連片貧困區(qū)農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社意愿的影響因素研究

毛帥 黃蓉

[摘要]在對十堰市秦巴山片區(qū)360戶農(nóng)民進行問卷調(diào)查的基礎上，運用Logistic模型研究分析了連片貧困地區(qū)農(nóng)戶參與合作社意愿的影響因素。研究結果表明，農(nóng)戶的文化程度、家庭收入來源、收入提高程度、合作社組織規(guī)模、財務公開、會議次數(shù)等變量與農(nóng)民參與專業(yè)合作社意愿呈正相關; 農(nóng)戶年齡、家庭收入、農(nóng)業(yè)種植技術、固定生產(chǎn)設備、領辦主體等變量與農(nóng)民參與合作社意愿呈負相關; 而農(nóng)戶家庭勞動力數(shù)量變量影響不顯著。

[關鍵詞]連片貧困區(qū);農(nóng)民專業(yè)合作社;意愿;影響因素

[中圖分類號]F306.4 [文獻標識碼]A

1? ? 引言

自2007年《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》正式施行以來，我國農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展迅速。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部最新數(shù)據(jù)顯示，截至2018年2月，全國依法登記的農(nóng)民專業(yè)合作社達204.4萬家，約是2007年底農(nóng)民專業(yè)合作社法頒布施行初期的77倍，平均每個村有3個農(nóng)民合作社，實有入社農(nóng)戶11759萬戶，約占全國農(nóng)戶總數(shù)的48.1%，社均成員57戶。合作社為廣大貧困群眾勞動技能的增強、經(jīng)濟效率的提升做出了巨大的貢獻。

作為秦巴山集中連片特困地區(qū)扶貧開發(fā)的重點區(qū)域，十堰市前期依靠自身資源稟賦，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)特色優(yōu)勢，大力發(fā)展農(nóng)民專業(yè)合作社。截至2017年底，十堰市累計注冊并備案的農(nóng)民專業(yè)合作社達3843家，估算統(tǒng)計僅為十堰市2007年底農(nóng)民專業(yè)合作社法頒布施行初期的35倍，其規(guī)模及發(fā)展速度均遠低于全國水平。因此，有必要對十堰市秦巴山片區(qū)農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社意愿的影響因素進行深入研究，為十堰市秦巴山片區(qū)農(nóng)民專業(yè)合作社的長足發(fā)展提供理論依據(jù)，為其他連片貧困區(qū)合作社的發(fā)展提供借鑒。

2? ? 研究假設

由于十堰市秦巴山片區(qū)內(nèi)農(nóng)戶所處地理環(huán)境、氣候條件、合作社制度、政府宣傳力度等具有地區(qū)共性，因此本文暫不將其納入測量范圍。通過對現(xiàn)有相關文獻進行梳理，結合實地調(diào)研情況，可以將影響農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社意愿的影響因素具體分為農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶生產(chǎn)特征、合作社認知特征四個維度。

2.1? ? 農(nóng)戶個體特征

作為一種新的組織運營模式，農(nóng)民專業(yè)合作社與自給自足的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動有著明顯差異。雖然合作社在我國發(fā)展已有多年歷史，但受視野所限，對連片貧困區(qū)農(nóng)戶而言依然屬于新鮮事物，而越年輕的農(nóng)戶個體越容易接受新鮮事物，年輕人對于參加合作社的意愿高于老年人;文化程度相對較低的農(nóng)戶，不太愿意嘗試新事物和承擔不能預料的風險，了解合作社的程度相對也就較低，因而更不愿意加入農(nóng)民專業(yè)合作社。由此，提出以下假設。

