貧困地區(qū)農(nóng)戶參與合作社的影響因素研究
——基于陜南秦巴山區(qū)的實(shí)證分析

房琳，王怡，周方舟

（商洛學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西商洛 726000）

農(nóng)民專業(yè)合作社是在農(nóng)村家庭承包經(jīng)營(yíng)基礎(chǔ)上，同類農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者或者同類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)服務(wù)的提供者、利用者，自愿聯(lián)合、民主管理的互助性經(jīng)濟(jì)組織。農(nóng)民合作組織的發(fā)展，是推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿χ?，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中“產(chǎn)業(yè)興旺”實(shí)現(xiàn)的基本組織形式[1]。由于農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展的不平衡性，貧困地區(qū)的農(nóng)民專業(yè)合作社相較于其他地區(qū)發(fā)展緩慢。農(nóng)民合作社具有“天然”益貧性，通過(guò)給予貧困社員利益以及實(shí)現(xiàn)這些利益的聯(lián)結(jié)方式，實(shí)現(xiàn)其益貧性[2]，是貧困群體自主、互助脫貧的理想載體，是農(nóng)村減貧最合宜、最合意的組織形態(tài)[3]。但同時(shí)，農(nóng)民合作社益貧功能的實(shí)現(xiàn)還存在現(xiàn)實(shí)約束，應(yīng)充分注重農(nóng)合社的“內(nèi)源驅(qū)動(dòng)”作用[4]，要以貧困農(nóng)民的廣泛和持續(xù)參與為基礎(chǔ)。在精準(zhǔn)扶貧背景下，貧困地區(qū)涌現(xiàn)出一批以扶貧幫困為基本任務(wù)的專業(yè)合作社。但有實(shí)證研究指出，貧苦地區(qū)農(nóng)戶特別是貧困戶，參與合作社意愿不高[5]。因此，提高貧困地區(qū)農(nóng)戶的入社率，并提升貧困農(nóng)戶的持續(xù)入社意愿，應(yīng)成為扶貧攻堅(jiān)戰(zhàn)以及貧困“阻返”的重要切入點(diǎn)。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)戶加入農(nóng)民合作社的意愿與行為做了大量的研究。Rhodes分析了經(jīng)濟(jì)收益驅(qū)動(dòng)對(duì)農(nóng)民入社的驅(qū)動(dòng)力[6]。Fulton研究發(fā)現(xiàn)，成員的同質(zhì)性，合作社產(chǎn)權(quán)及治理結(jié)構(gòu)會(huì)影響農(nóng)戶參與合作社的意愿[7]。Bayard結(jié)合社會(huì)心理變量、經(jīng)濟(jì)變量解釋農(nóng)戶的決策行為[8]。結(jié)合我國(guó)國(guó)情，學(xué)者認(rèn)為合作社參與意愿與入社行為之間存在差異[9]，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制顯著影響農(nóng)戶參與合作社的意愿，行為態(tài)度決定了農(nóng)戶的入社行為[10]。實(shí)證研究表明：戶主自身能力、受教育程度、合作社知識(shí)普及、農(nóng)戶生產(chǎn)特征、社會(huì)互動(dòng)、面臨風(fēng)險(xiǎn)等都對(duì)農(nóng)戶參與合作社意愿有顯著影響[11-16]。農(nóng)民合作社參與意愿的現(xiàn)有研究有大量成果，但研究中鮮有針對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶行為的探索。而貧困地區(qū)和非貧困地區(qū)農(nóng)戶的個(gè)體特征、行為邏輯存在明顯差異?；诖?，本文以國(guó)家集中連片特殊困難地區(qū)，地處秦巴山區(qū)的陜南三市的尚處在成長(zhǎng)階段的農(nóng)民專業(yè)合作社為研究主體，對(duì)農(nóng)戶開(kāi)展深度訪談及調(diào)研，收集數(shù)據(jù)資料，分析合作社對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)民增收的帶動(dòng)作用，以及影響農(nóng)戶參與合作社的主要因素，以期對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)民專業(yè)合作社可持續(xù)發(fā)展提供可借鑒的建議。

