互聯網對農戶組織化經營的影響及其提升路徑

王瑩 蘇春陽 姜宛坤 余德貴

摘要：互聯網發展為我國農業組織化經營帶來了機遇與挑戰，研究互聯網對于利益聯結穩定性的影響和作用路徑，對于激發農戶參與組織化經營的積極性具有重要意義。基于江蘇省農業專業合作社調研，利用計劃行為、結構方程等理論方法，從農戶行為角度探究互聯網背景下農業組織化經營利益聯結穩定性的基本內涵、影響因素及作用路徑。結果表明，在互聯網環境下，個體的行為態度間接對農戶實際行為產生的正向影響作用最大，其次分別為主觀規范、知覺行為控制。研究建議從政府、組織化經營主體、社會環境3個方面采取措施，提升互聯網與農業組織化融合發展水平。

關鍵詞：農業組織化;計劃行為理論;結構方程;影響因素;農業專業合作社;“互聯網+農業”

中圖分類號： F321.42 ?文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2020）24-0312-08

我國互聯網技術和運行模式發展迅速，為我國農業經營管理創新發展帶來了機會與挑戰，與互聯網的融合發展代表了未來農業的發展趨勢。農業合作組織依托電商和社交平臺為主要媒介，形成了新型農業互聯網自主經營模式并具有巨大的發展潛力，當前我國農業組織化發展基礎是新型農業經營主體，主要包括農民專業合作社、養殖大戶、龍頭企業和家庭農場等4類[1]。互聯網的運用同時提升了合作組織的自我發展和生成能力[2]，有助于提升合作組織的穩定性和服務能力，但農戶個體相關的經營能力也會得到相應的提升。因此，互聯網是否會對農業組織化經營造成影響以及作用路徑需要深入開展研究[3]。

合作社等經營主體利益聯結問題一直是學術界關注的熱點，在利益聯結類型方面，農業組織化經營中利益聯結方式的種類、作用效果及存在問題等，如存在“市場+農戶”“基地+農戶”“公司+農戶”“公司+合作社+農戶”及“雙重入股”5種類型的利益聯結機制[4]，周靜等提出，利益聯結是促進聯合社合作穩定的內源動力[5]。魏姍等基于合作組織的互助形式和聯結紐帶2個方面將合作組織利益聯結緊密程度分為松散型、半松散型、緊密型3種[6]。在利益分配和保障方面，陳菁認為，合作社內的利益分配決定了農戶收益的實現程度[7]。蘭嵐認為，由于農民專業合作社存在利益分配時主要由經營者形成的管理層決定，集體應當留存的那部分隱形利益被經營大戶私有化[8]。朱哲毅等認為，合作組織內存在實行監督成本較低的“隱性利益分配機制”或“半隱性利益分配機制”的情況，背離了經典合作社的基本原則[9]。陸莎等認為，目前的利益分配制度存在合理性欠缺、保障機制不成熟的問題，影響個體農戶的利益，造成邊緣化的情況[10]。在合作社內部農戶利益聯結行為方面，Nilsson認為，合作組織使以可交易的剩余權利形式的個人所有權得到了激勵[11];劉威認為，農戶對互聯網的需求和使用層次相對較低[12]。村域內資本對個體參與合作社內部的決策行為起到了積極作用，農戶行為決策受到農社關系的影響[13-15];楊玉良從主觀的參與人行為角度研究了合作社運行的動力因素[16]。

然而，在互聯網環境下農業組織化經營的農戶行為規律研究相對不足。本研究基于江蘇省農業專業合作社農戶行為調研，利用計劃行為、結構方程等理論方法，從農戶行為角度探究互聯網背景下農業組織化經營利益聯結穩定性的基本內涵、影響因素及作用路徑，梳理農業互聯網對農業組織化發展的作用機制，并且提出對經營主體穩定性的提升建議。相關研究對于利用互聯網經營的優勢，激發農戶參與組織化經營的積極性，促進我國農業組織化發展有重要的理論和實踐意義。

