農(nóng)戶參與專業(yè)合作社的影響因素分析

■蘇 群 江淑斌 劉明軒

一、引言

《農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布實施3年以來，中國農(nóng)村合作事業(yè)進入到改革開放以來最活躍的創(chuàng)新和發(fā)展時期。據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計，2010年中國農(nóng)民專業(yè)合作社較2009年增長40%，全國共有農(nóng)民專業(yè)合作社36萬家，入社農(nóng)戶2800萬戶，約占全國農(nóng)戶總數(shù)的10%。然而，目前中國農(nóng)民專業(yè)合作發(fā)展仍處于初級階段。一方面，合作社缺乏規(guī)范高效的運行機制;另一方面，農(nóng)戶參與合作社的程度低。合作社的根本價值在于其能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織化程度，克服小生產(chǎn)與大市場對接的矛盾，降低農(nóng)業(yè)經(jīng)營成本與風險，從而增加農(nóng)民收入。因此，合作社的健康持續(xù)發(fā)展不僅需要良好的政策環(huán)境和規(guī)范的運行機制，更需要足夠的組織成員。

以往學者對農(nóng)民專業(yè)合作組織做了大量研究，但現(xiàn)有文獻主要從宏觀層面探討農(nóng)民專業(yè)合作組織的內涵、功能、組織模式、運行機制以及合作社的內部治理等問題，研究方法以規(guī)范分析為主。近年來，一些研究開始關注作為微觀主體的農(nóng)戶，并對農(nóng)戶參與合作社的意愿及其影響因素進行了實證分析，但存在兩點不足:一是在不同地區(qū)進行多個合作社的農(nóng)戶參與情況調查，存在著區(qū)域間和不同類合作社間的不可比性;二是參與意愿或需求與實際的參與行為存在著差異。

為此，本文擬在以往研究的基礎上，從微觀層面關注農(nóng)戶參與合作社的實際行為，同時選擇處于同一區(qū)域內且種植同種作物的樣本，運用二元Logit模型對農(nóng)戶參與合作社的影響因素進行分析。

二、理論分析與計量模型

(一)理論分析

農(nóng)戶是否加入合作社，本質上是農(nóng)戶在經(jīng)營方式上的行為選擇。農(nóng)戶在獨立自主經(jīng)營和合作經(jīng)營兩種生產(chǎn)方式中進行選擇。選擇哪一種生產(chǎn)方式，關鍵看哪種經(jīng)營方式的生產(chǎn)效率更高，能為農(nóng)戶帶來更高的利潤。假設農(nóng)戶獨立自主經(jīng)營和合作經(jīng)營的生產(chǎn)函數(shù)分別為:

其中，M、L、K分別代表生產(chǎn)要素土地、勞動和資本，Q代表產(chǎn)出。在生產(chǎn)經(jīng)營中，農(nóng)戶是追求利潤最大化的理性經(jīng)濟人，將選擇最優(yōu)的生產(chǎn)方式組織生產(chǎn)。如果Fi≥Fc，農(nóng)戶繼續(xù)獨立自主經(jīng)營，選擇不加入合作社;如果Fi＜Fc，農(nóng)戶放棄獨立自主經(jīng)營，選擇加入合作社。

是否加入合作社是農(nóng)戶在生產(chǎn)方式上的二元選擇行為。這一選擇行為的特點是農(nóng)戶對兩種生產(chǎn)函數(shù)信息掌握程度不同。在未加入合作社之前，農(nóng)戶一直獨立自主經(jīng)營，對獨立自主經(jīng)營下的投入、產(chǎn)出有切身經(jīng)歷。合作社經(jīng)營方式下的生產(chǎn)函數(shù)則不然。在未加入合作社之前，農(nóng)戶對這種生產(chǎn)方式下的產(chǎn)出、投入沒有切身體會，對生產(chǎn)函數(shù)的信息來自合作社、周圍農(nóng)戶的宣傳和自己的觀察。農(nóng)戶是否加入合作社，一方面取決于兩種生產(chǎn)方式生產(chǎn)效率的差別;一方面取決于合作社生產(chǎn)方式信息的傳播。

