韓旭東，鄭風田

(中國人民大學 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872)

黨的十九大報告強調(diào)，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)要動員全黨全國全社會力量。政府主導、社會多主體參與成為我國精準扶貧實踐的基本特征[1]。合作社是“所有者與惠顧者同一”的互助型經(jīng)濟組織[2]，具有互助性和經(jīng)濟性的雙重特征，兼具社會部門和企業(yè)部門的雙重功能[3]，生產(chǎn)組織和經(jīng)濟帶動優(yōu)勢為其參與精準扶貧提供了便利[4]，自有的“益貧”特征也使其成為扶貧的理想載體[5]，甚至被視為最有效率的減貧組織[6]。但成本制約、能力限制、參與門檻效應(yīng)等會影響其參與選擇。因而，判斷何種合作社在精準扶貧參與中更為積極，能夠為進一步挖掘合作社扶貧潛力提供指導。尤其是在合作社整頓提升階段，分析合作社經(jīng)營績效如何影響其對貧困戶的幫扶帶動，有助于明晰對合作社發(fā)展支持的方向。

以往研究通常將合作社經(jīng)營績效作為因變量分析，而研究合作社經(jīng)營績效對其精準扶貧參與影響的文獻較為有限。郭鋮等[7]指出，盈利能力強的合作社對社員有更強的吸引力。季晨等[8]指出，合作社經(jīng)營績效對其成長性的影響在于提高社員福利與吸引更多農(nóng)戶加入。蔣寧、陳宏偉[9]以及李想[10]的理論分析表明，由于貧困戶經(jīng)營能力低于一般農(nóng)戶，盈利能力較強的合作社為保證利潤水平往往不愿帶動貧困戶，參與扶貧的可能性較低。但他們的實證結(jié)果均與假設(shè)相反，可能原因在于政府積極的引導與政策支持，以及社會高度關(guān)注所形成的社會責任感。政府對扶貧資源的配置主要依據(jù)合作社益貧效果，經(jīng)營績效好的合作社在爭取扶貧資源方面占有優(yōu)勢[11]。但也有現(xiàn)象表明，“申請產(chǎn)業(yè)扶貧資金的涉農(nóng)企業(yè)與合作社80%屬于資金欠缺的，主要想通過申請產(chǎn)業(yè)扶貧項目來獲得一定的周轉(zhuǎn)資金”[12]?，F(xiàn)有針對企業(yè)經(jīng)營績效與社會責任承擔之間關(guān)系的研究一直未有確切的結(jié)論[13]。馮麗艷等[14]、張川等[15]指出，良好的經(jīng)營績效可以促進企業(yè)提高社會責任信息披露水平以及更好地履行社會責任。還有研究表明，企業(yè)經(jīng)營績效對其社會責任承擔的影響具有階段性特征，周立軍等[16]指出，企業(yè)經(jīng)營績效對其社會責任承擔的正向影響程度隨著企業(yè)生命周期的發(fā)展呈現(xiàn)上升趨勢。相對的，鄭丹輝、李孔岳[17]指出，民營企業(yè)績效對其履行社會責任的正向作用從初創(chuàng)期到成熟期逐漸減弱。嵇國平等[18]則通過實證表明，企業(yè)履行社會責任與財務(wù)績效之間呈“U”形關(guān)系。

由上述分析可以看出，合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間的關(guān)系在理論和實證層面并非完全契合，無論從獲取政府支持還是承擔社會責任角度，兩者之間可能并非線性關(guān)系，但現(xiàn)有研究并未對其予以深入探究。基于此，本文將利用第二期“全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調(diào)查”中的706個合作社樣本，對合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間的關(guān)系進行實證分析，并對獲取政府補貼和承擔社會責任這兩方面的作用機制進行檢驗。

