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    鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶認(rèn)知對合作社參與意愿的影響

    2023-03-31 17:28:54王猛蒙海強(qiáng)孟婉晗
    關(guān)鍵詞:參與意愿計(jì)劃行為理論合作社

    王猛 蒙海強(qiáng) 孟婉晗

    摘要:合作社是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺乃至鄉(xiāng)村振興的有效路徑,但亟待解決的問題是如何激發(fā)農(nóng)戶的合作社參與意愿?;谟?jì)劃行為理論,從行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三個(gè)維度論述農(nóng)戶認(rèn)知對合作社參與意愿的影響機(jī)制,并利用2021 年廣西壯族自治區(qū)103 戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明:行為態(tài)度即對合作社利潤、產(chǎn)品、潛力的認(rèn)知顯著提升了合作社參與意愿,對高參與意愿的農(nóng)戶影響更大,且利潤認(rèn)知、產(chǎn)品認(rèn)知的影響強(qiáng)于潛力認(rèn)知的影響;主觀規(guī)范即對合作社中企業(yè)的信任也發(fā)揮了顯著的促進(jìn)作用,這一作用在低參與意愿農(nóng)戶中更為強(qiáng)烈;知覺行為控制即脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社的經(jīng)驗(yàn)則缺乏顯著影響。希望上述結(jié)論能為鄉(xiāng)村振興背景下合作社政策的制定提供有益啟示。

    關(guān)鍵詞:合作社;參與意愿;計(jì)劃行為理論;鄉(xiāng)村振興

    中圖分類號:F325 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A 文章編號:1671?816X (2023) 01?0020?09

    長期以來,農(nóng)民專業(yè)合作社(以下簡稱“合作社”) 作為農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的典型形式,是中國實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的有效途徑[1?2]。由于其突出的益貧特征,合作社在脫貧攻堅(jiān)中也成為產(chǎn)業(yè)扶貧的理想載體[3?4]。在當(dāng)前全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的過程中, 合作社仍是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺的關(guān)鍵一環(huán), 這已為相關(guān)研究所證實(shí)[5?7]。由此可見, 新形勢下如何激發(fā)農(nóng)戶參與合作社的意愿,是關(guān)乎鄉(xiāng)村振興成效的現(xiàn)實(shí)問題。遺憾的是,現(xiàn)有文獻(xiàn)尚缺乏對這一問題的討論。

    有鑒于此, 本研究試圖從農(nóng)戶認(rèn)知視角出發(fā),探索鄉(xiāng)村振興背景下增強(qiáng)合作社參與意愿的可行路徑。首先基于計(jì)劃行為框架,分析農(nóng)戶認(rèn)知影響合作社參與意愿的理論機(jī)制。進(jìn)一步地,本研究利用新近針對廣西壯族自治區(qū)農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明,農(nóng)戶對合作社盈利能力、發(fā)展前景的評價(jià),以及對主導(dǎo)企業(yè)的信任程度均提升了合作社參與意愿;但過去參與合作社的經(jīng)驗(yàn)對當(dāng)前的合作社參與意愿缺乏顯著影響,則凸顯了脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興有效銜接這一任務(wù)的艱巨性。

    本研究從以下兩個(gè)維度豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)。一方面,現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從生態(tài)保護(hù)視角研究農(nóng)戶認(rèn)知的經(jīng)濟(jì)影響[8?12],偶有涉及土地流轉(zhuǎn)[13?14] 和土地制度[15] 等問題。與上述研究相比, 本研究從合作社視角拓展了農(nóng)戶認(rèn)知研究的應(yīng)用場景。另一方面,現(xiàn)有文獻(xiàn)分析合作社參與意愿的決定因素時(shí),零散地考慮了受益預(yù)期、對合作社的了解程度、信任等認(rèn)知因素, 但缺乏統(tǒng)一的理論基礎(chǔ)[16?21]。本研究則基于計(jì)劃行為理論進(jìn)行實(shí)證分析, 為農(nóng)戶的合作社參與意愿提供了系統(tǒng)性解釋。

