社會資本對農戶參與合作社決策行為的影響

周宇 ，趙敏娟，康健

（西北農林科技大學經濟管理學院，陜西 楊凌 712100）

2018年中央一號文件提出：“促進小農戶與現代農業的有機銜接”。作為聯系小農戶與現代農業的重要途徑，合作社在促進農戶增收、應對市場競爭、提升農業組織化和標準化程度等方面發揮了重要的作用[1]。合作社是農戶基于自愿原則基礎上合作生產、民主管理的一種組織形式和制度安排[2-3]。合作社通過為農戶提供資金、技術和生產資料等的支持，連接農戶與市場、提供及時有效的信息等活動，有助于農戶擴大生產經營規模、促進農業機械化水平的提升和實現農業的產業化經營[4]。近年來，在政府的大力扶持下，我國合作社發展較快。截止到2017年底，我國合作社數量已超過199.9萬家，合作社的年均增長率達60%[5]。但另一方面，我國合作社的規模普遍較小、社員數量少且內部結構較為單一[6]。這些問題影響了合作社功能的發揮和經營制度的完善。究其原因，主要在于農戶不愿參與和參與程度低[7]。因此，研究農戶參與合作社決策行為的影響因素具有重要意義。

已有文獻中對農戶參與合作社決策行為及其影響因素的研究較多，這些研究可分為兩類。第一類是對影響農戶參與合作社意愿的因素進行分析。如倪細云[8]、蔡榮和韓洪云[9]從農戶的戶主特征、生產經營特征和市場環境特征出發，對影響農戶參與合作社意愿的因素進行了分析。鐘穎琦等[10]基于計劃行為理論，分析了農戶認知、行為態度和主觀規范對農戶參與合作社意愿的影響。徐建春等[11]認為村莊所在位置、非農收入占總收入的比重和是否擁有穩定非農職業對農戶參與合作社意愿有重要影響。第二類是對影響農戶參與合作社程度的因素進行分析。如孫亞范和余海鵬[12]在對江蘇省30個農民專業合作社進行調查后發現：農戶的合作認知、利益因素、信任因素和合作社的制度安排對農戶參與合作社程度有顯著影響。梁巧等[13]認為合作社的認知型社會資本對農戶的參與程度有顯著影響。楊雪梅等[14]基于“風險—信任”理論，分析了社會信任和風險感知對農戶參與合作社程度的影響。國內外學者雖然對影響農戶參與合作社決策行為的因素進行了大量研究，但仍存在以下的不足：第一，已有文獻多是對農戶參與合作社意愿影響因素的單一分析，很少有人對影響農戶參與合作社程度的因素進行研究；第二，尚未有人就社會資本對農戶參與合作社決策行為的影響進行系統研究。社會資本作為影響農戶主觀行為決策的重要因素[15]，對農戶參與合作社和參與合作社程度是否產生影響？影響結果如何？這些都有必要進行探討。

雖然目前尚未有學者就社會資本對農戶參與合作社決策行為的影響進行分析，但是已有文獻中關于社會資本對影響農戶參與其他集體組織或集體行動方面的研究卻較多。苗珊珊[16]指出社會資本是集體行動實現的前提條件，對促進農戶合作、實現農戶聯合具有重要作用。蔡起華和朱玉春[17]認為社會資本有利于農戶間信任的增加與關系網絡的擴張，進而提升農戶參與集體活動的積極性。社會資本作為農戶自身一種重要的社會資源，對促進農戶間的合作，提升農戶參與集體行動的積極性具有重要影響。因此，研究社會資本對農戶參與合作社決策行為的影響很有必要。鑒于此，本文在借鑒已有文獻中關于社會資本對農戶參與其他集體組織或集體行動影響研究的基礎上，將農戶參與合作社的決策行為分為農戶選擇是否參與合作社和農戶選擇參與合作社程度兩個決策階段，利用甘肅省定西市284個農戶的微觀調查數據，采用二元Logit模型和有序Probit模型，實證分析社會資本（社會網絡、社會信任和社會參與）對農戶參與合作社決策行為的影響，以期為提高農戶參與合作社的積極性和促進合作社的發展提供理論借鑒和決策參考。

