农民合作社减贫、增收效应与异质性分析——基于中国西部贫困地区农户调研数据*

袁俊林，聂凤英

（中国农业科学院农业信息研究所，北京 100081）

0 引言

减贫始终是人类社会进步与发展面临的艰巨任务[1]，也是世界各国在推进现代化进程中所必须经历的成长烦恼。改革开放以来，具有中国特色的扶贫开发道路在改革创新中拓展，扶贫模式从以单纯提供物质援助为特征的“救济式扶贫”向注重区域瞄准的“开发式扶贫”，再到区域瞄准与个体精准相结合的“攻坚式扶贫”转变。特别是实施“攻坚式扶贫”以来，2012—2019 年我国农村贫困人口总计减少9 300余万，贫困发生率由10.2%缩减至0.6%。虽然我国扶贫事业取得了阶段性的政策成效，但不得不承认的是长期以来农村贫富差距仍然日益扩大，经济增长脱贫的“涓滴效应”日渐式微，扶贫投资的“边际效应”减弱，“硬骨头”逐渐增多，扶贫工作依旧刻不容缓。

如何提升扶贫开发效益，一个可行的路径就是通过引入社会要素，实现政府、社会、市场多元扶贫行动主体的网络化互动，各主体协同介入、有效配合共同承担激发贫困地区经济发展的责任，从而提高生产要素效率并真正惠及贫困人口。农民合作社（以下简称：合作社）作为“弱者”互助性的经济自组织，能够有效联结政府、市场、社区、贫困群体，实现有限扶贫资源的优化配置。它相比以目标利润为导向的企业，在追求自身经济发展的同时可以兼顾贫困农户的利益、能力和权利发展诉求[2]，以其组织的凝聚力和感召力，利益的联结和吸引力，汇聚和带动了大批农户，集聚了丰富的社会资本[3]，是农村地区反贫困合意、有效的组织化形态[4]，也理应成为精准扶贫的重要力量[5]。基于合作社在民间的普及性以及独特的亲和力，国家在政策层面构建扶贫的政策网络中，出台一系列纲领性文件，推动落实鼓励合作社参与产业精准扶贫精准脱贫。《中国农村扶贫开发纲要（2011－2020 年）》（2011 年）强调要推进产业结构调整，在广大农村地区利用合作社开展产业扶贫，带动和帮助贫困农户发展致富产业。《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》（2015年）指出要加强贫困地区合作社的培育，探索资产收益扶贫、开展农民资金信用合作试点，发挥合作社对贫困农户的组织带动作用。《“十三五”脱贫攻坚规划》（2016年）强调要鼓励以合作社为载体开展产业扶贫、电商扶贫、旅游扶贫、资产收益扶贫及科技扶贫等。《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战三年行动的指导意见》（2018 年）指出推广“合作社+管护+贫困户”模式，吸纳贫困人口参与天然林、集体公益林管护。鼓励贫困户将林地经营权入股造林合作社，增加资产性收入。

可以看出，无论是学术界抑或政府，对合作社促进贫困农户福利的提升均寄予了诸多期许。贫困农户增收问题是衡量扶贫成效最直接的指标，合作社能否促进贫困农户增收？以及在多大程度上促进其收入的增加？回答这些问题将关系到以合作社为载体更为有效扶贫举措的制定与实施。因此，文章以农户为研究视角探究贫困地区合作社的农户收入效应，对于完善和优化合作社减贫政策，更好地发挥合作社的减贫带动作用，稳固脱贫攻坚成效，助力乡村振兴发展均具有重要的理论价值和现实意义。

1 文献回顾

合作社作为成员自愿联合、满足成员共同服务需求的互助性农民自组织，是市场经济条件下缓解弱势小农与大市场内在张力，农产品市场组织形态创新的产物，其组建的初衷在于节约交易费用、增进社员福利。独特的制度安排与运行机制使得合作社天然具有益贫的组织特征，易为贫困人口所接受。对于合作社的益贫性，国内外不少学者做了深入而细致的研究，主要集中在两个方面。