    本研究結(jié)構(gòu)安排如下:第一部分探討理論機(jī)制并提出研究假說,第二部分介紹實(shí)證研究的數(shù)據(jù)、變量和模型, 第三部分報(bào)告并分析回歸結(jié)果,第四部分得出結(jié)論并發(fā)掘其政策含義。

    一、理論和假說

    本研究從認(rèn)知視角出發(fā),研究鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶的合作社參與意愿。認(rèn)知心理學(xué)指出,個(gè)體的行為意愿本質(zhì)上由其認(rèn)知水平?jīng)Q定。認(rèn)知水平是行為意愿的前置因素,行為意愿則是認(rèn)知水平的后向結(jié)果。計(jì)劃行為理論進(jìn)一步認(rèn)為影響行為意愿的個(gè)體認(rèn)知因素主要有三個(gè)維度,分別是行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制[22]。該理論作為經(jīng)典的認(rèn)知心理學(xué)框架,廣泛應(yīng)用于解釋人的行為意愿并預(yù)測人的各種行為[23]。本研究依據(jù)這一理論,分析農(nóng)戶認(rèn)知如何影響其合作社參與意愿(如圖1 所示)。

    計(jì)劃行為理論指出,個(gè)體認(rèn)知的第一個(gè)維度是行為態(tài)度,指個(gè)體對特定行為的評價(jià)經(jīng)過概念化之后所形成的態(tài)度, 用以反映行為的傾向性。本研究中,行為態(tài)度表現(xiàn)為農(nóng)戶對參與合作社這一行為所進(jìn)行的理性分析,并據(jù)此形成概念性評價(jià)。合作社當(dāng)前的盈利能力和未來的發(fā)展前景,成為了影響農(nóng)戶參與意愿強(qiáng)弱的決定性因素。在綜合考量風(fēng)險(xiǎn)的前提下,如果農(nóng)戶認(rèn)為參與合作社比不參與獲益更多,就傾向于參與合作社。據(jù)此,本研究從以下方面考察農(nóng)戶的行為態(tài)度:對合作社利潤、產(chǎn)品的分析反映其對當(dāng)前盈利能力的概念性評價(jià),對合作社潛力的分析則代表農(nóng)戶對未來發(fā)展前景的概念性評價(jià)。

    假說1: 農(nóng)戶的行為態(tài)度增強(qiáng)了合作社參與意愿。

    主觀規(guī)范是個(gè)體認(rèn)知的第二個(gè)維度,指個(gè)體決定是否實(shí)施特定行為時(shí)所感受到的社會(huì)壓力。農(nóng)戶有關(guān)是否參與合作社的決定,會(huì)受到那些具備影響力的個(gè)體或團(tuán)體的干擾。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施中,合作社通常由地方政府引導(dǎo),一個(gè)或多個(gè)企業(yè)參與運(yùn)營,農(nóng)戶則投入土地、資金或勞動(dòng)等生產(chǎn)要素。如果合作社中的其他參與主體存在機(jī)會(huì)主義行為,將嚴(yán)重削弱農(nóng)戶的合作社參與意愿。因此,信任在合作社參與意愿中扮演著重要角色,農(nóng)戶對其他參與主體的信任程度會(huì)影響其參與意愿的強(qiáng)弱。一般來說,農(nóng)戶對地方政府和參與合作社的其他農(nóng)戶較為熟悉,也易于建立起信任關(guān)系;但農(nóng)戶對參與合作社運(yùn)營的企業(yè)則相對陌生,對其信任程度也會(huì)成為決定合作社參與的一個(gè)重要參考因素。基于這一認(rèn)識,本研究將用農(nóng)戶對合作社中企業(yè)的信任程度衡量農(nóng)戶的主觀規(guī)范。

