基于Logistic模型的農(nóng)民參與農(nóng)民專業(yè)合作組織影響因素分析

林海英

內(nèi)容摘要：本文基于內(nèi)蒙古5個盟市中17個鄉(xiāng)村的440戶農(nóng)民進(jìn)行調(diào)研收集的數(shù)據(jù)，通過建立二元Logistic模型，分析了農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的影響因素，并提出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶 農(nóng)民專業(yè)合作組織 影響因素 Logistic模型

近幾年，隨著全國各級政府對合作社的扶持力度的不斷加大，我國的合作社得到了快速的發(fā)展。尤其自2007年《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布后，其發(fā)展相當(dāng)迅速。截至2014年7月底，我國擁有119.29萬家合作社， 2012年至2015年中央一號文件均提出“支持新型的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體快速成長”，主要指出了農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展。同時，農(nóng)業(yè)部也在2015年農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)劃中著重強(qiáng)調(diào)，要“落實和完善相關(guān)稅收優(yōu)惠政策，支持農(nóng)民專業(yè)合作社快速發(fā)展”，充分顯示政府加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的決心。目前國內(nèi)外學(xué)者主要從合作社本身、政府角度、合作社制度變遷、合作社的異質(zhì)性以及村委會選取等角度研究，但多數(shù)都是單獨分析農(nóng)民專業(yè)合作組織自身發(fā)展?fàn)顩r的。周勇、張濤（2006）以重慶為樣本分析了新型農(nóng)民專業(yè)合作組織的制約因素和政府在其中的作用，孫亞范（2012）年以江蘇的問卷調(diào)查為依據(jù)分析了農(nóng)民合作的需要和意愿，徐旭初、吳彬（2010），黃祖輝等（2011），劉穎嫻（2015）對農(nóng)民專業(yè)合作組織的效率進(jìn)行研究，探索出提高農(nóng)民專業(yè)合作組織效率的具體路徑及其相互關(guān)系。易遠(yuǎn)宏（2010）指出目前農(nóng)民專業(yè)合作組織在多方面仍存在許多不足，主要表現(xiàn)為對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)不顯著，我國外面法律等環(huán)境不完善，農(nóng)民專業(yè)合作組織產(chǎn)權(quán)等內(nèi)部機(jī)制不健全。王勇（2012）談到政府應(yīng)從農(nóng)民專業(yè)合作社的實際需求出發(fā)，為其提供及時有效的公共服務(wù)，農(nóng)民專業(yè)合作社自身也應(yīng)積極進(jìn)取，不斷提升核心競爭力。陳天忠（2010）提出了我國農(nóng)民專業(yè)合作組織規(guī)模小、競爭力小、管理水平偏低、制度不健全、運作不規(guī)范、行政色彩較濃等問題并提出了相關(guān)的政策建議。綜觀以上研究，只有孫亞范（2012）研究了農(nóng)民專業(yè)合作組織成員之間的合作意愿，并以東部地區(qū)較為發(fā)達(dá)的農(nóng)民專業(yè)合作組織為例進(jìn)行研究。本文主要是以欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)內(nèi)蒙古為調(diào)查對象，并對農(nóng)戶參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿及其影響因素進(jìn)行計量分析，探索影響農(nóng)戶參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織的因素、動因及相應(yīng)的政策啟示。

數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本分布

數(shù)據(jù)通過分層抽樣調(diào)查得到，分層抽樣的過程是：首先，按照內(nèi)蒙古自治區(qū)的區(qū)域圖對其12個盟市劃分為東部（呼倫貝爾市、興安盟、通遼市、赤峰市）、中部（錫林郭勒盟、烏蘭察布市、呼和浩特市、包頭市）和西部（鄂爾多斯市、巴彥淖爾市、烏海市、阿拉善盟）；其次，按照中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒中內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)產(chǎn)出值排名靠前的城市，選取呼和浩特市、包頭市、赤峰市、巴彥淖爾市、呼倫貝爾市的17個村的440戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查，以實地調(diào)查、當(dāng)場回收的方式獲取數(shù)據(jù)。共發(fā)放調(diào)查問卷440份，獲取有效問卷404份，問卷有效率91%。

