農(nóng)民合作意愿影響因素的實(shí)證分析
——基于皖北六市、五縣的調(diào)查數(shù)據(jù)

張 松，戴青山

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、文獻(xiàn)回顧

在構(gòu)建“以人為本”的新型農(nóng)民合作組織發(fā)展態(tài)勢中，農(nóng)民合作意愿和利益訴求的重要性愈加凸顯，它不僅直接影響著合作行為的穩(wěn)定性，還深刻關(guān)系到合作組織生存與發(fā)展的合法性問題。在當(dāng)下的合作組織發(fā)展實(shí)踐中，如果不能準(zhǔn)確辨識和充分考慮成員意愿，也難以制定和推行有效的合作發(fā)展政策。因此，對農(nóng)民合作意愿展開研究既是理論探索的需要，也是對現(xiàn)實(shí)合作問題的直接響應(yīng)。

總體上，學(xué)界更多側(cè)重從組織視角和環(huán)境層面對合作組織發(fā)展的影響因素進(jìn)行探究，認(rèn)為農(nóng)村合作社發(fā)展主要受到合作社的組織形式(黃祖輝，2005)[1]、合作組織的所有權(quán)(Manuel,2004)[2]、組織內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)(王軍，2012)[3]、組織制度特征以及運(yùn)行機(jī)制(常青，孔祥智，2011)[4]等因素的影響。此外，外部環(huán)境例如法律環(huán)境、政策環(huán)境和社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境對農(nóng)民合作組織發(fā)展的影響也受到了充分關(guān)注(Birchall,2004)[5]。上述研究均相對忽視了對“人的因素”的研究，盡管組織和環(huán)境因素對合作組織發(fā)展有重要影響，但由于成員擁有所有者和使用者的雙重身份，因此其意愿在合作組織發(fā)展過程中有著更深刻的影響(劉宇翔，2011)[6]。F.l.leistritz( 2001)指出農(nóng)戶在合作組織中的態(tài)度受到成員知識的影響，充分理解農(nóng)戶態(tài)度對合作組織發(fā)展起關(guān)鍵作用[7]。Sanjib(2007)在分析合作組織發(fā)展的影響因素時認(rèn)為，對合作組織的發(fā)展需關(guān)注農(nóng)戶的合作意愿，充分理解成員的態(tài)度將為合作組織的壯大奠定基礎(chǔ)[8]。此外，郭紅東、蔣文華(2004)的研究表明，農(nóng)戶是合作組織發(fā)展的主體，農(nóng)民合作社發(fā)展必須建立在尊重農(nóng)戶意愿的基礎(chǔ)上，以維護(hù)農(nóng)民這一弱勢群體參與市場競爭的公平性[9]。總之，對農(nóng)戶合作意愿的分析，不僅可以明確現(xiàn)階段制約我國農(nóng)民合作組織發(fā)展的重要因素，也有利于為制定政策措施支持合作社發(fā)展提供理論支撐(孫亞范,2012)[10]。

從影響農(nóng)民合作意愿的具體因素來看，國外學(xué)者主要從四個方面進(jìn)行研究，即農(nóng)戶特征因素(Key,2003)[11]、農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營因素(Sartwelle,2000)[12]、農(nóng)產(chǎn)品因素(Rehber,2000)[13]、外部環(huán)境因素(Frank,1992)[14]。國內(nèi)的研究多集中于對農(nóng)戶的自身狀況(席愛華，2007)[15]、外部環(huán)境(陳楠，2012)[16]的分析。其中朱紅根(2011)認(rèn)為農(nóng)戶的性別、年齡、文化程度以及家庭特征對農(nóng)戶加入合作社有一定影響[17]。夏英(2007)在總結(jié)影響農(nóng)民合作意愿的外因時綜合考慮了法律環(huán)境、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、社會文化環(huán)境等[18]?？傮w而言，由于我國合作組織的發(fā)展正處于理論與實(shí)踐相結(jié)合的逐步規(guī)范階段，學(xué)界對農(nóng)民合作意愿問題的關(guān)注還不夠充分，相關(guān)研究成果的數(shù)量還比較少，而且還多數(shù)停留在對發(fā)展現(xiàn)狀的調(diào)查以及描述層面上，研究的系統(tǒng)性明顯不足。本文將在吸納前人研究成果的基礎(chǔ)上，充分考慮農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的時代背景，從主體特征、組織因素、政策環(huán)境三個層面構(gòu)建農(nóng)民合作意愿影響分析體系(見圖1)，通過實(shí)證分析以期找到影響農(nóng)戶合作意愿的關(guān)鍵影響因素，并據(jù)此提出政策改善建議。