    假說2: 農(nóng)戶的主觀規(guī)范增強(qiáng)了合作社參與意愿。

    作為個(gè)體認(rèn)知的第三個(gè)維度,知覺行為控制指個(gè)體預(yù)期在采取特定行為時(shí)自己所感知到可以控制或掌握的程度。知覺行為控制與個(gè)體過去的經(jīng)驗(yàn)密切相關(guān)?;诮?jīng)驗(yàn),如果個(gè)體認(rèn)為自己在新情境下所掌握的資源愈多、所預(yù)期的阻礙愈少,則知覺行為控制就愈強(qiáng),最終形成強(qiáng)烈的行為意愿。因此,農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興情境下是否參與合作社,可能受到其在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社經(jīng)驗(yàn)的影響。如果農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與過合作社,并獲得了良好的體驗(yàn),會(huì)明顯激發(fā)其在鄉(xiāng)村振興時(shí)期繼續(xù)參與合作社的熱情。反之,脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社的負(fù)面經(jīng)歷,也會(huì)抑制鄉(xiāng)村振興背景下的合作社參與意愿。因此,本研究以農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期是否參與合作社作為知覺行為控制的度量。

    假說3: 農(nóng)戶的知覺行為控制增強(qiáng)了合作社參與意愿。

    二、研究設(shè)計(jì)

    (一)模型設(shè)定

    為檢驗(yàn)上述研究假說,本研究構(gòu)建以下回歸模型:

    式(1) 中,CPW 表示合作社參與意愿,BA、SN PBC 分別表示農(nóng)戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制等認(rèn)知維度,X 表示一系列控制變量,ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng),α0 ~α4 為待估計(jì)的參數(shù)向量。

    (二)數(shù)據(jù)來源

    本研究所用數(shù)據(jù)來自2021 年1 月在廣西壯族自治區(qū)融水苗族自治縣開展的實(shí)地入戶調(diào)查。調(diào)查結(jié)合分層抽樣和簡單隨機(jī)抽樣原則進(jìn)行。首先綜合考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口分布和合作社運(yùn)營情況,選取4 個(gè)行政村作為樣本村。每個(gè)樣本村有1家合作社,均為脫貧攻堅(jiān)時(shí)期在縣政府的引導(dǎo)下建立, 合作社的主體包括若干企業(yè)和本村農(nóng)戶,前者以機(jī)器和其他設(shè)備參與運(yùn)營,后者則投入了土地、資金或勞動(dòng)等生產(chǎn)要素。合作社種植木耳、藍(lán)莓等當(dāng)?shù)靥厣r(nóng)產(chǎn)品,銷售環(huán)節(jié)則由縣政府引導(dǎo)成立的電子商務(wù)公司或扶貧干部負(fù)責(zé)。進(jìn)一步地,在每個(gè)樣本村隨機(jī)選取25~40 戶樣本農(nóng)戶進(jìn)行一對一的問卷訪談,問卷內(nèi)容涵蓋受訪者的個(gè)人特征、家庭特征、對本行政村及合作社的認(rèn)知、參與合作社的意愿等。調(diào)查最終獲得有效問卷103 份, 4 個(gè)樣本村的樣本農(nóng)戶比例分別為31%、28%、28% 和13%。

    (三)變量選擇和描述性統(tǒng)計(jì)

    對被解釋變量合作社參與意愿,本研究用題項(xiàng)“今后想?yún)⒓雍献魃纭边M(jìn)行測量。其賦值依據(jù)5 級里克特量表進(jìn)行, 樣本農(nóng)戶選擇1~5 表示“完全不同意”至“完全同意”。

