農民專業合作社的農戶參與：自選擇還是被參與

羅玉峰，鄧衡山，陳菲菲，徐志剛*

（1. 南京農業大學經濟管理學院，江蘇 南京 210095；2. 福建農林大學經濟學院，福建 福州 350002；3. 中國人民大學農業與農村發展學院，北京100872）

農民專業合作社的農戶參與：自選擇還是被參與

羅玉峰1，鄧衡山2，陳菲菲3，徐志剛1*

（1. 南京農業大學經濟管理學院，江蘇 南京 210095；2. 福建農林大學經濟學院，福建 福州 350002；3. 中國人民大學農業與農村發展學院，北京100872）

農民專業合作社是國家構建新型農業經營主體的重要組成部分，保持和激勵農戶參與合作社的積極性至關重要。但是，在我國合作社發展過程中，農戶“被參與”合作社的現象屢見不鮮?；跇嫿ㄞr戶參與行為“自選擇”和“被參與”的理論框架，利用在江蘇、吉林和四川3省18個鄉鎮獲得的合作社相關數據，運用GLM模型，在合作社層面分析合作社官方發起和功能對農戶參與率的影響。結果表明，在功能較弱的合作社中具有官方背景的合作社參與率達53.5%，明顯高于民間背景合作社（18.6%），而在功能較強的合作社中兩者參與率沒有明顯差異；在民間背景合作社中，功能強的合作社參與率比功能弱的合作社高出15.8%，參與率與組織自身功能完善程度呈現出顯著的正向關系，但官方背景合作社的參與率與其功能幾乎沒有關系，功能較弱的合作社參與率反而略高。研究表明，在目前的政策導向下，我國的農民專業合作社面臨著嚴重的虛假參與問題，并且主要集中在具有官方背景且功能較差的那類“空殼”合作社之中。因此，我國合作社數量高速增長過程中的虛假參與問題應引起足夠重視，有關部門應開始著手提高合作社準入門檻、加強補助資金監管力度，并適時調整合作社扶持思路。

農民專業合作社；農戶參與行為；成本—收益；政策激勵；GLM模型

自2007年我國《農民專業合作社法》頒布以來，農民專業合作社（下文簡稱合作社）在全國范圍內如雨后春筍般大量涌現，農戶參與率也隨之大幅度提高[1]。據官方統計，我國參加合作社的農戶比例從2004的3.5%上升到了2015年的42%[2]。然而，依據官方統計數據計算的農戶參與率可能大大高估了農戶主動加入合作社的參與程度。因為現實中農戶成為合作社社員，有些是主動“自選擇”的結果，有些則是被動的，屬于“被參與”。對于農民專業合作社的健康、持續發展而言，保持和激勵農戶參與合作社的積極性至關重要。

經過過去幾年的快速發展，農民專業合作社已成我國農村重要的農業生產經營主體之一，為提升我國小農戶的生產經營組織化水平發揮了重要作用。但是，很顯然的是，農戶“被參與”合作社問題和其他種種合作社發展過程中出現的亂象[3-5]，不僅會影響合作社的整體發展質量和社會對合作社發展的態度，也會嚴重影響農戶參與合作社的積極性和合作社的可持續發展。那么，農戶“被參與”和參與率水分問題到底有多嚴重？現實中，農戶“被參與”合作社是局部個案還是普遍存在的現象？影響合作社農戶參與率的主要動因和機理是怎樣的，特別是導致成員虛假參與的機制是什么？這些問題的回答對合理判斷我國合作社發展成績和存在問題，完善相關合作社發展支持政策具有重要意義。

關于我國農民專業合作社農戶虛假參與問題，雖然不少學者在研究中都有所提及，但迄今為止尚未出現專門將其作為分析對象進行系統研究的文獻，已有討論只是散落在研究合作社其他問題的文獻中。一些從事合作社研究的專家學者因為合作社存在的問題對我國合作社的發展前景表達出了不同程度的憂慮。有學者明確指出需理性判斷合作社數量和農戶參與率等發展數據，以免放大合作社對農民的實際帶動能力[5]。現實中不僅存在不開展具體活動的“空殼”合作社和虛假參與農戶[6]，還有以合作社外殼來包裝下鄉資本的“異化”合作社[7-9]，以及股份化傾向[10]，能人和大戶主導[11]，小農排斥[12]等實際問題。然而，雖然大家認識到了農戶虛假參與和被參與等問題，但現有針對農戶合作社參與行為的研究卻沒有就農戶參與合作社行為的性質進行區別，未區分農戶的參與行為屬于主動參與還是被動參與[13-15]。少數將農戶參與行為進行細分的研究只是在農戶主動參與行為的范疇內將合作社參與細分為業務參與、資本參與和管理參與[16]。

