基于Logistic模型的農民參與農民專業合作組織影響因素分析

林海英

內容摘要：本文基于內蒙古5個盟市中17個鄉村的440戶農民進行調研收集的數據，通過建立二元Logistic模型，分析了農戶參與農民專業合作組織意愿的影響因素，并提出了相關政策建議。

關鍵詞：農戶 農民專業合作組織 影響因素 Logistic模型

近幾年，隨著全國各級政府對合作社的扶持力度的不斷加大，我國的合作社得到了快速的發展。尤其自2007年《中華人民共和國農民專業合作社法》頒布后，其發展相當迅速。截至2014年7月底，我國擁有119.29萬家合作社， 2012年至2015年中央一號文件均提出“支持新型的農業經營主體快速成長”，主要指出了農民專業合作社的發展。同時，農業部也在2015年農業發展規劃中著重強調，要“落實和完善相關稅收優惠政策，支持農民專業合作社快速發展”，充分顯示政府加快轉變農業經營方式的決心。目前國內外學者主要從合作社本身、政府角度、合作社制度變遷、合作社的異質性以及村委會選取等角度研究，但多數都是單獨分析農民專業合作組織自身發展狀況的。周勇、張濤（2006）以重慶為樣本分析了新型農民專業合作組織的制約因素和政府在其中的作用，孫亞范（2012）年以江蘇的問卷調查為依據分析了農民合作的需要和意愿，徐旭初、吳彬（2010），黃祖輝等（2011），劉穎嫻（2015）對農民專業合作組織的效率進行研究，探索出提高農民專業合作組織效率的具體路徑及其相互關系。易遠宏（2010）指出目前農民專業合作組織在多方面仍存在許多不足，主要表現為對農村經濟發展促進不顯著，我國外面法律等環境不完善，農民專業合作組織產權等內部機制不健全。王勇（2012）談到政府應從農民專業合作社的實際需求出發，為其提供及時有效的公共服務，農民專業合作社自身也應積極進取，不斷提升核心競爭力。陳天忠（2010）提出了我國農民專業合作組織規模小、競爭力小、管理水平偏低、制度不健全、運作不規范、行政色彩較濃等問題并提出了相關的政策建議。綜觀以上研究，只有孫亞范（2012）研究了農民專業合作組織成員之間的合作意愿，并以東部地區較為發達的農民專業合作組織為例進行研究。本文主要是以欠發達的西部地區內蒙古為調查對象，并對農戶參與到農民專業合作組織的意愿及其影響因素進行計量分析，探索影響農戶參與到農民專業合作組織的因素、動因及相應的政策啟示。

數據來源與研究方法

（一）數據來源與樣本分布

數據通過分層抽樣調查得到，分層抽樣的過程是：首先，按照內蒙古自治區的區域圖對其12個盟市劃分為東部（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，按照中國農業統計年鑒中內蒙古農業產出值排名靠前的城市，選取呼和浩特市、包頭市、赤峰市、巴彥淖爾市、呼倫貝爾市的17個村的440戶農戶進行調查，以實地調查、當場回收的方式獲取數據。共發放調查問卷440份，獲取有效問卷404份，問卷有效率91%。

（二）變量選取與模型構建

1.變量選取。結合文獻綜述及實際調研需要，本文把農戶參與農民專業合作組織的意愿作為被解釋變量，該意愿作為（0，1）變量；選取了個人特征、技術特征及營銷特征作解釋變量，每個變量根據需要選取了若干個可觀測變量作為具體描述變量，具體變量有X1（受教育程度）、X2（年齡結構）、X3（家庭農業收入）、X4（家庭勞動力占家庭總人數比例）、X5（新技術難題）、X6（離中心城市距離）、X7（是否參加技術培訓）、X8（談判能力）、X9（品牌）、X10（銷路平穩性）、X11（信息平臺）、X12（產品附加值狀況）。

結果與分析

（一）調查樣本分析

被調查者中知道、了解并愿意加入的農民專業合作組織的人數為304人，占87%；調查的年齡結構偏大，40歲以上的人員91.4%。受教育程度以高中或中專學歷居多，比例為58.16%和26.38%。農戶家庭農業年收入中30000～60000 元占32.16%，60001～90000元占29.38%，90001～120000元占38.46%，符合中等地區的收入水平。家庭結構的比例較低，73.4%的農戶集中在0.6以下，即家庭外在關聯人員較少，這也是農民專業合作組織存在的必然趨勢。在農戶認為在遇到新技術問題時，91.8%以上的農戶都認為在土地耕種、選擇種子以及信息化和機械化使用過程遇到的問題都很難靠自身很難解決。離中心城市距離在50公里以下的比例達65.1%，銷路平穩性認為一般以下的比例為61.8%，認為談判能力和品牌一般以下的比例分別為66.4%、78.3%，認為產品附加值狀況在一般及以上的比例達到60.5%，可見產品附加值是農戶關心的因素，也是影響農戶是否愿意加入到農民專業合作組織的主要因素。以上這些樣本調查結果與實際需求相吻合的。

