農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的影響因素分析
——基于Logistic模型

林海英

(1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 商務(wù)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

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農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的影響因素分析
——基于Logistic模型

林海英1,2

(1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 商務(wù)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

本文基于內(nèi)蒙古3個(gè)盟市的15個(gè)鄉(xiāng)村的350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，回歸結(jié)果顯示：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；對(duì)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；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?；谟嘘P(guān)結(jié)論，本文在引導(dǎo)農(nóng)民專業(yè)合作組織健康、持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展、農(nóng)戶積極參與農(nóng)民專業(yè)合作組織這種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體等方面從政府角度、農(nóng)民專業(yè)合作組織及農(nóng)戶自身角度提出了政策啟示。

農(nóng)戶； 農(nóng)民專業(yè)合作組織；影響因素； Logistic模型

農(nóng)民專業(yè)合作組織自2007年《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布后發(fā)展相當(dāng)迅速。截至2014年7月底,我國擁有119.29家合作社，2012年至2015年中央一號(hào)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(shí)，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(shí)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。農(nóng)民專業(yè)合作組織在發(fā)展過程中遇到了很多問題，諸如農(nóng)戶對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作組織不了解甚至不信任等現(xiàn)象。因此，農(nóng)民專業(yè)合作組織這種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體能否快速發(fā)展并不能完全取決于國家和政府的大力支持，農(nóng)民是農(nóng)民專業(yè)合作組織的主要成員，較為關(guān)鍵的因素之一是農(nóng)戶是否對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作組織了解，是否愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織中，影響農(nóng)民加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的因素有哪些？成員在加入農(nóng)民專業(yè)合作組織的前后對(duì)該組織的發(fā)展起到什么作用？這些影響因素如何來分辨以及對(duì)應(yīng)哪些政策啟示？這些都是制約農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展的瓶頸。只有解決這類基本問題，才能夠促進(jìn)農(nóng)民專業(yè)合作組織健康發(fā)展。本文就針對(duì)農(nóng)戶是否愿意加入農(nóng)民專業(yè)合作組織，探索合作意愿會(huì)受到哪些因素的影響，期冀這些政策啟示能夠?qū)r(nóng)民專業(yè)合作組織的健康發(fā)展起到一定的借鑒意義。

目前國內(nèi)外學(xué)者農(nóng)民專業(yè)合作社主要從合作社本身、政府角度、合作社制度變遷、合作社的異質(zhì)性以及村委會(huì)選取等角度研究，但多數(shù)文獻(xiàn)都是各自單獨(dú)分析農(nóng)民專業(yè)合作組織自身發(fā)展?fàn)顩r的。國外的合作組織歷史悠久，并且大多比較成熟。呈現(xiàn)出分布廣泛，類型眾多的特點(diǎn)。我國從二十世紀(jì)80年代開始，涌現(xiàn)出大量合作經(jīng)濟(jì)組織，這種“農(nóng)村新型合作組織”替代了五六十年代建立與發(fā)展起來的“人民公社”，繼而學(xué)者們對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作組織的研究越來越多。黃祖輝(2000)、張曉山(2003)、陳阿興和岳中剛(2003)分析了我國農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展的內(nèi)在原因，而王孝瑩、張可成和胡繼連(2006)、胡敏華(2007)、黃珺和朱國瑋(2007)、張雪蓮、馮開文(2008)從博弈論的角度分析了農(nóng)民專業(yè)合作組織的動(dòng)因，郭紅東，蔣文華(2004)分析了影響農(nóng)戶參與專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織行為的因素。其余文獻(xiàn)分別從農(nóng)民專業(yè)合作組織的功能、機(jī)制、存在的問題等多方面進(jìn)行了相關(guān)的分析，包括趙鑫，李龍珠(2010)分析指出農(nóng)民專業(yè)合作組織可以降低單個(gè)農(nóng)戶的交易成本、可以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、可促進(jìn)生產(chǎn)要素的合理流動(dòng)、可降低單個(gè)農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)、可促進(jìn)增加農(nóng)民收入。童建華(2006)就中國農(nóng)民專業(yè)合作社存在的問題提出相應(yīng)的對(duì)策。同時(shí)，關(guān)于農(nóng)民專業(yè)合作組織的實(shí)證分析研究主要都體現(xiàn)在對(duì)不同地區(qū)的調(diào)查和分析。黃祖輝,徐旭初,馮冠(2002)以浙江的農(nóng)民專業(yè)合作組織為調(diào)查對(duì)象分析了影響農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展的因素，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(duì)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)在對(duì)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)制不健全等。王勇(2012)談到政府應(yīng)從農(nóng)民專業(yè)合作社的實(shí)際需求出發(fā),為其提供及時(shí)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(yùn)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。目前為止，研究農(nóng)民專業(yè)合作組織的眾多學(xué)者主要做了上述研究，這為本文研究提供了理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗(yàn)材料，但是從研究區(qū)域看大部分集中在東、中部較為發(fā)達(dá)的城市，以欠發(fā)達(dá)城市為研究對(duì)象的較少。而對(duì)于農(nóng)民專業(yè)合作組織的發(fā)展變化來看，取決于農(nóng)戶是否愿意加入到該合作組織中，那么研究農(nóng)戶參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿及其影響因素分析是非常必要的，僅從該研究角度來看，只有孫亞范(2012)學(xué)者研究了農(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)行研究的。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(duì)象，并對(duì)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(jì)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(dòng)因及相應(yīng)的政策啟示。