多数学者认为合作社在减贫领域能够发挥正向的促进作用。Chikwendu[6]以尼日利亚为例，研究发现合作社可以通过赋予贫困妇女的教育、培训、医疗保健及决策机会，增加贫困妇女的收入。Getnet[7]基于埃塞俄比亚的数据分析发现，合作社对支持民生发展和减贫有积极的作用，在农民生产生活中起到了节约成本、提升收入和储蓄的作用。Ito[8]认为农业合作制度是农民提高自身经济地位的重要途径，合作产生的经济效益对小规模农场来说是显著的。陈杰[9]采用倾向得分匹配结合双重差分模型对水稻种植户加入合作社的收入效应进行分析。研究表明，在消除选择性偏差后，合作社可以显著提高水稻种植户的销售收入，对大规模种植户的增收效果要好于小规模种植户。柏振忠[10]认为合作社是科技扶贫的“药引子”，其引进先进的生产工具和科技成果，努力贯彻政府科技推广、农村劳动力技能培训政策。一方面，可以推动政府科技脱贫攻坚工程的实施，增强政府农业科技服务及调控农业的能力。另一方面，培养了大批农业科技人才和技术型农民，克服贫困人口因物质匮乏，无法投入先进农业技术和生产工具，单纯依靠劳动时间累积的缺陷，从而弥合技术空缺的局限性。作为社会扶贫的重要元素，合作社嵌入乡村社会熟人网络中，在有效解决“扶持谁”提高精准扶贫瞄准精度的基础之上，通过承接国家拨付的扶贫资金和市场扶贫开发资源，有效解决“谁来扶”；通过开展产业扶贫、资产收益扶贫、金融扶贫以及科技扶贫解决“如何扶”[11]。

与此同时，也有学者关注到了合作社对减贫的弱化效应，持有与上述结论不同的观点。Ofori[12]利用柬埔寨两个省的农户调查数据，控制了合作社的制度异质性与成员异质性，使用倾向得分匹配法研究了商业蔬菜合作社对成员农业绩效的影响，结果表明加入合作社的成员，其农业收入没有增加。苑鹏[13]认为，自精准扶贫实施以来，有些合作社为了得到扶贫项目资金，仅从形式上吸纳贫困农户加入，并不开展实质性业务、更不刻意追求扶贫绩效，形成政策推动式的“空壳社”。应瑞瑶[14]认为现实版的农民合作组织，大多不具有合作社的特征，而是异化的合作组织。在异质性社员结构下，对于核心社员来说，他们往往在合作社组织架构中占有重要席位，拥有绝对剩余控制权和剩余索取权，并随着合作社资源要素循环积累，构建起对己有利的治理结构，固化权力格局，进一步促使资源要素向核心成员集聚[15]。对于贫困弱势社员来说，他们是合作社的跟随者、参与者，缺少专业知识技能及社会支持网络，风险抵御能力弱，受制于资金约束没有入股或占股较低，往往被排斥在合作社之外[16]。虽然贫困地区合作社对于异质性群体的收入均具有正向促进作用，但社员受益不均等，合作社难以保障低收入群体的利益[17]。

综上可知，现有文献对合作社减贫进行了有益的探索，所得结论和观点为文章后续的研究奠定了坚实基础。但存在以下不足：第一，虽然关于合作社益贫功能的定性研究结论已趋于统一，但在实证量化研究方面，缺少较为系统、客观的变量束；第二，在脱贫攻坚背景下，现有定量研究多数将农户看做一种相对均质群体，合作社对不同类型农户，尤其是建档立卡贫困户和非建档立卡贫困户、不同受教育程度农户收入效应的差异关注者较少；第三，在农户微观研究层面，目前尤为缺乏对中国贫困地区大样本农户的讨论。鉴于此，该文利用云南、贵州、陕西及甘肃1 393个样本农户的调查数据，设计较为全面的变量束，运用分位数回归和倾向得分匹配法探求农户参加合作社的行为特征，回答哪些因素影响农户加入合作社；分析贫困地区农户加入合作社前后对其家庭总收入的作用路径和效果，量化验证农户加入合作社的收入效应。该文的研究结果可以为评价样本区扶贫攻坚阶段合作社减贫成效提供科学的判断依据，同时也为接下来的相对贫困治理阶段合作社减贫配套政策的制定提供理论指导。