一、研究假設(shè)

（一）合作社帶動(dòng)農(nóng)戶增收假設(shè)

陜南三市地處秦巴山區(qū)，也是國(guó)家“南水北調(diào)”中線工程的水源保護(hù)區(qū)，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)十分薄弱，貧困面廣量大，貧困程度深。借助青山綠水的自然資源，在精準(zhǔn)扶貧政策環(huán)境下，該地區(qū)近年涌現(xiàn)出大量生產(chǎn)、加工綠色農(nóng)副產(chǎn)品的合作組織，以提高貧困農(nóng)民收入為目標(biāo)，帶動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展。為驗(yàn)證農(nóng)民合作社的益貧性[2-4]，提出基本研究假設(shè)。

假設(shè)1：加入農(nóng)民專業(yè)合作社有助于提升農(nóng)戶家庭收入。

（二）農(nóng)戶入社行為的影響因素假設(shè)

調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，貧困地區(qū)普遍存在農(nóng)村空心化現(xiàn)象，留守農(nóng)戶大多受教育程度低，年齡偏大，家庭收入較低；或戶主年輕化，不以務(wù)農(nóng)為主要職業(yè)，多外出務(wù)工，家庭收入分散且多元。帶來(lái)的直接影響是，農(nóng)民專業(yè)合作社的相關(guān)政策、服務(wù)無(wú)法及時(shí)傳達(dá)，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)合社的信息接收、信息掌握有偏差，甚至對(duì)其有誤解。基于此，從戶主個(gè)體特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征、信息認(rèn)知、服務(wù)需求四個(gè)方面提出農(nóng)戶入社行為的影響因素假設(shè)。

1.戶主個(gè)體特征

戶主作為農(nóng)村家庭的主要決策者，其年齡、受教育程度會(huì)影響其認(rèn)知和行為邏輯，是否會(huì)影響該家庭參與合作社的意愿和行為，有待檢驗(yàn)。有研究表明，相對(duì)于老齡化農(nóng)民，年輕的新農(nóng)民，受教育年限更長(zhǎng)，其文化水平更高，思想比較開(kāi)放，對(duì)合作獲利的理解更強(qiáng)[11]，也比較愿意且能較好地接受農(nóng)業(yè)教育培訓(xùn)，可能會(huì)更愿意加入農(nóng)民合作社。由此提出：

假設(shè)2：農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的入社行為與戶主年齡有關(guān)。

假設(shè)3：農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的入社行為與戶主文化程度有關(guān)。

2.農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征

所調(diào)研貧困地區(qū)的農(nóng)戶家庭收入普遍偏低，也由于山區(qū)地理環(huán)境影響，極少有農(nóng)戶形成家庭農(nóng)場(chǎng)，經(jīng)營(yíng)規(guī)模無(wú)法度量，其生產(chǎn)特征亦不明顯。一方面，考慮最基本的家庭收入是否會(huì)影響入社行為。收入越低的農(nóng)戶，認(rèn)為其擺脫貧困、實(shí)現(xiàn)增收的意愿越強(qiáng)烈；同時(shí)在精準(zhǔn)扶貧過(guò)程中，農(nóng)合社組織者也有帶動(dòng)貧困農(nóng)戶增收的任務(wù)，因此認(rèn)為貧困農(nóng)戶的入社意愿和行為會(huì)更強(qiáng)。另一方面，家庭收入的構(gòu)成中，農(nóng)業(yè)收入占比大的農(nóng)戶，更愿意在農(nóng)業(yè)本身實(shí)現(xiàn)脫貧增收[12]，可能會(huì)有更強(qiáng)的意愿加入合作社。由此提出：

假設(shè)4：農(nóng)戶入社行為與家庭人均年收入有關(guān)。

假設(shè)5：農(nóng)戶入社行為與農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中占比有關(guān)。