一、資料與方法

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本分布

數(shù)據(jù)是通過分層抽樣調(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(duì)其12個(gè)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(jì)年鑒中內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)產(chǎn)出值排名靠前的城市、并分別歸屬于不同的部區(qū)，即呼和浩特市、赤峰市、巴彥淖爾市的15個(gè)村的350戶農(nóng)戶進(jìn)行了調(diào)查，以實(shí)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350份，獲取有效問卷304份，問卷有效率達(dá)87%。

(二)變量選取與模型構(gòu)建

結(jié)合文獻(xiàn)綜述及實(shí)際調(diào)研需要，本文選取了個(gè)人特征、技術(shù)特征及營銷特征作解釋變量，每個(gè)變量根據(jù)需要選取了若干個(gè)可觀測變量作為具體描述變量，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，具體見表1。

本文研究的是農(nóng)民參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿，結(jié)果就是兩種情況，即愿意參與或者不愿意參與。這一因變量是離散選擇變量，因此，分析這一問題需要采用概率模型(包括Logistic模型、Probit模型)。我們可以根據(jù)這一基本特征選擇二元 Logistic 回歸分析模型詳細(xì)研究農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的影響因素及影響程度。

表1 變量定義及說明

建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：

yi=f(x1)+μ1

(1)

式中，μi為隨機(jī)變量，yi為農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿，yi取值為1時(shí)表示農(nóng)戶愿意參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織，取值為0時(shí)表示農(nóng)戶不愿意參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織，xi為對(duì)農(nóng)戶是否參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織產(chǎn)生影響的解釋變量，各變量編號(hào)用i表示(i=1,2,3…12)。

Logistic模型采用的是邏輯概率分布函數(shù)，其形式為：

(2)

式中，Pi為農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的概率，即

(3)

由公式(1)、(2)、(3)可得：

(4)

式中，β為待估計(jì)參數(shù)。

由于本文選取的變量為二分變量，不能采用最小二乘估計(jì)(OLS),應(yīng)采用采用最大似然法( Maxi-mum Likelihood) 進(jìn)行回歸參數(shù)估計(jì)。

二、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，所占比例87%；調(diào)查的年齡結(jié)構(gòu)偏大，40歲以上的人員比例91.4%。受教育程度以高中或中專學(xué)歷居多，分別占總樣本的58.16%和26.38%。農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年收入中30000～60000 元所占比例為32.16%，60001～90000元所占比例為29.38%，90001～120000所占比例為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。農(nóng)戶認(rèn)為在遇到新技術(shù)問題時(shí)，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來解決。離中心城市距離在50公里以下的比例達(dá)到65.1%，銷路平穩(wěn)性認(rèn)為一般以下的比例達(dá)到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)系的因素，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)果也是能夠與實(shí)際需求相吻合的。調(diào)查的受訪者都是所調(diào)查地區(qū)的長駐農(nóng)戶，雖然他們受教育程度普遍不高，但在調(diào)查者的協(xié)助下，他們基本上都能夠理解問卷中的有關(guān)問題并回答，調(diào)查數(shù)據(jù)的質(zhì)量較高。

表2 樣本變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 樣本特征分布

(二)模型回歸檢驗(yàn)

在回歸之前，本文首先對(duì)模型可能存在的多重共線性問題進(jìn)行了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量的方差膨脹因子均滿足設(shè)定條件，各變量之間不存在多重共線性問題。本文應(yīng)用STATA12.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)模型進(jìn)行回歸，所得估計(jì)結(jié)果見表4。

