汪志強(qiáng)，冷 原

(1.上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200052;2.吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長春 130012)

1 問題的提出

農(nóng)民專業(yè)合作社是在農(nóng)村家庭承包經(jīng)營基礎(chǔ)上，同類農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)經(jīng)營者或者同類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營服務(wù)的提供者、利用者自愿聯(lián)合、民主管理的互助性經(jīng)濟(jì)組織。它將分散的農(nóng)民聯(lián)合起來，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織化程度，降低生產(chǎn)成本和交易費(fèi)用，提高農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力和市場談判的地位，從而增強(qiáng)其市場競爭力［1］。

但是在我國，據(jù)農(nóng)業(yè)部2011年9月16日公布的數(shù)據(jù)，目前我國農(nóng)民專業(yè)合作社只帶動(dòng)了全國約12%的農(nóng)戶。這一比例在山東日照甚至更低，根據(jù)《日照統(tǒng)計(jì)年鑒2010》、日照市第6次人口普查數(shù)據(jù)以及日照工商行政管理局提供的數(shù)據(jù)，可以推算出日照市農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社的比例大約為5.09%。

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

2 假設(shè)提出

2.1 假設(shè)一

按照產(chǎn)權(quán)理論分析，合作社常常會出現(xiàn)視野問題，這是因?yàn)楹献魃绲幕蓊櫡颠€現(xiàn)金的剩余索取權(quán)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(nèi)獲得相應(yīng)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(shè)一:農(nóng)戶參加合作社的比例與戶主年齡呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.2 假設(shè)二

按照產(chǎn)權(quán)理論和公共選擇理論，集體行動(dòng)中容易出現(xiàn)“搭便車”行為，而“搭便車”行為一方面會導(dǎo)致集體行動(dòng)效率低下，另一方面會導(dǎo)致高效率生產(chǎn)者退出，低效率者進(jìn)入［3］。

因此提出假設(shè)二:農(nóng)戶參加合作社的比例與農(nóng)民個(gè)人生產(chǎn)效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.3 假設(shè)三

按照交易費(fèi)用理論，當(dāng)外部市場的交易費(fèi)用太高時(shí)，為了節(jié)約成本，就會出現(xiàn)一種組織將其內(nèi)化為內(nèi)部管理費(fèi)用［4］。按照公共選擇理論，分散經(jīng)營的農(nóng)民聯(lián)合起來形成農(nóng)民組織可以增強(qiáng)議價(jià)能力，進(jìn)而提高各個(gè)成員的福利。綜上，合作社相對于個(gè)人經(jīng)營來說，既能降低交易費(fèi)用，又能提高收益。

因此提出假設(shè)三:參加合作社的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增速高于未參加合作社的農(nóng)戶。

2.4 假設(shè)四

按照行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論提出的“損失規(guī)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(gè)經(jīng)濟(jì)組織的首要目的是規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，而不是追求更高收益。

因此提出假設(shè)四:農(nóng)戶參加合作社的比例與其獨(dú)自經(jīng)營所面臨的風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)。

圖1 戶主年齡結(jié)構(gòu)分布

2.5 假設(shè)五

常有研究者簡單地認(rèn)為:農(nóng)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(jīng)濟(jì)學(xué)的公平偏好理論，一系列的博弈實(shí)驗(yàn)顯示，人們在關(guān)注收益的同時(shí)，也關(guān)注公平。如果農(nóng)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(qiáng)烈動(dòng)機(jī)退出該合作社。

因此提出假設(shè)五:農(nóng)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(guān)關(guān)系。

3 實(shí)證研究

3.1 樣本數(shù)據(jù)來源

該項(xiàng)研究的樣本數(shù)據(jù)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(xué)生，利用暑假回家的機(jī)會，對所在地區(qū)的農(nóng)戶進(jìn)行入戶訪談獲得。共發(fā)放問卷260份，收回實(shí)際有效問卷237份。其中，已經(jīng)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(nóng)戶。樣本農(nóng)戶分布于日照市的各個(gè)地區(qū)，隸屬于26家不同業(yè)務(wù)類型的農(nóng)民專業(yè)合作社，具有一定的代表性。

圖2 戶主文化程度結(jié)構(gòu)分布

3.2 調(diào)查情況的描述性分析

3.2.1 戶主個(gè)人特征

(1)年齡:

從圖1可以看出，各年齡層參加合作社人數(shù)占比高于未參加人數(shù)占比是在“50歲以前”階段， “51歲以后”年齡層人群出現(xiàn)了未參加人數(shù)占比高于參加人數(shù)占比的現(xiàn)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(jié)為產(chǎn)權(quán)理論中的視野問題。這驗(yàn)證了假設(shè)一的正確性。

表1 戶主年齡結(jié)構(gòu)分布

(2)文化程度:從表2可以看出，樣本農(nóng)戶具有小學(xué)學(xué)歷和初中學(xué)歷的比例最高，達(dá)75.95%。相對于戶主的年齡結(jié)構(gòu)分布情況來說，這也是比較符合實(shí)際情況的。

從圖2可以看出，未參加合作社的農(nóng)民占比高于參加合作社的農(nóng)民占比是在“文盲”、 “高中”和“大專”以上。這與通常的研究認(rèn)為參加比例隨著文化水平的提高而提高的觀點(diǎn)相左。