1 理論分析和研究假說

“社會資本”的概念由Hanifan[18]最早提出，他認為社會資本是一種信任聯系或社會聯系。之后Bourdieu[19]對社會資本的概念進行了詳細闡述，他認為社會資本是由社會關系所連接起來的一個客觀網絡。Ostrom[20]則將社會資本與集體選擇決策聯系起來，指出社會資本可以消除參與主體之間的猜疑，促進彼此之間的合作參與。目前，學界對社會資本尚未形成統一的概念和分類，不同學者基于自身研究范疇給予社會資本以不同的界定。本文對社會資本的測度上參照了史恒通等[21]的研究，從社會網絡、社會信任和社會參與3個維度分析社會資本對農戶參與合作社決策行為的影響，并在此基礎上提出本文的研究假說。

1.1 社會網絡對農戶參與合作社決策行為的影響

社會網絡是社會個體成員之間因為互動和聯系所形成的一種相對穩定的社會關系[22]。Granovetter[23]將社會網絡分為弱關系網絡和強關系網絡，弱關系網絡反映社會成員擁有社會網絡資源的數量，強關系網絡反映社會成員擁有優質社會網絡資源的數量，并且指出社會成員的決策行為要受自身所處社會網絡的影響。Coleman[24]認為社會網絡有利于農戶獲取自身所需的信息，降低決策中的不確定性，促進農戶的集體參與。李曉平等[25]的研究發現，擁有更多優質社會網絡資源的農戶能夠更廣泛的利用各種社會資源，應對未來可能發生的風險。關于社會網絡對農戶參與合作社程度的影響研究方面，史雨星等[26]研究認為，社會網絡較高的牧戶在決策中面臨的不確定性更少，因此他們參與集體活動的意愿也往往更高。盧圣華等[27]指出高水平的社會網絡有助于農戶獲取更多相應的資源，從而增強農戶參加集體活動的積極性。基于以上理論分析，本文認為在農戶參與合作社的決策中，弱關系網絡有利于農戶獲取更多有關合作社的信息，提升農戶對合作社的認知，促進農戶選擇參與合作社和提升農戶參與合作社的程度；強關系網絡有助于增強農戶利用社會資源和應對社會風險的意識，提升農戶參與合作社的意愿，同時強關系網絡有助于增進合作社內部成員之間的關系，提高合作社成員之間的相互信任程度，最終提升社員參與合作社的程度。

1.2 社會信任對農戶參與合作社決策行為的影響

社會信任是基于關系網絡所形成的行為規范和人與人之間的信賴[28]。農戶的社會信任主要體現在農戶對鄰居的信任和對政府的信任兩個方面，即特殊信任與一般信任。王靜等[29]的研究發現，社會信任有利于農戶之間的溝通交流，減少農戶之間合作的障礙，促進集體行動的實現。Milinski等[30]指出當農戶選擇參與集體行動時，社會信任有利于參與者之間產生更多的合作，并實現更高的合作水平。梁巧等[13]認為成員之間的信任有利于減少合作社內部機會主義的發生，增進成員對合作社的忠誠度和認同感。蔡起華和朱玉春[31]研究認為，農戶對鄰居的信任會在一定程度上抑制農戶參與集體活動的意愿，導致集體活動的失敗，而農戶對政府的信任則會促進農戶的集體參與。參考以上研究結論，本文認為在農戶參與合作社的決策中，農戶對政府的信任有利于農戶更積極的響應政府的號召，促進農戶參與合作社和提升農戶參與合作社的程度；而農戶對鄰居的信任則不僅會抑制農戶參與合作社的意愿，而且對農戶參與合作社的程度也會產生負向影響。

1.3 社會參與對農戶參與合作社決策行為的影響

社會參與即社會成員對社會生活的關注和投入程度[16]。農戶的社會參與主要體現在農戶對村集體事務的參與和對社會新聞的關注兩個方面，即特殊參與和一般參與。苗珊珊[16]指出農戶參與村集體事務能顯著的增進自身與其他農戶之間的合作，促進集體行動的實現。許朗等[32]研究發現，農戶對社會新聞的關注越多，對相關政策的了解也就越全面，從而會對其參與集體行動產生積極影響。史恒通等[21]認為農戶對集體事務的參與和對社會新聞的關注都有利于農戶開闊眼界，從而使農戶對參與集體行動表現出更高的積極性。借鑒上述研究結論，本文認為在農戶參與合作社的決策中，農戶對集體事務的參與越頻繁和對社會新聞的關注越多，農戶所能獲取到的信息也就越充分，對合作社的認知也就越高，從而更有可能參與到合作社之中。