本文基于對農戶參與行為背后的動機，將其參與行為區分為“自選擇”行為和“被參與”行為，系統剖析兩類參與方式背后的動因和行為邏輯。利用江蘇、吉林和四川3省9縣18個鄉鎮241家產品類農民專業合作社的實地調查數據，采用廣義線性模型（GLM）的方法，在合作社層面分析合作社官方發起和功能對農戶參與率的影響，探討不同類型合作社參與率背后的主要來源，為深入揭示官方背景合作社參與率虛高和農戶“被參與”問題提供理論依據。

1 一個關于合作社農戶參與的分析框架

農民專業合作社作為一種自我服務組織，是農戶為實現一定共同目標，結合在一起組成的相互協作的組織，成員認同和積極參與對于合作社的可持續發展至關重要。按農戶參與合作社動機和行為的主動性程度差異，可將成員加入合作社分為“自選擇”和“被參與”兩種，前者是農戶根據自己意愿自主選擇的結果，后者指農戶被迫參與、甚至都不知道自己參與了合作社的情況。另外，按照發起人背景不同，合作社的發起成立可分為官方發起和民間發起，前者指合作社由鄉鎮政府或村委會主導或者主要參與發起，而后者指合作社完全由民間農戶或企業發起，沒有官方背景。

1.1 農戶“自選擇”的動機和邏輯

小規模分散的農戶是我國農業生產經營的主體，小農戶分散與市場進行交易的市場模式也是我國農業市場的主要型態。農民專業合作社作為一種農戶將全部或部分生產要素集中到一起合作生產經營的組織交易方式，是上述市場模式的替代選擇之一。理論上，合作社通過橫向一體化或縱向一體化可實現生產規模擴張，通過降低成本、提高市場談判能力和獲取創新利潤等途徑獲取規模經濟[17]，因此農戶加入合作社有可能分享合作社預期帶來的好處。合作社可通過向其成員提供農資供應、農產品銷售、農產品包裝或精加工等集體投資、技術和信息服務，及資金融通等服務，來幫助解決小農戶在現代市場經濟發展中遇到的種種問題[18]。當然農戶想通過加入合作社獲取預期利益也需要付出一定成本。農戶是否加入合作社取決于對加入合作社“收益”和“成本”的評估和權衡。

一般而言，農戶加入合作社的潛在“收益”主要來自4個方面。一是規模經濟產生的收益。和農戶直接與市場交易相比，合作社無論是統購還是統銷都有可能因規模經濟產生額外收益。二是降低市場風險。農業生產經營面臨很多不確定性，農戶所承擔的風險隨著經營規模的擴大不斷增加。合作社可能掌握的供銷渠道可以削弱農戶面臨的市場風險，起到穩定農戶收入的作用。三是更加便捷地了解農業生產相關信息。村落作為一個相對封閉的單元，農戶獲取外部信息的渠道相對較少。合作社作為連接農戶和市場的橋梁，可幫助農戶降低其面臨的信息不對稱問題，及時掌握市場動態，優化生產決策。四是緩解流動性約束。一些合作社可向社員提供資金借貸服務，這在一定程度上可以緩解農戶在生產經營投入階段的資金短缺問題。而上述這些激勵農戶加入合作社的因素都與合作社提供的服務功能直接掛鉤：規模經濟的額外收益、市場風險的有效控制與合作社統購和統銷的服務功能緊密聯系；生產技術與市場信息的及時獲取則是得益于合作社提供的技術與信息服務功能；而對于流動性約束的有效緩解本就是合作社提供資金借貸服務的初衷。由此看來，農戶面臨的潛在收益與合作社的這些具體功能息息相關，對于農戶而言，選擇加入功能越全面、越完善的合作社所將獲得的潛在“收益”也就越大。因此，如果農戶加入合作社完全是自愿性的，那些功能齊全、完善并契合農戶需要的合作社能吸引到更多農戶加入合作社。