從表4可以看出，當(dāng)原假設(shè)：βi=0 LR統(tǒng)計(jì)量的值是110.29，作用類似于線性回歸模型中的F檢驗(yàn)，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(jì)量的值為0.2959表明該模型有較好的擬合效果，可以使用該模型。具體結(jié)果分析如表4。

(1)受教育年限對(duì)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。因?yàn)檗r(nóng)戶的受教育程度高，這部分農(nóng)戶認(rèn)為自身更容易學(xué)會(huì)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營技術(shù)及相應(yīng)的銷售渠道；而受教育程度低的農(nóng)民銷售渠道獲取不易，并沒有更好的談判能力，說明他們更容易接受新的經(jīng)營主體和相信農(nóng)民專業(yè)合作組織會(huì)改善農(nóng)戶的收益，正如調(diào)查結(jié)果顯示，70%愿意參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織的農(nóng)戶中，其中有91.5%都是低于高中學(xué)歷的，此結(jié)果表明農(nóng)民專業(yè)合作組織這種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的存在是非常必要的，尤其對(duì)于眾多受教育程度較低的農(nóng)民來說，更值得關(guān)注。

表4 Logistic模型回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平.

(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(duì)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。家庭結(jié)構(gòu)比例越大，表明該家庭的外在關(guān)聯(lián)人員較多，相比其他家庭來說，這些外在關(guān)聯(lián)人員可以有更廣的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和銷售渠道，能夠幫助該家庭找到合適的農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，并能夠形成長久的合作關(guān)系，因此這樣的農(nóng)戶加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織的可能性?。环粗彝ソY(jié)構(gòu)中外在關(guān)聯(lián)人員少的更應(yīng)該需要加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織并意愿強(qiáng)烈，因?yàn)橹挥屑尤氲睫r(nóng)民專業(yè)合作組織中，才有希望拓寬銷售渠道，將自己的農(nóng)產(chǎn)品銷售掉，有收益可盈，可見家庭結(jié)構(gòu)比例較低的是農(nóng)民專業(yè)合作組織應(yīng)關(guān)注的重要對(duì)象之一。

(3)家庭農(nóng)業(yè)年收入對(duì)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(huì)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(gè)農(nóng)戶的交易成本、可以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、可促進(jìn)生產(chǎn)要素的合理流動(dòng)、可降低單個(gè)農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)、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(xiǎn)并提高收益。這一結(jié)果與預(yù)期較為一致。農(nóng)民專業(yè)合作組織更應(yīng)該有針對(duì)性地選擇一些大規(guī)模生產(chǎn)的農(nóng)戶家庭作為主要的合作對(duì)象。

(4)新技術(shù)難題情況對(duì)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。這一結(jié)果顯然是成立的。隨著國家和地方政府對(duì)農(nóng)業(yè)信息化投入的力度越來越大后，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在耕種土地時(shí)的機(jī)械化程度也加強(qiáng)了，因此農(nóng)民在選擇良種、使用機(jī)械、新育苗技術(shù)和新品種農(nóng)產(chǎn)品耕種技術(shù)等方面的技術(shù)難題也增加了，因此，從結(jié)果可以看出：農(nóng)戶新技術(shù)難題每增加一單位，農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的意愿增加的概率為15.82%。迎合了在走訪調(diào)查中發(fā)現(xiàn)的農(nóng)民專業(yè)合作組織起到的作用之一就是幫助農(nóng)民解決耕種新技術(shù)問題，他們會(huì)與一些技術(shù)提供單位進(jìn)行合作，定期對(duì)農(nóng)民進(jìn)行技術(shù)指導(dǎo)，解決農(nóng)民耕種過程中遇到的“疑難雜癥”，這也是吸引農(nóng)民加入農(nóng)民專業(yè)合作組織的重要因素。

(5)離中心城市距離對(duì)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%。隨著“三農(nóng)”扶持和新農(nóng)村建設(shè)的實(shí)施，內(nèi)蒙古大部分地區(qū)農(nóng)村的周邊交通基礎(chǔ)設(shè)施較為完善，因此離中心城市的距離也都較為臨近，因此影響農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的概率值并不大。

