欠發達地區小農戶加入農民專業合作社行為意向影響因素分析

王博 王振 劉慧婕

摘? ? 要：本研究以晉北地區603戶實地調研農戶樣本數據為依據，以TAM模型為基礎，運用結構方程模型對影響欠發達地區小農戶加入農民專業合作社行為意向的因素進行了分析。結果表明，農戶感知易用性正向影響農戶感知有用性;農戶感知易用性、農戶感知有用性均正向影響農戶加入態度;農戶感知有用性、農戶加入態度均正向影響農戶行為意向。完善對小農戶教育機制的微觀運行能力、提高合作社信息化水平、避免小農戶投機行為發生、提高合作社負責人威望、增多小農戶了解合作社信息的相關途徑是促進欠發達地區小農戶加入農民專業合作社的有效舉措。

關鍵詞：欠發達地區;小農戶;農民專業合作社;行為意向;影響因素

中圖分類號：F062.9? ? ? ? ? 文獻標識碼：A? ? ? ? ? ?DOI 編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2019.09.012

Abstract： The purpose of this paper was enrich the relevant research on small farmers joining farmers' professional cooperatives in underdeveloped areas and promote the organic connection between small farmers and modern agriculture. Based on the field research sample data of 603 farmers in the north of Shanxi Province and TAM model， this paper used structural equation model to analyze the factors affecting behavioral intentions of small farmers to join farmers' professional cooperatives in underdeveloped areas. The results showed that farmers' perceived ease of use positively affected farmers' perceived usefulness， farmers' perceived ease of use and farmers' perceived usefulness positively affected farmers' participation attitude， farmers' perceived usefulness and farmers' participation attitude positively affected farmers' behavioral intentions. Perfecting the micro-operation ability of small farmers' educational mechanisms， improving the information level of cooperatives， avoiding small farmers' speculative behavior， improving the prestige of cooperative leaders and increasing the way of small farmers' understanding of cooperative information would be effective measures to promote small farmers to join farmers' professional cooperatives in underdeveloped areas.

Key words： underdeveloped areas; small farmers; farmers' professional cooperatives; behavioral intentions; influencing factors

在全面建成小康社會的背景下，2.3億農業經營規模縮小和農業生產屬性商品化、專業化的小農戶[1]如何與現代農業有效銜接成為當前中國農業農村發展過程中面臨的核心問題之一。自《中華人民共和國農民專業合作社法》頒布以來，山西省農民專業合作社（以下簡稱為合作社）迅速發展，截止至第三次全國農業普查，山西省已有75 038個合作社[2]。2019年中央“一號文件”明確指出：“落實扶持小農戶和現代農業發展有機銜接的政策，完善‘農戶+合作社利益聯結機制”為我國小農戶與合作社的聯結發展指明了方向。郭慶海[1]研究認為以合作經濟的機制實現集體經濟的創新是將小農戶與現代農業發展銜接的重要組織載體;陳航英[3]研究認為，在構建新村莊集體組織、發展集體經濟基礎上實現小農戶的內生性組織化能真正實現小農戶與現代農業發展的有機銜接;徐旭初和吳彬[4]研究認為，合作社是小農戶與現代農業銜接的一種關鍵載體。相關領域的學者均認為，合作社是小農戶和現代農業發展有機銜接的重要載體。小農戶是市場機制下的弱勢群體，合作社作為提升小農戶組織化程度的重要手段，在連接小農戶與現代農業產業之間有較強的現實功能。晉北農村地區發展滯后，小農戶入社比例偏低，促進小農戶加入合作社對實現山西省農業現代化和小農戶生活富裕具有重要意義。