2 研究设计

2.1 数据来源

该文使用的样本数据来源于课题组在2018 年7—9 月对云南武定、会泽，贵州正安、盘州，陕西镇安、洛南，甘肃清水等涉及4省7个国家级贫困县（市），130个村，每村12名农户总计1 560农户的入户调研。样本农户的选取基于多阶段抽样法，依次采用聚类分析法（选省和县）、PPS 抽样法（选村）和随机抽样法（选农户），所以该样本在很大程度上代表了中国贫困县域中最需关注的农户人群。调研问卷经过专家讨论、预调研优化多轮设计修改而成，采用入户一对一访谈的方式完成问卷。该文所采用的数据来源于问卷中家庭基本信息、财产和财务状况、农业、生计、赋权部分。经整理、剔除数据缺失不合要求的167份问卷后，该文实际的研究对象为1 393户，有效率达到89.3%。

2.2 实证方法

2.2.1 分位数回归模型

假设条件分布y|x的总体q分位数yq(x)是x的线性函数，即：

式（1）中，γq被称为“q分位数回归系数”，其估计量̂可以由以下最小化问题定义为：

式（2）中，q是估计时设定的分位数值，该文设定10%，50%和90%这3个具有代表性的分位点，分别代表低收入群体、中等收入群体和高收入群体，随着农户收入的提高，表示农户的资源禀赋越好。

2.2.2 倾向得分匹配法

农户是否参加合作社往往是追求最优化的自我选择结果，OLS 估计农户的收入效应忽视了自选择问题，其结果可能有偏。因此，该文进一步采用倾向得分匹配法（PSM），该方法的基本思路是通过找寻特征相似的控制组（不加入合作社的农户），使其能够模拟处理组（加入合作社的农户）的“反事实”状态，从而对比分析农户在参加和不参加合作社两种对立情形下的收入贫困减缓效果差异。该方法能有效解决自选择偏误引起的误差和内生性问题。

倾向得分的定义是，在给定影响因素xi的情况下，个体i进入处理组的条件概率为：

假设一个虚拟变量Di={0，1}，Di=0 表示农户没加入合作社，y0i则表示个体i未参加合作社的未来收入；Di=1表示农户加入合作社，y1i则表示个体i参加合作社的未来收入。存在两种状态为：

为保证处理组与控制组的特征变量最大限度重叠，倾向得分匹配法需要两个假设前提：一是条件独立假设。当控制了一组影响因素x后，农户做出是否参加合作社的决定与农户的收入是相互独立的，即y1i和y0i对Di的影响能够忽略，控制了这组影响因素后，是否加入合作社在样本中的分配则是随机的，公式为：

二是重叠假设。该假设要求在x的每个可能取值上，都同时具有加入合作社和不加入合作社的正向概率，以保证处理组和控制组的倾向得分尽可能处在相同范围，有共同的空间域，满足重叠假设可以提高样本匹配的质量，公式为：

借助Stata13.0 运用Logit 模型计算处理组的倾向得分值，在两个假设满足之后计算平均处理效应。处理效应可分为ATT（处理组的平均处理效应，下文同）、ATU（控制组的平均处理效应，下文同）和ATE（总样本的平均处理效应，下文同）。分别表示为：