圖1 農(nóng)民合作意愿影響因素分析體系

二、數(shù)據(jù)來源與理論假設(shè)

(一)數(shù)據(jù)的來源與說明

本文采用“皖北農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)調(diào)研表”的形式取得第一手資料。對皖北六市(淮北、宿州、蚌埠、淮南、阜陽、亳州)、五縣(明光、定遠(yuǎn)、鳳陽、壽縣、霍邱)直接從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶進(jìn)行數(shù)據(jù)采集。調(diào)查采用簡單隨機(jī)抽樣，根據(jù)各市、縣人口比例確定各地區(qū)樣本數(shù)量比例。調(diào)查方法為調(diào)查員到具體的市、縣進(jìn)行問卷調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放400份問卷，實(shí)際收集343份，有效回收率為85.75%。為保證數(shù)據(jù)真實(shí)有效，所有調(diào)查對象都在調(diào)查員的協(xié)助下完成問卷，并嚴(yán)格的審查回收的數(shù)據(jù)，對問卷設(shè)置9個效驗(yàn)點(diǎn)，當(dāng)問卷不符合校驗(yàn)點(diǎn)要求時作廢，當(dāng)某位調(diào)研員廢卷數(shù)超過半數(shù)，則該調(diào)研員全部問卷作廢，本文研究結(jié)論均以這些數(shù)據(jù)為依據(jù)。

(二)理論假設(shè)

綜合學(xué)術(shù)界對農(nóng)民合作意愿理論的研究成果，基于系統(tǒng)性原則和可量化選擇原則，將農(nóng)民合作意愿的影響因素綜合為主體因素、組織特征、政策環(huán)境 3 組變量進(jìn)行理論分析。

假說1：主體特征影響農(nóng)民加入合作社?？v觀已有的對主體特征的研究，對農(nóng)戶的基本特征如性別、年齡、受教育程度等已分析的較為透徹，不再將其納入對意愿主體特征變量的探討，故將研究焦點(diǎn)轉(zhuǎn)向農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知、家庭特征、農(nóng)業(yè)實(shí)際經(jīng)營狀況等因素。農(nóng)民的參與是合作的前提，農(nóng)戶認(rèn)知水平從根本上決定了其參與合作社的程度，并且隨著農(nóng)民綜合認(rèn)知能力的提高,農(nóng)民的合作意識會越強(qiáng)(周波，2010)[19]。除此之外，農(nóng)戶的家庭因素對合作意愿影響亦不容忽視，本文選擇家庭年收入、收入主要來源以及家庭規(guī)模等變量來反映這一特征。假定家庭年收入越低、家庭規(guī)模越大、家庭收入源于農(nóng)業(yè)的程度越高，合作意愿越強(qiáng)烈。此外，農(nóng)民實(shí)際經(jīng)營土地面積為未知變量。

假說2：組織因素影響農(nóng)民加入合作社。對合作社發(fā)展?fàn)顩r的度量，選擇和農(nóng)戶生活息息相關(guān)的變量，如合作社的運(yùn)行機(jī)制、合作社開展的活動、提供的服務(wù)等因素。假定合作社的制度越健全、活躍度越高、服務(wù)意識越強(qiáng)，農(nóng)戶的合作意愿越強(qiáng)烈。

假說3：政策環(huán)境影響農(nóng)民加入合作社。本文使用農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)村銀行信貸政策以及各項(xiàng)政策落實(shí)情況這三個指標(biāo)來反映政策環(huán)境特征。土地流轉(zhuǎn)政策的出臺，加速了合作社發(fā)展的進(jìn)程，推動農(nóng)戶以流轉(zhuǎn)土地的形式加入合作社，因此假定土地流轉(zhuǎn)實(shí)施對農(nóng)戶合作意愿有正向的推動作用。我們選定農(nóng)戶從銀行獲得的貸款數(shù)來說明農(nóng)村銀行信貸政策的寬松程度。從理論上說，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的信貸政策越寬松，農(nóng)民從銀行獲取的貸款數(shù)越多，抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力增強(qiáng)，農(nóng)戶越傾向于獨(dú)立經(jīng)營，因此假定農(nóng)民從銀行獲得的貸款金額與合作意愿呈負(fù)相關(guān)。