(二)計量模型

是否加入合作社是農(nóng)戶在獨立自主經(jīng)營和與其他農(nóng)戶合作經(jīng)營兩種經(jīng)營方式中的一個二元選擇問題。因此，研究采用成熟的二元Logit模型。令Yi=0表示農(nóng)戶繼續(xù)獨立自主經(jīng)營，選擇不加入合作社;Yi=1表示農(nóng)戶放棄獨立自主經(jīng)營，選擇加入合作社。農(nóng)戶加入合作社的概率和Logit模型可寫為:

三、數(shù)據(jù)來源與變量設置

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2009年2－3月江蘇省社科院農(nóng)村發(fā)展研究所在南京市橫溪鎮(zhèn)的入戶調查。橫溪鎮(zhèn)位于南京市江寧區(qū)，以西瓜、水稻和油菜種植為主。該鎮(zhèn)共有21個合作社，本次調查的合作社主要生產(chǎn)西瓜，社員數(shù)達2300人，年銷售額超過7000萬元。農(nóng)戶與合作社簽訂生產(chǎn)與銷售合同后加入合作社。社員根據(jù)合同規(guī)定的品種、技術組織生產(chǎn)，合作社向社員提供技術指導、生產(chǎn)資料購買、農(nóng)產(chǎn)品銷售等服務。符合糖度、色澤、重量等標準的西瓜合作社按高于市場120%價格收購，不符合標準的西瓜農(nóng)戶自行銷售。

調查首先從橫溪鎮(zhèn)24個村委會中選取3個主要種植西瓜的村，然后根據(jù)合作社和村委會提供的名單，從西瓜種植農(nóng)戶中隨機抽取120戶進行入戶調查。調查共收回問卷318份。剔除個別變量缺失的樣本，運用于本文的有效樣本310份，其中社員152份、非社員158份。

(二)變量設置

已有研究討論了農(nóng)產(chǎn)品類型、商品化程度、銷售半徑、價格波動以及政府支持和家庭特征等因素對農(nóng)戶入社意愿的影響，而本文使用的調查數(shù)據(jù)來自于同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)，且為同一種植品種，政策及市場等外在因素可視為相同。因此，本研究可以剔除不同地區(qū)的差異，專注于考察農(nóng)戶自身的特征對其加入合作社的影響。結合以往研究和調查情況，本文將影響農(nóng)戶參加合作社的因素分為戶主特征、農(nóng)戶家庭特征、調查作物的經(jīng)營情況和對合作社的認知四類。

1．戶主基本特征。包括戶主年齡、年齡平方、文化程度、農(nóng)業(yè)勞動天數(shù)和風險偏好。戶主是家庭經(jīng)營的主要決策者，對是否參加合作社起著關鍵性作用。年齡和文化程度與戶主的人力資本狀況有關，年紀較大的人文化程度相對較低，對合作社的接受程度也較低，但受其自身能力和精力的限制，在生產(chǎn)和銷售過程中面臨的困難會更多，可能更希望得到專業(yè)合作社的幫助。風險偏好則反映戶主風險喜好或厭惡程度，在預期收益相同時，風險厭惡者傾向于具有穩(wěn)定銷售渠道的合作經(jīng)營，風險喜好者則可能更傾向于獨立經(jīng)營。

2．農(nóng)戶家庭特征。包括家到鎮(zhèn)的距離、地塊數(shù)、非農(nóng)化水平和有無貸款。家到鎮(zhèn)的距離反映西瓜的銷售成本，越遠銷售成本越高，越可能參加合作社。非農(nóng)化水平反映農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)收入的依賴程度，非農(nóng)收入占比例越高，其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入越少，因而參加合作社的可能性也越小。有無貸款反映農(nóng)戶的資金狀況，農(nóng)戶在生產(chǎn)中遇到資金短缺的可能性越大，越傾向于得到合作社的支持與幫助。