1 理論框架

1.1 理論依據

1.1.1 計劃行為理論（TPB） TPB理論是對個體的行為預測其實際行動的理論[17]，該理論包括行為態度、感知行為控制、主觀規范、行為意愿和實際行為共5個要素，由Aizen在理性行為理論中添加作為影響個人行為意愿的前置因素的知覺行為控制因素后形成[18]，如圖1所示，該理論包括以下幾個觀點：（1）行為意愿受到行為態度、主觀規范以及知覺行為控制的影響;（2）知覺行為控制可以和行為意愿一起預測實際行為的發生;（3）對于行為個體有獨立的信念，只有在特定條件下信念才會被感知。個體的信念是主觀規范、主觀規范和知覺行為控制產生的基礎條件;（4）對于主體的行為決策而言，實際控制的影響能力更多的取決于個體感知，而并不是條件本身，個體感知決定實際行為;（5）由于行為態度、主觀規范和感知行為控制都以個體信念為基礎，因而其兩兩相關，并且相互獨立。計劃行為理論是可以廣泛用于對人類個體的某些行為進行預測其實際行動的理論，成為個體行為研究的普適性基礎理論[19]。鐘穎琦等研究認為，計劃行為理論適用于研究農戶參加合作社的行為意愿[20]，計劃行為理論可對農民合作組織內部利益聯結穩定性的作用作出在農戶層面上的解釋分析。

1.1.2 互聯網思維及技術 “互聯網+農業”是互聯網思維的實踐成果，它代表了農業生產的先進性，可以帶動農業經濟的快速發展，促進農業生產產生積極活力，可以為農業生產結構改革、技術創新、生產發展創造更大的平臺，是促進我國國民經濟發展的大引擎。“互聯網+”與傳統行業的有效銜接可以讓傳統企業展現出新的生命力，通過打破生產和市場交易各方主體之間的信息不平等來降低交易成本。“互聯網+農業”是一種新型的農業生產形態，可以充分體現互聯網在農業資源配置中的優化和集成作用[21]。

“互聯網+農業”的興起對農業生產環境造成了巨大的改變，對此，我國的農業生產經營也要與時俱進，當下綜合互聯網平臺主要包括大數據、農資電商、互聯網大數據、農副產品電商和訂單式農業生產5個環節[21]，通過一系列的鏈接轉化，最終將農資供應商與農業生產者、農業生產者與消費者直接對話，省去了諸多中間環節。Simmons等認為，在經濟全球化、科技革命等諸多挑戰下，農民專業合作社可使更多小農戶受益[22]。何金梅認為，互聯網并非平等地惠及每一個電商經營主體，個體農戶的經營方式不同面臨的地位不盡相同，個體農戶的利益更易受到環境的打壓[23]。“互聯網+”對農業生產各主體發展能力產生的影響作用不同，進而影響農戶參與合作組織利益聯結關系的行為。

1.1.3 農戶行為與利益聯結的內涵 農業組織化經營中的利益聯結機制就是在合作組織利益共享，風險共擔的原則上形成的一種市場關系，是農戶與合作組織之間存在的一種市場交換關系，雙方在市場交換的過程中能夠形成一種平衡的市場價格，這種平衡的市場關系使得農業組織化經營當中的雙方存在利益和風險的對應關系，維持這種關系的平衡就是維持利益聯結機制的穩定。

我國農業組織化經營過程中普遍面臨著契約履約率低下的問題，一方面是由于法律法規不健全，人們法律意識薄弱，另一方面，由于農產品生產的滯后性等特點，履約率經常受到農產品價格波動的影響。本研究認為，利益聯結機制的關鍵是穩定農業產業化經營中的契約關系，即農戶違約行為。

1.2 研究假設

本研究充分結合調研的實際情況，依據計劃行為理論將5個因素的測維度進行以下假設：

假設H1：農戶的行為態度對其行為意愿會產生顯著正向影響。

農戶對收益的評價對于農民是否進行農業組織化經營具有重要的參考價值和意義，Rhodes認為，影響農民參與合作社行為的關鍵是凈收益[24]，農戶的收益評價越高，對組織化經營會越有信心，農戶在生產利益的驅使下會愿意加入組織化經營。值得注意的是，農戶對于外界的阻力評價等也會影響到農戶的收益評價。

假設H2：農戶的主觀規范對其行為意愿會產生顯著正向影響。

主觀規范是指個人在采取某一特定行為時所感受的社會壓力的認知，特別強調他人的影響，當周圍的人和環境都表現出支持進行農業組織化經營的態度或行為，那么該農戶參加合作組織的意愿將會更加強烈。由于小農戶天然的弱質性，在面臨時代變遷和技術挑戰時，與獨自面對挑戰相比個體更傾向于借助團體的智慧面對變革，因此農戶加入合作組織的行為意愿會更加明晰。