H1：年齡與農(nóng)戶參與合作社意愿呈顯著負相關關系。

H2：文化程度與農(nóng)戶參與合作社意愿呈顯著正相關關系。

2.2? ? 農(nóng)戶家庭特征

在整個家庭生產(chǎn)經(jīng)營中，家庭勞動力數(shù)量越多的農(nóng)戶，越愿意將勞動力與精力集中于發(fā)展農(nóng)業(yè)，以獲取更多經(jīng)濟收入;家庭收入來源偏重于農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，更加愿意通過參加合作社擴大其農(nóng)業(yè)規(guī)模，或銷售更多農(nóng)產(chǎn)品，擴大收入。家庭年收入較高的農(nóng)民抗擊風險與損失的能力更強，更希望能夠創(chuàng)造機會制造財富。然而家庭貧困的農(nóng)戶由于風險的原因，對參加合作社的決定更為謹慎，意愿更低。由此，提出以下假設。

H3：勞動力數(shù)量與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著正相關關系。

H4：家庭年收入與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著正相關關系。

H5：家庭收入來源與農(nóng)戶參加合作社的意愿呈顯著正相關關系。

H6：收入提高程度與農(nóng)戶參加合作社的意愿呈顯著正相關關系。

2.3? ? 農(nóng)戶生產(chǎn)特征

農(nóng)戶自身對于農(nóng)業(yè)種植技術及固定生產(chǎn)設備方面的需求也會影響其參與合作社的意愿，已經(jīng)掌握相關種植技術，或擁有自己的生產(chǎn)設備的農(nóng)民會在更大程度上選擇自己發(fā)展農(nóng)業(yè)或流轉他人的土地擴大發(fā)展規(guī)模，不太愿意加入合作社。而農(nóng)業(yè)種植技術及生產(chǎn)設備較差的農(nóng)民會尋求合作社的幫助提升自身技術，因此參與合作社的意愿更強。由此，提出以下假設。

H7：農(nóng)業(yè)種植技術與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著負相關關系。

H8：固定的生產(chǎn)設備與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著負相關關系。

2.4? ? 合作社認知特征

一般而言，農(nóng)戶認為組織規(guī)模較大合作社，其實力越大，帶來的收益也就越大，從而越愿意加入。定期公開財務信息、召開社員大會聽取采納社員意見，可以保證優(yōu)惠政策惠及所有社員，農(nóng)戶對合作社越了解，其加入合作社的意愿更高。由于親身體驗或口口相傳，農(nóng)戶一般認為大戶帶頭與農(nóng)戶自發(fā)組織的合作社能帶來更高的經(jīng)濟價值，因而提高了農(nóng)戶的參與積極性。

H9：組織規(guī)模與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著正相關關系。

H10：賬務公開與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著正相關關系。

H11：會議次數(shù)與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著正相關關系。

H12：領辦主體與農(nóng)戶參與合作社的意愿呈顯著負相關關系。

3? ? 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

3.1? ? 數(shù)據(jù)來源

本文所用的數(shù)據(jù)選取的范圍為十堰市下轄9個縣市區(qū)，對9個縣市區(qū)的農(nóng)民進行農(nóng)民專業(yè)合作社的問卷調(diào)查。本次調(diào)查采用三階段抽樣方法：一是在十堰市所轄的每個縣市區(qū)抽取2個典型鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共計18個鄉(xiāng)鎮(zhèn);二是在抽取到的每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)進一步抽取2個典型農(nóng)村行政村，共計36個村;三是在抽取到的每個農(nóng)村行政村隨機抽取符合條件的10戶貧困戶作為調(diào)查對象，共計360戶貧困戶。本次調(diào)研共發(fā)放問卷360份，實際有效問卷301份，問卷回收率約為83.6%。

3.2? ? 變量選擇

基于以上分析，本文將影響農(nóng)民參與合作社意愿的因素分為4個維度，具體為12個變量：農(nóng)民個人特征包括年齡（X1）、文化程度（X2）2個變量;農(nóng)戶家庭特征包括勞動力數(shù)量（X3）、家庭年收入（X4）、家庭收入來源（X5）、收入提高程度（X6）;農(nóng)戶生產(chǎn)特征包括農(nóng)業(yè)種植技術（X7） 、固定生產(chǎn)設備（X8） 3個變量; 合作社認知特征包括組織規(guī)模（X9） 、賬務公開（X10）、會議次數(shù)（X11）、領辦主體（X12）。見表1。