一、理論分析與研究假說

(一)理論分析

合作社參與精準扶貧具有獲取政府補貼和承擔社會責任的雙重作用[19]。在獲取政府補貼方面，各地通過多樣化政策支持大力吸引合作社參與精準扶貧，尤其偏向于對經(jīng)營績效好的合作社的支持。但經(jīng)營績效較差的合作社參與精準扶貧的可能性也較大，除了自身積極爭取政府補貼外，還有兩方面因素對其有促進作用。一是“壓力型扶貧體制”下，地方政府基于提高扶貧效率、“短期內(nèi)出效益”的政績訴求、依托扶貧項目打造“亮點”等的考量[20]，注重大規(guī)模推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化項目的立項和偏好規(guī)模化[21]，缺乏對精準扶貧參與主體的篩選、監(jiān)管及懲戒，致使一些經(jīng)營績效差的合作社成為政府資源承接主體。二是發(fā)展好的合作社自身不缺資金，出于“責任連帶”的顧慮，參與精準扶貧的積極性較低，倒逼經(jīng)營狀況差的合作社申請扶貧項目[12]。

在承擔社會責任方面，合作社參與精準扶貧是其承擔社會責任的具體表現(xiàn)，有利于提高社會聲譽、樹立良好形象、獲得利益相關(guān)者認可以及提高效率和競爭優(yōu)勢[22]。不同經(jīng)營績效下的合作社在精準扶貧參與選擇方面同樣存在差異?！百Y金提供假說”認為，企業(yè)社會責任承擔主要取決于企業(yè)所擁有的資源，財務(wù)績效好的企業(yè)在履行社會責任中更為積極[23]。“管理者機會主義假說”認為，當管理者報酬與企業(yè)短期利潤等財務(wù)績效密切相關(guān)時，管理者出于自身利益考慮不愿承擔社會責任，而在績效不好時，為了轉(zhuǎn)移利益相關(guān)者的注意力，會積極承擔社會責任[24]。張琦[25]研究認為，企業(yè)參與扶貧開發(fā)的選擇與其發(fā)展階段相關(guān)。在企業(yè)成長期，企業(yè)資金和資源有限，為了獲得外界支持，對社會責任承擔更為重視[26]。企業(yè)參與扶貧開發(fā)向外發(fā)出自己值得信賴的信號，能夠改善與農(nóng)戶的關(guān)系，降低經(jīng)營成本，在業(yè)務(wù)拓展、土地流轉(zhuǎn)等方面獲得便利[27]。在企業(yè)成熟期，企業(yè)參與扶貧開發(fā)與發(fā)展戰(zhàn)略相關(guān)，其承擔社會責任是為了在解決社會問題的同時完成自身的戰(zhàn)略使命，發(fā)揮長效的助農(nóng)幫扶作用[25]。合作社具有企業(yè)特征，且我國大多數(shù)合作社都是有能人領(lǐng)辦或帶動，以公司化形式經(jīng)營的，盈利是其發(fā)展的重要目的[28]。所以，關(guān)于企業(yè)在社會責任承擔方面的分析對合作社同樣是適用的。

(二)研究假說

對于一個“理想型”合作社，從初創(chuàng)走向成熟的發(fā)展過程中，可以認為其經(jīng)營績效逐步提升，據(jù)此，可將合作社發(fā)展過程簡單劃分為績效偏弱、績效中等和績效較強三個階段，并分析不同發(fā)展階段的精準扶貧參與選擇。在初創(chuàng)期，合作社需要從頭建立生產(chǎn)經(jīng)營關(guān)系，面臨各種沉沒投資，經(jīng)營績效偏弱。該階段的合作社以壯大自身為基本發(fā)展方向，亟需利益相關(guān)者的認可與外界的支持，扶貧是很好的策略選擇。合作社參與精準扶貧不僅能夠贏得政府、村莊、農(nóng)戶等主體的好感與支持，還能趁此積極拓展業(yè)務(wù)。隨著合作社發(fā)展壯大，其經(jīng)營績效達到中等水平。該階段合作社發(fā)展逐步穩(wěn)定，業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整優(yōu)化。由于精準扶貧能夠產(chǎn)生的經(jīng)濟利益有限且合作社需要發(fā)展扶貧之外的業(yè)務(wù)，扶貧在總業(yè)務(wù)中所占比重及重要性下降，其扶貧參與積極性也隨之下降。合作社在走向及達到成熟期的過程中，具備了一定規(guī)模及經(jīng)濟實力，經(jīng)營績效較強。盡管合作社有盈利的目的，但這也是為了通過增強經(jīng)濟實力強化其社會服務(wù)功能。我國農(nóng)村當前最重要的社會事務(wù)就是精準扶貧，經(jīng)營績效較強的合作社無疑會積極參與，且憑借其自身實力，參與深度、廣度都會增加。