    核心解釋變量農(nóng)戶認(rèn)知可細(xì)化為行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制。其中,行為態(tài)度涵蓋“行為態(tài)度_利潤、行為態(tài)度_產(chǎn)品、行為態(tài)度_潛力”等3 個(gè)二級指標(biāo),分別用“合作社的利潤大、合作社的產(chǎn)品好、合作社的潛力足” 等題項(xiàng)測量。依據(jù)5 級里克特量表,樣本農(nóng)戶選擇1 ~ 5 表示“完全不同意”至“完全同意”。在此基礎(chǔ)上,采用因子分析對3 個(gè)二級指標(biāo)進(jìn)行降維處理,獲得衡量行為態(tài)度的一級指標(biāo)。結(jié)果顯示,3 個(gè)二級指標(biāo)的因子載荷分別為0. 768、0. 837 和0. 713,Cronbach s α 值為0. 661, KMO 值為0. 625, 均大于0. 6 的可接受閾值,表明對行為態(tài)度變量的測量具有良好的信度和效度。此外,主觀規(guī)范用題項(xiàng)“信任合作社中的企業(yè)”進(jìn)行測量,由5 級里克特量表進(jìn)行賦值,樣本農(nóng)戶選擇1 ~ 5 分別表示“ 完全不同意” 至“ 完全同意”。知覺行為控制的題項(xiàng)則為“ 此前參加過合作社”, 用來表示農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社的經(jīng)驗(yàn),該變量為虛擬變量, 樣本農(nóng)戶回答“ 是” 則取1,“否”則取0。

    為緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,模型中還加入一系列控制變量??刂频氖茉L者個(gè)人特征包括年齡、性別、文化程度、外出打工等。用家庭年支出衡量樣本農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)狀況。此外,還控制了合作社固定效應(yīng)。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

    三、回歸結(jié)果及分析

    (一)基準(zhǔn)回歸

    基準(zhǔn)回歸采用OLS 方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì),結(jié)果如表2 所示。第(1) 至(3) 列分別將行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制作為核心解釋變量,并控制受訪者個(gè)人特征、家庭年支出和合作社固定效應(yīng)。第(4) 列則進(jìn)一步將上述三個(gè)維度的農(nóng)戶認(rèn)知同時(shí)作為核心解釋變量,考察其對合作社參與意愿的影響。

    從第(4) 列的回歸結(jié)果看, 行為態(tài)度的系數(shù)為0. 443,且在1% 水平上顯著。這表明農(nóng)戶的行為態(tài)度即對合作社利潤、產(chǎn)品或潛力的認(rèn)知會(huì)提升其參與合作社的意愿,行為態(tài)度增加1 會(huì)導(dǎo)致合作社參與意愿增加0. 443。主觀規(guī)范的系數(shù)為0. 301 并通過1% 水平的顯著性檢驗(yàn), 可見農(nóng)戶的主觀規(guī)范即對合作社中企業(yè)的信任每增加1,將導(dǎo)致合作社參與意愿增加0. 301。假說1 和2 均得到初步證實(shí)。

    與上述變量不同的是,知覺行為控制的系數(shù)不顯著,假說3 并未得到相應(yīng)的支持。為什么知覺行為控制即此前參加合作社的經(jīng)驗(yàn),無助于提升農(nóng)戶的合作社參與意愿?本研究認(rèn)為,這可能是由于農(nóng)戶對產(chǎn)業(yè)扶貧政策存在成見,使其在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期的合作社中未獲得良好體驗(yàn)。本研究的樣本中,有33 戶農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參加過合作社,其中的部分農(nóng)戶在訪談過程中表達(dá)了對產(chǎn)業(yè)扶貧的不理解,認(rèn)為縣政府與其花費(fèi)扶貧資金建立合作社,不如直接把補(bǔ)貼發(fā)到他們手中。這一現(xiàn)象折射出貧困戶存在較嚴(yán)重的“等靠要”心理, 更偏好轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)的“ 輸血式” 扶貧政策[24?25]。盡管產(chǎn)業(yè)扶貧作為典型的“造血式”扶貧, 是實(shí)現(xiàn)脫貧的根本之策, 但由于其難度大、周期長、見效慢,往往難以調(diào)動(dòng)貧困戶的參與積極性。由此可見,脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參加合作社的經(jīng)驗(yàn)并不會(huì)自動(dòng)轉(zhuǎn)化為鄉(xiāng)村振興背景下的合作社參與意愿,進(jìn)而成為推進(jìn)產(chǎn)業(yè)興旺的動(dòng)力。這也說明脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興有效銜接這一任務(wù)的艱巨性。