(6)產(chǎn)品附加值狀況對(duì)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(jià)值較高，越愿意加入到農(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(jià)值每增加一單位，農(nóng)戶愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的概率為3.9%。這一結(jié)果是與實(shí)際調(diào)研相一致。因?yàn)檗r(nóng)民種植的農(nóng)產(chǎn)品如果附加價(jià)值高，例如種植燕麥、葵花籽等農(nóng)產(chǎn)品，需要進(jìn)行深加工之后再出售，可以獲得較高的收益，但是迫于農(nóng)民自身尋找深加工和銷售渠道的途徑過于狹窄，農(nóng)民認(rèn)為加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織后，可以解決此類問題，并能夠?qū)崿F(xiàn)高收益和規(guī)?；a(chǎn)，這也是吻合了孫亞范(2012)的農(nóng)戶意愿加入農(nóng)民專業(yè)合作組織的主要目的之一的說法。

值得說明的是，本文試圖從個(gè)人特征、技術(shù)特征和營銷特征這三個(gè)方面來尋找影響農(nóng)戶加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的因素，但是在技術(shù)特征和營銷特征中有一些因素是非顯著的，可能是抽樣調(diào)查樣本的農(nóng)戶的文化程度都較低，67.7%的被調(diào)查農(nóng)戶都是41到60歲的，不太關(guān)注培訓(xùn)的作用、談判能力、銷路及品牌對(duì)其選擇加入與否的影響。

三、結(jié)論與啟示

以內(nèi)蒙古部分地區(qū)為研究區(qū)域，本文選取了三個(gè)特征、技術(shù)特征和營銷特征三個(gè)方面12個(gè)二級(jí)特征變量，得出以下結(jié)論：農(nóng)戶是否愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織，跟三個(gè)方面的特征有關(guān)。在個(gè)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(duì)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(duì)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(shí)能力，尤其在西部地區(qū)，農(nóng)戶總體受教育程度較低，確實(shí)愿意加入到農(nóng)民專業(yè)合作組織中，但是對(duì)于該組織的規(guī)章制度和利潤分配方式等都不宜理解，因此在農(nóng)民專業(yè)合作組織的健康發(fā)展過程中，知識(shí)的力量不容忽視。農(nóng)民受教育水平的程度直接影響著農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織管理者組織管理能力、指導(dǎo)農(nóng)民專業(yè)生產(chǎn)能力，進(jìn)而影響農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織獲取利潤的能力，保持農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織的穩(wěn)定性；大力發(fā)展農(nóng)業(yè)專業(yè)技能培訓(xùn)，尤其是對(duì)于一些經(jīng)濟(jì)作物的種植農(nóng)戶來說，技術(shù)指導(dǎo)是必要的；普及企業(yè)管理、市場經(jīng)濟(jì)等相關(guān)知識(shí)西部地區(qū)農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織雖然是一種特殊的經(jīng)濟(jì)組織形式，但其也需要組織成員，特別是高級(jí)管理人員掌握企業(yè)管理相關(guān)知識(shí)、增強(qiáng)市場經(jīng)濟(jì)意識(shí)。其次，完善并提升信息服務(wù)和技術(shù)網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)建設(shè)。政府應(yīng)高度關(guān)注農(nóng)村信息化建設(shè)，尤其對(duì)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?yàn)榧尤朕r(nóng)民專業(yè)合作組織后，學(xué)習(xí)并掌握運(yùn)用信息技術(shù)掌控質(zhì)量關(guān)和銷售渠道關(guān)，從而使農(nóng)民因信息致富，收益突增。同時(shí)，農(nóng)業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織要發(fā)揮自身優(yōu)勢，及時(shí)通過信息平臺(tái)了解市場供求和價(jià)格信息，通過建設(shè)農(nóng)村電子商務(wù)平臺(tái)將農(nóng)民生產(chǎn)的全過程結(jié)合起來，幫助農(nóng)民解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與市場信息不對(duì)稱的問題。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(shí)施縱向一體化的營銷渠道，尤其是在農(nóng)產(chǎn)品附加價(jià)值較高的地區(qū)，要想發(fā)揮出本地區(qū)的特色和優(yōu)勢，必須將農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行深加工，形成具有較高經(jīng)濟(jì)價(jià)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(lì)農(nóng)民專業(yè)合作組織健康快速發(fā)展。

[1] Warman,M,Kennedy,T.L.Understanding Cooperatives:Agricultural Marketing Cooperatives[EB/OL].US Department of Agriculture,1998.

[2] Henehan,B.A,Anderson,B.L.Evaluating the Performance of Agricultural Cooperative Boards of Directors[R].the NCR194Committee meeting .1999.

[3] 黃祖輝.農(nóng)民合作:必然性、變革態(tài)勢與啟示[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2000,(8):4-8.

