農戶參加農民專業合作社行為影響因素研究——以日照市為例

汪志強，冷 原

(1.上海交通大學安泰經濟與管理學院，上海 200052;2.吉林大學經濟學院，長春 130012)

1 問題的提出

農民專業合作社是在農村家庭承包經營基礎上，同類農產品的生產經營者或者同類農業生產經營服務的提供者、利用者自愿聯合、民主管理的互助性經濟組織。它將分散的農民聯合起來，提高農業生產的組織化程度，降低生產成本和交易費用，提高農戶抵御風險的能力和市場談判的地位，從而增強其市場競爭力［1］。

但是在我國，據農業部2011年9月16日公布的數據，目前我國農民專業合作社只帶動了全國約12%的農戶。這一比例在山東日照甚至更低，根據《日照統計年鑒2010》、日照市第6次人口普查數據以及日照工商行政管理局提供的數據，可以推算出日照市農戶參加農民專業合作社的比例大約為5.09%。

從經濟上講，加入農民專業合作社有利可圖，從政策上講，各級政府在大力推動，但是為什么我國農戶參加合作社的比例如此之低呢?該文重點探討在同一居住范圍內，為什么有的農民加入，有的不加入呢?為什么沒有形成一種示范效應?

2 假設提出

2.1 假設一

按照產權理論分析，合作社常常會出現視野問題，這是因為合作社的惠顧返還現金的剩余索取權是以社員的惠顧為條件的。社員只能在他們的社員資格期限內獲得相應的投資收益。年輕人入社可以有更長的剩余索取期，而老年人只能有較短的剩余索取期［2］。

因此提出假設一:農戶參加合作社的比例與戶主年齡呈負相關關系。

2.2 假設二

按照產權理論和公共選擇理論，集體行動中容易出現“搭便車”行為，而“搭便車”行為一方面會導致集體行動效率低下，另一方面會導致高效率生產者退出，低效率者進入［3］。

因此提出假設二:農戶參加合作社的比例與農民個人生產效率呈負相關關系。

2.3 假設三

按照交易費用理論，當外部市場的交易費用太高時，為了節約成本，就會出現一種組織將其內化為內部管理費用［4］。按照公共選擇理論，分散經營的農民聯合起來形成農民組織可以增強議價能力，進而提高各個成員的福利。綜上，合作社相對于個人經營來說，既能降低交易費用，又能提高收益。

因此提出假設三:參加合作社的農戶農業收入增速高于未參加合作社的農戶。

2.4 假設四

按照行為經濟學理論提出的“損失規避”概念，人們遭受損失所帶來的痛苦要高于獲得同樣收益帶來的快樂。所以人們加入一個經濟組織的首要目的是規避風險，而不是追求更高收益。

因此提出假設四:農戶參加合作社的比例與其獨自經營所面臨的風險呈正相關。

圖1 戶主年齡結構分布

2.5 假設五

常有研究者簡單地認為:農戶加入合作社之后的收益超過加入之前便會選擇參加。然而基于行為經濟學的公平偏好理論，一系列的博弈實驗顯示，人們在關注收益的同時，也關注公平。如果農戶加入合作社后的額外收益與其付出不對等，即使其收入有所提高，他也有強烈動機退出該合作社。

因此提出假設五:農戶參加合作社的比例與合作社的利益分配公平度呈正相關關系。

3 實證研究

3.1 樣本數據來源

該項研究的樣本數據由作者組織部分就讀于上海交大和其他高校的山東日照學生，利用暑假回家的機會，對所在地區的農戶進行入戶訪談獲得。共發放問卷260份，收回實際有效問卷237份。其中，已經參加合作社的社員問卷131份，沒有參加合作社的非社員問卷106份。被訪談的社員和非社員在地理上是臨近的，即居住在同一村莊或者相鄰村莊的農戶。樣本農戶分布于日照市的各個地區，隸屬于26家不同業務類型的農民專業合作社，具有一定的代表性。