    此外, 第(4) 列的回歸結(jié)果表明, 年齡、性別、文化程度、外出打工等受訪者個(gè)人特征,以及家庭年支出等變量對合作社參與意愿缺乏顯著影響。這也從側(cè)面說明,農(nóng)戶認(rèn)知才是合作社參與意愿的決定性因素。

    (二)行為態(tài)度類型的異質(zhì)性影響

    基準(zhǔn)回歸中,行為態(tài)度采用降維后的一級指標(biāo)加以測量。事實(shí)上,該指標(biāo)由3 個(gè)二級指標(biāo)構(gòu)成:行為態(tài)度—利潤、行為態(tài)度—產(chǎn)品測量農(nóng)戶對合作社當(dāng)前盈利能力的概念性評價(jià),而行為態(tài)度—潛力則測量農(nóng)戶對合作社未來發(fā)展前景的概念性評價(jià)。那么,不同的行為態(tài)度類型對合作社參與意愿的影響是否存在差異?為此,本研究用3 個(gè)二級指標(biāo)分別替換基準(zhǔn)回歸中的行為態(tài)度變量,所得回歸結(jié)果如表3 所示。

    表3 中,行為態(tài)度利潤、行為態(tài)度產(chǎn)品的系數(shù)分別為0. 306 和0. 497,且均通過了1% 水平的顯著檢驗(yàn); 行為態(tài)度 潛力的系數(shù)則為0. 137,僅在10% 水平上具有顯著性。系數(shù)大小、顯著性上的差異表明,農(nóng)戶在決定是否參加合作社時(shí)明顯更看重合作社當(dāng)前的盈利能力,而非合作社未來的發(fā)展前景。

    (三)分位數(shù)回歸

    接下來考慮的問題是,對不同水平的合作社參與意愿而言, 農(nóng)戶認(rèn)知的影響是否存在差異?為回答這一問題,本研究改用分位數(shù)回歸進(jìn)行估計(jì)。與基準(zhǔn)回歸的OLS 估計(jì)反映參數(shù)在樣本分布上的平均水平不同,分位數(shù)回歸能揭示參數(shù)在樣本分布的不同分位點(diǎn)上的變化路徑。本研究在0. 1、0. 25、0. 5、0. 75 和0. 9 分位點(diǎn)上進(jìn)行分位數(shù)回歸,結(jié)果如表4 所示。

    表4 中, 行為態(tài)度的系數(shù)從0. 1 分位點(diǎn)的0. 297 一直增加到0. 9 分位點(diǎn)的0. 542, 且均在1% 水平上顯著。這表明對合作社參與意愿更高的農(nóng)戶而言, 行為態(tài)度的影響會(huì)更大。在0. 1、0. 25 和0. 5 分位點(diǎn)上, 主觀規(guī)范的系數(shù)均大于0. 3, 并通過了1% 的顯著性檢驗(yàn); 而在0. 75 和0. 9 分位點(diǎn)上,主觀規(guī)范的系數(shù)小于0. 2 且部分缺乏顯著性。可見主觀規(guī)范主要對合作社參與意愿較低的農(nóng)戶樣本起作用。此外,知覺行為控制的系數(shù)在所有分位點(diǎn)上均不顯著,對合作社參與意愿缺乏影響。