小農戶加入合作社的行為意向是小農戶打算參與合作社的度量，可以合理推斷小農戶加入合作社的行為動機等，進而為有效推動小農戶與現代農業相銜接以及合作社的健康發展提供可行的發展思路。當前，眾多學者從理論和實證兩個角度對農戶入社意愿、行為等做了大量的研究。李道和[5]通過對相關領域的文獻梳理分析認為，技術環境、農戶個體特征等影響農戶加入合作社;蘇群等[6]研究認為，農戶對合作社的認知和周邊農戶的入社情況對農戶參加合作社有顯著影響;馬彥麗和施軼坤[7]研究認為，加強合作社知識宣傳對農戶的入社意愿和行為有顯著正向影響;張啟文等[8]研究認為，戶主文化程度、農業技術應用程度、對合作社的總體滿意度、服務認知和銷售認知等因素對農戶參與合作社意愿的影響較為顯著;孫亞范[9]研究認為，社員對合作收益的滿意狀況、經營管理人員的信任程度等因素對社員參與合作社管理的意愿影響顯著;楊夏林[10]研究認為，農戶對合作社認知度、入社后農產品價格提高程度、銷售費用降低程度等因素顯著正向影響農戶對專業合作社的滿意度;鐘穎琦等[11]研究認為，行為態度、主觀規范和知覺行為控制顯著影響農戶參與合作社的意愿;劉雨欣等[12]研究認為，內部監督缺失不利于普通社員利益的充分實現。總的來說，現有文獻對有關欠發達地區小農戶加入合作社行為意向的研究較少。小農戶行為意向受行為態度與主觀準則兩方面的影響，行為態度是小農戶加入合作社所持有的情感，主觀準則是小農戶對加入合作社所帶來的影響的感知程度。因此，本研究以晉北地區603個農戶實地調研數據為依據，從農戶感知易用性、農合感知有用性、農戶加入態度、農戶行為意向4個維度對影響晉北地區農戶加入合作社行為意向的因素進行分析。

1 樣本介紹及結構方程模型建立

研究數據來源于晉北農村地區，調查涉及43個行政村，共發放問卷632份，有效問卷603份，有效率為95.41%，樣本構成見表1。問卷內容主要包括農戶基本信息、合作社基本信息、合作社新業態、合作社公共服務、農戶滿意度5個方面，共19項問題。依據李克特量表，將欠發達地區小農戶加入合作社行為意向評價指標分為5個不同的等級，即“很好=5”、“較好=4”、“一般=3”、“較差=2”、“很差=1”。

1.1 研究假設

假設一：農戶感知易用性正向影響農戶感知有用性。

農戶感知易用性反映小農戶認為容易使用合作社生產技術的程度。對小農戶而言，只有切實感知技術易用，才能感知技術對自身發展有用。農戶學歷影響小農戶對新技術的可接受程度;合作社技術轉移程度影響小農戶對合作社的認可度;合作社信息化程度影響小農戶接收信息的方便程度。因此，對農戶感知易用性這一潛變量設置以下3個可觀測變量：農戶學歷、合作社技術轉移程度、合作社信息化程度。

假設二：農戶感知有用性正向影響農戶行為意向。

農戶感知有用性反映小農戶認為加入合作社對其自身利益提高的程度，直接影響小農戶加入合作社的行為意向。合作社帶動增收程度影響小農戶對合作社的忠誠度;合作社新業態等級影響合作社的收益;合作社品牌知名度影響合作社產品暢銷程度。因此，對農戶感知有用性這一潛變量設置以下3個可觀測變量：合作社帶動增收程度、合作社新業態等級、合作社品牌知名度。

假設三：農戶加入態度正向影響農戶行為意向。

農戶加入態度反映小農戶對加入合作社的主觀意向。農村是鄉土社會，合作社負責人的威望在很大程度上影響小農戶加入合作社態度;政府的宣傳力度影響小農戶對合作社相關事宜的知曉度;合作社內部監管能力影響小農戶對合作社的信任度。因此，對農戶加入態度這一潛變量設置以下3個可觀測變量：合作社負責人的威望、政府的宣傳力度、合作社內部監管能力。

假設四：農戶感知易用性、農戶感知有用性正向影響農戶加入態度。

從行為動力理論（研究人的行為如何被推動和維持）角度分析，需要是一切行為產生的源泉，而需要只有轉化為動機才能成為推動和維持個體行為的內部動力[13]。小農戶是農業生產技術的缺乏者，同時也是理性經濟人，在二者的驅使下，只有需要得到切實可行的滿足，小農戶直接體會到未來收益，才會具有加入合作社的內部動力。因此，假設農戶感知易用性、農戶感知有用性正向影響農戶加入態度。