3.合作社信息認(rèn)知

孔祥智提出，向農(nóng)民普及合作社文化，增強(qiáng)農(nóng)民合作意識(shí)，對(duì)合作社發(fā)展起到極其重要的推動(dòng)作用[1]。農(nóng)戶對(duì)合作社信息的占有差異會(huì)影響其入社決策行為[13]。提升社員對(duì)利益分配機(jī)制的理解，增強(qiáng)社員信心，有助于推動(dòng)社員加入合作社聯(lián)社[14]。從貧困地區(qū)農(nóng)民對(duì)合作社性質(zhì)、以及合作社政策支持和扶持力度、合作社分配制度了解的角度提出假設(shè)：

假設(shè)6：農(nóng)戶入社行為與對(duì)合作社組織性質(zhì)的認(rèn)同度有關(guān)。

假設(shè)7：農(nóng)戶入社行為與對(duì)合作社政策支持信息的了解程度有關(guān)。

假設(shè)8：農(nóng)戶入社行為與對(duì)合作社收益分配制度的了解有關(guān)。

4.農(nóng)戶服務(wù)需求

貧困地區(qū)由于地域限制，農(nóng)戶獲得信息、技術(shù)、資金的渠道較少，一定程度上仍存在“靠天吃飯”的情況，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)面臨市場(chǎng)價(jià)格不穩(wěn)定的風(fēng)險(xiǎn)[9]，農(nóng)民專業(yè)合作社組織提供技術(shù)培訓(xùn)指導(dǎo)、資金信貸會(huì)有利于農(nóng)戶加入合作社[11]。同時(shí)在交通不便、壯勞力缺失的貧困地區(qū)，訪談中也有農(nóng)戶希望能夠提供種子、化肥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，或有統(tǒng)一收購(gòu)銷售服務(wù)以保證收入。因此提出：

假設(shè)9：農(nóng)戶入社行為與合作社提供生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)有關(guān)。

假設(shè)10：農(nóng)戶入社行為與合作社提供資金信貸服務(wù)有關(guān)。

假設(shè)11：農(nóng)戶入社行為與合作社提供統(tǒng)一的農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)服務(wù)有關(guān)。

假設(shè)12：農(nóng)戶入社行為與合作社提供基本生產(chǎn)資料（如種子、化肥等）有關(guān)。

二、研究對(duì)象與研究方法

（一）研究對(duì)象

通過(guò)對(duì)集中連片特困地區(qū)農(nóng)民進(jìn)行深入的入戶走訪調(diào)研和發(fā)放問(wèn)卷，收集有效數(shù)據(jù)。調(diào)查內(nèi)容主要涉及農(nóng)戶個(gè)人特征，家庭經(jīng)濟(jì)特征，對(duì)合作社相關(guān)信息的認(rèn)知程度，以及期望獲得的幫助需求。課題組于2018年7～12月，隨機(jī)抽取陜南三市貧困縣中12個(gè)建有農(nóng)民專業(yè)合作社的村組織，每村抽取20名農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)研，發(fā)放并回收問(wèn)卷240份，后期數(shù)據(jù)整理篩選，得到有效問(wèn)卷224份，問(wèn)卷有效回收率為93.33%。

根據(jù)調(diào)查結(jié)果，可以反映出陜南秦巴山區(qū)農(nóng)民的基本特征，主要表現(xiàn)為：受教育程度整體偏低，戶主具有高中及以上文化程度的僅占樣本的17.4%；戶主年齡有年輕化趨勢(shì)，但從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶年齡偏大；留守多為50歲以上中老年人及30歲以下哺乳期婦女；近半數(shù)家庭勞動(dòng)力少，且收入主要來(lái)源為外出打工，農(nóng)業(yè)收入整體不高，調(diào)研中農(nóng)戶自行估算給出家庭人均年收入，該項(xiàng)指標(biāo)在“2500元以下”的農(nóng)戶有143戶，占比63.84%。從合作社參與情況來(lái)看，樣本中目前加入合作社的有105戶（家庭中有在合作社從事生產(chǎn)勞動(dòng)的，均判斷為加入合作社），占比46.875%。