假設H3：農戶的知覺行為控制對其行為意愿會產生顯著正向影響。

知覺行為控制是對進行某種行為自身能夠進行控制難易程度的評價，行為控制認知主要體現在如果行為主體認為進行某種行為的能力和機會缺乏時，即使行為主體本身的立場很積極，周圍也對他極力支持，但是他也不會產生進行這種行為的強烈意向。當農戶對合作組織運營感到滿意并且認為自己可以享受到這種支持，并從中受益時，會產生加入合作組織的強烈行為意愿。

假設H4：農戶的行為意愿對其實際違約行為會產生顯著負向影響。

經營合作組織的穩定性是農業組織化重要的考量指標，農戶參加農業組織化經營的行為意愿直接影響農業組織化經營的順利進行，個體在綜合考慮各方面的影響因素后，形成了自身維持合作組織內部利益聯結關系的行為意愿，農戶的參加意愿越強烈，對維護農業組織化經營越有利，當農戶產生違約行為時，組織的穩定性受到了破壞。

2 研究方法

2.1 模型構建

本研究采用模型研究互聯網環境下農戶違約行為的影響和作用路徑，由于模型中的變量主觀性強，不便直接測量，因此采用結構方程模型（SEM）分析影響因素。SEM由結構模型和測量模型2個部分組成，測量模型用以描述農戶違約行為影響模型的潛變量及其觀測指標之間的關系，其測量方程如下：

式中：ξ和η分別表示外生和內生潛變量;X是ξ的觀測指標;Y是η的觀測指標;δ是X的測量誤差;ε是Y的測量誤差;Λx和Λy是系數陣，分別由X在ξ上和Y在η上的因子載荷構成。

結構模型用于描述農戶違約行為影響模型中的各潛變量之間的關系，可表示為以下模型公式：

式中：B和Γ分別表示內生潛變量和外生潛變量的系數陣，B代表內生潛變量η之間的相互影響，Γ代表外生潛變量ξ對內生潛變量η之間的影響;ζ代表隨機干擾項，描述η未能被解釋的部分。

2.2 變量測度

本研究根據計劃行為理論，農戶參與合作社利益分配的行為意愿受到行為態度、主觀規范和知覺行為控制3個方面影響，農戶參與合作社利益分配的行為意愿又對農戶違約的實際行為產生影響。本研究在傳統計劃行為理論的基礎上，從互聯網發展情況角度考量，構建了合作社內利益聯結機制的理論模型，變量含義見表1。

調研團隊于江蘇省內選取8個地級市，利用典型抽樣調查方法在市內選取3個農民專業合作社，采用與合作社農戶成員面對面訪談并填寫問卷的方式，獲得161份合作社問卷，通過剔除變量缺失問卷，最終獲得合作社有效問卷158份，問卷有效率98.14%。

3 結果與分析

3.1 信度分析

信度和效度采用SPSS 25.0軟件進行分析，信度通過Cronbach's α系數來檢驗，效度通過探索性因素分析進行檢驗。

研究選用Cronbach's α系數對樣本數據的信度進行度量，Cronbach's α系數越大，量表或預設的測量題項的相關度越強，可靠性越高。由于行為意愿與實際行為只包含1個測量指標，故不進行信度分析。輸出結果見表2，其中主觀規范、知覺行為控制、行為態度這3個因素的Cronbach's α分別為0.856、0.723、0.798，農戶違約行為相關各因素的信度系數均在0.7以上，信度可靠;各因素測量指標的Cronbach's α系數在0.701～0.897之間，信度系數同樣均在0.7以上，信度符合要求。綜合來看，各因素及測量指標的信度符合要求，可靠性較高。

3.2 探索性因子分析

對農戶違約行為相關各因素進行KMO和巴特利特檢驗（由于行為意愿與實際行為只包含1個測量指標，故不進行效度的檢驗），整理結果見表3。知覺行為控制、行為態度僅包含2個測量指標，KMO值固定為0.500，主觀規范的KMO值為0.863，在0.7以上，同時各因素Bartlett 的檢驗顯著性均在0.01級別上顯著，說明農戶違約行為各因素之間具有一定的相關性，采用因子分析來檢驗效度效果良好。