式（7）至（10）中，PSi表示农户是否加入合作社的条件概率，即倾向得分，β为Logit回归的估计系数；N1=∑iDi为处理组个数，相应的表示仅对处理组个体加总；N0=∑j(1-Dj)为控制组个数，相应的表示仅对控制组个体加总。对于政策制定者们来说，则主要关注ATT，它衡量的是参加合作社农户的毛收益。

2.3 变量设置

该文将家庭总收入的对数作为结果变量，农户是否参加合作社作为处理变量。协变量选取借鉴前人的研究成果[18-21]，并结合实际情况，从农户基本信息层、资源禀赋层、组织层、社会资本层、政策层等方面选取（表1），以期在控制农户家庭禀赋以及生产与经济行为特征影响的前提下探讨合作社对农户的收入效应。表1 均值T 检验表明，处理组和控制组中样本农户在户主年龄、户主受教育年限、劳动力数量、是否建档立卡、外出务工家庭、土地面积、生产性资产支出对数、村干部家庭、村里是否有农民合作社、人情往来支出对数、是否参加专业培训等指标上均表现出显著的组间差异。这说明农户参与合作社的行为并不是随机选择的过程，存在自选择的问题。若忽视这种样本选择偏误，简单地进行比较或回归分析，会导致有偏的估计结果。

表1 变量选取及描述

2018 年调查结果显示，在7 个贫困县的样本农户中，农户人均毛收入为1.566 2 万。参加合作社的农户有509 户，占样本总量的36.54%，其中贫困农户有174 户，占34.18%。表明农户缺乏参加合作社的积极性，未来农户加入合作社的潜力较大。从中也可以看出贫困农户对合作社扶贫关注度、参与度较低，原因可能是他们对合作社减贫绩效存在疑虑，也从侧面反映了要想使合作社真正成为帮助贫困农户脱贫增收的利器，发挥产业扶贫的载体作用，还需要相应的政策创设和制度完善。

3 实证结果分析

3.1 分位数回归结果

表2同时给出了OLS基准回归估计结果和具有代表性分位点的结果。OLS显示，参加合作社回归系数在1%的置信水平下显著且为正向，表明参加合作社可以带来25.70%（exp（0.2287）-1）的收入回报。分位数回归结果显示，随着家庭总收入分位数的增加，是否参加合作社分位数系数都为正且呈现出逐渐递增的趋势，除了在“10%分位点”上的系数估计值不显著，其他系数都在10%的水平上显著。说明贫困地区合作社对家庭总收入处于中、高水平农户的促进作用明显，对家庭总收入处于低水平农户的促进作用不明显。

表2 分位数回归估计结果

3.2 倾向得分匹配结果

3.2.1 匹配变量选取

通过Logit 模型估计倾向得分，依据得分进行匹配，结果如表3所列。除劳动力数量、离最近市场的距离对数、生产性资产支出对数、村干部家庭没通过显著性检验外，其他变量均对农户参加合作社行为决策有显著影响。

表3 Logit模型回归结果

户主受教育年限每增加1年，农户加入合作社的概率将增加0.93%。文化程度高的农民学习能力较强，知识储备也相对丰富，其接受运用新事物的速度就会越快，对合作社助农增收效应的认知越明确，加入合作社的可能性就越大。

如果是建档立卡贫困户，农户加入合作社的概率将增加7.24%。一般来说，贫困农户经济资源、人力资源及社会资源处于相对匮乏状态，自我发展能力欠缺。合作社可以增加贫困农户的资源存量，帮助他们将资源转化为生存和发展的资本，提升自我发展意识，彰显主体性。所以贫困农户加入合作社的意愿会更强。

土地面积每增加667m2，农户加入合作社的概率将增加0.73%。相较于小规模土地经营者，大规模经营农户在进行农业生产时往往会投入更多的资金、技术以及人力，而且在产品生产、销售的过程中承担的风险也较大。合作社在获得创新技术、融资途径、信息及人员配备，应对自然风险、市场风险等方面具有优势，因而他们参加合作社的积极性就会越强。