（二）變量設(shè)置

研究以農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的“入社行為”作為因變量。

根據(jù)前述理論基礎(chǔ)，從四個(gè)方面選取12個(gè)自變量（對(duì)應(yīng)所提假設(shè)）做進(jìn)一步分析，討論貧困地區(qū)農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)民增收的效果，并分析影響貧困地區(qū)農(nóng)民加入專業(yè)合作社的因素。變量設(shè)置及編碼如表1所示。

（三）研究方法

因變量“農(nóng)戶入社行為”是分類變量，為檢驗(yàn)貧困地區(qū)農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)戶增收的積極作用，將農(nóng)戶入社行為與“較三年前家庭增收情況”，做交叉表分析并進(jìn)行卡方檢驗(yàn)，驗(yàn)證假設(shè)1。

入社行為是二分類因變量，采用二元Logistic回歸分析方法建立模型[17]，采用逐步回歸法討論影響農(nóng)戶加入合作社行為的因素。

其中，p為農(nóng)戶參與合作社的概率，β0為待估常數(shù)項(xiàng)，βi為待估系數(shù)。

三、合作社促進(jìn)貧困地區(qū)農(nóng)民增收的實(shí)證分析

（一）合作社對(duì)農(nóng)民增收影響的樣本描述

將調(diào)研農(nóng)戶加入農(nóng)民合作社的情況，與家庭收入變化情況做交叉分析，如表2所示。

表2展示了樣本中入社與增收情況的統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯c三年前家庭收入相比，加入合作社的農(nóng)戶增收明顯的比例為56.19%，遠(yuǎn)高于未加入合作社農(nóng)戶明顯增收的比例29.41%。入社農(nóng)戶明顯增收的比例是未入社農(nóng)戶的1.91倍（增收相對(duì)發(fā)生率RR=1.91）。

將三年收入“基本無(wú)變化”和“有小幅度增收”合并，計(jì)算農(nóng)戶收入增加的增收發(fā)生比率。結(jié)果顯示：加入合作社農(nóng)戶中，與三年前相比增收明顯的發(fā)生率是增收不明顯發(fā)生率的1.283倍；未入社農(nóng)戶中，與三年前相比增收明顯的發(fā)生率是增收不明顯發(fā)生率的0.418倍。相對(duì)于三年收入變化不明顯的農(nóng)戶，入社農(nóng)戶有明顯增收的發(fā)生率遠(yuǎn)高于未入社農(nóng)戶，是后者的3.07倍（增收發(fā)生比率比OR=3.07）。從樣本結(jié)果來(lái)看，可以認(rèn)為加入農(nóng)民專業(yè)合作社有助于提升農(nóng)戶家庭收入。

表1 變量說(shuō)明及描述

表2 農(nóng)戶入社行為與促進(jìn)增收的交叉表

（二）合作社對(duì)農(nóng)民增收影響的統(tǒng)計(jì)推斷

進(jìn)一步對(duì)假設(shè)1進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷。提出原假設(shè)H0：農(nóng)戶家庭增收情況與其加入合作社無(wú)關(guān)；備擇假設(shè)H1：農(nóng)戶家庭增收情況與其加入合作社有關(guān)。

構(gòu)造χ2檢驗(yàn)理論頻數(shù)列聯(lián)表，如表3所示。其中，Aij表示原始資料數(shù)值，Tij表示原始數(shù)據(jù)資料的理論頻數(shù)，由計(jì)算可得，n為總樣本數(shù)，ni表示第i行合計(jì)值，mj表示第j列合計(jì)值。

表3 農(nóng)戶入社行為與促進(jìn)增收的卡方檢驗(yàn)列聯(lián)表

根據(jù)表3，最小理論頻數(shù)T11=3.75＜5，以校正值χ2為檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，