3．調查作物的經(jīng)營情況。包括種植面積、種植面積平方、種植歷史、新技術采用和對市場行情的把握。一方面，種植規(guī)模的大小不僅關系到農(nóng)戶的生產(chǎn)成本和經(jīng)營風險，而且與參加合作社的收益程度有關，因此，種植面積較大的農(nóng)戶更傾向于參加合作社;另一方面，合作社為了降低交易成本和市場風險，設置了3畝以上的入社門檻，只有種植面積較大的農(nóng)戶有條件參加合作社。種植歷史代表農(nóng)戶西瓜種植經(jīng)驗，經(jīng)驗越豐富的人越可能采取獨立自主經(jīng)營，但西瓜是當?shù)氐膫鹘y(tǒng)作物，農(nóng)戶種植年數(shù)普遍較長，因此，種植歷史對農(nóng)戶參加合作社的影響可能不明顯。新技術采用反映農(nóng)戶提高生產(chǎn)效率的積極性，由于該地區(qū)生產(chǎn)的是1．5～2公斤左右的小型西瓜，技術含量和生產(chǎn)投入都較大，商品化程度也較高，因此，在生產(chǎn)過程中更依賴合作社提供的技術支持。對市場行情把握反映農(nóng)戶的經(jīng)營能力，因此，對市場行情越了解，越可能獨立自主經(jīng)營。

4．對合作社的認知。包括人民公社印象影響、新舊合作社的區(qū)分、周圍10戶農(nóng)戶入社數(shù)。雖然大多數(shù)農(nóng)戶能明確區(qū)分新舊合作社的差異，也表示對人民公社的印象不好不會影響其是否參加合作社，但仍有一部分人對合作社的認知存在偏差。此外，周邊入社的戶數(shù)越多，農(nóng)戶對合作社的了解程度會越高，同時模仿效應的作用也會使其更傾向于參加合作社。表1是各變量的基本統(tǒng)計值。

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四、實證分析結果

表2是二元Logit模型的回歸結果?；貧w模型的對數(shù)似然值為－86．1585，擬R2值為0．5988。模型擬合程度較好，解釋變量達到對農(nóng)戶是否選擇參與合作社的解釋要求。根據(jù)模型估計結果，可以將影響農(nóng)戶參加合作社的因素歸納如下:

?

1．戶主的年齡對其參加合作社有一定影響。年齡和年齡平方都在10%的水平上通過了顯著性檢驗，且前者系數(shù)為負，后者為正。這說明較年輕的戶主更容易接受合作經(jīng)營;老年戶主也較依賴合作社的購銷服務，愿意參加合作社;中年農(nóng)戶更愿意獨立經(jīng)營。

2．戶主的農(nóng)業(yè)勞動天數(shù)對其參加合作社有較大影響。農(nóng)業(yè)勞動天數(shù)反映戶主對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關注與投入狀況，變量為正且在5%的水平上通過了顯著性檢驗，說明戶主對農(nóng)業(yè)越倚重，農(nóng)戶參加合作社的可能性越大。

3．有貸款的農(nóng)戶有更大可能參加合作社。在家庭特征變量中，只有有無貸款在10%的水平上通過了顯著性檢驗，說明在生產(chǎn)中遇到資金短缺的農(nóng)戶，參加合作社的可能性較大。

4．西瓜種植面積對其參加合作社有顯著影響。在與西瓜生產(chǎn)經(jīng)營有關的變量中，只有種植面積和面積平方在1%和5%的水平上通過了顯著性檢驗，且前者估計值為正，后者為負，說明農(nóng)戶入社概率與種植面積呈倒U型關系。即小規(guī)模農(nóng)戶出于成本—收益的考慮以及來自合作社的排斥，參加合作社的可能性較低;隨著種植規(guī)模的增加，農(nóng)戶參加合作社的可能性會逐漸提高，但規(guī)模達到一定程度后，農(nóng)戶可能更傾向于選擇自主經(jīng)營。

5．對合作社的認知是影響其參加合作社的最重要的因素。人民公社印象的影響、新舊合作社的區(qū)分和周邊農(nóng)戶的入社都在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明對新舊合作社的區(qū)別不理解的農(nóng)戶以及對人民公社反感的農(nóng)戶，其參加合作社的概率較低，相反，周圍社員較多的農(nóng)戶，其入社的概率較高。

