參與作為合作參與的代理變量，參與賦值為1，未參與賦值為0。

3）中介變量。前所述及，合作參與通過增加社會資本積累，緩解農戶相對貧困。社會資本是能夠通過行動提高經濟效率的網絡、信任和規范。由于規范與制度的概念比較相近，屬于較為宏觀的概念，難以在家庭層面進行度量，且其發揮的作用很難與社會網絡和信任的作用獨立分開，因此，本文從社會網絡和社會信任兩個維度刻畫樣本的社會資本。參考劉一偉和刁力[30]的研究，選取“家庭人均禮金支出的對數”和“對村集體信任度”分別作為社會網絡和社會信任的代理變量。

4）其他控制變量。參考陳愛麗等[31]的研究，選取個人特征、家庭特征和村域特征作為控制變量納入回歸分析。個人特征變量包括年齡、性別、是否黨員和風險偏好，其中，風險偏好包括5種類型，主要依據受訪者對5種情形的選擇劃定：如果選擇“確定獲得1000元人民幣”，歸為風險保守型；如果選擇“有一半機會獲得900，一半機會獲得1600”，歸為風險穩健型；如果選擇“有一半機會獲得800，一半機會獲得2000”，歸為風險平衡型；如果選擇“有一半機會獲得400，一半機會獲得 3000”，歸為風險積極型；如果選擇“有一半機會獲得0，一半機會獲得4000”，歸為風險激進型。家庭特征變量包括承包地總面積、家庭人口數和外出打工經歷；村域特征變量包括地形條件和交通 條件。

具體變量定義和描述性統計見表2。

表2 變量定義與描述性統計分析Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 分析方法

1）基準回歸模型。由于被解釋變量為二分類變量，且本文所用數據符合正態分布，在借鑒相關研究的基礎上，選擇建立二元Probit模型進行實證檢驗[32]，模型設定為：

式中：Pi代表農戶相對貧困的概率，Yi為因變量，表示農戶i的相對貧困狀況；Ci表示農戶i的合作參與情況，Xi表示其他影響農戶相對貧困的控制變量，包括個體、家庭和村域等層面的變量，a0為常數項，a1和a2n為待估參數，εi為隨機擾動項。

2）中介效應模型。為檢驗合作參與對農戶相對貧困緩解的作用機制，本文參照一般通用的中介檢驗方法，設定中介效應模型為：

式中：Ri、Ci和Si分別表示農戶相對貧困、合作參與和社會資本；a0、b0和c0為常數項，a1、b1、c1、c'、a2n、b2n和c2n為待估參數；εi、μi和τi為誤差項。

具體檢驗步驟為：首先，對回歸系數c1的顯著性進行檢驗，如果顯著，則繼續進行檢驗，否則， 停止檢驗；其次，檢驗回歸系數a1和b1的顯著性，如果都顯著，則對回歸系數c'進行檢驗，如果c'不顯著，表明M是完全中介效應，如果c'顯著，且a1b1與c'同符號，則M是部分中介效應；最后，如果回歸系數a1和b1至少有一個不顯著，則用Bootstrap法直接檢驗H0：a1b1=0，如果顯著，且c'顯著，a1b1與c'同符號，表明M發揮了部分中介效應。

3 結果與分析

3.1 農戶相對貧困與合作參與情況分析

調研結果顯示，1002個有效樣本中，有638個農戶在多維相對貧困指標體系內存在任意3個及以上的指標被剝奪，占比達63.6%，有364戶被剝奪程度低于3個維度，占比為36.4%（表2）。究其原因，可能是本文聚焦多維貧困，不局限在單一收入貧困問題上，側面反映與解決絕對貧困相比，相對貧困治理任務更加艱巨。

樣本農戶參與農民專業合作社的均值為0.176（表2），表明樣本地區農戶合作參與度較低。這可能與樣本家庭承包地面積較小有關，小規模種植戶還未能充分意識到加入合作社對家庭相對貧困緩解的重要作用，從而導致合作參與率較低。樣本地區農戶的社會網絡和社會信任所表征的社會資本積累較為明顯。樣本農戶的戶主性別大部分為男性，戶主年齡平均55.662歲，以中老年為主；風險偏好的均值為1.520，該數值介于風險保守型與風險穩健型之間，表明多數農戶的主觀風險承受能力較低。樣本家庭承包地總面積的均值為0.461 hm2，家庭人口數均值為4.333人，家庭成員存在外出打工經歷的概率為0.753，表明非農就業現象在農村地區十分普遍。從村域層面看，樣本地區以平原為主，交通條件較好。