此外，對相關人員的詢問程度反映小農戶對合作社的關注度;加入合作社的必要程度反映小農戶對合作社的依靠程度;合作社市場競爭能力反映合作社在市場機制條件下的發展能力。因此，對農戶行為意向設置向相關人員詢問程度、加入合作社的必要程度、合作社市場競爭能力3個可觀測變量。

1.2 結構方程模型的建立

研究以Davis（1989年）運用理性行為理論研究用戶對信息系統接受時所提出技術接受模型（TAM）為基本模型框架，并在此基礎上運用結構方程模型進行分析。結構方程模型中有2個基本的模型：測量模型和結構模型。測量模型由潛在變量與觀察變量組成，一般表達形式為，X=Λxξ+δ，Y=Λyη+ε。式中：ε與η、ξ與δ無相關;Λx、Λy分別為X、Y的因素負荷量;δ、ε是外顯變量的測量誤差;ξ、η分別為外生潛變量和內生潛變量。結構模型是潛在變量間因果關系模型的說明，一般表達形式可寫成η=yξ1+βξ2+ζ，η為內生潛變量，ξ1、ξ2為外生潛變量[14]。根據以上研究假設和測量模型、結構模型的一般表達式構建欠發達地區小農戶加入合作社行為意向結構方程模型，如圖1。

式中Y1、Y2、Y3、Y4分別為農戶感知易用性、農戶感知有用性、農戶加入態度、農戶行為意向4個潛變量;X1～X12代表12個可觀測變量;y為潛變量與可觀測變量之間的路徑系數，β為潛變量之間的路徑系數，ζ為殘差項。

2 模型檢驗

2.1 信度、效度分析

利用SPSS24.0對樣本數據進行信度、效度分析。信度是指測量結果的一致性，研究選用一致性信度指標Cronbachs α系數進行分析;效度是測量的正確性，測量的效度越高，表示測量結果越能顯現其所欲測量內容的真正特征[15]。如表2所示，量表數據整體Cronbachs α值為0.922（大于0.7），各潛變量Cronbachs α值均大于0.7，量表項目一致性得到檢驗，適合進行因素分析。

2.2 探索性因素分析

利用SPSS24.0對模型中4個潛變量和12個可觀測變量進行探索性因素分析，結果如表3所示。量表KMO值為0.936（大于0.8），巴特利球體檢驗卡方統計值為4 122，顯著性概率為0.000，量表累計總方差解釋為62.998%（大于60.00%），X1～X12可觀測變量旋轉標準因素載荷值均大于0.5，各項指標均符合參照值標準，說明樣本數據可靠性較高。

2.3 驗證性因素分析

利用Amos24.0對模型進行驗證性因素分析，得到結果如表4所示。輸出報表結果顯示，模型整體自由度為4.925（小于5），處于可接受邊緣;e5、e6（e代表殘差）具有較高的相關性。

依據輸出報表對模型進行修正。e5、e6具有較高的相關性，因此對e5、e6添加相關關系進行分析，得到模型如圖2所示，得到結果如表5所示。X1～X12可觀測變量的標準化路徑系數均大于0.5，表明對潛變量影響顯著;各潛變量、各可觀測變量、e5與e6相關性的C.R.值均符合標準（大于2），而且均在0.01的顯著性水平上通過檢驗，表明修正后欠發達地區小農戶加入合作社行為意向結構方程模型擬合較理想。

2.4 結構方程模型評價

修正后模型的擬合程度檢驗如表6所示，對照結構方程模型的模型適配度指數標準，通過對比，可以看出絕對適配度指數、增值適配度指數和簡約適配度指數都在比對的合理范圍之內，模型擬合較好。

2.5 假設檢驗及數據分析

模型的假設驗證見表7，結構模型路徑系數見圖3。各潛變量標準化路徑系數均在0.01水平上顯著，證明假設成立。可以得出農戶感知易用性正向影響農戶感知有用性;農戶感知易用性、農戶感知有用性均正向影響農戶加入態度;農戶感知有用性、農戶加入態度均正向影響農戶行為意向。