在0.05顯著性水平下，推斷臨界值χ20.05，2=5.991（2×3 列聯(lián)表的 χ2自由度為 2）。由于 χ2＞χ20.05，2，P＜0.05，拒絕H0?？傻玫浇Y(jié)論，在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上，農(nóng)戶家庭收入增收與其加入合作社有關(guān)?？梢哉J(rèn)為加入農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶收入增加有促進(jìn)作用，有助于提升農(nóng)戶家庭收入。驗(yàn)證了假設(shè)1。

四、農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社影響因素的實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建

因變量“農(nóng)戶入社行為”是二分類變量，采用二元Logistic回歸分析方法構(gòu)建模型分析。為了更清楚地說(shuō)明農(nóng)民個(gè)體特征、外部環(huán)境、政策水平、農(nóng)戶需求等對(duì)農(nóng)戶入社行為的影響，本研究采用逐步回歸法，構(gòu)造了4個(gè)模型。模型1主要考慮農(nóng)戶戶主個(gè)人特征（戶主年齡、文化程度）對(duì)其入社行為的影響；模型2在模型1的基礎(chǔ)上考慮家庭經(jīng)濟(jì)收入特征（家庭人均年收入、家庭農(nóng)業(yè)收入占比），分析內(nèi)因?qū)ζ淙肷缧袨榈挠绊?；模?在模型2的基礎(chǔ)上加入對(duì)合作社相關(guān)信息認(rèn)知程度的變量（對(duì)合作社性質(zhì)認(rèn)識(shí)、對(duì)政府扶持政策了解、對(duì)合作社收益分配制度了解）；模型4再加入農(nóng)戶期望獲得幫助的需求變量（技術(shù)指導(dǎo)服務(wù)、資金信貸服務(wù)、統(tǒng)一購(gòu)銷服務(wù)、生產(chǎn)資料提供），本研究的所有變量聯(lián)合分析對(duì)合作社入社行為的影響。具體模型分析結(jié)果如表4。

（二）結(jié)果與分析

如表4所示，似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值均通過(guò)了檢驗(yàn)，方程顯著性較好。偽判定系數(shù)Pseudo R2顯示，模型3和模型4的整體擬合度較好。

（1）農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的入社行為與戶主年齡有關(guān)，假設(shè)2得到驗(yàn)證。4個(gè)回歸模型結(jié)果均顯著，且系數(shù)為正值。本研究與以往研究結(jié)論不同：戶主年齡較大的貧困地區(qū)農(nóng)民更愿意加入合作社。一方面，這與貧困地區(qū)留守人口多為中老年有關(guān)，這部分人口或?yàn)橘狆B(yǎng)老人，或?yàn)閾嵊龑O輩，無(wú)暇外出務(wù)工，而傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)耕作模式，需要壯勞力且收入甚微，他們更愿意以在合作社務(wù)工形式加入當(dāng)?shù)睾献鹘M織，以增加家庭收入。另一方面，雖然年齡較小的農(nóng)民接收新鮮事物能力強(qiáng)[12]，理論上會(huì)更愿意加入合作社，但同時(shí)他們學(xué)習(xí)務(wù)工技術(shù)的能力也更強(qiáng)，務(wù)工與務(wù)農(nóng)較大的收入差異，使他們更愿意外出務(wù)工；其家庭留守?fù)嵊⒆拥哪贻p婦女，對(duì)參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性也并不高。

（2）農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的入社行為與戶主受教育程度無(wú)關(guān)。模型1和模型2中顯示統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在5%水平上顯著，即只考慮戶主個(gè)人特征和家庭收入特征的情況下，文化水平越高的農(nóng)戶越愿意加入合作社。相對(duì)于小學(xué)及以下學(xué)歷的農(nóng)民，高中及以上學(xué)歷的戶主“入社行為”發(fā)生率是前者的2.08倍。但模型3中加入對(duì)合作社信息認(rèn)知的變量后，文化程度的顯著影響消失，因此拒絕假設(shè)3?？梢岳斫鉃椋瑢?duì)合作社性質(zhì)、政府政策及收益分配制度的認(rèn)識(shí)和理解程度，能夠削弱受教育水平的影響。而這種認(rèn)知可以靠積極宣傳、政策傳達(dá)以提高信息接收，或者農(nóng)戶間的主動(dòng)信息傳遞、村域互動(dòng)網(wǎng)絡(luò)來(lái)提升[13]。