五、結論與政策啟示

本文以南京310份農(nóng)戶調查數(shù)據(jù)為基礎，分析了農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的影響因素。通過分析可以看到，戶主年齡和農(nóng)業(yè)勞動天數(shù)，家庭有無貸款、作物種植面積和對合作社的認知對農(nóng)戶參加合作社影響顯著。戶主年富力強、家庭資本雄厚和種植規(guī)模大的農(nóng)戶傾向于自主經(jīng)營;戶主年紀輕或年老體衰、家庭資本薄弱和種植規(guī)模小的農(nóng)戶更愿意參加合作社。農(nóng)業(yè)合作化經(jīng)營能彌補農(nóng)戶資本缺乏、生產(chǎn)規(guī)模小的不足，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收。中國農(nóng)業(yè)勞動者日趨老齡化，發(fā)展農(nóng)業(yè)合作社能緩解老齡化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的不利影響。但目前阻礙農(nóng)戶參加合作社因素依然存在，一方面合作社設置門檻排斥小規(guī)模農(nóng)戶參加，另一方面由于對合作社認知不足和一些歷史原因，有相當一部分農(nóng)戶對合作社仍持觀望態(tài)度。

推動農(nóng)業(yè)合作化和促進農(nóng)戶參加合作社，相關部門應著重在三個方面開展工作。第一，加強對合作社的農(nóng)業(yè)技術和資金支持。生產(chǎn)技術落后、資本薄弱是農(nóng)民尋求農(nóng)業(yè)經(jīng)營的重要原因。與種植大戶相比，農(nóng)業(yè)合作社能使更多農(nóng)戶受益。政府部門在農(nóng)業(yè)科技推廣和農(nóng)業(yè)補貼中應適當向農(nóng)業(yè)合作社傾斜。第二，規(guī)范合作社制度，降低入社門檻。中國農(nóng)戶戶均經(jīng)營面積小而分散，小農(nóng)戶與大市場的矛盾只有通過合作經(jīng)營才能有效解決，合作社持續(xù)發(fā)展也需要不斷增加新的組織成員。合作社應本著自愿、互助、公平、開放的理念，在設法降低交易成本和市場風險的同時，逐步吸收小規(guī)模農(nóng)戶入社，以達到合作社與農(nóng)戶雙贏的結果。第三，重視農(nóng)業(yè)合作化和合作社的宣傳?；鶎愚r(nóng)業(yè)部門應對農(nóng)戶開展農(nóng)業(yè)合作化教育，宣傳合作思想，提高農(nóng)戶對合作社的認知，增強其對合作社理解。合作社應在更大范圍內公布其服務內容和利潤返還標準，使更多農(nóng)戶意識到合作社的增收效果。

[1]郭紅東，蔣文華．影響農(nóng)戶參與專業(yè)合作經(jīng)濟組織行為的因素分析——基于對浙江省農(nóng)戶的實證研究[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2004，(5)．

[2]郭紅東，陳敏．農(nóng)戶參與專業(yè)合作社的意愿及影響因素[J]．商業(yè)研究，2010，(6)．

[3]黃祖輝，徐旭初，馮冠勝．農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展的影響因素分析——對浙江省農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展現(xiàn)狀的探討[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2002，(3)．

[4]黃祖輝，梁巧．小農(nóng)戶參與大市場的集體行動——以浙江省箬橫西瓜合作社為例的分析[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007，(9)．

[5]盧向虎，呂新業(yè)，秦富．農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的實證分析——基于7省24市(縣)農(nóng)戶的調研數(shù)據(jù)[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008，(1)．

[6]羅必良．農(nóng)民合作組織:偷懶、監(jiān)督及其保障機制[J]．中國農(nóng)村觀察，2007，(2)．

[7]伊莉，閻維杰．農(nóng)產(chǎn)品供應鏈的構建及利益分配研究[J]．企業(yè)經(jīng)濟，2011，(10)．

[8]孫亞范．農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織的利益機制及影響因素分析——基于江蘇的實證研究[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008，(9)．

[9]徐旭初，吳彬．治理機制對農(nóng)民專業(yè)合作社績效的影響——基于浙江省526家農(nóng)民專業(yè)合作社的實證分析[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010，(5)．

[10]張廣勝，周娟，周密．農(nóng)民對專業(yè)合作社需求的影響因素分析——基于沈陽市200個村的調查[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007，(11)．

[11]張曉山，苑鵬．合作經(jīng)濟理論與中國農(nóng)民合作社的實踐[M]．北京:首都經(jīng)濟貿(mào)易大學出版社，2009．

[12]鄭適，王志剛．農(nóng)戶參與專業(yè)合作經(jīng)濟組織影響因素的分析[J]．管理世界，2009，(4)．