以上分析可以看作是對眾多合作社樣本的經(jīng)營績效與精準扶貧參與選擇的“擬合”，對于全國范圍內(nèi)合作社樣本，不同的合作社所處發(fā)展階段和經(jīng)營績效不同，其精準扶貧參與選擇也不相同。根據(jù)當前分析，提出如下假說：合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間存在“U”型關(guān)系，即經(jīng)營績效偏弱和較高的合作社更傾向于參與精準扶貧，且獲取政府補貼和承擔社會責任是合作社參與精準扶貧的重要作用機制。

二、數(shù)據(jù)概況與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)概況

1.數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟日報社、中國人民大學和零點有數(shù)科技有限公司三個單位于2016年5月—2017年3月和2017年11月—2018年3月開展了兩期“全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調(diào)查”，調(diào)查涵蓋合作社、家庭農(nóng)場、種養(yǎng)大戶和龍頭企業(yè)四類經(jīng)營主體。該調(diào)查采用了分層隨機抽樣與兩階段抽樣的抽樣設(shè)計：第一階段，以各縣域2014年第一產(chǎn)業(yè)增加值為依據(jù)進行分層隨機抽樣，從全國抽取150個縣；第二階段，從被調(diào)查縣政府部門獲得新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體登記注冊名單后，根據(jù)調(diào)查配額等抽取具體的調(diào)查對象，調(diào)研數(shù)據(jù)由零點公司分布在全國各地的調(diào)查員入戶調(diào)查獲得。為提高調(diào)查效率和數(shù)據(jù)質(zhì)量，調(diào)研團隊專門開發(fā)了APP應(yīng)用軟件，并在調(diào)查過程中運用了GPS定位、錄音和拍照等技術(shù)手段，第一期調(diào)研獲得5191個樣本，包括1222個農(nóng)民專業(yè)合作社、1343個家庭農(nóng)場、2017個種養(yǎng)大戶和609個農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)樣本；第二期調(diào)研根據(jù)相同抽樣方式從已有樣本中按照一定比例選擇3000個進行回訪，本文所用數(shù)據(jù)來源于此次調(diào)查獲得的706個合作社樣本。

2.變量選擇與描述

貧困戶脫貧的關(guān)鍵在于增強可行能力與培育內(nèi)生動力[29]，吸納貧困戶入社能夠有力促進貧困戶土地、勞動等要素價值實現(xiàn)與增值。本文采用合作社成員中建檔立卡貧困人口數(shù)量占比表示其精準扶貧參與情況，該變量通過合作社貧困人口覆蓋程度測度了其對貧困戶的帶動效果[30]。如表1所示，2017年合作社貧困人口數(shù)量平均為2.56人，占社員總數(shù)的比例為6.95%。實際上，701個合作社樣本中，有498家(71.04%)貧困人口為0，貧困人口不為0的合作社貧困人口數(shù)量平均為8.85人，占社員總數(shù)的比例為23.95%。從就業(yè)帶動看，2017年在合作社常年務(wù)工的貧困人口數(shù)平均為1.89人，占常年務(wù)工總?cè)藬?shù)的17.4%；臨時務(wù)工的貧困人口數(shù)為5.44人，占臨時務(wù)工總?cè)藬?shù)的15.3%。同樣，在580個提供常年務(wù)工崗位的合作社中有369個(63.62%)常年貧困務(wù)工人口數(shù)為0，貧困人口不為0的合作社常年務(wù)工貧困人口數(shù)量為5.20個，占常年務(wù)工總?cè)藬?shù)的比例為39.54%；在547個提供臨時務(wù)工崗位的合作社中有317個(57.95%)臨時貧困務(wù)工人口數(shù)為0，貧困人口不為0的合作社臨時務(wù)工貧困人口數(shù)量平均為12.95個，占臨時務(wù)工總?cè)藬?shù)的比例為31.74%。本文用合作社盈利能力(凈利潤和總資產(chǎn)的比值)表示其經(jīng)營績效[18]，合作社2016年盈利能力為0.21(1)此值為去掉異常值后的平均值。異常值的產(chǎn)生可能源于調(diào)查的偏誤，也可能是數(shù)據(jù)錄入出錯所致。根據(jù)Stata命令adjacent默認設(shè)置去掉數(shù)據(jù)兩端異常值。最終去掉了左側(cè)2個樣本，右側(cè)42個樣本。去掉異常值后結(jié)果更接近實際情況。。