3.2 合作參與對農戶相對貧困緩解的影響分析

基準回歸結果顯示，合作參與有利于農戶相對貧困緩解。是否參與合作社對農戶相對貧困緩解通過了1%統計水平的檢驗，且回歸系數為正，進一步計算邊際效應得到的結果顯示，在其他控制變量不變的前提下，參與合作社的農戶發生相對貧困的概率會降低22.9%（表3），表明合作社參與能夠有效緩解農戶相對貧困。可能的原因在于，合作社作為一種緊密型的合作參與形式，使農戶能夠更為充分利用地緣、血緣和業緣的優勢，幫助不同稟賦的農戶重新整合配置資源，有利于促進農戶社會資本積累、拓寬信息渠道和提高可行能力，為農戶避免陷入相對貧困提供機會和可能。由于本文的被解釋變量是以可行能力為度量依據構建的農戶多維相對貧困，表明合作參與通過對多維相對貧困的社會機會、透明性保證和防護性保障等多個維度發揮積極作用，降低農戶相對貧困的發生率。可見，減貧治理，尤其是相對貧困的緩解，不是簡單地提高收入，而是要努力實現人們能夠實際享有的生活改善和實際擁有的自由提升。

表3 合作參與對農戶相對貧困影響的基準回歸結果Table 3 Benchmark regression results of the impacts of cooperative participation on farmers’ relative poverty

控制變量對農戶相對貧困緩解的影響效應各異。其中，戶主年齡、性別、政治面貌和外出打工經歷對農戶相對貧困緩解具有顯著正向影響；家庭人口數量對農戶相對貧困緩解具有顯著的負向影響（表3）。需要說明的是：具有外出打工經歷的農戶會依托其在打工經歷中獲取的知識和經驗，通過消化、吸收和融合，提高家庭資源獲取和整合能力，并使其成為自身能力的一部分，進而使其相對貧困狀況得以緩解[33]。

3.3 穩健性檢驗

為進一步驗證上述結果的穩健性，本文通過更換核心解釋變量的方法重新進行回歸估計，選用“專業技術協會參與”替換基準模型中的“農民專業合作社參與”，并運用二元Probit模型進行估計。結果顯示，專業技術協會參與對農戶相對貧困緩解具有顯著正向影響，并通過1%的顯著性檢驗，相較于未參與專業技術協會的農戶，在其它控制變量不變的條件下，參與專業技術協會的農戶發生相對貧困的概率將減少35.1%（表4），表明前文研究結論具有穩健性。

表4 穩健性檢驗結果Table 4 Robustness test results

從邊際效應的具體數值來看，專業技術協會參與對農戶相對貧困緩解的作用高于合作社參與。可能的原因在于，專業技術協會主要為農戶提供最基本的技術幫助，有技術需求的農戶均可參與，因此農戶具有較低的參與門檻，而低參與門檻增加了農戶參與的可能性，使得可行能力較低的農戶也能夠參與其中，更大程度地幫助貧困農戶積累社會資本，最終導致專業技術協會參與的減貧效應高于合作社參與。表明參與門檻較低的合作組織，在緩解農戶相對貧困方面的“益貧性”功效強于參與門檻較高的合作組織，需降低合作組織的參與門檻，提高農戶參與合作組織的可及性，才能更好促進農戶相對貧困緩解。

3.4 內生性檢驗

1）自選擇偏差導致的內生性問題檢驗。由于是否參與合作是農戶自選擇行為，因此合作參與對農戶相對貧困緩解的影響效應可能存在自選擇偏差，從而產生內生性問題。忽視自選擇偏差導致的內生性問題會使得回歸結果有偏，為此，本文采用傾向得分匹配法（PSM）重新估計了合作參與對農戶相對貧困緩解的影響。結果顯示，農戶參與合作社對農戶相對貧困緩解具有顯著正向影響，并通過顯著性檢驗，且三種匹配方法估計結果相似（表5），可以在一定程度上反映匹配結果的穩健性。通過進一步匹配分析的結果顯示，農戶加入合作社有利于緩解農戶的相對貧困狀態，與基準回歸結果一致，表明前文研究結論可靠。