圖2 戶主文化程度結構分布

3.2 調查情況的描述性分析

3.2.1 戶主個人特征

(1)年齡:

從圖1可以看出，各年齡層參加合作社人數占比高于未參加人數占比是在“50歲以前”階段， “51歲以后”年齡層人群出現了未參加人數占比高于參加人數占比的現象。

直觀原因可以解釋為年輕人易于接受新事物;深層次原因可以歸結為產權理論中的視野問題。這驗證了假設一的正確性。

表1 戶主年齡結構分布

(2)文化程度:從表2可以看出，樣本農戶具有小學學歷和初中學歷的比例最高，達75.95%。相對于戶主的年齡結構分布情況來說，這也是比較符合實際情況的。

從圖2可以看出，未參加合作社的農民占比高于參加合作社的農民占比是在“文盲”、 “高中”和“大?！币陨?。這與通常的研究認為參加比例隨著文化水平的提高而提高的觀點相左。

“文盲”參加比例低的直觀解釋是保守的小農思想，害怕嘗試新事物。而較高文化水平者參加比例低的一個合理解釋是:他們作為高效率的生產者得不到更高比例的回報，拒絕被“搭便車”。這驗證了假設二的正確性。

表2 戶主文化程度結構分布

3.2.2 農戶家庭特征

(1)農業收入情況

從圖3可以看出，農業收入在“1萬元以下”的樣本農戶未參加合作社的占比高于參加合作社的占比。經濟學解釋為:農戶參加合作社需要付出固定成本和可變成本，而農戶的收益卻只與他和合作社的交易量正相關，當他的生產規模較小，與合作社的交易量較低時，他參加合作社的凈收益會比較低。因此，生產規模越小的農戶越傾向于不參加合作社。

同樣看到，農業收入在“8萬及以上”的樣本農戶未參加合作社的占比高于參加合作社的占比。這同樣驗證了前文提出的假設二。

表3 農戶農業收入情況分布

表4 農戶兼業化程度分布

圖3 農戶農業收入情況分布

圖4 農戶兼業化程度分布

(2)農戶兼業化程度:從圖4可以看出，當農業收入占全部收入50%以下時，農戶的兼業化程度較高，專業化程度較低，未參加合作社的樣本農戶占比高于參加合作社的樣本農戶占比。當農業收入占全部收入的比例超過50%時，農戶的兼業化程度較低，專業化程度較高，未參加合作社的樣本農戶占比低于參加合作社的樣本農戶占比。經濟學解釋是:兼業化程度越低，專業化程度越高，農業生產面臨的風險就會越大，為規避系統性風險，農戶就越傾向于參加農民專業合作社。這驗證了前文提出的假設四。

表5 農戶農業收入增速分布

(3)農業收入增長比例

從圖5可以看出，參加合作社的樣本農戶農業收入增速要高于未參加合作社的農戶。計算調研數據得出，參加合作社的樣本農戶農業收入平均年增長比例為20.03%，未參加合作社的樣本農戶農業收入平均年增長比例為19.57%。這個結果驗證了前文提出的假設三。

3.2.3 農業生產特征

圖5 農戶農業收入增速分布

表6 價格波動程度分布

價格波動程度從圖6可以看出，當農產品的價格基本穩定時，未參加合作社的農戶占比高于參加合作社的農戶占比。當農產品的價格波動程度逐漸增大時，參加合作社的農戶占比開始高于未參加合作社的農戶。這驗證了前文提出的假設四［5］。

3.2.4 當地農產品市場的發育程度

圖6 價格波動程度分布

表7 銷售地點情況分布

圖7 銷售地點情況分布

從圖7可以看出，在該地銷售時，未參加合作社的樣本農戶占比高于參加合作社的農戶占比。當在該地以外其他地區或者國外銷售時，未參加合作社的樣本農戶則低于參加合作社的農戶占比。市場有風險，尤其是對遠離自己的市場，因此這也驗證了前文提出的假設四。