本文的控制變量包括合作社負責人特征變量、合作社特征變量和區(qū)位變量。其中，合作社負責人特征變量包括負責人性別、年齡、戶口類型、宗教信仰、政治身份、教育程度、工作經(jīng)歷及參與培訓；合作社特征變量包括合作社是否設(shè)立會員代表大會、成員數(shù)量、距離最近縣城距離及合作社與農(nóng)戶間的合作模式；本文將樣本所在區(qū)域分為東部、中部和西部地區(qū)。

表1 合作社調(diào)查樣本的相關(guān)變量統(tǒng)計及描述

(二)模型設(shè)定

1.基本模型

為驗證合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與(即合作社盈利能力與其社員中貧困人口占比)之間的關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

(1)

需要指出的是，實際上只有28.96%的合作社通過吸納貧困戶入社的方式參與精準扶貧，對于沒有以此方式參與精準扶貧的合作社，其社員中貧困人口占比為0。這就導致因變量的概率分布變成了由一個離散點和一個連續(xù)分布組成的混合分布，這種情況下OLS估計不能得到一致估計[31]239。而歸并回歸能夠較好地解決傳統(tǒng)OLS估計的偏誤問題，所以本文在分析中選用Tobit回歸作為主要分析方法。

2.內(nèi)生性問題

式(1)可能面臨著內(nèi)生性問題。內(nèi)生性的來源主要有三個方面：測量誤差、聯(lián)立性和遺漏變量。為了更好地驗證本文假說，提高結(jié)果穩(wěn)健性，針對測量誤差，本文因變量選擇合作社社員中貧困人口數(shù)量占比，自變量選擇凈利潤與總資產(chǎn)之比，這樣有效控制了變量的波動幅度，降低了個體間的差異。針對聯(lián)立性問題，最常見的是反向因果，即合作社參與精準扶貧會對經(jīng)營績效產(chǎn)生反向影響，這一問題在實際中是存在的。為防止此問題，本文選擇滯后一期的自變量，即分析合作社2016年的經(jīng)營績效對其2017年精準扶貧參與的影響。合作社精準扶貧參與選擇與其經(jīng)營狀況密切相關(guān)，而且當期行為決策往往取決于之前的經(jīng)營狀況。所以，將自變量滯后一期的做法更符合實際。針對遺漏變量問題，一是盡可能地在模型中控制現(xiàn)有文獻中已經(jīng)識別出的影響合作社精準扶貧參與的變量；二是參考阮榮平等[32]的做法，使用滯后一期的因變量作為遺漏變量的代理變量對其進行控制(式(2))；三是使用其他代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。

(2)

三、實證結(jié)果分析

(一)基本結(jié)果

表2給出了合作社經(jīng)營績效對其精準扶貧參與影響的估計結(jié)果。整體來看，合作社盈利能力的一次項均為負，二次項均為正，且所有估計結(jié)果均在1%統(tǒng)計水平上顯著，這說明合作社盈利能力與其精準扶貧參與之間呈顯著的“U”型關(guān)系。表2第(1)列為在沒有控制其他變量的情況下，采用OLS方法估計的合作社盈利能力與其社員中貧困人口占比之間的關(guān)系，可從中算出二次函數(shù)曲線最低點時的合作社盈利能力為0.416，即當合作社的盈利能力為0.416的時候，合作社成員中貧困人口的比例最低。第(2)列和第(3)列為加入控制變量后合作社盈利能力與其社員中貧困人口占比之間的關(guān)系，分別使用OLS和Tobit兩種方法進行回歸，估計結(jié)果同樣證明合作社經(jīng)營績效與其精準扶貧參與之間具有顯著的“U”型關(guān)系。第(4)列是在第(3)列的基礎(chǔ)上加入合作社2016年貧困人口占比這一變量，作為模型中遺漏變量的代理變量，由回歸結(jié)果看出，合作社2016年貧困人口占比每增加1%，則2017年貧困人口占比增加1.12%，而且加入這一變量后，方程R2提高到0.78，解釋力度顯著增強。