（3）農(nóng)戶入社行為與家庭人均年收入無(wú)關(guān)。從模型2來(lái)看，相對(duì)于人均年收入1000元以下的貧困農(nóng)戶，家庭人均年收入在2500元以上的農(nóng)戶，入社行為發(fā)生率是前者的10.2倍，在5%水平上顯著。但模型3和模型4中，考慮信息認(rèn)知及農(nóng)戶需求的變量之后，家庭收入水平的顯著性消失，拒絕假設(shè)4。可以解讀為，收入很低的特別貧困農(nóng)戶，加入合作社的發(fā)生率反而比較小，積極性不高，這種現(xiàn)象與一些特困戶的實(shí)際狀況有關(guān)，如年邁、患病、無(wú)勞動(dòng)力；也與個(gè)別特困戶惰性強(qiáng)、持“等靠要”幫扶的思想有關(guān)。

（4）農(nóng)戶入社行為與農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中的占比有關(guān)，假設(shè)5得到驗(yàn)證。模型2中，農(nóng)業(yè)收入占比三成以上的農(nóng)戶，入社發(fā)生行為均通過(guò)了1%水平上顯著性檢驗(yàn)。但加入信息認(rèn)知以及農(nóng)戶需求變量之后，其顯著性弱化。模型4結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)收入“占比三到六成”的農(nóng)戶的入社發(fā)生率是“占比三成以下”農(nóng)戶入社發(fā)生率的3.175倍。換言之，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中占比較高或較低的農(nóng)戶，加入合作社的意愿并不強(qiáng)烈。這可以解釋為，農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比例較高的農(nóng)戶多為特困戶，前述如客觀上無(wú)勞動(dòng)能力，主觀上無(wú)勞動(dòng)意識(shí)等原因，不熱心加入合作社；農(nóng)業(yè)收入占比較低的農(nóng)戶，家庭收入來(lái)源多是務(wù)工收入，務(wù)農(nóng)意愿不強(qiáng)，亦不熱心加入合作社。

表4 農(nóng)戶加入合作社行為的Logistic回歸分析

（5）農(nóng)戶入社行為與對(duì)合作社組織性質(zhì)的認(rèn)同度有關(guān)，假設(shè)6得到驗(yàn)證。模型3和模型4中該變量均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型4結(jié)果顯示，與不清楚合作社性質(zhì)的農(nóng)戶相比，認(rèn)為合作社屬于農(nóng)民互助合作組織的農(nóng)戶，其入社行為發(fā)生率是前者的10.83倍。從樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，認(rèn)為合作社類同企業(yè)，是以組織盈利為目的的農(nóng)戶，入社率不到1%。這說(shuō)明，對(duì)農(nóng)民合作社性質(zhì)的認(rèn)知，很大程度上會(huì)影響農(nóng)戶的入社行為。

（6）農(nóng)戶入社行為與國(guó)家對(duì)合作社政策支持信息的了解程度有關(guān)，假設(shè)7得到驗(yàn)證。模型4的結(jié)果顯示，與不清楚國(guó)家支持政策的農(nóng)戶相比，了解政府對(duì)合作社有扶持政策的農(nóng)戶，其入社發(fā)生率約是前者的2.4倍。從樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，近60%的農(nóng)戶不清楚國(guó)家對(duì)合作社的政策支持，或認(rèn)為國(guó)家無(wú)政策支持，這部分農(nóng)戶的入社率不足30%。這說(shuō)明對(duì)國(guó)家相關(guān)法規(guī)、對(duì)農(nóng)民合作社扶持、傾斜政策的宣傳至關(guān)重要，但目前在貧困地區(qū)的相關(guān)宣傳普及率有待提升。