（二）變量選取與模型構(gòu)建

1.變量選取。結(jié)合文獻(xiàn)綜述及實際調(diào)研需要，本文把農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿作為被解釋變量，該意愿作為（0，1）變量；選取了個人特征、技術(shù)特征及營銷特征作解釋變量，每個變量根據(jù)需要選取了若干個可觀測變量作為具體描述變量，具體變量有X1（受教育程度）、X2（年齡結(jié)構(gòu)）、X3（家庭農(nóng)業(yè)收入）、X4（家庭勞動力占家庭總?cè)藬?shù)比例）、X5（新技術(shù)難題）、X6（離中心城市距離）、X7（是否參加技術(shù)培訓(xùn)）、X8（談判能力）、X9（品牌）、X10（銷路平穩(wěn)性）、X11（信息平臺）、X12（產(chǎn)品附加值狀況）。

結(jié)果與分析

（一）調(diào)查樣本分析

被調(diào)查者中知道、了解并愿意加入的農(nóng)民專業(yè)合作組織的人數(shù)為304人，占87%；調(diào)查的年齡結(jié)構(gòu)偏大，40歲以上的人員91.4%。受教育程度以高中或中專學(xué)歷居多，比例為58.16%和26.38%。農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年收入中30000～60000 元占32.16%，60001～90000元占29.38%，90001～120000元占38.46%，符合中等地區(qū)的收入水平。家庭結(jié)構(gòu)的比例較低，73.4%的農(nóng)戶集中在0.6以下，即家庭外在關(guān)聯(lián)人員較少，這也是農(nóng)民專業(yè)合作組織存在的必然趨勢。在農(nóng)戶認(rèn)為在遇到新技術(shù)問題時，91.8%以上的農(nóng)戶都認(rèn)為在土地耕種、選擇種子以及信息化和機(jī)械化使用過程遇到的問題都很難靠自身很難解決。離中心城市距離在50公里以下的比例達(dá)65.1%，銷路平穩(wěn)性認(rèn)為一般以下的比例為61.8%，認(rèn)為談判能力和品牌一般以下的比例分別為66.4%、78.3%，認(rèn)為產(chǎn)品附加值狀況在一般及以上的比例達(dá)到60.5%，可見產(chǎn)品附加值是農(nóng)戶關(guān)心的因素，也是影響農(nóng)戶是否愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的主要因素。以上這些樣本調(diào)查結(jié)果與實際需求相吻合的。

（二）模型回歸檢驗

從表1可以看出，當(dāng)原假設(shè)：βi=0， LR統(tǒng)計量的值是110.29，作用類似于線性回歸模型中的F檢驗，P值非常小，近似于零。因此，可以拒絕原假設(shè)，表明該Logit模型系數(shù)整體顯著。Pseudo R2 統(tǒng)計量的值為0.4959表明該模型有較好的擬合效果，可以使用該模型。

1.受教育年限對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿有顯著影響，該變量在1%水平下顯著為負(fù)，即受教育年限每增加一單位，減少農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿的概率為3.76%，這一結(jié)果表現(xiàn)與預(yù)期一致。農(nóng)戶的受教育程度越高，參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織中的意愿就越弱。

2.家庭結(jié)構(gòu)主要是家庭的在外關(guān)聯(lián)人員人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比重，家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的意愿有較為顯著地影響，該變量在5%水平下顯著為負(fù)，表明此變量越小，農(nóng)戶參與農(nóng)合組織的意愿越強(qiáng)；反之農(nóng)戶愿意加入農(nóng)民專業(yè)合作組織的概率越小。研究結(jié)果表示家庭結(jié)構(gòu)每增加一單位，農(nóng)戶參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿就減少26.2%的可能性，這一結(jié)果與預(yù)期相符。