（1）農戶感知易用性對農戶感知有用性的標準化路徑系數為0.770，影響顯著，證明假設一成立。從可觀測變量來看，農戶學歷、合作社技術轉移程度、合作社信息化程度的標準化路徑系數分別為0.842，0.803和0.733，均對潛變量影響顯著。其中農戶學歷、合作社技術轉移程度標準化路徑系數相對較高，這表明農戶自身文化水平、合作社技術轉移程度是小農戶感知合作社生產技術易用進而轉化為有用的基礎。

（2）農戶感知有用性對農戶行為意向的標準化路徑系數為0.336，在0.01顯著性水平上通過檢驗，雖然證明假設二成立，但是顯著性水平相對較低，這與調查中小農戶具有投機行為，即小農戶偏向于將產品賣給價格高的收購者是一致的。因此，提高小農戶與合作社的利益聯結機制需要規避小農戶的投機行為。從可觀測變量來看，合作社帶動增收程度的標準化路徑系數為0.874相對較高，這表明給小農戶帶來收益是讓小農戶加入合作社的前提。

（3）農戶加入態度對農戶行為意向影響最為顯著，其標準化路徑系數為0.634，不僅證明假設三成立，而且表明農戶加入態度是現階段影響晉北農村地區小農戶加入合作社的關鍵因素。從可觀測變量來看，合作社負責人威望的標準化路徑系數為0.916，對農戶加入態度的影響最為顯著，這表明在欠發達地區，合作社負責人是否被小農戶認可，在很大程度上影響小農戶加入合作社的主觀意向。

（4）農戶感知易用性、農戶感知有用性對農戶加入態度的標準化路徑系數分別為0.309和0.651，影響顯著，證明假設四成立。從可觀測變量來看，農戶學歷、合作社帶動增收程度影響最為顯著，標準化路徑系數分別為0.842和0.874，這表明提高小農戶自身文化水平、給小農戶帶來收益是讓小農戶將加入合作社需求轉變為動力的關鍵。

（5）e5和e6分別為合作社新業態等級、合作社品牌知名度的殘差，兩者的相關性標準化路徑系數為0.340，影響顯著。這表明合作社新業態等級與合作社品牌知名度相互影響，提高合作社新業態等級可以促進合作社品牌知名度的提高，合作社品牌知名度的提高也可以促進合作社新業態升級，進而提高合作社影響力。

（6）在農戶行為意向這一潛變量中，向相關人員詢問程度、加入合作社的必要程度、合作社市場競爭能力3個可觀測變量的標準化路徑系數分別為0.775，0.730和0.667，均對潛變量影響顯著。其中向相關人員詢問程度、加入合作社的必要程度標準化路徑系數相對較高，這表明增多小農戶詢問合作社信息的相關途徑和相關人員、提高小農戶對加入合作社的必要性認知程度可以提高小農戶加入合作社的行為意向。

3 結論與啟示

通過對農戶感知易用性、農戶感知有用性、農戶加入態度、農戶行為意向4個潛變量，X1～X12，12個可觀測變量對欠發達地區小農戶加入合作社行為意向構建的結構方程模型及其路徑系數可知。

3.1 提升農戶感知易用性、感知有用性是提高農戶加入態度的前提

小農戶感知合作社技術易用是小農戶感知加入合作社有用的基礎。小農戶是合作社生產經營的主體，同時也是合作社技術接受的主體，理性經濟人假設下的小農戶是技術與利益的需求者，只有技術與利益需求共同得到滿足，才能使小農戶對加入合作社持正向情感，進而促進小農戶將入社需求轉變為入社動力。因此，一方面政府、社會、學校等機構應該加大對小農戶教育培訓力度，細化教育培訓機制，增強對小農戶教育培訓機制的微觀運行能力，切實提高小農戶個人實力;另一方面合作社應該提高信息化水平，同時盡可能將簡單化后的實用技術轉授到小農戶的日常生產經營活動中，保障小農戶最大程度掌握現代化生產技術。