不同因素的探索性因素分析結果見表4。結果顯示，協議約束、合作社互聯網信息運用程度、生產信息共享程度、對互聯網的認可度、互聯網接納情況等因素共同反映主觀規范因素，因素載荷在0.645～0.879之間，總方差解釋率為68.587%;對合作社的服務滿意度、對合作社運營的服務滿意度等因素共同反映知覺行為控制，2個測量指標的因素載荷均為0.885，總方差解釋率為78.365%;農民收益情況、個體工作滿意度等因素共同反映行為態度，2個測量指標的因素載荷均為0.912，方差解釋率為83.168%;綜合來看各因素的測量指標因素載荷均在0.6以上，同時提取的公因子方差解釋率均在65%以上，說明各因素的結構效度較好，證明模型各維度結構合理，能夠確認相應的指標變量。

3.3 結構方程模型分析

采用AMOS 23.0構建結構方程模型，并代入數據進行擬合修正，采用最大似然估計（maximum likelihood estimation，MLE）。

根據圖2中顯示的各變量關系，將全部變量代入模型，進行假設檢驗，形成最終的修正模型，結構方程模型的擬合優度整理結果見表5。模型的擬合優度檢驗應當從絕對擬合指數、相對擬合指數、簡約擬合指數等角度進行。絕對擬合指數中卡方自由度比χ2/df的理想值在2以下，大于3時應當繼續優化模型;漸進殘差均方和平方根（RMSEA）理想在0.08以下，大于0.1時應當進行修正;絕對適配度指數（GFI）、調整后的擬合優度指數（AGFI）理想值高于0.9，低于0.8時應當進行修正。相對擬合指數中，相對適配度指數包括規準適配度指數（NFI）、增值適配指數（IFI）、比較適配指數（CFI）高于0.9，為理想狀態，0.8以下應當進行修正。簡約擬合指數中PGFI、PNFI理想值高于0.5，低于0.4時應當進行修正。本模型中χ2/df值為1.265，RMSEA值為0.041，GFI值為0.948，AGFI值為0.910，IFI值為0.987，CFI值為0.986，NFI值為0.939，PGFI值為0.546，PNFI值為0.649，上述指標值均符合理想水平，綜合來看，結構方程模型的擬合優度符合要求，數據和模型相適配。

結構方程模型的路徑擬合與檢驗結果整理見表6。行為態度正向影響行為意愿，標準化路徑系數為0.376，t檢驗值為4.163，顯著性通過了0.01水平的檢驗，行為態度水平越高，行為意愿水平就越高，在其他條件不變的情況下，行為態度提升1個單位，行為意愿將提升0.376個單位，假設H1成立。

主觀規范正向影響行為意愿，標準化路徑系數為0.293，t檢驗值為3.512，顯著性通過了0.01水平的檢驗，主觀規范水平越高，行為意愿水平越高，在其他條件不變的情況下，主觀規范提升1個單位，行為意愿提升0.293個單位，假設H2成立。

知覺行為控制正向影響行為意愿，標準化路徑系數為0.157，t檢驗值為2.064，顯著性通過0.05水平的檢驗，知覺行為控制水平就越高，行為意愿水平就越高，在其他條件不變的情況下，知覺行為控制提升1個單位，行為意愿提升0.157個單位，假設H3成立。

行為意愿負向影響農戶實際行為，標準化路徑系數為-0.429，t檢驗值為-5.975，顯著性通過了0.01水平的檢驗，行為意愿水平越高，實際行為水平越低。在其他條件不變的情況下，行為意愿提升1個單位，農戶實際行為水平降低0.429個單位，假設H4成立。

通過amos的Bootstrap程序以抽樣分析來探究行為意愿在農戶違約行為影響模型中對實際行為體現的間接作用，每次抽樣的樣本量設定為200，重復抽樣1 000次，分析結果見表7，行為態度對實際行為的間接作用為-0.161，P<0.01，;知覺行為控制對實際行為的間接作用為-0.067，P<0.05;主觀規范對實際行為的間接作用為-0.126，P<0.01。從間接效應大小來看，行為態度對實際行為的間接作用最大，其次分別為主觀規范、知覺行為控制。