此外，村莊的交通狀況、地理位置、市場特征及農(nóng)業(yè)經(jīng)營類型、法律環(huán)境、社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境等因素同樣會影響到農(nóng)民合作意愿，因樣本特性，本文并未考慮。各因素預(yù)期影響方向見表1。

表1 各因素對農(nóng)戶合作意愿的預(yù)期影響方向

三、實(shí)證模型的構(gòu)建

(一)模型變量的說明

根據(jù)研究目的，本文將農(nóng)戶加入合作社的意愿作為解釋變量，將主體特征、組織因素、政策環(huán)境作為控制變量，函數(shù)關(guān)系式如下：

農(nóng)民合作意愿 = F (主體特征+組織因素+政策環(huán)境) + 擾動項(xiàng)

定義：(1)主體特征(ZT)；(2)組織因素(ZZ)；(3)政策環(huán)境(ZC)。變量的統(tǒng)計(jì)描述見表2。

函數(shù)形式為:Yi=F(ZTi+ZZi+ZCi)

其中，Yi為被解釋變量，即第i個農(nóng)戶的合作意愿，ZTi、ZZi、ZCi為選取的自變量，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

農(nóng)民的合作愿意是一個二元選擇問題，且解釋變量為離散型變量，因此，設(shè)定模型為:

W=α+βXn+ε n=1,2,3，…,i

表2 模型變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)

(二)模型的選取

根據(jù)農(nóng)戶加入合作社的機(jī)理，農(nóng)民合作意愿為二分類因變量，所以本文采用二分類Logistic回歸模型進(jìn)行分析。

二分類 Logistic 回歸方程為:

Logit(P)=ln[p/(1-p)]=B0+B1X1+B2X2+…+BnXn

式中，ln[p/(1-p)]為發(fā)生比率的自然對數(shù)值，P 表示概率；Xi(i=1,2,…,n)為解釋變量，B0為常數(shù)項(xiàng)；Bi(i=1,2,…,n) 為待估系數(shù)。

根據(jù)以上假設(shè)和相關(guān)的解釋變量Xi(i=1,2,…,k)，共有n組觀測數(shù)據(jù)Yi(i=1,2,…,n)，Yi是取值為0或1的被解釋變量。Logistic 函數(shù)形式為:

P(Yi=1/X1i,X2i,…,Xni)=P[εi≤α+βiXi]=1/(1+e-εi)=1/(1+e-(α+βixi))

其中，P(Yi=1/Xi)=Pi=α+βnXn+…+βkXk(n=n-1,n,…,k)為第 i 個事件發(fā)生的概率。它具有 S 型的分布，且其取值范圍均在 0 到 1 之間。 Logistic 回歸模型的形式為:

LogitP=ln(Pi/1-Pi)=α+βnXn+…+βkXk,(n=n-1,n,…,k)

其中，Pi=P(Yi=1/X1i,X2i,…,Xni)為在給定系列解釋變量X1i，X2i，…，Xni的值時事件發(fā)生的概率。

四、計(jì)量結(jié)果分析

(一)估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)行計(jì)量結(jié)果分析之前，首先對模型的多重共線性進(jìn)行分析，分析結(jié)果表明，各自變量的方差膨脹因子均小于5，基本排除具有多重共線性的情況。運(yùn)用 SPSS13.0采用前向篩選法對343個數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，并對各個變量進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，剔除伴隨概率最大的變量，然后再次擬合方程檢驗(yàn)，直到所有變量基本顯著為止。軟件共輸出十個回歸模型，本文選取其中的兩個(見表3)。

表3 農(nóng)戶合作動機(jī)影響因素的模型回歸結(jié)果

為將更多變量引入，本文主要對模型一進(jìn)行分析。其中從銀行獲得貸款的數(shù)量對農(nóng)戶的合作意愿影響不顯著。其他自變量在 5%檢驗(yàn)水平下顯著，表明對因變量有影響。