3.2 避免小農戶的投機行為是提高小農戶與合作社利益聯結的有效舉措

政府部門在提高合作社新業態等級并為小農戶帶來收益的同時，應該開發農戶實時獲益系統和農村社會征信系統，這樣不僅可以讓小農戶時時刻刻感受到加入合作社后收益，而且可以提高小農戶對合作社的忠誠度，避免小農戶投機行為的發生，進而促進小農戶利益與合作社利益聯結發展。

3.3 農戶加入態度對農戶行為意向的影響最為顯著

現階段，晉北農村合作社受市場機制的影響較低，隨著市場化機制在我國不斷發展，政府機構應該注重合作社市場競爭與發展能力。鄉土社會體制下的小農戶，合作社負責人的威望對其加入合作社有顯著影響，政府在對合作社宣傳的過程中，應該注重對合作社負責人的培訓與宣傳;同時，設立鄉鎮級合作社綜合管理與服務點。一方面可以促進該地區小農戶了解合作社信息;另一方面可以提升該地區合作社監管能力，促進合作社規范化、高質量發展，提高合作社綜合實力，實現小農戶加入合作社，進而促進欠發達地區小農戶與現代農業有機銜接。

綜上，合作社作為促進小農戶與現代農業有機銜接的重要載體以及提升小農戶組織化程度的重要手段，在實現欠發達地區農業現代化和小農戶實現生活富裕方面具有重要意義。欠發達地區在促進小農戶加入合作社的同時需要從小農戶與合作社兩個角度進行思考與辨析，提升農村現代農業產業綜合實力，從而為我國全面建成小康社會提供有力支撐。

參考文獻：

[1]郭慶海.小農戶：屬性、類型、經營狀態及其與現代農業銜接[J].農業經濟問題，2018（6）：25-37.

[2]國家統計局.第三次農業普查（全國和省級主要指標匯總數據）[EB/OL].（2018-07-17）http：//www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/nypc/

nypc3/d3cqgnypchzsj.pdf

[3]陳航英.小農戶與現代農業發展有機銜接——基于組織化的小農戶與具有社會基礎的現代農業[J].南京農業大學學報（社會科學版），2019，19（2）：10-19，155.

[4]徐旭初，吳彬.合作社是小農戶和現代農業發展有機銜接的理想載體嗎？[J].中國農村經濟，2018（11）：80-95.

[5]李道和.農戶加入農民專業合作社影響因素及政府扶持機制研究（綜述）[J].江西農業大學學報（社會科學版），2012，11（1）：27-32.

[6]蘇群，江淑斌，劉明軒.農戶參與專業合作社的影響因素分析[J].江西社會科學，2012，32（9）：197-200.

[7]馬彥麗，施軼坤.農戶加入農民專業合作社的意愿、行為及其轉化——基于13個合作社340個農戶的實證研究[J].農業技術經濟，2012（6）：101-108.

[8]張啟文，周洪鵬，呂拴軍，等.農戶參與合作社意愿的影響因素分析——以黑龍江省阿城市料甸鄉為例[J].農業技術經濟，2013（3）：98-104.

[9]孫亞范.農民專業合作社治理中的社員參與意愿影響因素研究——基于江蘇省的調查數據[J].經濟問題，2014（3）：93-98.

[10]楊夏林.欠發達地區農戶對專業合作社滿意度影響因素的實證分析——基于陜甘寧383戶農戶的調查[J].生產力研究，2014（4）：82-86.

[11]鐘穎琦，黃祖輝，吳林海.農戶加入合作社意愿與行為的差異分析[J].西北農林科技大學學報（社會科學版），2016，16（6）：66-74.

[12]劉雨欣，李紅，郭翔宇.異質性視角下農機合作社內部監督缺失問題的博弈分析——以黑龍江省為例[J].農業經濟問題，2016，37（12）：31-38.

[13]李錚，姚本先.心理學新論[M].第1版.北京：高等教育出版社，2001：47.

[14]吳明隆.結構方程模型：AMOS的操作與應用[M].第2版.重慶：重慶大學出社，2010：115-260.

[15]吳明隆.問卷統計分析實務：SPSS操作與應用[M].第1版.重慶：重慶大學出版社，2010：294-310.