3.2.5 政府的政策支持

從圖8可以看出，無論是參加合作社的樣本農戶還是未參加合作社的樣本農戶，絕大多數不清楚加入合作社是否有政府優惠，占比達到58.23%。

表8 政策優惠情況分布

3.2.6 農民專業合作社特征

該部分問卷的被調查者是26家農民專業合作社的理事長或者其他相關負責人，并經若干社員確認，以此來判斷合作社的真實情況。

(1)發起人:

圖8 政策優惠情況分布

從表9可以看出，樣本合作社中發起人最多的是專業生產大戶，占到46.16%;其次是村委會，占到26.92%。在調查中得知，村委會能成為促進當地經濟發展的重要力量，主要源自村委會的民主選舉改革。在村民民主選舉中，能力強的、熱心為村民辦實事的干部被選舉出來，他們積極尋求各種資源，幫助村民走上致富路。其中依托本村既有優勢，成立農民專業合作社是他們的首選之路。

(2)決策人:

表9 合作社發起人組成情況分布

從表10可以看出，樣本專業合作社中，決策時由發起人一人說了算的最多，占到53.85%。一人一票的民主管理形式，僅占到19.23%。民主管理雖然占到了近1/5，但是發起人一人說了算的情況是目前的合作社的主要決策形式。

3.3 模型的構建及說明

3.3.1 實證模型的建立

基于前面的描述與分析，該文將農戶是否參加農民專業合作社的行為設定為以下幾類因素的函數:①農戶戶主的個人特征，②農戶的家庭特征，③農戶的農業生產特征，④當地農產品市場的發育程度，⑤當地政府的政策支持，⑥當地農民合作社特征。在此將其歸納為以下函數形式:

參加與否 =F(農戶戶主個人特征變量，農戶家庭特征變量，農戶的農業生產特征變量，當地市場發育特征變量，政策因素特征變量，當地農民合作社特征變量)+隨機擾動項。

3.3.2 計量方法的選擇

農戶是否參加農民專業合作社，只有兩種情況，即參加與不參加，這就要求建立的模型必須要保證因變量的取值是零或1。普通最小二乘法與加權最小二乘法估計的系數的標準差與t檢驗的值不適用于統計學的假設檢驗，而由于該文研究的被解釋變量是離散的二值變量，不符合統計學上要求的正態分布，所以不能用普通最小二乘法和加權最小二乘法來進行估計，應該使用二元Logistic模型進行回歸分析。

3.3.3 變量定義

該文將農戶的參加行為定義為Y，作為因變量。其中Y=1表示已經參加，Y=0表示尚未參加。至于自變量的定義，見表11。

3.3.4 模型結果分析

用SPSSl3.0社會科學統計軟件包對237份有效農戶問卷的數據進行了Logistic回歸處理。

表12給出了最終模型的估計結果。在模型結果中，自變量Wald值越大，該項的顯著性越強，也就更重要。該文也分別用“＊＊”，和“＊＊＊”表示出了統計檢驗達到5%和1%的顯著性水平。

表10 合作社決策人組成情況分布

對于模型的結果該文做出如下解釋:

(1)自變量年齡的統計檢驗在1%水平上顯著，回歸系數為負，說明隨著年齡的增長，農民加入合作社的意愿也變弱。這是定量驗證了假設一:因為視野問題，農戶參加合作社的比例與戶主年齡呈負相關關系。

(2)自變量村干部的統計檢驗在1%水平上顯著，回歸系數為正，這說明在其他因素一定的情況下，村干部更容易參加合作社。因為村干部常常是合作社的發起人或者村干部需要帶頭完成上級政府下派的指標亦或他們可以掌握更多的政府優惠政策資源，所以就會更傾向于選擇參加農民專業合作社。

(3)自變量農業收入占比的統計檢驗在5%水平上顯著，回歸系數為正，這說明農戶專業化經營的程度越高，兼業的程度越小，從而農業的經營風險、銷售風險等等對他們越重要越敏感，因此就越有可能加入農民專業合作社。這是定量驗證了假設四:農戶參加合作社的比例與其獨自經營所面臨的風險呈正相關。