3.家庭農(nóng)業(yè)年收入對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿有影響，該變量在1%水平下顯著為正，即家庭農(nóng)業(yè)年收入每增加一單位，增加農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿的概率，此概率值并不大。家庭農(nóng)業(yè)收入大的農(nóng)戶，說明該家庭擁有的耕種土地面積較大，農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量也會較多，由研究綜述部分看出，農(nóng)民專業(yè)合作組織可以降低單個農(nóng)戶的交易成本、可以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、可促進(jìn)生產(chǎn)要素的合理流動、可降低單個農(nóng)戶的風(fēng)險、可促進(jìn)增加農(nóng)民收入（趙鑫、李龍珠，2010），由此可見家庭農(nóng)業(yè)收入較多的農(nóng)戶更愿意參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織中，規(guī)避風(fēng)險并提高收益。這一結(jié)果與預(yù)期較為一致。

4.新技術(shù)難題情況對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿有顯著影響，該變量在1%水平下顯著為正，即農(nóng)戶擁有的新技術(shù)難題越大，越愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織，反之亦成立。該結(jié)果是成立的。

5.離中心城市距離對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿有影響，該變量在1%水平下顯著為正，即農(nóng)戶離中心城市距離越大，越愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織，反之亦成立。這一結(jié)果明顯成立。樣本分析結(jié)果表明：農(nóng)戶離中心城市距離每減少一單位，農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿增加的概率為0.7%。

6.產(chǎn)品附加值狀況對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿有顯著影響，該變量在10%水平下顯著為正，即農(nóng)戶種植的農(nóng)產(chǎn)品附加價值較高，越愿意加入農(nóng)民專業(yè)合作組織，反之亦成立。樣本分析結(jié)果表明農(nóng)戶種植的農(nóng)產(chǎn)品附加價值每增加一單位，農(nóng)戶愿意加入農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的概率為3.9%。該結(jié)果與實際調(diào)研一致。

結(jié)論與啟示

農(nóng)戶是否愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織，跟三個方面的特征有關(guān)。在個人特征中，受教育年限越低，加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿的概率就越大；農(nóng)戶家庭內(nèi)的外在關(guān)聯(lián)人員越少，愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的概率就越低；家庭農(nóng)業(yè)年收入越高，農(nóng)戶愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的概率就越大；離中心城市距離越近，農(nóng)戶愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的概率就越低。在技術(shù)特征中，對于農(nóng)戶來說新技術(shù)難題越大，農(nóng)戶愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的概率就越高；在營銷特征中，農(nóng)戶生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)品附加值越高，農(nóng)戶愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿就越高。

本文的研究結(jié)論對于農(nóng)民專業(yè)合作組織的健康發(fā)展具有以下的政策啟示：首先，加強(qiáng)農(nóng)民接受知識能力，尤其在西部地區(qū)，農(nóng)戶總體受教育程度較低，確實愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織中，但是對于該組織的規(guī)章制度和利潤分配方式等都不宜理解。其次，完善并提升信息服務(wù)和技術(shù)網(wǎng)絡(luò)平臺建設(shè)。政府應(yīng)高度關(guān)注農(nóng)村信息化建設(shè)，尤其對農(nóng)民專業(yè)合作組織為農(nóng)民提供服務(wù)過程中涉及到信息化手段和能力，讓農(nóng)民因為加入農(nóng)民專業(yè)合作組織后，學(xué)習(xí)并掌握運用信息技術(shù)掌控質(zhì)量關(guān)和銷售渠道關(guān)。最后，政府在農(nóng)民專業(yè)合作組織的發(fā)展中承擔(dān)協(xié)調(diào)和扶持并重的角色，實施縱向一體化的營銷渠道，尤其是在農(nóng)產(chǎn)品附加價值較高的地區(qū)，形成具有較高經(jīng)濟(jì)價值的農(nóng)產(chǎn)品的新形式，因此需要政府協(xié)調(diào)營銷渠道中的加工企業(yè)和銷售中間商，來穩(wěn)定和維持該鏈條上農(nóng)產(chǎn)品的供給方的利益不受損害，從源頭上鼓勵農(nóng)民專業(yè)合作組織健康快速發(fā)展。

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