    (四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性??紤]到作為被解釋變量的合作社參與意愿是具有內(nèi)在排序特征的離散整數(shù)變量,改用排序模型進(jìn)行極大似然估計(jì):隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布時(shí)應(yīng)采用oprobit 模型, 服從邏輯分布時(shí)采用ologit 模型更為合理。表5 的第(1) 和(2) 列報(bào)告排序模型的回歸結(jié)果,其中核心解釋變量系數(shù)的符號和顯著性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似。

    考慮到農(nóng)戶對合作社所處行政村的認(rèn)知也可能影響其合作社參與意愿,忽略這一因素可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題。為此,引入村農(nóng)業(yè)認(rèn)知、村物流認(rèn)知這兩個(gè)新的控制變量,分別表示農(nóng)戶對行政村農(nóng)業(yè)和物流發(fā)展水平的概念性評價(jià)。變量仍采用5 級里克特量表進(jìn)行賦值,農(nóng)戶選擇1~5 表示“非常差”至“非常好”。表5 中的第(3) 和(4)列分別加入村農(nóng)業(yè)認(rèn)知、村物流認(rèn)知, 第(5)列則同時(shí)加入這兩個(gè)變量。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比,核心解釋變量系數(shù)的符號和顯著性并未發(fā)生變化。至此,本研究完全證實(shí)了假說1 和2,假說3則未得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

    四、結(jié)論及政策含義

    鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的首要目標(biāo)是產(chǎn)業(yè)興旺,從而為鄉(xiāng)村全面振興提供物質(zhì)基礎(chǔ)。實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺的重要途徑是繼續(xù)發(fā)展合作社這一農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的典型形式。本研究基于農(nóng)戶認(rèn)知視角,研究在鄉(xiāng)村振興背景下如何增強(qiáng)農(nóng)戶的合作社參與意愿。首先,依據(jù)計(jì)劃行為理論,將農(nóng)戶認(rèn)知分為三個(gè)維度:行為態(tài)度指農(nóng)戶對合作社利潤、產(chǎn)品和潛力的認(rèn)知,主觀規(guī)范指農(nóng)戶對合作社中企業(yè)的信任程度,知覺行為控制則指農(nóng)戶參與合作社的經(jīng)驗(yàn)。進(jìn)一步地,利用2021 年廣西壯族自治區(qū)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),有如下發(fā)現(xiàn):行為態(tài)度顯著增強(qiáng)了合作社參與意愿,對參與意愿高的農(nóng)戶影響更大,且合作社利潤、產(chǎn)品認(rèn)知的影響強(qiáng)于合作社潛力認(rèn)知的影響;主觀規(guī)范對合作社參與意愿有顯著促進(jìn)作用,這一作用主要集中于低參與意愿的農(nóng)戶;知覺行為控制對合作社參與意愿的影響則不顯著。

    本研究的研究結(jié)論具有明確的政策含義。全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下,要激發(fā)農(nóng)戶的合作社參與意愿,相關(guān)政策制定中應(yīng)把握以下基本原則。第一,發(fā)展真正具備競爭力的合作社。集中培育有盈利能力和發(fā)展前景的合作社,同時(shí)堅(jiān)持寧缺毋濫的原則,淘汰無市場、無利潤的合作社,避免公共資源的浪費(fèi)。第二,以制度建設(shè)優(yōu)化合作社運(yùn)營環(huán)境。規(guī)范合作社各參與主體尤其是企業(yè)的運(yùn)營行為,加大對違約、欺詐、挪用資金等行為的處罰力度,在合作社中建立起相互信任的和諧氛圍。第三, 做好合作社的轉(zhuǎn)型工作。農(nóng)戶此前參加合作社的經(jīng)驗(yàn)并不能增強(qiáng)今后的合作社參與意愿,為脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的有效銜接提出了挑戰(zhàn),當(dāng)前的合作社政策應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)戶的組織認(rèn)同, 切實(shí)提升其獲得感、滿意度[26],真正實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶的長期可持續(xù)參與。

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    (編輯:程俐萍)

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