(二)結(jié)果分析

上述結(jié)果表明，主體特征、組織因素、政策環(huán)境所包含的變量對農(nóng)民合作意愿有一定影響，具體分析如下：

1.主體特征包含的各個變量顯著影響農(nóng)民合作意愿。農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知變量在5%的檢驗(yàn)水平下顯著，回歸系數(shù)B為正，說明認(rèn)知水平越高的農(nóng)戶越傾向加入合作社。事實(shí)證明，合作社發(fā)展較快的地區(qū)，其認(rèn)知程度普遍高于合作社發(fā)展較慢的地區(qū)，這與預(yù)期方向一致。家庭年收入在5%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為負(fù)，表明家庭年收入對農(nóng)戶加入合作社是反方向影響關(guān)系?？赡艿慕忉屖?，農(nóng)民加入合作社的原始動機(jī)是提高自己的收入，在收入得到保障的前提下，農(nóng)戶更傾向于獨(dú)立經(jīng)營。家庭收入的來源變量在 5% 水平下通過檢驗(yàn)，表明主要從事于農(nóng)業(yè)的農(nóng)民加入合作組織的意愿更加強(qiáng)烈。可能的解釋為，同收入來源于非農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶相比，從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶和農(nóng)民合作組織關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)，更易于融入合作組織。實(shí)際經(jīng)營的土地?cái)?shù)通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為正，表明農(nóng)戶經(jīng)營土地?cái)?shù)與合作意愿呈正向關(guān)系。可能的解釋為，農(nóng)民的土地越多，越需要借助合作社來解決勞動力不足、銷售渠道單一等問題。勞動力數(shù)量通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為負(fù)，表明勞動力數(shù)量和農(nóng)民合作意愿呈反方向關(guān)系，這一點(diǎn)與理論假設(shè)相反?？赡艿慕忉尀?，合作社的作用之一是幫助農(nóng)戶解決勞動力不足的問題，家庭勞動力的充足減少了農(nóng)戶對合作社的依賴。

2.組織特征包含的變量與農(nóng)民合作意愿呈正相關(guān)關(guān)系。合作社對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的影響變量在5%的檢驗(yàn)水平下顯著，回歸系數(shù)為正，表明合作社對經(jīng)濟(jì)的帶動作用每增加一個單位，農(nóng)戶加入合作組織的發(fā)生比就增加6.8%，這一結(jié)果與預(yù)期方向相同。合作社制度建設(shè)變量在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且B值為正。說明合作社的制度越完善，農(nóng)民合作意愿越強(qiáng)烈?？赡艿慕忉尀?，合作社運(yùn)行機(jī)制的健全，使農(nóng)戶對合作組織的信任程度得以提升，農(nóng)民參與合作得到制度保障。合作社活躍度變量對農(nóng)民的合作動機(jī)具有正向影響，該自變量在 5% 顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明合作社開展活動越多，農(nóng)民的合作意愿越強(qiáng)，這一結(jié)論與原假設(shè)相同。可能的解釋為，合作社活動開展過程既是不斷提升自我形象的過程又是將合作組織與農(nóng)戶不斷融合的過程，提升了農(nóng)戶對合作組織的歸屬感。合作社服務(wù)意識越強(qiáng)，農(nóng)民越愿意加入合作社。該自變量在 5% 顯著性水平下通過檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正，表明合作社提供的服務(wù)每增加一個單位，農(nóng)戶合作意愿發(fā)生比提高40%，這一點(diǎn)與理論假設(shè)相符。

3.政策環(huán)境對農(nóng)戶加入合作社有一定影響。土地流轉(zhuǎn)變量在 5% 的水平下顯著，且系數(shù)為正值，說明土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民加入合作社有積極的推動作用，即農(nóng)民參加合作組織的意愿程度隨著土地流轉(zhuǎn)的開展逐步提高。可能的解釋為，土地流轉(zhuǎn)的開展為農(nóng)民合理、合法加入合作社提供了契機(jī)。通過調(diào)研發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)的方式、價(jià)格以及產(chǎn)權(quán)制度的完善對農(nóng)戶合作意愿有一定影響，這一結(jié)果將為土地流轉(zhuǎn)的進(jìn)一步推進(jìn)提供理論支撐。農(nóng)村信貸變量沒有通過顯著性水平為10%的檢驗(yàn)，表明是否能從銀行獲得貸款對因變量的影響不顯著，可能的解釋為樣本容量太少，留待以后進(jìn)一步觀察。

五、結(jié)論及政策建議

本文以皖北六市、五縣為研究對象，運(yùn)用Logistic模型對農(nóng)戶合作意愿進(jìn)行理論和實(shí)證分析。分析結(jié)果表明，對合作社認(rèn)可度、農(nóng)戶收入來源、合作社對經(jīng)濟(jì)的帶動作用、合作社服務(wù)意識及活躍度等變量和預(yù)期假設(shè)一致，論證了家庭年收入、家庭人口數(shù)量和土地面積以及土地流轉(zhuǎn)政策的實(shí)施等未知變量的正向影響作用，而農(nóng)村銀行信貸政策對農(nóng)戶合作意愿影響有待進(jìn)一步研究。以上相關(guān)因素對農(nóng)戶合作意愿的作用機(jī)制如圖 2。