Tobit模型的一個缺陷是對分布的依賴性較強，穩(wěn)健性差。為此需要對模型的正態(tài)性進行檢驗[31]240，本文使用適用于左歸并的條件矩檢驗來驗證正態(tài)性。第(3)列和第(4)列回歸結(jié)果對應(yīng)的CM值(條件矩統(tǒng)計量)分別為54.2和59.5，故可認為擾動項服從正態(tài)分布的原假設(shè)，回歸方法選擇正確。至此，本文假說得到充分驗證。

表2 合作社盈利能力與其帶動貧困人口數(shù)量關(guān)系分析

注：括號內(nèi)的數(shù)值為標準誤;***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

根據(jù)以上實證結(jié)果，可繪制合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間的關(guān)系圖(圖1)。左圖為合作社盈利能力與社員中貧困人口占比之間的散點圖，根據(jù)這些散點的擬合曲線以及95%置信區(qū)間的形狀，可以看出合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間確實呈“U”型關(guān)系。右圖為根據(jù)表2第(1)列回歸結(jié)果繪制的合作社盈利能力與貧困人口占比之間的函數(shù)圖，該圖進一步展現(xiàn)了合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間的“U”型關(guān)系，即合作社成員中貧困人口占比先隨著其盈利能力的增加而減少，在盈利能力為0.416的時候，貧困人口占比為0；之后，合作社成員中貧困人口占比隨著其盈利能力的增加而增加。所以，數(shù)據(jù)關(guān)系描述也對本文假說予以驗證。

圖1 合作社盈利能力與社員中貧困人口占比關(guān)系圖

精準扶貧參與對合作社而言既是機遇也是挑戰(zhàn)，有必要對影響合作社精準扶貧參與的其他因素進行分析。從表2看出，合作社負責人特征中，負責人性別、農(nóng)業(yè)戶口、村干部工作經(jīng)歷、參與培訓對合作社參與精準扶貧有顯著影響。合作社負責人為女性時，合作社對貧困戶進行帶動的概率更高。負責人的農(nóng)業(yè)戶口特征能促進合作社參與精準扶貧，這是因為合作社作為帶動貧困戶發(fā)展的載體，本地人身份的優(yōu)勢在合作社參與精準扶貧中具有便利性。負責人的“農(nóng)業(yè)情結(jié)”、本土化情懷也影響其對貧困戶的幫扶[25]。相比外出打工，負責人村干部經(jīng)歷對合作社參與精準扶貧具有顯著負向影響。負責人參加“帶頭人培訓班”后合作社參與精準扶貧的概率顯著提升。這也恰恰說明了培訓班的意義所在，即通過政策宣傳等鼓勵合作社參與精準扶貧。

合作社特征中，設(shè)立會員大會、成員數(shù)量、距離縣城距離及合作模式對合作社參與精準扶貧有顯著影響。會員大會代表了合作社民主程度，以群眾互助為目的的合作社社會功能更強，對貧困戶幫扶的力度也更大；合作社社員越多，其影響力越大，對貧困戶帶動更為便利；距離縣城越遠，所在村莊市場發(fā)育程度往往更低，合作社作為農(nóng)戶與市場間的橋梁，幫扶效果更顯著。

從區(qū)位來看，中部地區(qū)合作社相比東部地區(qū)參與精準扶貧的概率更大，西部偏低。可能的原因是中部地區(qū)貧困程度比東部地區(qū)嚴重，中部地區(qū)合作社在扶貧方面更有作為，但合作社參與精準扶貧也與自身能力和扶貧資源配置相關(guān)，西部地區(qū)合作社幫扶能力偏弱，扶貧資源獲取的難度也可能更大。

(二)穩(wěn)健性分析

本文的穩(wěn)健性檢驗包括三個方面：一是對回歸結(jié)果的檢驗，將合作社精準扶貧參與分成兩個階段，第一個階段是合作社是否對貧困戶進行帶動，合作社對貧困戶帶動是一個二值變量，如果合作社成員中貧困人口為0，則認為合作社對貧困人口沒有帶動，賦值為0，反之為1。第一階段一般采用Probit或Logit模型進行分析。第二階段是參與精準扶貧的合作社帶動能力如何。第二階段的樣本為第一階段中合作社貧困人口大于0的樣本，分析合作社盈利能力與貧困人口占比之間的關(guān)系，一般采用OLS方法進行回歸分析。本文第二階段回歸結(jié)果為表3第(1)列，可以看出，在對其他變量控制后，就參與精準扶貧的樣本而言，合作社盈利能力與貧困人口占比之間仍是顯著的“U”型關(guān)系。

