连片贫困区农户参与农民专业合作社意愿的影响因素研究

毛帅 黄蓉

[摘要]在对十堰市秦巴山片区360户农民进行问卷调查的基础上，运用Logistic模型研究分析了连片贫困地区农户参与合作社意愿的影响因素。研究结果表明，农户的文化程度、家庭收入来源、收入提高程度、合作社组织规模、财务公开、会议次数等变量与农民参与专业合作社意愿呈正相关; 农户年龄、家庭收入、农业种植技术、固定生产设备、领办主体等变量与农民参与合作社意愿呈负相关; 而农户家庭劳动力数量变量影响不显著。

[关键词]连片贫困区;农民专业合作社;意愿;影响因素

[中图分类号]F306.4 [文献标识码]A

1    引言

自2007年《中华人民共和国农民专业合作社法》正式施行以来，我国农民专业合作社发展迅速。据农业农村部最新数据显示，截至2018年2月，全国依法登记的农民专业合作社达204.4万家，约是2007年底农民专业合作社法颁布施行初期的77倍，平均每个村有3个农民合作社，实有入社农户11759万户，约占全国农户总数的48.1%，社均成员57户。合作社为广大贫困群众劳动技能的增强、经济效率的提升做出了巨大的贡献。

作为秦巴山集中连片特困地区扶贫开发的重点区域，十堰市前期依靠自身资源禀赋，发挥产业特色优势，大力发展农民专业合作社。截至2017年底，十堰市累计注册并备案的农民专业合作社达3843家，估算统计仅为十堰市2007年底农民专业合作社法颁布施行初期的35倍，其规模及发展速度均远低于全国水平。因此，有必要对十堰市秦巴山片区农户参与农民专业合作社意愿的影响因素进行深入研究，为十堰市秦巴山片区农民专业合作社的长足发展提供理论依据，为其他连片贫困区合作社的发展提供借鉴。

2    研究假设

由于十堰市秦巴山片区内农户所处地理环境、气候条件、合作社制度、政府宣传力度等具有地区共性，因此本文暂不将其纳入测量范围。通过对现有相关文献进行梳理，结合实地调研情况，可以将影响农户参与农民专业合作社意愿的影响因素具体分为农户个体特征、农户家庭特征、农户生产特征、合作社认知特征四个维度。

2.1    农户个体特征

作为一种新的组织运营模式，农民专业合作社与自给自足的传统农业生产活动有着明显差异。虽然合作社在我国发展已有多年历史，但受视野所限，对连片贫困区农户而言依然属于新鲜事物，而越年轻的农户个体越容易接受新鲜事物，年轻人对于参加合作社的意愿高于老年人;文化程度相对较低的农户，不太愿意尝试新事物和承担不能预料的风险，了解合作社的程度相对也就较低，因而更不愿意加入农民专业合作社。由此，提出以下假设。

H1：年龄与农户参与合作社意愿呈显著负相关关系。

H2：文化程度与农户参与合作社意愿呈显著正相关关系。

2.2    农户家庭特征

在整个家庭生产经营中，家庭劳动力数量越多的农户，越愿意将劳动力与精力集中于发展农业，以获取更多经济收入;家庭收入来源偏重于农业的农户，更加愿意通过参加合作社扩大其农业规模，或销售更多农产品，扩大收入。家庭年收入较高的农民抗击风险与损失的能力更强，更希望能够创造机会制造财富。然而家庭贫困的农户由于风险的原因，对参加合作社的决定更为谨慎，意愿更低。由此，提出以下假设。

H3：劳动力数量与农户参与合作社的意愿呈显著正相关关系。

H4：家庭年收入与农户参与合作社的意愿呈显著正相关关系。

H5：家庭收入来源与农户参加合作社的意愿呈显著正相关关系。

H6：收入提高程度与农户参加合作社的意愿呈显著正相关关系。

2.3    农户生产特征

农户自身对于农业种植技术及固定生产设备方面的需求也会影响其参与合作社的意愿，已经掌握相关种植技术，或拥有自己的生产设备的农民会在更大程度上选择自己发展农业或流转他人的土地扩大发展规模，不太愿意加入合作社。而农业种植技术及生产设备较差的农民会寻求合作社的帮助提升自身技术，因此参与合作社的意愿更强。由此，提出以下假设。

H7：农业种植技术与农户参与合作社的意愿呈显著负相关关系。

H8：固定的生产设备与农户参与合作社的意愿呈显著负相关关系。

2.4    合作社认知特征

一般而言，农户认为组织规模较大合作社，其实力越大，带来的收益也就越大，从而越愿意加入。定期公开财务信息、召开社员大会听取采纳社员意见，可以保证优惠政策惠及所有社员，农户对合作社越了解，其加入合作社的意愿更高。由于亲身体验或口口相传，农户一般认为大户带头与农户自发组织的合作社能带来更高的经济价值，因而提高了农户的参与积极性。