農戶加入合作社的成本可分為物質成本和時間成本兩類。物質成本包含需要繳納的會費、年費和認購股份的出資；時間成本則包括參與合作社各種公共決策以及與合作社負責人打交道的時間等。總體上，當前合作社設立的進入門檻并不太高[19]。在本文研究對象的241家合作社中，只有不到20%的合作社在農戶加入合作社的時候要求其入股，不到5%的合作社要求農戶繳納會費或年費，物質成本并不算高。而從時間成本來說，由于農村合作社絕大多數在本村或本鄉鎮內，與合作社來往比較方便，時間成本也并不大。因此，農戶是否加入合作社最主要取決于合作社的功能和潛在收益[21]。

1.2 農戶被參與的機制與動因

雖然農戶是合作社的基本組成元素和主體，但由于合作社是我國政府大力推動的新型農業經營主體，政府、企業和大戶等利益主體在合作社發展過程中都發揮了重要作用。我國合作社發展的外部環境和合作社注冊登記的方式決定了合作社農戶參與率的提升未必一定是農戶主動參與和自主選擇的結果。鄉鎮政府、村委會和合作社主要發起人都存在動機去人為提高合作社的農戶參與率，特別是對于發起成立有官方背景的合作社。

首先，政府的政策支持和項目扶持激勵企業、大戶等經濟主體甚至鄉鎮政府紛紛成立合作社，借助合作社平臺謀求政策利益。為鼓勵合作社發展，我國政府出臺了一些資金補助式的合作社支持政策，但這種專項資金并不是普惠的，只有部分合作社能夠獲得。在這種環境下，一方面，民間發起的合作社有激勵通過積極做大合作社的規模和動用各種社會資本以獲取政策資源；另一方面，一些鄉鎮基層政府由于地方財政有限，為獲取項目支持，通過下屬站所來設立合作社以爭取項目支持和財政資源。這些動機都會導致合作社出現虛假參與的情況。

其次，政績考核迫使基層政府和村莊成立名義合作社去完成上級政府安排的任務。有些地區將合作社成立數量和帶動農戶數直接作為當年的工作指標一層一層攤派而下，使得成立合作社變成基層政府工作人員和村干部的負擔。在一些沒有基礎成立合作社的地區，基層干部出于自身利益的考慮不得不成立“空殼”合作社、虛報合作社帶動農戶數以應付上級考核。有些該類官方發起成立的合作社，農戶甚至連參與了合作社都并不知情。

可見，在這種政策激勵和政績考核環境下，不僅民間發起的合作社有動機虛增社員人數、做大合作社規模，而且鄉鎮政府和村兩委也都有很強的激勵設立合作社，但這樣的合作社往往難以像一般的合作社那樣正常運轉，很多都只有一個空殼和一批虛假參與的農戶。相比之下，由于鄉鎮政府和村兩委擁有的社會資本、對合作社支持政策等信息的掌握程度、以及動員資源的能力都比較強，甚至直接掌握農戶的身份證號等個人信息，因此，在設立空殼合作社和做大合作社成員規模上享有很大的便利條件。這樣發起成立的合作社，其規模與合作社功能沒有必然的關系，而只與發起方動機強弱和資源動員能力相關。相反，對于民間發起成立的合作社發起人，無論是企業還是大戶，其虛增社員規模的成本和難度要大得多。如果需要發動農戶自動加入以擴大合作社規模，顯然需要以做強合作社作為前提；如果需要虛增合作社成員名單，則往往需要與農戶協商以獲取農戶個人信息。