（二）模型回歸檢驗

從表1可以看出，當原假設：βi=0， LR統計量的值是110.29，作用類似于線性回歸模型中的F檢驗，P值非常小，近似于零。因此，可以拒絕原假設，表明該Logit模型系數整體顯著。Pseudo R2 統計量的值為0.4959表明該模型有較好的擬合效果，可以使用該模型。

1.受教育年限對農戶參與農民專業合作組織的意愿有顯著影響，該變量在1%水平下顯著為負，即受教育年限每增加一單位，減少農戶參與農民專業合作組織的意愿的概率為3.76%，這一結果表現與預期一致。農戶的受教育程度越高，參與到農民專業合作組織中的意愿就越弱。

2.家庭結構主要是家庭的在外關聯人員人數占家庭總人數的比重，家庭結構對農戶參與農民專業合作經濟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，表明此變量越小，農戶參與農合組織的意愿越強；反之農戶愿意加入農民專業合作組織的概率越小。研究結果表示家庭結構每增加一單位，農戶參與到農民專業合作組織的意愿就減少26.2%的可能性，這一結果與預期相符。

3.家庭農業年收入對農戶參與農民專業合作組織的意愿有影響，該變量在1%水平下顯著為正，即家庭農業年收入每增加一單位，增加農戶參與農民專業合作組織的意愿的概率，此概率值并不大。家庭農業收入大的農戶，說明該家庭擁有的耕種土地面積較大，農產品的產量也會較多，由研究綜述部分看出，農民專業合作組織可以降低單個農戶的交易成本、可以實現規模經濟、可促進生產要素的合理流動、可降低單個農戶的風險、可促進增加農民收入（趙鑫、李龍珠，2010），由此可見家庭農業收入較多的農戶更愿意參與到農民專業合作組織中，規避風險并提高收益。這一結果與預期較為一致。

4.新技術難題情況對農戶參與農民專業合作組織的意愿有顯著影響，該變量在1%水平下顯著為正，即農戶擁有的新技術難題越大，越愿意加入到農民專業合作組織，反之亦成立。該結果是成立的。

5.離中心城市距離對農戶參與農民專業合作組織的意愿有影響，該變量在1%水平下顯著為正，即農戶離中心城市距離越大，越愿意加入到農民專業合作經濟組織，反之亦成立。這一結果明顯成立。樣本分析結果表明：農戶離中心城市距離每減少一單位，農戶參與農民專業合作組織的意愿增加的概率為0.7%。

6.產品附加值狀況對農戶參與農民專業合作組織的意愿有顯著影響，該變量在10%水平下顯著為正，即農戶種植的農產品附加價值較高，越愿意加入農民專業合作組織，反之亦成立。樣本分析結果表明農戶種植的農產品附加價值每增加一單位，農戶愿意加入農民專業合作經濟組織的概率為3.9%。該結果與實際調研一致。

結論與啟示

農戶是否愿意加入到農民專業合作組織，跟三個方面的特征有關。在個人特征中，受教育年限越低，加入到農民專業合作組織的意愿的概率就越大；農戶家庭內的外在關聯人員越少，愿意加入到農民專業合作組織的概率就越低；家庭農業年收入越高，農戶愿意加入到農民專業合作組織的概率就越大；離中心城市距離越近，農戶愿意加入到農民專業合作組織的概率就越低。在技術特征中，對于農戶來說新技術難題越大，農戶愿意加入到農民專業合作組織的概率就越高；在營銷特征中，農戶生產的農產品產品附加值越高，農戶愿意加入到農民專業合作組織的意愿就越高。

本文的研究結論對于農民專業合作組織的健康發展具有以下的政策啟示：首先，加強農民接受知識能力，尤其在西部地區，農戶總體受教育程度較低，確實愿意加入到農民專業合作組織中，但是對于該組織的規章制度和利潤分配方式等都不宜理解。其次，完善并提升信息服務和技術網絡平臺建設。政府應高度關注農村信息化建設，尤其對農民專業合作組織為農民提供服務過程中涉及到信息化手段和能力，讓農民因為加入農民專業合作組織后，學習并掌握運用信息技術掌控質量關和銷售渠道關。最后，政府在農民專業合作組織的發展中承擔協調和扶持并重的角色，實施縱向一體化的營銷渠道，尤其是在農產品附加價值較高的地區，形成具有較高經濟價值的農產品的新形式，因此需要政府協調營銷渠道中的加工企業和銷售中間商，來穩定和維持該鏈條上農產品的供給方的利益不受損害，從源頭上鼓勵農民專業合作組織健康快速發展。

參考文獻：

1.周勇，張濤.新型農民合作經濟組織的制約因素與政府行為：重慶樣本[J].改革，2010（7）

2.孫亞范，余海鵬.農民專業合作社成員合作意愿及影響因素分析[J].中國農村經濟，2012（6）

3.徐旭初，吳彬.治理機制對農民專業合作社績效的影響——基于浙江省526家農民專業合作社的實證分析[J].中國農村經濟，2010（5）

4.黃祖輝，扶玉枝，徐旭初.農民專業合作社的效率及其影響因素分析[J].中國農村經濟，2011（8）

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