二是選擇合作社精準扶貧參與的其他代理變量對上述結(jié)果進行檢驗。本研究采用的代理變量有合作社2017年貧困人口占比增量、常年務(wù)工貧困人口占比、臨時務(wù)工貧困人口占比。合作社2017年貧困人口占比增量是2017年貧困人口占比與2016年貧困人口占比的差值，差分能夠剔除不隨時間變化因素的影響，增加模型的精度。合作社還能以提供就業(yè)崗位的形式對貧困戶進行幫扶帶動。不過這種幫扶作用效果較弱，尤其是臨時務(wù)工人口，往往與合作社經(jīng)營活動相關(guān)，以季節(jié)性務(wù)工為主。從表3第(2)列結(jié)果看出，合作社盈利能力與貧困人口占比增量之間呈“U”型關(guān)系，這一結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著；從第(3)列結(jié)果看出，合作社盈利能力與常年務(wù)工貧困人口占比增量之間同樣呈“U”型關(guān)系，這一結(jié)果的顯著性水平有所降低；第(4)列結(jié)果不能完全證明合作社盈利能力與臨時務(wù)工貧困人口占比之間呈“U”型關(guān)系。事實上，合作社臨時性就業(yè)崗位的實際幫扶作用有待考量。而且，只有在貧困戶與合作社建立穩(wěn)定關(guān)系的情況下，實施幫扶才能更為從容，可能產(chǎn)生的幫扶效果更好。

三是將之前回歸中所用的貧困人口占比直接用貧困人口數(shù)量來代替。結(jié)果如表3第(5)列所示，仍證明合作社盈利能力與貧困人口數(shù)量之間呈“U”型關(guān)系，這一結(jié)果在5%的統(tǒng)計水平上顯著，而且由此計算出曲線最低點處的合作社盈利能力為0.420。

方程第(2)～(5)列均使用Tobit方法進行回歸，對其正態(tài)性進行檢驗后CM值分別為14.5、28.1、24.6、43.5，說明方程設(shè)定正確，進一步表明結(jié)果穩(wěn)健。

表3 合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與穩(wěn)健性檢驗

①采用OLS回歸該結(jié)果同樣顯著。用常年務(wù)工貧困人口數(shù)量做因變量使用OLS和Tobit回歸也得到顯著結(jié)果,對臨時務(wù)工人口數(shù)量做回歸分析結(jié)果均不顯著。限于篇幅對部分結(jié)果省略。
注：括號內(nèi)的數(shù)值為標準誤;***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著；控制變量參見表 2第(3)列。

四、作用機制分析

根據(jù)上述結(jié)果，本文證實合作社經(jīng)營績效與其精準扶貧參與之間呈“U”型關(guān)系。根據(jù)之前分析，合作社經(jīng)營績效與獲取政府補貼和承擔社會責任之間存在密切關(guān)系，且合作社參與精準扶貧與獲取政府補貼和承擔社會責任之間具有極強的一致性，那么合作社經(jīng)營績效與獲取政府補貼和承擔社會責任之間是否也存在“U”型關(guān)系呢？如若存在，即可構(gòu)建“合作社經(jīng)營績效—獲取政府補貼—帶動貧困戶”和“合作社經(jīng)營績效—承擔社會責任—帶動貧困戶”的影響合作社精準扶貧參與的作用機制。實證分析中，獲得的政府補貼用合作社所獲取的政府資金支持數(shù)量來衡量；社會責任承擔用合作社為社員提供融資服務(wù)數(shù)量來衡量。在精準扶貧背景下，扶貧成了各級政府的工作重心，成了公共資源支持的重點[33]。無論是政府出于大力吸引合作社參與精準扶貧，還是對合作社精準扶貧參與的激勵、項目配套等原因，都可認為合作社對政府資金的獲取與其精準扶貧參與是互為依托、相輔相成的。另外，為社員提供融資服務(wù)也是一種常見的幫扶措施，同樣可以看成是合作社對社員幫扶責任的承擔。