2 研究方法

2.1 模型構建

本文將農戶參與合作社的決策行為分為農戶選擇是否參與合作社和農戶選擇參與合作社程度兩個決策階段。其中在分析農戶選擇是否參與合作社方面，由于被解釋變量是定性二分變量（即選擇參與和選擇不參與兩種），所以本文選擇二元Logit模型進行分析。其具體形式為：

式中：P為農戶選擇參與合作社的概率，Xi為農戶選擇參與合作社的第i個影響因素，α為常數項，βi表示第i個影響因素的回歸系數，μ表示截距，n為影響因素的個數。

在農戶選擇參與合作社的基礎上，可根據農戶選擇參與合作社程度的不同，將農戶參與合作社的程度劃分為不同的等級，并分別賦以不同的值。由于被解釋變量是有序多分類變量，所以本文選擇有序Probit模型進行分析。其具體形式為：

式中：Y為農戶參與合作社的程度，Xi為農戶參與合作社程度的第i個影響因素，a為常數項，bi為第i個影響因素的回歸系數，c表示截距，n為影響因素的個數。

2.2 數據來源

本文研究中所采用的數據由課題組于2017年11—12月在甘肅省定西市的安定區和通渭縣實地調查獲得。之所以選擇在這一地區進行調查主要在于：在當地政府的支持和帶動下，甘肅省定西市的農民專業合作社發展較為迅速，分布也較為普遍，所以選擇在該地區研究社會資本對農戶參與合作社決策行為的影響具有一定的代表性；同時由于該地區的農民專業合作社數量相對較多且分布比較集中，也便于調查工作的開展。調查問卷主要包括4個部分：1）被調查者家庭的基本信息，包括家庭勞動力基本信息和家庭收支狀況等；2）被調查者農業投入產出的基本信息；3）被調查者的社會資本情況；4）被調查者參與合作社的基本信息。調查采用隨機抽樣的方法，總計發放調查問卷314份，最后在剔除無效和內容不完整的問卷后，共獲得有效問卷284份，有效問卷率為90.45%。

2.3 變量選取

本文的因變量是農戶參與合作社的決策行為，具體又分為農戶選擇是否參與和選擇參與程度。其中農戶是否參與是二分變量，農戶選擇參與則賦值為1，選擇不參與則賦值為0。由于調查地區農戶選擇參與合作社的最主要目的是通過選擇參與合作社的方式來出售所生產的農產品，所以本文以農戶通過合作社銷售農產品的銷售金額占農戶銷售總金額的比重來衡量農戶參與合作社的程度，并將其分為4個等級，分別賦以不同的值，令比重小于25%的為1；比重在25%～50%之間的為2；比重在50%～75%之間的為3；比重在75%以上為4（表1）。

表1 變量定義Table 1 Variable def nitions

本文的自變量包括核心變量和控制變量。核心變量即人力資本變量。對人力資本的測度參照了史恒通等[21]的處理方法，分別用農戶的手機聯系人數量和遇到困難時能借給錢的人數表示農戶的弱關系網絡和強關系網絡；分別用農戶對鄰居的信任和對政府的信任表示農戶的特殊信任和一般信任；分別用農戶參與村集體事務的積極程度和關注新聞的程度表示農戶的特殊參與和一般參與。控制變量的設置則根據實際調研情況，選擇戶主年齡、戶主受教育程度、戶主是否接受培訓、種植面積和家庭收入5個可能對農戶參與合作社決策行為造成影響的變量，其中選擇戶主年齡、受教育程度和是否接受培訓是因為在調研農戶中，農戶家庭的決策一般由戶主做出，所以這3個解釋變量用戶主的數據進行分析更為合理。