通過對農戶違約行為影響模型中各觀測變量的作用系數分析，得到各觀測變量對實際行為的最終作用系數（表8）。其中行為態度對個體工作滿意度、農民收益情況等觀測指標影響作用最大，作用系數分別為-0.136、-0.131;主觀規范對合作社互聯網信息運用程度、互聯網接納情況、對互聯網的認可度、生產信息共享程度觀測指標的影響均較大且作用系數依次遞減，分別為-0.107、-0.105、-0.101、-0.097;主觀規范對協議約束，直覺行為控制對合作社的服務滿意度、對合作社運營的服務滿意度影響作用較小，分別為-0.070、-0.064、-0.042。

4 研究結論與啟示

4.1 結論與討論

4.1.1 行為態度、主觀規范、知覺行為控制對行為意愿的正向影響依次遞減 TPB理論對農戶參與農業組織化經營行為規律有很好的解釋效果，農戶的行為態度、主觀規范、知覺行為控制對個體的行為意愿會產生顯著正向影響，并通過行為意愿的中介作用間接影響其實際行為。此外，行為態度、主觀規范、知覺行為控制對行為意愿的影響依次遞減。

4.1.2 互聯網時代的發展對農業組織化經營產生積極影響 盡管互聯網平臺的發展能夠為個體農戶提供更多的發展機遇，但是往往由于其自身受教育水平較低和缺乏探索精神，無法真正地運用這些新型資源。在調研中發現，大部分合作組織中都有聘請的技術型人才或者由有膽識的鄉賢引領，因此，在互聯網技術的運用上合作組織有著不可忽略的優勢。個體農戶通過對自身能力和未知風險進行評估后，大多會產生加入合作組織的意愿，違約行為的發生得以減少。

4.1.3 農戶收益評價對于合作組織穩定性影響最大，協約約束影響情況較差 基于TPB理論的理性人假設——每一個從事活動的人都是利己的，當面臨違約可能會產生的經濟損失或者名譽損失時，違約所帶來的經濟效益對于農戶而言不一定是最好的收益，農戶會對此進行對比，以選擇最優項。結合農業新型經營主體的實際運營情況來看，大部分的合作組織并沒有與農戶簽訂相關協議，農戶違約行為頻繁發生，造成了目前大部分合作組織利益聯結機制不穩定的情況。

4.2 管理啟示

基于互聯網環境下農戶組織化經營的影響及其提升路徑的相關結論，筆者從政府、合作組織以及社會角度提出幾點促進農業生產組織化的建議。

4.2.1 政府角度 （1）完善相關法律法規，保護各方權益。面對互聯網環境下已經出現或者即將出現的問題，完善我國合作社法等相關法律法規;地方政府應相應加強監管力度，使各主體在農業組織化經營發展道路上的利益得到保證，預防和懲治合作組織中出現的破壞群體利益和個人利益的行為。（2）加大對農業的投入，扶持農業合作組織的發展。采取適當的經濟激勵補貼和免息貸款等優惠政策，以提升合作組織內農戶的感知收益;做好農業合作組織的后盾，降低合作組織面臨的風險，讓農戶能夠沒有顧慮地投入到農業組織化建設中去。（3）制訂相關政策，刺激農業互聯網相關技術的快速發展。積極引進農業生產經營方面的先進人才，解決“互聯網+農業”發展過程中的各種“疑難雜癥”，為農業組織化的發展清掃道路。

4.2.2 合作組織角度 （1）積極探索互聯網環境下的農業經營模式，提高合作組織的盈利能力。抓住互聯網的快車，實現農業經營收入的大幅度提升，增強農戶的感知收益，在互聯網的激流中展現出農業組織化經營的獨特優勢。（2）完善落實合作社的運營制度，充分發揮制度的規范作用。合作社的管理應當更加公平透明，讓每一個參與的農戶彼此之間相互聯系，相互監督。負責人應當充分發揮監督和思想引領作用，增強契約精神，提高違約成本，保障合作社整體包括利益聯結機制的穩定運行。（3）建立和運用農業生產網絡資源共享平臺，如“南農易農”等APP的使用，促進新型農業經營主體之間的交流合作，定期組織生產經營培訓。各個合作組織應當堅守初心，以互惠互利為原則，以切實的提升農民收入為行為準則。

4.2.3 社會角度 營造良好的社會氛圍。作為農業產品的消費主體，社會公眾應當積極接納和鼓勵農業經營模式的創新行為，社會各相關單位要為農業組織化經營提供積極的反饋和支持，促進農業組織化經營的進一步發展。

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