如果上述分析成立，我們在現實中將會觀察到：在同等條件下，鄉鎮政府和村級組織發起或支持成立的、有官方背景的合作社更容易存在“被參與”問題，農戶參與率會明顯高于民間自發成立的合作社。民間發起成立合作社的參與率會主要受到組織服務功能的影響，功能越強農戶參與率越高；而官方背景合作社的參與率主要受發起方動機和資源調動能力的影響，與組織的服務功能關系并不緊密。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文所用數據來自于2014年9-11月在江蘇、吉林和四川三省（每個省3個縣，每個縣2個鄉鎮）針對農民專業合作社的實地調查。綜合考慮地域和經濟發展水平，調查選擇江蘇射陽、吉林東豐、四川射洪等9個縣作為樣本縣，抽樣采用多階段抽樣方法。在樣本縣中結合經濟發展水平和地理位置分布用分層抽樣法各選擇了2個鄉鎮，對每個樣本鄉鎮的農民專業合作社采取普查。調查采用問卷訪談的方式對18個鄉鎮的509家合作社進行了調查。在509家樣本合作社中，有241家產品類合作社關于合作社參與方面的信息完備。因此，本文分析最終使用的合作社樣本數為241家。

2.2 計量經濟模型

由于實證模型的被解釋變量“合作社參與率”是一個介于0到1之間的連續變量，所以我們選擇使用廣義線性模型（Generalized Linear Models）。GLM模型適合處理偏態分布數據，并可避免數據形式轉換等問題。根據Papke和Wooldridge對比例因變量模型的比較，模型設定為Logit連接函數和二項式分布的模型。廣義線性模型一般被表示為：

式中：Yi為被解釋變量，指“合作社參與率”；Xij為解釋變量矩陣，代表的是一系列關鍵解釋變量和控制變量的組合；g(x)為聯系函數，本文選取的是Logit函數，設解釋變量的線性組合∑Xijβj+εi=ηi，則Yi=g-1(ηi)=1/[1+exp(-ηi)]（這也就在數學上滿足了被解釋變量是一個介于0到1之間的連續變量的要求）。而(2)式則是將被解釋變量Yi的方差的約束放寬：使其不一定要為常數，而是可以隨均值的變化而變化。φ為方差函數的散布參數；V(μi)為方差函數；ωi為信度或權重。

2.3 變量選擇

本文的關鍵解釋變量有“合作社是否官方背景”、“合作社功能”以及這兩者的交互項（表1）。從理論上來看，由于具有官方背景的合作社相較于民間背景的合作社而言，其受到政策影響的可能性更大、虛假參與問題可能更為嚴重，“合作社是否官方背景”預期上應該會對合作社參與率有一個顯著的正向影響；由于我們在模型中加入了合作社功能與背景的交叉項，所以功能對于合作社名義參與率的影響應該是由“合作社功能”以及其與“合作社是否官方背景”的交互項共同決定，符號方向不好直接判斷。同時考慮到合作社參與率從理論上而言還會受到合作社其他特征以及外部環境的影響，為了能夠準確識別本文關注的關鍵解釋變量的影響，模型中還控制了“入社條件”、“競爭組織數量”、“村戶數”、“村農業勞動力”、“村人均年收入”、“村社會信任”以及地區虛擬變量。

從合作社層面而言，合作社對于農戶加入的限制條件越多，越多的農戶就會被排斥在組織之外，合作社參與率會隨之降低；當地如果還存在經營項目相同或相似的其他合作社，會對當地農戶形成分流效應，其中每一家合作社的農戶參與率同樣也會降低。所以我們預期“入社條件”和“競爭組織數量”會對合作社參與率存在負向影響。從外部環境層面考慮，村莊的規模、就業結構、經濟發展水平、社會風氣以及一些不可觀測的環境因素都有可能影響到一個組織發展的好壞。

表1 變量定義與描述統計Table 1 Defnitions and statistics of variables

3 結果與分析

3.1 描述性統計分析

合作社調查數據顯示，我國不同地域之間合作社發展狀況以及農戶參與狀況具有很大的差異但也存在共性（表2）。從合作社總數來看，東北平原地區作為我國重要的糧食產地，農業在當地經濟發展中占據了重要的位置，相應的農民專業合作社具有更為廣闊的發展空間，樣本中有一半以上（54%）的農民專業合作社集中在代表東北地區的吉林省。而作為我國勞務輸出大省的四川省由于農業人口的外流以及地形地貌多以山地丘陵為主，農業相對欠發達，農民專業合作社數量上相對較少（僅占總樣本的10%）。作為長江中下游平原代表的江蘇省的合作社數量則居于兩者之間（占總樣本的36%）。結合發起人背景來看，在江蘇和四川地區均是官方背景的合作社較多，只有在農業基礎最好、合作社數量最多的吉林省，民間自發成立的合作社數量才多于官方背景的合作社。