村里面如果有合作社，农户加入的概率将增加18.21%。村里面是否有合作社代表着村里的农户是否有入社的机会，村里面成立合作社可显著增强农户的入社意愿。

人情往来支出对数每增加1%，农户加入合作社的概率将增加1.05%。人际关系是表征社会资本的重要指标，我国的传统文化是熟人社会，合作社的发育和成长势必带有根植于乡村本土的血缘、亲缘关系特征，在熟人社会里农民更容易合作，容易建立起彼此信任，这种以人际关系基础为纽带的“特殊信任”是农民走向合作最基本的行为逻辑。因而，社会资本相对丰富的农户，其加入合作社的意愿会更强。

政府补贴津贴对数每增加1%，农户加入合作社的概率将增加0.77%。当政府提供各种生产、生活性惠农补贴时，贫困地区农户由于获取增收的渠道较少，他们对获取转移性补贴的意愿强烈。近些年，国家支持合作社等农业经营主体发展，出台了包括产业倾斜，财税扶持，金融、科技、人才支持等多方面的政策用于扶持合作社，增强自我发展能力和公共服务能力。这些因素的综合作用促使农户有加入合作社的强烈意愿。

如果参加专业培训，农户加入合作社的概率将增加15.38%。专业的主体培训或技能培训能有效改善农户的农业生产能力，提高其职业技能，从而提高家庭收入水平。农户希望加入合作社，参加合作社举办的生产性培训、劳动技能培训等相关活动，达到增收的目的。

户主年龄每增加1岁，农户加入合作社的概率将会减少0.29%。一般来说，农户年龄与学历呈现反向关系，随着农户年龄的增大，由于受自身认知能力和条件的限制，接受运用新知识、新事物的能力变差，他们对合作社的需求也就相对较小。

学生数量每增加1个，农户加入合作社的概率将会减少3.69%。可能是因为，当前农村人的教育理念与以往已完全不同，对孩子的教育重视程度逐渐提高，有的农户会将孩子送至条件较好的学校甚至是私立学校读书，家庭教育投资越来越大直接导致家庭总开支的增加，农户为了缓解经济压力，会倾向于选择参加能够直接提升收入的活动如外出务工，而不考虑加入合作社。

有外出务工人员，农户加入合作社的概率将会减少6.01%。外出打工人员接触面广、信息来源渠道宽，善于接受新事物，其兼业收入远大于农业收入并构成家庭收入的主要来源，农户兼业收益预期大于加入合作社的收益，所以参加合作社的意愿较弱。

综上所述，选取户主年龄、户主受教育年限、学生数量、是否建档立卡、外出务工家庭、土地面积、村里面是否有农民合作社、人情往来支出对数、政府补贴津贴对数、是否参加专业培训等显著的变量进行倾向得分匹配，从而消除这些特征变量在两组样本之间的差异性。

3.2.2 匹配质量检验

（1）平衡性检验。经过倾向得分匹配后，需要检查两组样本间的平衡性问题，即匹配后样本组之间除了农户的家庭收入存在差异外，各特征变量不存在显著的系统差异。检验结果如表4所列。

从表4可以看出，匹配前，大部分变量的处理组和控制组的标准偏差都较大，且通过T检验显示大部分变量P值小于0.1，表明有显著性差异。经过核匹配后，除了学生数量之外，其余所有变量两组的偏差都出现了一定程度的消减，偏差的绝对值都在10%以内，且T 检验概率值均大于0.1，表明在10%的显著性水平下，均不能拒绝原假设（原假设为匹配后两组无显著差异）。虽然两组的学生数量偏差有增大，但是其绝对值依旧在10%以内，且T检验同样无显著差异。由此表明，匹配后两组变量的差异得到控制，之间已不存在统计差别，达到了类似于随机试验的效果，满足条件独立假设。