圖2 影響因素作用于農(nóng)戶合作意愿的機(jī)制

基于上述分析，本文建議：

(一)強(qiáng)化宣傳引導(dǎo)，提高農(nóng)民的認(rèn)知水平

政府應(yīng)著力強(qiáng)化當(dāng)代合作經(jīng)營理念的宣傳、教育，強(qiáng)化農(nóng)民合作意識，提升農(nóng)民參與合作組織的基本能力。首先廣泛宣傳新時期農(nóng)民合作的經(jīng)濟(jì)和社會效應(yīng)，強(qiáng)化合作意識，并且通過政策支持和典型示范等手段，保證農(nóng)戶成為合作組織真正受益主體。其次因勢利導(dǎo)，在發(fā)展合作組織的過程中，要以積極引導(dǎo)為主，行政手段為輔，嚴(yán)格遵守市場經(jīng)濟(jì)規(guī)律和自愿原則。最后，在推進(jìn)城鎮(zhèn)化的過程中，注意整合和優(yōu)化農(nóng)村人力資源，統(tǒng)籌考慮區(qū)域農(nóng)民合作組織的發(fā)展需要，有針對性地重點(diǎn)培育本土化合作組織經(jīng)營人才。

(二)健全合作社運(yùn)行機(jī)制，完善為農(nóng)服務(wù)體系

其一，優(yōu)化合作社的治理體系，以現(xiàn)代企業(yè)理念和方法進(jìn)行規(guī)范式管理，提升運(yùn)行效率，塑造新時期農(nóng)民合作組織的良好形象。其二，明確合作社產(chǎn)權(quán)制度，改進(jìn)會員制度，避免股權(quán)的集中和少數(shù)人控制的情況，減少成員的違約行為(劉宇翔，2011)[20]。其三，健全收益分配的激勵制度，通過差異化回報(bào)機(jī)制，提升農(nóng)戶參與合作的積極性。同時，合作社的運(yùn)行過程中要著力凸現(xiàn)服務(wù)功能，通過完善為農(nóng)服務(wù)體系，提升合作社綜合服務(wù)水平和能力，增強(qiáng)合作社發(fā)展的民意基礎(chǔ)并擴(kuò)大其組織吸引力。

(三)持續(xù)促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，探索合作性土地流轉(zhuǎn)模式

在總結(jié)各地土地流轉(zhuǎn)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，要進(jìn)一步健全相關(guān)法律規(guī)范、穩(wěn)定流轉(zhuǎn)關(guān)系、完善土地流轉(zhuǎn)價(jià)格體系，持續(xù)促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。與此同時，應(yīng)積極探索合作性土地流轉(zhuǎn)的模式，大力扶持土地股份合作社的組建和發(fā)展，把合作社培育成為土地流轉(zhuǎn)的主要受讓主體。相較于互換、出租、反租、倒包等流轉(zhuǎn)模式而言，合作性土地流轉(zhuǎn)模式的最大優(yōu)點(diǎn)是通過持續(xù)穩(wěn)定的產(chǎn)權(quán)合作，可以有效保證農(nóng)民能夠持續(xù)分享未來的土地增值和長期經(jīng)營收益，強(qiáng)化農(nóng)民合作意愿，并減少流轉(zhuǎn)過程中因?yàn)橥恋貎r(jià)值評估和經(jīng)營收益糾紛而引發(fā)的農(nóng)民群體性事件。

由于影響農(nóng)民合作意愿的因素較為復(fù)雜，如何利用有限的指標(biāo)提高對農(nóng)民合作意愿的解釋程度，一直是農(nóng)民合作研究領(lǐng)域的難點(diǎn)。因此，盡管本文在構(gòu)建農(nóng)民合作意愿影響因素體系時，綜合考慮了多方面因素，但受制于樣本的特質(zhì)，所選擇的變量仍難以對農(nóng)民合作意愿進(jìn)行全面測量。如對外部環(huán)境的度量，主要選擇了政策環(huán)境，相對弱化法律環(huán)境、市場環(huán)境對農(nóng)戶合作意愿的影響；政策方針也僅針對初級農(nóng)產(chǎn)品合作組織，相對忽略了對加工型和服務(wù)型農(nóng)民合作組織的探討等。上述問題的解決需要更為完備的指標(biāo)設(shè)計(jì)以及更為充分的調(diào)研支撐，這也是我們后繼研究的目標(biāo)。

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