表2 合作社社員參與情況Table 2 Participation situations of farmers cooperatives

表3 農民專業合作社服務功能現狀Table 3 Functions of farmer cooperatives

3.2 農民專業合作社參與現狀分析

在農戶參與方面，雖然三省平均的農民專業合作社社員戶數由于主導產業的不同存在較大的差異，但具有官方背景的合作社社員數量都要超過民間自發組織形成的合作社，這一點從更為可比的統計數據“合作社參與率”上也得到了進一步的驗證。名譽社員實際上就是虛假參與合作社類型的農戶，但由于此數據相對敏感，直接詢問合作社負責人所得到的數據未見得可靠，故列在此處僅作為參考。由上文理論邏輯可知官方背景的合作社更有動機去虛報社員數量，這與我們從數據中所看到的具有官方背景的合作社“合作社參與率”相對更高相吻合，所以我們有理由懷疑這些官方背景的合作社的真實參與率是否有我們表面上看到的這么高。

分析表明，我國農民專業合作社已經在多方面發揮功能，但不同組織提供的服務差異很大。我們將產品類合作經濟組織提供的服務歸為技術和信息服務、統一農資購買服務、統一產品銷售服務和資金借貸服務4種，并根據一定標準將服務功能進一步區分為強弱兩類（表3）。組織提供技術和信息服務的最普遍，占59.3%，但46.9%的組織只提供1-2項技術和信息服務，另外12.4%的組織能提供3-5項技術和信息服務，服務功能相對較強。組織提供統一供應農資和統一銷售產品的也較普遍，分別占到58.1%和42.7%。在統一提供農資方面，34.9%的組織只統一提供1-2種農資，另外23.2%的組織能提供3-6種農資；在統一銷售農產品方面，22.8%的組織僅限于提供牽線銷售服務，另外19.9%的組織收購成員產品后再統一銷售。組織能提供資金互助服務的非常少，僅占5.4%，且3.7%的組織年均貸款總額小于3萬元，僅有1.7%的組織年均貸款總額達到了3萬元以上。

合作經濟組織為其成員所提供的服務強弱是難以直接觀測的，為了將組織服務功能的強弱具象化，本文借鑒黃季焜等[20]對合作社功能具象化的方法根據組織提供服務的數量和強弱編制了一個服務功能指數來區分不同組織的功能強度。就合作社參與率而言，由民間自發形成的合作社隨著功能的越發完善，合作社參與率也隨之逐步提高（從18.6%到32.2%再到36.6%）；而在那些具有官方背景的合作社中卻是沒有功能的空殼合作社參與率最高達53.5%，功能較強的合作社次之（49.5%），最后才是功能較弱的合作社，為41.9%（表4）。橫向比較民間背景和官方背景的合作社，無論是在哪個功能層級里，具有官方背景的合作社的參與率都要高于由民間自發成立的合作社，但是只有在無功能的分組內官方背景合作社的參與率遠遠超出民間背景合作社，達到近乎3倍。以上的種種證據表明，那些具有官方背景的農民專業合作社可能存在較為嚴重的虛假參與問題，我國農民組織化程度也許尚未達到官方統計數據所呈現出的水平。

表4 不同功能合作社參與情況Table 4 Participation of farmers cooperatives with different functions

此外，功能較強的合作社比例在民間背景和官方背景兩類合作社中比例相當（7.0% vs 7.1%），而在剩下的“無功能”和“功能較弱”兩類合作社中，官方背景合作社中“功能較弱”的比例較高，民間背景合作社中“無功能”的比例較高。這可能與兩類合作社發起人動機的差異和動員資源能力的不同密切相關。對于發起人是民間背景的合作社，如果合作社發起的主要動機是為了獲取政策支持和資源，合作社發起時并沒有實質性功能或者功能比較弱，在合作社成立之后由于資源動員能力不足往往無法按預期得到政策利益（事實上，民間背景合作社獲得政策支持的情況比較少），合作社很有可能就連基本功能都無法維系，成為“空殼”合作社；而發起人有官方背景的合作社，發起人多為基層干部或事業單位人員，社會資本較強，成立合作社的動機除了借助合作社平臺謀求政策利益以外，還有完成上級任務，即使沒有條件把合作社運營得很好，但在動員資源和獲取政策資源方面要遠勝于民間背景的發起人。因此，在力所能及的范圍內，至少可以讓合作社發揮一些基本的技術和信息服務功能，從而合作社更多容易表現出“功能較弱”的特點。