表5 合作參與對農戶相對貧困緩解的傾向匹配得分法估計結果Table 5 Estimation result of the tendency matching score model

為檢驗PSM估計結果的可靠性，需要進行平衡性檢驗來驗證匹配后處理組和控制組是否存在系統差別。本文以卡尺匹配法為例，對樣本數據進行了平衡性檢驗，結果顯示，參與合作社的農戶和未參與合作社的農戶，經過匹配后的樣本均值更加接近。由T檢驗結果可知，匹配前的處理組和控制組在年齡、是否黨員、承包地總面積等均存在顯著的差異，經過匹配后，大多數變量的標準化偏差均大幅度減少，且多數變量匹配后的標準化偏差低于10%（表6），意味著多數變量接受實驗組和控制組無系統差異的原假設，可以認為樣本之間的個體差異基本消除，傾向匹配得分法進行內生性檢驗合理。

表6 平衡性檢驗結果Table 6 Balance test results

2）互為因果導致的內生性問題檢驗。基準回歸模型可能存在互為因果導致的內生性問題，因而，使用可處理內生性的擴展回歸模型（Extended regression model，ERM）重新進行回歸，以規避可能存在的內生性問題。ERM模型與傳統的回歸模型相比，最大優點是可以同時應對解釋變量或控制變量的內生性、內生性的樣本選擇等多重內生性問題，是國際較為前沿的內生性處理模型，能夠適用于變量為離散和連續等多種類型。本文借鑒郭如良等[34]的研究，選取“村莊其他農戶合作社參與”的均值作為合作參與的工具變量。從相關性來看，“羊群效應”在農戶行為中廣泛存在，因此村莊其他農戶參與合作社的行為，與農戶合作參與行為密切相關，這一相關性在表7的工具變量回歸結果中得到驗證，工具變量對農戶合作參與的回歸系數為1.639，并在1%的顯著性水平下顯著；從外生性考慮，工具變量很難直接影響農戶個體的相對貧困水平，因此符合工具變量要求。利用ERM中的內生Probit模型（eprobit）重新估計的結果，合作參與對相對貧困緩解的影響系數為1.728，并通過了1%顯著性水平的檢驗（表7）。說明在考慮內生性后，合作參與仍能顯著抑制農戶相對貧困，前文研究結論具有可靠性。

表7 合作參與對農戶相對貧困影響的ERM回歸結果Table 7 Extended regression results of the impacts of cooperative participation on farmers’ relative poverty

3.5 合作參與對農戶相對貧困緩解的作用機制

從前文分析可見，合作參與對農戶相對貧困緩解具有顯著正向影響。合作參與可能通過增加社會資本積累，緩解農戶相對貧困，包括社會網絡和社會信任維度。本文借鑒Baron和Kenny[35]的研究，采用中介效應法對上述作用機制進行驗證。

1）社會網絡在合作參與影響農戶相對貧困路徑關系中的中介效應檢驗。合作參與對社會網絡的回歸結果顯示，合作參與對社會網絡具有顯著正向影響，并通過5%的顯著性檢驗（表8），表明農戶參與農民專業合作社有助于農戶擴大社會網絡，增加社會資本積累；引入社會網絡變量后，合作參與和社會網絡對農戶相對貧困緩解均具有顯著的正向影響，社會網絡的影響通過10%的顯著性檢驗，依據前文中介效應模型檢驗步驟可知，社會網絡在合作參與影響農戶相對貧困緩解的關系中起著部分中介作用。原因在于，對比未加入合作社的農戶，加入合作社的農戶家庭，擁有了在農村地區進行社會交往并擴大社會網絡的互動機會，有利于突破固化的社會網絡圈層，拓展可利用的社會資源。緩解農戶進入由于家庭社會網絡不能提供成功所需的信息和資源，繼而導致社會固化所產生的貧困陷阱之 中[24]。

2）社會信任在合作參與影響農戶相對貧困路徑關系中的中介效應檢驗。合作參與對社會信任具有顯著正向影響，并通過1%的顯著性檢驗（表8），表明農戶參與合作社有利于農戶增強社會信任，增加社會資本積累；引入社會信任變量后，合作參與和社會信任對農戶相對貧困緩解均具有顯著的正向影響，社會信任的影響通過1%的顯著性檢驗，依據前文中介效應模型檢驗步驟可知，社會信任在合作參與影響農戶相對貧困緩解的關系中起著部分中介作用。原因在于，合作社參與有助于提高社會信任，而社會信任的提升，不僅是社員間資金互助的前提和基礎，更有益于減少農戶合作的溝通阻礙，形成社員間的互惠模式，進而緩解貧困社員的相對貧困狀況。