表4 平衡检验

（2）匹配质量。满足条件独立假设后，接下来计算倾向得分匹配重叠假设结果，检验两组样本间的重叠假设情况。匹配质量情况如表5所列。

从伪R2看，3 种方法匹配后该值均有不同程度的减少，由匹配前的0.091，分别降到0.011、0.002、0.000，表明匹配后变量消除了系统差异。

从均值偏差看，匹配前为22.4，3种方法匹配后都有不同程度的缩减。其中，核匹配后，匹配质量大幅度提高，均值偏差缩减至1.0，表明了匹配过程可以较好地匹配两组的样本特征。采用最近邻匹配法和半径匹配法后，匹配质量也有所提高，均值偏差分别缩减至6.7、2.5。

从其他指标来看，与匹配前相比，匹配后的卡方统计量、B 值、R 值均有不同程度的下降，匹配后所有的P值均大于10%，B 值均小于25%，R 值均在1 左右。样本匹配比较成功，已大大削弱自选择所导致的估计偏误。

进一步的，图1显示了处理组和控制组倾向得分的核密度函数，比较直观地展示了匹配前后的共同支撑效果。由图看出，匹配前两组的PS 值概率分布存在比较明显的差异，核密度曲线相距较远。经过匹配后，处理组和控制组核密度曲线靠近很多，表明两组可观测的个体特征差异显著减小，两组样本的PS 值概率分布都已非常接近，匹配效果较好，由此满足重叠假设，说明该文选择的匹配变量和匹配方法是合适的。

图1 核密度函数

3.2.3 倾向得分处理效应分析

接下来，计算合作社对两组家庭总收入的处理效应，结果如表6 所列。从表6 可以看出，虽然由于不同匹配方法的共同支撑区域是不同的，使得不同匹配方法估算结果存在着较小的差异，但是他们之间的处理效应的方向和趋势是一致的。利用最近邻匹配后，处理组农户与控制组农户的家庭总收入的对数分别为10.335 7 和9.972 9，差值为0.362 8，加入合作社农户的家庭总收入比没加入合作社的农户显著高43.73%（exp（0.362 8）-1）。其他两种匹配方法也得出了类似的结论，加入合作社农户的收入水平分别提高36.33%（exp（0.309 9）-1）、34.25%（exp（0.294 5）-1）。总的来看，考虑了加入合作社的选择性偏误等内生性问题后，合作社对于农户的家庭总收入有显著的正向作用，平均增收38.04%（exp（0.322 4）-1）。

表6 家庭总收入对数倾向得分匹配检验结果

3 种匹配方法ATT 值均在1%显著性水平下通过检验，从而说明样本间匹配的结果较为稳健，研究所得的结论较为可信，从影响农户家庭总收入的诸多因素中将是否参加合作社单独提取出来，以考察其对家庭总收入的作用效应具有一定的可信度和说服力。

3.3 农户异质性考察

为进一步检验参与合作社对不同样本群体的作用效果，分别依据农户属性和户主受教育程度分组来讨论农户参与合作社收入效应的组间差异。

3.3.1 贫困农户与非贫困农户分组讨论

加入合作社贫困农户与非贫困农户家庭收入的处理效应，如表7所列，以核匹配为例，结果显示参加合作社对贫困农户和非贫困农户收入均具有显著的促进作用，且分别通过5%、1%的显著性检验。平均处理效应ATT值0.274 3＜0.330 6，表明参与合作社对非贫困农户的增收效应更明显。其他匹配方法，也得出了相对一致的结论。这与分位数回归的研究结论相似，再次佐证了合作社对高收入、资源禀赋高农户家庭增收促进作用更强。产生这种情况的原因可能是，非贫困农户相较于贫困农户而言往往拥有更多的人力资本、物资资本和社会资本，在合作社中发挥资源禀赋优势，从而争取更多的发言权，决策效果更为明显，所得的经济收益往往也高于资源禀赋差的农户。