3.3 合作社參與率影響因素分析

使用廣義線性模型觀察影響農民專業合作社參與率的因素，同時以多元線性回歸模型作為參照，模型在卡方檢驗（F檢驗）1%的水平上顯著（表5），說明模型擬合程度很好。此外，在加入“背景功能交互項”后，無論是OLS模型還是GLM模型在關鍵解釋變量方面顯著性水平都得到了明顯改善，而且就邊際貢獻而言OLS模型和GLM模型的結果基本一致，所以下文僅就模型4（加入交互項后的GLM模型）的結果展開討論。

鄉鎮政府和村級組織支持成立的具有官方背景的合作社的參與率明顯高于民間自發形成的合作社。在功能較強的那些合作社中，兩者的差異并不明顯（26.5%-27.8%）；但在功能薄弱的合作社中，官方背景合作社的參與率比民間背景合作社高出26.5%，且回歸系數的統計檢驗在1%的水平上顯著（表5）。總體來看，官方背景的合作社擁有更高的名義參與率，驗證了前文所提出的猜想。我們有理由相信不同背景的兩類合作社名義參與率之間的差異很大程度上就來源于虛假參與，即便這樣，還有可能低估了虛假參與問題的程度，因為民間自發形成的合作社雖然讓農戶“被參與”的動機較弱，但也并不是絕對沒有，而這一部分是我們無法測度的。

此外，合作社服務功能對兩類不同背景合作社的影響存在很大差異：在民間背景的合作社中服務功能對農戶參與有正向作用；但對于官方背景的合作社，名義上的農戶參與率與服務功能無關，對應關系上更是表現出負向相關。在民間自發形成的合作社中，功能較強的合作社的參與率明顯更高（相比于功能較弱的合作社高出約15.8%，且回歸系數的統計檢驗在1%的水平上顯著）；但在那些鄉鎮政府和村級組織支持成立的具有官方背景的合作社中，功能的影響卻出現了反轉——功能較強的合作社反而參與率不及功能薄弱的合作社，根據模型估計的結果這種差異約為12個百分點（15.8%-27.8%）。合作社功能與參與率展現出來的倒置關系是與農戶“自選擇”行為相背離的，唯一的解釋就是農戶在不知情的情況下被動加入合作社。

總體而言，實證分析的結果基本驗證了前文闡述的合作社背景與功能協同影響合作社參與率、不同類型合作社參與率背后主導因素不同的假說。結果表明，在功能較弱的合作社中具有官方背景的合作社參與率明顯高于民間背景合作社，而在功能較強的合作社中參與率沒有明顯差異；在民間背景合作社中，功能強的合作社參與率與組織自身功能完善程度呈現顯著正向關系，但官方背景合作社的參與率主要不受功能的影響。

表5 模型回歸結果Table 5 Regression results of the models

4 結論

研究表明，合作社的虛假參與問題其實質是市場被政策扭曲之后所形成的經濟非效率的其中一種表現形式。無論是從背景不同的兩類合作社參與率之間巨大的差異角度還是從官方背景合作社中參與率與合作社自身功能倒掛的角度來看，當前我國的農民專業合作社在農戶參與方面的作假行為絕不是個案，而是已經成為一種普遍現象。在目前的政策導向下，我國的農民專業合作社面臨著嚴重的虛假參與問題，并且主要集中在具有官方背景且功能較差的那類“空殼”合作社之中。