表8 合作參與對農戶相對貧困緩解的作用機制檢驗結果Table Test results of the mechanism of cooperative participation in alleviating farmers’ relative poverty

綜上所述，合作參與通過擴大社會網絡和增強社會信任，緩解農戶相對貧困。

4 結論與啟示

4.1 結論

研究表明，合作參與對農戶相對貧困緩解具有顯著正向影響，在控制其它變量不變的前提下，參與合作社的農戶陷入相對貧困的概率會減少22.9%，通過替換核心解釋變量進行穩健性和內生性檢驗后，結論仍然成立。戶主年齡、性別、政治面貌和家庭成員外出打工經歷對農戶相對貧困緩解具有顯著正向影響。參與門檻較低的農村專業技術協會在緩解農戶相對貧困的“益貧性”強于參與門檻較高的農民專業合作社。低參與門檻的專業技術協會對農戶相對貧困緩解的邊際效應為35.1%。合作參與通過社會資本積累作用于農戶相對貧困緩解，其中，社會網絡和社會信任是其主要的傳導機制。加入農民專業合作社的農戶家庭，擁有了在農村地區進行社會交往并擴大社會網絡、增強社會信任的互動機會，有助于農戶相對貧困緩解。

當然，限于數據的可獲得性，本研究的樣本來源僅限于河南省。盡管具有河南省較大樣本的農戶抽樣調查數據做支撐，但樣本在全國范圍的代表性仍然受限，結論推廣可能存在一定的局限性。擴大樣本范圍進行研究將是未來的努力方向之一。同時，相對貧困具有多維性特征，農戶相對貧困尚無統一的衡量標準，盡管本文通過參考已有研究對農戶相對貧困進行了刻畫，但隨著社會經濟發展狀況變化，農戶相對貧困測度標準也在不斷變化，需要在未來研究中作進一步探討。另外，由于農戶相對貧困的影響因素復雜多樣，本文的控制變量可能不足以完美 涵蓋所有影響因素，需要在未來研究中進一步完善。

4.2 啟示

1）進一步加強和完善農村合作組織建設。應加大對吸納相對貧困農戶的合作組織的扶持力度，引導農戶轉變生產經營理念[36]，創造相對寬松的外部環境，支持在農村發展具有益貧功能的合作社、農民技術協會等合作組織；加強合作組織規范化建設與管理，鼓勵相對貧困人口自主聯合，進一步提高農民的組織化程度，充分發揮各種經濟聯合體的益貧性功能，實現自我服務與自我發展[37]。

2）重視發揮合作組織對農戶相對貧困的減貧作用。要采用多種形式，積極推動合作社減貧理念的發展和成熟，鼓勵合作社負責人、專業大戶和家庭農場主等擁有較豐富社會資本的主體，自覺自愿參與減貧治理。在全社會營造“共生、共贏、共享”的環境和機制，強化人們的互助意識，增強人們扶貧濟困的社會責任，激勵社會資本充沛的主體與社會資本匱乏的主體融入合作組織，既實現相對貧困人口社會資本增加，進而帶動其脫貧致富，又實現社會資本豐富群體參與減貧的經濟理性與價值理性的統一，讓廣大人民群眾真正獲得幸福感、安全感和獲得感，讓民生福祉水平切實得以提升，促進共同富裕宏偉目標的實現。

3）增強貧困農戶對合作組織減貧的信念。正如2019年諾貝爾經濟學獎獲得者班納吉和迪弗洛所言，要擺脫貧困，需要改變窮人的信念[38]。合作組織的減貧效應，必須基于貧困主體的廣泛參與才能更好地發揮功效，因此，應加大合作理念的普及與宣傳，幫助貧困農戶確立合作組織助貧益貧的信念，降低合作參與的門檻，提高參與的積極性和可得性，增進農戶的合作參與度，推進農戶相對貧困緩解，實現鄉村振興與減貧治理的有效銜接，最終實現共同富裕的發展目標。