（7）農(nóng)戶入社行為與其對(duì)合作社收益分配制度的了解有關(guān)，假設(shè)8得到驗(yàn)證。模型3和模型4中該變量統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均在1%水平上顯著。模型4結(jié)果顯示，相對(duì)于不清楚合作社收益分配制度的農(nóng)戶，對(duì)收益分配“了解一點(diǎn)”的農(nóng)戶入社發(fā)生率是其10.7倍；“知道”收益分配制度的農(nóng)戶入社發(fā)生率是其15.61倍。促使農(nóng)民加入合作社的直接動(dòng)力是貨幣收益[4]，入社收益也自然成為農(nóng)戶的關(guān)注點(diǎn)，對(duì)合作社盈余分配制度和方案的認(rèn)知和認(rèn)同程度，很大程度會(huì)影響農(nóng)戶的入社行為。

（8）農(nóng)戶入社行為與合作社提供的技術(shù)指導(dǎo)服務(wù)有關(guān)，生產(chǎn)資料提供服務(wù)有關(guān)，與資金信貸服務(wù)無(wú)關(guān)，與統(tǒng)一購(gòu)銷服務(wù)無(wú)關(guān)。模型4中可以看出，相對(duì)于不需要農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)的農(nóng)戶，需要技術(shù)指導(dǎo)的農(nóng)戶的入社發(fā)生率是前者的4.23倍；需要生產(chǎn)資料提供服務(wù)的農(nóng)戶，入社發(fā)生率是不需要該項(xiàng)目農(nóng)戶的3.47倍。這兩個(gè)變量均通過(guò)了5%顯著性水平檢驗(yàn)。故接受假設(shè)9、假設(shè)12，拒絕假設(shè)10、假設(shè)11。精準(zhǔn)扶貧背景下，很多扶貧干部帶資源下鄉(xiāng)，組建或支援農(nóng)民合作社，會(huì)提供給貧困戶及合作社社員部分生產(chǎn)資料，并借助派出單位資源，邀請(qǐng)技術(shù)專家提供相應(yīng)的技術(shù)指導(dǎo)和市場(chǎng)信息，這在一定程度上提升了農(nóng)戶加入合作社的意愿和行為。而在資金信貸方面，政府扶持資金大多資助給合作社用于組織產(chǎn)業(yè)發(fā)展，較少會(huì)有社員從農(nóng)民專業(yè)合作社獲取資金貸款。一些合作社提供的統(tǒng)一購(gòu)銷服務(wù)，雖然會(huì)分擔(dān)農(nóng)戶的生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)[10]，但由于調(diào)研的秦巴山區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度低，且合作社統(tǒng)一收購(gòu)價(jià)一般會(huì)略低于農(nóng)戶自銷價(jià)格，因此該項(xiàng)服務(wù)并不會(huì)激勵(lì)農(nóng)戶的入社行為。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

貧困地區(qū)農(nóng)戶廣泛參與專業(yè)合作社，是合作社發(fā)揮其益貧功能的前提和保障。分析并正確把握貧困地區(qū)農(nóng)戶入社行為的影響因素，是未來(lái)提升農(nóng)戶入社率的重要途徑。以秦巴山區(qū)陜南片區(qū)農(nóng)戶為調(diào)研分析對(duì)象，構(gòu)建模型分析有如下結(jié)論：（1）加入農(nóng)民專業(yè)合作社對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶收入增加有促進(jìn)作用。相對(duì)于三年來(lái)收入變化不明顯的農(nóng)戶，入社農(nóng)戶家庭收入有明顯增收的發(fā)生率遠(yuǎn)高于未入社農(nóng)戶，是后者的3.07倍。（2）從戶主個(gè)體特征來(lái)看，戶主年齡較大的農(nóng)戶加入合作社行為更積極，該結(jié)論與以往研究不同。（3）從農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征來(lái)看，農(nóng)戶入社行為與農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中的占比有關(guān)，農(nóng)業(yè)收入“占比三到六成”的農(nóng)戶的入社發(fā)生率是“占比三成以下”農(nóng)戶入社發(fā)生率的3.175倍。（4）農(nóng)戶入社行為與其對(duì)合作社性質(zhì)、政策、收益分配制度的認(rèn)知程度有關(guān)。（5）農(nóng)戶入社行為與合作社提供的技術(shù)指導(dǎo)服務(wù)、生產(chǎn)資料提供服務(wù)有關(guān)。與提供資金信貸服務(wù)無(wú)關(guān)，該結(jié)論亦與以往非貧困地區(qū)農(nóng)民入社行為的研究結(jié)果不同。