我國政府每年在農民專業合作社推進方面的投入巨大且呈上升趨勢，在此背景下這種“政策寄生蟲”式的空殼合作社的存在以及其虛報參與率的行為將對我國財政資金的有效合理利用產生巨大的挑戰，如何將納稅人的每一分錢花在刀刃上成為我國政府亟需解決的問題，應該引起社會以及政府有關部門的重視。合作社作為促進農民組織化程度的重要載體，相關政府部門應該循序漸進的引導其健康發展，避免出現因激勵不當而導致的政策資源浪費現象。下一階段的工作重心應該從促進合作社數量增長轉向提升合作社質量。

從實際操作的視角來看，有關部門可以嘗試從以下的幾個角度考慮對合作社扶持政策的改進與完善：一是適時提高合作社成立的準入門檻，提高弄虛作假者作假的成本；二是將合作社成立數量從基層工作人員考核指標中除去，避免那些為完成政績考核而成立的合作社的出現；三是在將財政資金獎補給優質合作社的過程中加強對財政資金使用的監管與審核，確保財政資金的有效利用；四是在合作社扶持的方式上以旨在降低組織成本的制度建構逐步取代直接的物質獎勵與支持。

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（責任編輯：童成立）

Farmers’ participation in cooperatives: Voluntary or compulsory

LUO Yu-feng1, DENG Heng-shan2, CHEN Fei-fei3, XU Zhi-gang1
（1. College of Economics and Management, Nanjing Agricultural University, Nanjing, Jiangsu 210095, China; 2. College of Economics, Fujian Agricultural and Forestry University, Fuzhou, Fujian 350002, China; 3. College of Agricultural Economics and Rural Development, Renmin University of China, Beijing 100872, China）

Cooperatives are important parts of the new agricultural business entities in China. Hence, it is of vital importance to inspire the enthusiasm of farmers to participate in cooperatives. However, during the rapid development of cooperatives, it occurred frequently that some farmers’ participation in cooperatives was not voluntary, rather compulsory. Based on the data from 18 towns in Jiangsu, Jilin and Sichuan Provinces, by building a voluntarycompulsory framework, and applying the GLM model, this paper conducted an empirical analysis of the factors affecting the participation rate of cooperatives. Results show that, in the cooperatives with weak functions, participation rate of government-involved cooperatives (53.5%) is obviously higher than non-government-involved cooperatives (18.6%); while there is no significant difference in the cooperatives with powerful functions. Moreover, these ‘functions’have positive influences on the participation rate in non-government-involved cooperatives, while it is irrelevant to the participation rate in government-involved cooperatives. This research also found that ‘fake participation’ does exist in reality, and this problem has been concentrated in the government-involved cooperatives with weak functions. Thus, ‘fake participation’ should cause enough attention and the Government should raise the threshold for the establishment of cooperatives, strengthen the supervision of subsides, and adjust the supportive policies to control the ‘fake participation’.

cooperatives; farmer’s participating behavior; cost-benefit; policy incentives; GLM model

XU Zhi-gang, E-mail: zgxu@njau.edu.cn.

F321.42

A

1000-0275（2017）01-0103-08

10.13872/j.1000-0275.2016.0097

羅玉峰, 鄧衡山, 陳菲菲, 徐志剛. 農民專業合作社的農戶參與：自選擇還是被參與[J]. 農業現代化研究, 2017, 38(1): 103-110.

Luo Y F, Deng H S, Chen F F, Xu Z G. Farmers’ participation in cooperatives: Voluntary or compulsory[J]. Research of Agricultural Modernization, 2017, 38(1): 103-110.

國家社會科學基金項目（13&ZD160）；國家自然科學基金項目（71573133，71103040）；中國農業科學院科技創新工程項目（ASTIP-IAED-2015-03）。

羅玉峰（1992-），男，江蘇南京人，碩士研究生，主要從事農業經濟理論與政策研究，E-mail: njaulyf@126.com；通訊作者：徐志剛，男，江蘇蘇州人，博士，教授，主要從事農業經濟理論與政策、農業發展研究，E-mail: zgxu@njau.edu.cn。

2016-06-20，接受日期：2016-08-08

Foundation item: National Social Sciences Foundation of China (13&ZD160); National Natural Science Foundation of China (71573133, 71103040); the Agricultural Science and Technology Innovation Program of Chinese Academy of Agricultural Sciences (ASTIP-IAED-2015-03).

Received 20 June, 2016;Accepted 8 August, 2016