H9：组织规模与农户参与合作社的意愿呈显著正相关关系。

H10：账务公开与农户参与合作社的意愿呈显著正相关关系。

H11：會议次数与农户参与合作社的意愿呈显著正相关关系。

H12：领办主体与农户参与合作社的意愿呈显著负相关关系。

3    数据来源与变量选择

3.1    数据来源

本文所用的数据选取的范围为十堰市下辖9个县市区，对9个县市区的农民进行农民专业合作社的问卷调查。本次调查采用三阶段抽样方法：一是在十堰市所辖的每个县市区抽取2个典型乡镇，共计18个乡镇;二是在抽取到的每个乡镇进一步抽取2个典型农村行政村，共计36个村;三是在抽取到的每个农村行政村随机抽取符合条件的10户贫困户作为调查对象，共计360户贫困户。本次调研共发放问卷360份，实际有效问卷301份，问卷回收率约为83.6%。

3.2    变量选择

基于以上分析，本文将影响农民参与合作社意愿的因素分为4个维度，具体为12个变量：农民个人特征包括年龄（X1）、文化程度（X2）2个变量;农户家庭特征包括劳动力数量（X3）、家庭年收入（X4）、家庭收入来源（X5）、收入提高程度（X6）;农户生产特征包括农业种植技术（X7） 、固定生产设备（X8） 3个变量; 合作社认知特征包括组织规模（X9） 、账务公开（X10）、会议次数（X11）、领办主体（X12）。见表1。

4    农民参与专业合作社影响因素的实证分析

4.1    构建实证模型

根据以上分析及假设，可列出影响农户参与合作社意愿因素的函数模型：

Y（农户参与合作社的意愿）=F（农户个体特征、农户家庭特征、农户生产特征、合作社认知特征）+随机干扰项。

此模型中农民参与合作社意愿为因变量，仅有愿意与不愿意2种答案，因此因变量为二分变量，本文采用二元Logistic回归分析。农民参加合作社意愿影响因素的二元Logistic回归模型为：

Y=β0+β1X1+β2X2+…+βiXi+μ                                       （1）

式（1） 中，Y为因变量，即农户的参社意愿（1表示愿意，0表示不愿意） ; X为自变量，根据调查地区的特点和农户的偏好，选取了12个变量分析农户的参与意愿。β0为回归方程的常数项，βi为第i个影响因素的回归系数，Xi为第i个影响因素，μ为方程随机干扰项。

4.2    回归模型结果及分析

本文利用SPSS计量软件，对采集的数据进行二元Logistic回归分析。解释变量Sig.值越小、Wals值越大说明此影响因素越显著。B值为相关系数，正值为因变量与自变量正相关，负值为因变量与自变量负相关。分析结果见表2。

研究结果表明，年龄、财务公开的统计检验在1%的水平上显著;文化程度、家庭收入来源、收入提高程度、农业种植技术、合作社组织规模、领办主体统计检验在5%的水平上显著;固定生产设备、会议次数统计检验在10%的水平上显著，且与原假设一致，故接受原假设。而劳动力数量与农户参与合作社的意愿并无显著性关系，家庭中劳动力数量的多少对农户是否参与合作社的影响不大。家庭年收入与参与合作社意愿的相关系数为负数，在1%的统计检验水平上显著。说明家庭年收入较低的农户家庭更愿意参与合作社，与前假设不一致。可能的原因是，在十堰秦巴山片区家庭年收入的农户可以通过参与合作社组织有效整合资源，或以土地入股合作社的方式获得流转费用、合作社分红。而收入较高的农户能够通过自身努力获取更多收益，对合作社依赖较少。

5    相关建议

基于以上分析，本文提出以下几点建议。首先，政府应建立严格的审核机制，强化农民专业合作社审批流程，通过提升准入门槛，控制合作社的数量，提升合作社的规模及质量，为农民专业合作社的长期健康发展提供保障。其次，加强合作社的监督管理，制定出符合本地實际的合作社管理办法，让普通农户能更多地参与合作社事务和分享合作收益，引导合作社正常、透明、可持续的运转，从而提升本地农民专业合作社的管理水平，吸引更多农户参与。再次，由政府牵头组织开展各类培训班、科学知识讲座及各种公共服务，以此开拓贫困地区农民眼界，提高其对新鲜事物的接受能力，从而增强农民参与合作社的意愿。最后，提升能人、专业大户等农民专业合作社带头人的自我意识及管理能力，提高其在合作社内部管理、商品经营、市场风险预知等方面的能力，增强农民合作社的公信力，进而提高农户参与合作社的意愿。

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