（二）政策建議

根據(jù)模型結(jié)論，為引導(dǎo)以陜南集中連片特困地區(qū)為代表的貧困地區(qū)農(nóng)戶積極加入合作社以實(shí)現(xiàn)家庭增收，確保貧困戶收益，并促使合作社可持續(xù)發(fā)展，針對(duì)貧困地區(qū)的農(nóng)民專業(yè)合作社，提出以下政策建議。

第一，拓寬宣傳渠道，加大政策宣傳力度。貧困地區(qū)相對(duì)而言信息不通暢，農(nóng)民接收合作社相關(guān)信息的渠道較為狹窄，相關(guān)法律法規(guī)、國(guó)家扶持政策的傳達(dá)較為嚴(yán)肅且單一，不易為貧困農(nóng)民熟知。針對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)民，尤其是留守農(nóng)民受教育水平普遍較低，認(rèn)知能力相對(duì)較弱，可以拓寬宣傳渠道，不僅僅用口號(hào)、講座的宣講方式，也可以采用農(nóng)民喜聞樂(lè)見(jiàn)的如“三下鄉(xiāng)”等活動(dòng)來(lái)宣傳，盡量擴(kuò)大宣傳覆蓋面，提升貧困農(nóng)民對(duì)合作社的認(rèn)知程度，以提升其合作社參與意愿，促成入社行為。

第二，扶貧先扶志，提升貧困地區(qū)農(nóng)戶自主脫貧意識(shí)。深度貧困地區(qū)由于地理、交通等客觀原因，貧困農(nóng)民少與外界交流，存在“代際貧困”現(xiàn)象，一些貧困戶存在只追求吃飽穿暖的心理，沒(méi)有自主自發(fā)脫貧致富的觀念和動(dòng)力；加之近年來(lái)國(guó)家脫貧攻堅(jiān)、精準(zhǔn)扶貧工作的全面開(kāi)展，對(duì)貧困戶的傾斜照顧，也使農(nóng)村出現(xiàn)了“養(yǎng)貧”現(xiàn)象。要從根子上解決貧困問(wèn)題，預(yù)防返貧，做好貧困阻返工作，調(diào)動(dòng)貧困地區(qū)農(nóng)民的自主脫貧意識(shí)是關(guān)鍵。精準(zhǔn)幫扶過(guò)程中，幫扶干部多通過(guò)面談、鼓勵(lì)、督促等方式進(jìn)行精神扶貧，開(kāi)拓貧困農(nóng)民眼界，樹(shù)立脫貧致富意志，同時(shí)爭(zhēng)取適度的政策支持，促使其加入農(nóng)民合作社，參加合作社集體互助。

第三，提升合作社的服務(wù)意識(shí)和服務(wù)質(zhì)量，多提供技術(shù)指導(dǎo)。部分農(nóng)民專業(yè)合作社在政府扶持下誕生，缺乏長(zhǎng)期盈利能力，因此對(duì)社員的服務(wù)意識(shí)也較差。一些農(nóng)副產(chǎn)品如核桃、金銀花種植及衍生品加工，均需要一定的知識(shí)技能，如果合作社不僅提供生產(chǎn)資料或勞動(dòng)就業(yè)機(jī)會(huì)，同時(shí)能夠提供穩(wěn)定的技術(shù)指導(dǎo)服務(wù)，不但可以有效提升入社農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)技能，也可以保障合作社農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，確保合作社盈利及可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)業(yè)技能的提升，一定程度上也可以提升農(nóng)戶的從業(yè)積極性及脫貧信心，進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)戶的持續(xù)入社意愿及入社行為。