表7 不同农户属性ATT检验结果

3.3.2 教育程度的分组讨论

受教育年限是农户人力资本的重要表征，其不仅影响农户参与合作社的意愿，也对参与合作社后的家庭收入有一定的影响。依据户主的受教育年限，以九年义务教育为划分标准，分为初中及以下、高中及以上两组来研究农户入社的平均处理效应，如表8所列。以核匹配为例，参加合作社对两组农户均具有显著的促进作用，且分别通过1%、5%的显著性检验。平均处理效应ATT值0.296 1＞0.264 1，表明参与合作社对初中及以下农户的增收促进作用最明显。其他匹配方法，也得出了相对一致的结论。可能的解释是，入社前低学历农户多从事简单体力劳动，缺乏技术在劳动力市场处于相对劣势，工作稳定性较差，其家庭收入来源主要依赖务农经营性增收。入社后，合作社开展技能培训活动并提供了一些就地就近的务工机会，不仅可以提升低学历农户的技能水平，而且能够得到相应的劳工报酬，获得稳定的工资性收入，入社后增收效应明显。

表8 不同受教育水平ATT检验结果

4 结论与启示

4.1 结论

随着精准扶贫工作的开展，合作社日益成为农村地区发展产业，提高贫困农户经济收益的重要扶贫手段。该文利用云南、贵州、陕西及甘肃4 省7 县的农户数据，分别从农户基本信息、资源禀赋、组织、社会资本及政策等层面选取变量，研究不同收入分位数农户加入合作社的异质性，农户加入合作社的主要影响因素，农户加入合作社所产生的收入效应以及合作社对异质性群体的增收差异这4个问题，实证结果如下。

（1）通过分位数回归可知，贫困地区合作社对全样本农户增收均具有正向影响，但仅对中高收入水平农户影响显著，对低收入水平农户的增收促进作用不明显。

（2）户主受教育年限、是否建档立卡、土地面积、村里面是否有农民合作社、人情往来支出对数、政府补贴津贴对数、是否参加专业培训等因素均提高了农户参加合作社的意愿；而户主年龄、学生数量、外出务工家庭等因素会降低农户参加合作社的意愿；劳动力数量、离最近市场的距离对数、生产性资产支出对数、村干部家庭等因素对农户是否参加合作社的影响不显著。

（3）使用倾向得分匹配法，在克服样本选择偏误等产生的内生性问题后，结果显示参加合作社仍然可以增加农户家庭总收入，平均增收38.04%。

（4）农户异质性分析结果显示，参与合作社对非贫困、低学历农户的增收促进作用更为明显。

4.2 启示

（1）应着力培育和发展合作社。针对目前我国合作社普遍异化的事实，要转变“先发展、后规范”的发展路径，在促进合作社增量的同时重点优化存量，不断提升其规范化运营水平和自我发展能力；政府应加强政策引导，为合作社的高质量发展提供良好的政策、法律等外部宽松环境；强化扶贫资金的监管机制，政府在投放扶贫资源时应充分考虑合作社的扶贫成效，把评价重点放在其带动贫困农户的比例和效果上，并将其作为分配扶贫资源的主要依据和合作社参与精准扶贫的考核指标，增强合作社带贫益贫能力。

（2）提升农户参与合作社的意愿。应注重开发农户的人力资本，加大贫困地区农户技能培训和农技推广力度，提高农民的生产经营能力、职业素养和受教育程度；注重农户社会资本的建构，增进农户间交往与互惠合作，推动参与式扶贫；应加大财政资金支持农业的力度，完善惠农支农补贴政策。

（3）强化合作社与贫困农户的利益联结，注重扶贫资源对于贫困农户获得的便利性。在合作社的生产经营中应给予贫困农户特殊优惠或照顾，明确贫困农户社员资格的规模和比例，明确对贫困农户的增收效应，保障贫困成员的参与性，确保扶贫资源瞄准真正的贫困群体，避免资源偏向核心社员、富裕农户而出现“大农吃小农”“精英俘获”现象。