3 結果與分析

3.1 描述性統計分析

在因變量方面，調查農戶中有63%的農戶選擇參與合作社，但農戶參與合作社的程度相對較低，平均參與程度低于50%。在社會資本變量方面，農戶的弱關系網絡顯著強于農戶的強關系網絡；農戶的特殊信任程度高于農戶的一般信任；但農戶特殊參與水平要低于其一般參與水平。在控制變量方面，農戶的平均年齡為51.13歲，老齡化問題嚴重；農戶的平均受教育程度為2.54，受教育程度偏低；有66%的農戶接受過相關培訓；農戶的平均種植面積為0.44 hm2；農戶之間的收入差距較大，收入最低的農戶年家庭收入只有0.13萬元，而收入最高的農戶年家庭收入為101.35萬元（表2）。

3.2 多重共線性檢驗

在進行實證分析之前，考慮到選取的各自變量之間可能存在多重共線的問題，所以本文利用VIF法對各自變量進行了多重共線性檢驗。各解釋變量的VIF值和1/VIF值都小于10（表3），所以各解釋變量之間不存在多重共線性問題。

3.3 社會資本對農戶選擇是否參與合作社影響分析

本文利用二元Logit模型分析社會資本對農戶選擇是否參與合作社的影響，模型的P值通過了1%的顯著性水平檢驗（表4），表明模型整體擬合效果良好，適用于本文的數據分析。

在社會網絡測量變量中，弱關系網絡和強關系網絡都通過了10%的顯著性水平檢驗，且影響系數都為正，表明社會網絡對農戶選擇參與合作社有正向影響，農戶的社會網絡水平越高，選擇參與合作社的概率也就越高。具體來看，弱關系網絡代表農戶的社會網絡數量，農戶的弱關系網絡水平越高，農戶通過社會網絡所能夠獲取的信息也就越多，從而有利于農戶選擇參與合作社；強關系網絡代表農戶優質的社會網絡數量，農戶的強關系網絡水平越高，農戶應對社會風險和利用社會資源的意識也就越強，從而選擇參與合作社的概率也就越高。

表2 變量的基本特征Table 2 Basic characteristics of variables

表3 多重共線性檢驗結果Table 3 Multicollinearity diagnostic results

在社會信任測量變量中，一般信任和特殊信任分別通過了5%和10%的顯著性水平檢驗，其中一般信任的影響系數為正，特殊信任的影響系數為負，表明一般信任對農戶選擇參與合作社有正向影響，特殊信任對農戶選擇參與合作社有抑制作用。具體來看，特殊信任反映農戶對鄰居的信任程度，特殊信任的程度越高，越有可能增加農戶對合作社其他社員的不信任程度，這在一定程度上會對農戶選擇參與合作社產生抑制作用；一般信任反映農戶對政府的信任程度，農戶對政府的信任程度越高，農戶對政府發展合作社的政策就越支持，選擇參與合作社的概率也就也高。

在社會參與測量變量中，一般參與和特殊參與都通過了1%的顯著性水平檢驗，且影響系數都為正（表4），表明社會參與對農戶選擇參與合作社有正向影響，農戶社會參與的程度越高，選擇參與合作社的意愿也就越高。具體來看，特殊信任代表農戶參與村集體事務積極性，一般信任代表農戶對社會新聞的關注程度，農戶對村集體事務的參與和對社會新聞的關注既有助于農戶通過社會參與獲取自身所需的信息，又有助于提升農戶對合作社的認知水平，所以一般參與和特殊參與都對農戶選擇參與合作社有正向促進作用。

表4 農戶是否參與合作社模型估計結果Table 4 Estimation results of whether farmers participate in cooperatives

在控制變量中，戶主受教育程度、戶主是否接受培訓和種植面積通過了顯著性檢驗，且影響系數均為正（表4），表明戶主受教育程度、戶主是否接受培訓和種植面積都對農戶選擇參與合作社有正向促進作用。戶主受教育程度和是否接受培訓都屬于農戶的人力資本變量，接受過較高學歷教育和相關培訓的農戶，對合作社的認知水平相比其他農戶要高，能夠更好的理解參與合作社帶來的益處，參與合作社的概率也就越高。農戶的種植面積反映農戶的生產經營規模，農戶的生產經營規模越大，農戶對合作社的需求程度也就越高，從而更傾向于參與合作社。

3.4 社會資本對農戶選擇參與合作社程度影響分析

在農戶選擇參與合作社的基礎上，本文利用有序Probit模型分析社會資本對農戶選擇參與合作社程度的影響，模型的P值通過了1%的顯著性水平檢驗（表5），說明模型整體擬合效果良好，可用于本文的結果分析。