4? ? 農(nóng)民參與專業(yè)合作社影響因素的實證分析

4.1? ? 構建實證模型

根據(jù)以上分析及假設，可列出影響農(nóng)戶參與合作社意愿因素的函數(shù)模型：

Y（農(nóng)戶參與合作社的意愿）=F（農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶生產(chǎn)特征、合作社認知特征）+隨機干擾項。

此模型中農(nóng)民參與合作社意愿為因變量，僅有愿意與不愿意2種答案，因此因變量為二分變量，本文采用二元Logistic回歸分析。農(nóng)民參加合作社意愿影響因素的二元Logistic回歸模型為：

Y=β0+β1X1+β2X2+…+βiXi+μ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

式（1） 中，Y為因變量，即農(nóng)戶的參社意愿（1表示愿意，0表示不愿意） ; X為自變量，根據(jù)調(diào)查地區(qū)的特點和農(nóng)戶的偏好，選取了12個變量分析農(nóng)戶的參與意愿。β0為回歸方程的常數(shù)項，βi為第i個影響因素的回歸系數(shù)，Xi為第i個影響因素，μ為方程隨機干擾項。

4.2? ? 回歸模型結果及分析

本文利用SPSS計量軟件，對采集的數(shù)據(jù)進行二元Logistic回歸分析。解釋變量Sig.值越小、Wals值越大說明此影響因素越顯著。B值為相關系數(shù)，正值為因變量與自變量正相關，負值為因變量與自變量負相關。分析結果見表2。

研究結果表明，年齡、財務公開的統(tǒng)計檢驗在1%的水平上顯著;文化程度、家庭收入來源、收入提高程度、農(nóng)業(yè)種植技術、合作社組織規(guī)模、領辦主體統(tǒng)計檢驗在5%的水平上顯著;固定生產(chǎn)設備、會議次數(shù)統(tǒng)計檢驗在10%的水平上顯著，且與原假設一致，故接受原假設。而勞動力數(shù)量與農(nóng)戶參與合作社的意愿并無顯著性關系，家庭中勞動力數(shù)量的多少對農(nóng)戶是否參與合作社的影響不大。家庭年收入與參與合作社意愿的相關系數(shù)為負數(shù)，在1%的統(tǒng)計檢驗水平上顯著。說明家庭年收入較低的農(nóng)戶家庭更愿意參與合作社，與前假設不一致?？赡艿脑蚴?，在十堰秦巴山片區(qū)家庭年收入的農(nóng)戶可以通過參與合作社組織有效整合資源，或以土地入股合作社的方式獲得流轉費用、合作社分紅。而收入較高的農(nóng)戶能夠通過自身努力獲取更多收益，對合作社依賴較少。

5? ? 相關建議

基于以上分析，本文提出以下幾點建議。首先，政府應建立嚴格的審核機制，強化農(nóng)民專業(yè)合作社審批流程，通過提升準入門檻，控制合作社的數(shù)量，提升合作社的規(guī)模及質量，為農(nóng)民專業(yè)合作社的長期健康發(fā)展提供保障。其次，加強合作社的監(jiān)督管理，制定出符合本地實際的合作社管理辦法，讓普通農(nóng)戶能更多地參與合作社事務和分享合作收益，引導合作社正常、透明、可持續(xù)的運轉，從而提升本地農(nóng)民專業(yè)合作社的管理水平，吸引更多農(nóng)戶參與。再次，由政府牽頭組織開展各類培訓班、科學知識講座及各種公共服務，以此開拓貧困地區(qū)農(nóng)民眼界，提高其對新鮮事物的接受能力，從而增強農(nóng)民參與合作社的意愿。最后，提升能人、專業(yè)大戶等農(nóng)民專業(yè)合作社帶頭人的自我意識及管理能力，提高其在合作社內(nèi)部管理、商品經(jīng)營、市場風險預知等方面的能力，增強農(nóng)民合作社的公信力，進而提高農(nóng)戶參與合作社的意愿。

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