[4] 黃祖輝,徐旭初,馮冠.農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展的影響因素分析——對(duì)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(jì),2002,(3):12-21.

[5] 張曉山.提高農(nóng)民的組織化程度 積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營[J].農(nóng)村經(jīng)營與管理,2003,(2):8-9.

[6] 陳阿興,岳中剛.試論農(nóng)產(chǎn)品流通與農(nóng)民組織化問題[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2003,(2):55-58.

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

[8] 童建華.農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展存在的問題與對(duì)策[J].湖南社會(huì)科學(xué),2006,(3)：97-98.

[9] 王孝瑩,張可成,胡繼連.農(nóng)戶生產(chǎn)合作博弈模型[J].運(yùn)籌與管理,2006,(3):114-118.

[10] 黃珺,朱國瑋.異質(zhì)性成員關(guān)系下的合作均衡——基于我國農(nóng)民合作經(jīng)濟(jì)組織成員關(guān)系的研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2007,(5):38-43.

[11] 張雪蓮,馮開文.農(nóng)民專業(yè)合作社決策權(quán)分割的博弈分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2008,(8):61-68.

[12] 趙鑫，李龍珠.中國農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的經(jīng)濟(jì)效用分析[J].求是學(xué)刊,2010,(3):46-50.

[13] 黃祖輝,扶玉枝,徐旭初.農(nóng)民專業(yè)合作社的效率及其影響因素分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2011,(8):4-13.

[14] 徐旭初,吳彬.治理機(jī)制對(duì)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(shí)證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2010,(5):43-55.

[15] 周勇,張濤.新型農(nóng)民合作經(jīng)濟(jì)組織的制約因素與政府行為:重慶樣本[J].改革,2010,(7):27-29.

[16] 易遠(yuǎn)宏.農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的制度經(jīng)濟(jì)學(xué)研究[J].廣西農(nóng)學(xué)報(bào).2010,(2):47-50.

[17] 陳天忠.培育農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的對(duì)策建議[J].經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展,2010,(4):34-36.

[18] 黃祖輝,扶玉枝,徐旭初.農(nóng)民專業(yè)合作社的效率及其影響因素分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2011,(7):4-13.

[19] 孫亞范，余海鵬.農(nóng)民專業(yè)合作社成員合作意愿及影響因素分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2012,(6):48-58.

[20] 王勇.農(nóng)民專業(yè)合作社面臨新境況分析[J].中國農(nóng)村觀察,2012,(5):41-53.

[21] 劉穎嫻.農(nóng)民專業(yè)合作社縱向一體化研究——影響因素、組織績效與發(fā)展模式[D].杭州：浙江大學(xué),2015.

[責(zé)任編輯：安 錦]

Analysis Influence Factors about Farmers’ Willingness to Participate in the Farmers’ Professional Cooperative Organization

LIN Hai-ying

(1.School of Economics and Maneyement，Inner Mongolia Agricultural University,Hohhot 010070,China;2.School of Buisness，Inner Mongolia University of Finance and Economics,Hohhot 010070,China)

This paper collects data from 350 farmers of 15 villages in 3 league cities in Inner Mongolia.Through establishing binary Logistic model,the paper analyzes the influential factors of farmers who are willing to take part in professional farmer cooperatives.The regression result shows that the less farmers get education ,the more probable farmers take part in professional farmer cooperatives; the fewer farmers have related people,the less probable farmers participate in professional farmer cooperatives; the more farmers get annual income,the more probable farmers take part in professional farmer cooperatives; the nearer farmers live from the central city,the less probable farmers join in the cooperatives ; the more farmers get technical problems,the more probable farmers take part in professional farmer cooperatives; the higher farmers get additional values of products,the more probable farmers join in the professional farmer cooperatives.Based on the above conclusions,the paper leads professional farmer cooperatives to have a healthy,continuous and steady development,and some implications are given from the perspective of government,professional and farmers themselves.

farmer；farmer professional cooperatives organization；influential factors；Logistic model

2016-02-07

國家自然科學(xué)基金(71163024);內(nèi)蒙古教育廳科學(xué)研究項(xiàng)目(NJSY4114);內(nèi)蒙古自治區(qū)高等學(xué)校創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)發(fā)展計(jì)劃——農(nóng)產(chǎn)品流通(NMGIRT1306);呼和浩特市科技局項(xiàng)目(2013-農(nóng)-15)

林海英(1984-)，女，內(nèi)蒙古赤峰人，內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，講師，從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究.

S-9；F 327.8

A

2095-5863(2016)04-0090-07