(4)自變量農產品價格波動程度的統計檢驗在5%水平上顯著，回歸系數為正，這說明農產品市場價格的波動越劇烈，農戶面臨的市場風險也就越大，而農戶傾向于希望能有穩定的銷售渠道，能有預期的收益可以補償他現在的生產成本，因此農戶參加農民專業合作社的意愿越強烈。這也是定量驗證了假設四。

(5)自變量農產品銷售區域的統計檢驗在l%水平上顯著，回歸系數是正向的，這說明農產品的銷售區域越趨向外地市場，農戶所面臨的市場風險越高，他們越傾向于參加農民專業合作社。這也是定量驗證了假設四。

(6)自變量政策優惠的統計檢驗在5%水平上顯著，回歸系數為正，這說明政策優惠對農民參加合作社有著顯著的吸引力。因為政策優惠意味著生產活動成本降低，風險降低，收益提高。

表11 自變量說明

表12 農戶參加農民專業合作社影響因素的Logistic回歸分析 (step14)

(7)自變量合作社效益的統計檢驗在1%水平上顯著，回歸系數為正，這說明合作社的效益越好，農民越傾向于參加合作社。

(8)自變量合作社利益分配公平度的統計檢驗在1%水平上顯著，回歸系數為正，這說明合作社利益分配越公平，農民越愿意參加合作社。這是定量驗證了假設五:農戶參加合作社的比例與合作社的利益分配公平度呈正相關關系。

4 政策建議

第一，加大宣傳，增強農戶對農民專業合作社的認知。一方面應從思想上對農民做好引導工作，消除農戶的心理障礙，增強他們的合作意識，啟發他們的合作實踐;另一方面要大力宣傳政府對合作社的扶持政策，吸引更多的農戶來參與合作社。

第二，加大對專業合作社的政策支持力度。該文研究表明，政府優惠政策對農戶參加農民專業合作社的行為有十分顯著的影響，所以一方面應當加大扶持資金的投入;另一方面要落實相關的稅收優惠政策等。

第三，轉變追求數量目標，集中力量重點支持規范合作社做強做好。該文研究表明，合作社的效益是吸引農戶加入農民專業合作社的重要影響因素，所以政府需要改變有限資金分散使用難以取得顯著效果的做法，集中力量支持重點合作社做強做好。建議按照國家示范標準社建設的要求，寧缺毋濫，擇優扶持，選擇基礎好的合作社促進其做強做好。努力追求農民專業合作社應有的規模經濟效益，當一批成熟的合作社發展壯大之后，自然會吸引周邊的農民加入或者自發創辦自己的專業合作社［6］。

第四，轉變扶持農民專業合作社發展的資金投放重點。在調查中從農民口中得知，上級政府的扶持資金有個別沒有進入到生產發展領域，甚至是沒有進入到真正運作合作社的農民手中。如何規避這一尋租行為，一個較好的策略就是由過去的直接資金扶持轉向實物扶持，如生產設備、良種化肥等生產資料補貼等。要讓政府的扶持變成生產力，而不是供人尋租的租金，即鼓勵生產活動，而不是尋租等非生產性活動。

［1］趙峰娟，王艷杰，姜志德.農戶經營性投入的影響因素分析—以洛南縣核桃種植為例.中國農業資源與區劃，2011，(6)

［2］康芒斯.制度經濟學.北京:商務印書館，1962，72～73

［3］奧爾森.集體行動的邏輯.上海:上海人民出版社，1995，70～74

［4］科斯，德姆塞茨，威廉姆森，等.財產權利與制度變遷.上海人民出版社，1990，20～50

［5］章力建，朱立志.亞太地區農產品質量安全合作機制探討.中國農業資源與區劃.2011，(6)

［6］蘇楠，楊學軍，王輝，等.農民專業合作社農戶合作意愿分析—基于楊凌現代農業示范園的實證研究.中國農業資源與區劃，2012，(1)