(一)合作社經(jīng)營績效與獲取政府資金的關(guān)系分析

表4第(1)～(2)列給出了合作社盈利能力與獲取政府資金的關(guān)系?？梢钥闯?，盈利能力對獲取政府資金具有較為顯著的負向影響，但盈利能力的二次項為不顯著的正值，即尚不足以證明合作社盈利能力與獲取政府資金之間具有“U”型關(guān)系，還須對兩者之間的關(guān)系做進一步考察。為此，對合作社的盈利能力從低到高排序，然后按樣本量平均劃分為5個等級，計算每一等級的合作社所獲得的政府補貼數(shù)量。圖2為合作社2016年盈利能力等級與獲得政府補貼之間的關(guān)系圖，結(jié)果表明合作社盈利能力與獲取政府資金之間呈“U”型關(guān)系。

表4 合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與影響機制分析

注：括號內(nèi)的數(shù)值為標準誤;***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著；控制變量參見表 2第(3)列。

(二)合作社經(jīng)營績效與為社員提供融資服務(wù)的關(guān)系分析

表4第(3)和(4)列給出了合作社盈利能力與為社員提供融資服務(wù)的關(guān)系。第(3)列結(jié)果不顯著，但第(4)列結(jié)果證明合作社盈利能力與為社員提供融資服務(wù)之間呈“U”型關(guān)系，且回歸結(jié)果至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著。所以，合作社為社員提供融資服務(wù)和精準扶貧參與類似，與經(jīng)營績效之間并非單純的線性關(guān)系[18]。結(jié)果也表明，合作社社會責任的承擔相對于其經(jīng)營狀況而言具有滯后性，即合作社2016年的經(jīng)營狀況對2017年為社員提供融資服務(wù)的影響更為顯著，這一結(jié)果也防止了內(nèi)生性問題的產(chǎn)生。另外，表4的結(jié)果也可以看作是對表2結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。

(三)合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與綜合分析

根據(jù)對合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與、獲取政府補貼和承擔社會責任之間的關(guān)系分析，可得如圖3所示的關(guān)系圖。在圖中“U”型曲線對稱線左側(cè)，隨著合作社盈利能力的降低，合作社精準扶貧參與深度(社員中貧困人口占比)逐漸上升，所獲取的政府補貼數(shù)量和承擔的社會責任(為社員提供融資服務(wù))逐漸增加。在對稱線右側(cè)，隨著合作社盈利能力的提高，其精準扶貧參與深度逐漸上升，所獲取的政府補貼數(shù)量和承擔的社會責任逐漸增加。合作社精準扶貧參與與獲取政府補貼、為社員提供融資服務(wù)之間具有一致性，它們均與經(jīng)營績效之間呈二次型關(guān)系。

圖2 合作社盈利能力與獲得政府補貼關(guān)系圖

五、結(jié)論及政策建議

本文利用第二期“全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調(diào)查”中的706個合作社樣本實證分析了經(jīng)營績效與其精準扶貧參與之間的關(guān)系。研究表明，合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間存在顯著的“U”型關(guān)系，即盈利能力較差和較強的合作社對貧困人口的吸納作用更強，盈利能力在0.4左右時合作社社員中貧困人口占比最低。這一結(jié)論在對方法進行改進和選擇代理變量進行檢驗后依舊穩(wěn)健。本文進一步探討了合作社經(jīng)營績效與精準扶貧參與之間的作用機制，結(jié)果證實合作社經(jīng)營績效與政府補貼獲取和承擔社會責任之間同樣存在“U”型關(guān)系，而后者正是合作社參與精準扶貧的動機所在，合作社可通過獲取政府補貼和承擔社會責任影響合作社精準扶貧參與。

為進一步提升合作社對貧困戶幫扶效果，第一，加強對精準扶貧參與主體的核查。政府在面對合作社等社會主體扶貧項目申請的時候須審核其發(fā)展狀況，依據(jù)實際帶動能力進行政策支持、項目配套、財政補貼等，提升政策支持與幫扶資金使用效率。第二，支持合作社發(fā)展，壯大其幫扶帶動能力。一方面，通過帶頭人培訓、信貸支持等方式加強對合作社發(fā)展支持；另一方面，通過完善會員大會、盈余分配制度等方式規(guī)范合作社發(fā)展。在合作社自身發(fā)展基礎(chǔ)上鼓勵其吸納更多貧困戶，或者通過提供就業(yè)崗位、融資服務(wù)等方式帶動貧困戶脫貧。