表5 農戶參與合作社程度模型估計結果Table 5 Estimation results of farmers’ participation in cooperatives

在社會網絡測量變量中，弱關系網絡在農戶參與合作社程度模型中的估計結果不再顯著，強關系網絡則通過了顯著性檢驗，且影響系數為正，表明強關系網絡對農戶參與合作社程度有顯著促進作用。強關系網絡較高的農戶往往風險意識也更強，更傾向于通過參與合作社的方式來銷售自身農產品，所以這部分農戶的參與程度也就越高。

在社會信任測量變量中，一般信任與特殊信任分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗，且影響方向與前面Logit分析結果相一致。具體來看，農戶對政府的信任程度越高，通過合作社來銷售農產品的意愿也就越強烈，所以一般信任對農戶參與合作社程度具有正向促進作用；相反，農戶對鄰居的信任則會增加農戶對合作社社員的不信任程度，從而使農戶不愿意通過合作社來銷售自身農產品。

在社會參與測量變量中，一般參與和特殊參與都未通過模型的顯著性檢驗（表5），即社會參與對農戶參與合作社程度的影響不顯著。這表明社會參與只對農戶選擇參與合作社產生影響，而不會影響農戶選擇參與合作社的程度。

在控制變量中，戶主年齡和種植面積通過了模型的顯著性檢驗，其中戶主年齡的影響系數為負，而種植面積的影響系數為正。實地調查發現：年齡較大的農戶，對合作社的認知水平往往較低，所以戶主年齡對農戶參與合作社程度有負向抑制作用。種植面積對農戶的影響系數為正，其原因在于：對于經營規模較大的農戶，合作社往往更愿意選擇上門收購，這有利于降低這些農戶的交易成本，提高他們參與合作社的程度[9]。

4 結論與建議

4.1 結論

研究表明，參與合作社的農戶占63%，而在參與合作社的農戶中，平均參與程度不足50%。農戶參與合作社比例和參與合作社程度均較低，尚有較大的提升空間。社會資本對農戶參與合作社決策行為具有重要影響。其中，社會網絡、社會參與和一般信任對農戶參與合作社有正向影響，特殊信任對農戶參與合作社有負向影響，強關系網絡和一般信任對農戶參與合作社程度有正向影響，特殊信任對農戶參與合作社程度有負向影響。因此，政府在提升農戶參與合作社和參與合作社程度上應重視社會資本，充分發揮社會資本的作用。

戶主受教育程度、戶主是否接受培訓和種植面積對農戶參與合作社決策行為同樣具有重要影響。其中，戶主受教育程度和戶主是否接受培訓對農戶選擇參與合作社均有顯著正向影響，種植面積對農戶選擇參與合作社和選擇參與合作社程度具有顯著正向影響，而戶主年齡對農戶選擇參與合作社程度則有顯著負向影響。因此，在提升農戶參與合作社和參與合作社程度方面還應重視農戶個人素質的提升和適度擴大土地的經營規模。

4.2 建議

1）提高農戶各維度的社會資本，充分發揮社會資本對農戶參與合作社決策行為的內在激勵。首先，應加強農村多元信息共享渠道的建設，鼓勵農戶通過廣播、電視和網絡等進行相應的溝通和交流，以擴大農戶的社會網絡，促進農戶的合作參與。其次，應注重政府內部事務的公開透明，加強政府與農戶的溝通和交流，以增加農戶對政府的信任程度，提升農戶參與合作社的意愿和參與程度。最后，應通過舉辦各種村集體活動和發布農戶關注的社會新聞等，以提升農戶的社會參與程度，提高農戶參與合作社的積極性。

2）發展農村基礎教育和組織相關教育培訓活動，提升農戶參與合作社的意愿。應通過提升農戶的文化程度和舉行相關培訓活動，提高農戶的人力資本質量，促進農戶對合作社認知水平的提升，使農戶更多了解參與合作社帶給自身的利益，進而增強農戶參與合作社決策的意識。

3）實施土地流轉政策，提升農戶參與合作社的意愿和參與程度。應通過實施土地流轉政策，擴大農戶的經營規模，增加農戶對合作社的需求程度，降低農戶的交易成本，以促進農戶參與合作社和參與合作社程度的提高。