“文盲”參加比例低的直觀解釋是保守的小農(nóng)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(gè)合理解釋是:他們作為高效率的生產(chǎn)者得不到更高比例的回報(bào)，拒絕被“搭便車”。這驗(yàn)證了假設(shè)二的正確性。

表2 戶主文化程度結(jié)構(gòu)分布

3.2.2 農(nóng)戶家庭特征

(1)農(nóng)業(yè)收入情況

從圖3可以看出，農(nóng)業(yè)收入在“1萬元以下”的樣本農(nóng)戶未參加合作社的占比高于參加合作社的占比。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋為:農(nóng)戶參加合作社需要付出固定成本和可變成本，而農(nóng)戶的收益卻只與他和合作社的交易量正相關(guān)，當(dāng)他的生產(chǎn)規(guī)模較小，與合作社的交易量較低時(shí)，他參加合作社的凈收益會比較低。因此，生產(chǎn)規(guī)模越小的農(nóng)戶越傾向于不參加合作社。

同樣看到，農(nóng)業(yè)收入在“8萬及以上”的樣本農(nóng)戶未參加合作社的占比高于參加合作社的占比。這同樣驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)二。

表3 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入情況分布

表4 農(nóng)戶兼業(yè)化程度分布

圖3 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入情況分布

圖4 農(nóng)戶兼業(yè)化程度分布

(2)農(nóng)戶兼業(yè)化程度:從圖4可以看出，當(dāng)農(nóng)業(yè)收入占全部收入50%以下時(shí)，農(nóng)戶的兼業(yè)化程度較高，專業(yè)化程度較低，未參加合作社的樣本農(nóng)戶占比高于參加合作社的樣本農(nóng)戶占比。當(dāng)農(nóng)業(yè)收入占全部收入的比例超過50%時(shí)，農(nóng)戶的兼業(yè)化程度較低，專業(yè)化程度較高，未參加合作社的樣本農(nóng)戶占比低于參加合作社的樣本農(nóng)戶占比。經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是:兼業(yè)化程度越低，專業(yè)化程度越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨的風(fēng)險(xiǎn)就會越大，為規(guī)避系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)戶就越傾向于參加農(nóng)民專業(yè)合作社。這驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)四。

表5 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增速分布

(3)農(nóng)業(yè)收入增長比例

從圖5可以看出，參加合作社的樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增速要高于未參加合作社的農(nóng)戶。計(jì)算調(diào)研數(shù)據(jù)得出，參加合作社的樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入平均年增長比例為20.03%，未參加合作社的樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入平均年增長比例為19.57%。這個(gè)結(jié)果驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)三。

3.2.3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征

圖5 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增速分布

表6 價(jià)格波動(dòng)程度分布

價(jià)格波動(dòng)程度從圖6可以看出，當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格基本穩(wěn)定時(shí)，未參加合作社的農(nóng)戶占比高于參加合作社的農(nóng)戶占比。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格波動(dòng)程度逐漸增大時(shí)，參加合作社的農(nóng)戶占比開始高于未參加合作社的農(nóng)戶。這驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)四［5］。

3.2.4 當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品市場的發(fā)育程度

圖6 價(jià)格波動(dòng)程度分布

表7 銷售地點(diǎn)情況分布

圖7 銷售地點(diǎn)情況分布

從圖7可以看出，在該地銷售時(shí)，未參加合作社的樣本農(nóng)戶占比高于參加合作社的農(nóng)戶占比。當(dāng)在該地以外其他地區(qū)或者國外銷售時(shí)，未參加合作社的樣本農(nóng)戶則低于參加合作社的農(nóng)戶占比。市場有風(fēng)險(xiǎn)，尤其是對遠(yuǎn)離自己的市場，因此這也驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)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(nóng)戶還是未參加合作社的樣本農(nóng)戶，絕大多數(shù)不清楚加入合作社是否有政府優(yōu)惠，占比達(dá)到58.23%。

表8 政策優(yōu)惠情況分布

3.2.6 農(nóng)民專業(yè)合作社特征

該部分問卷的被調(diào)查者是26家農(nóng)民專業(yè)合作社的理事長或者其他相關(guān)負(fù)責(zé)人，并經(jīng)若干社員確認(rèn)，以此來判斷合作社的真實(shí)情況。

(1)發(fā)起人:

圖8 政策優(yōu)惠情況分布

從表9可以看出，樣本合作社中發(fā)起人最多的是專業(yè)生產(chǎn)大戶，占到46.16%;其次是村委會，占到26.92%。在調(diào)查中得知，村委會能成為促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)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(qiáng)的、熱心為村民辦實(shí)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(yōu)勢，成立農(nóng)民專業(yè)合作社是他們的首選之路。

(2)決策人:

表9 合作社發(fā)起人組成情況分布

從表10可以看出，樣本專業(yè)合作社中，決策時(shí)由發(fā)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(fā)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(gòu)建及說明

3.3.1 實(shí)證模型的建立

基于前面的描述與分析，該文將農(nóng)戶是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社的行為設(shè)定為以下幾類因素的函數(shù):①農(nóng)戶戶主的個(gè)人特征，②農(nóng)戶的家庭特征，③農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征，④當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品市場的發(fā)育程度，⑤當(dāng)?shù)卣恼咧С郑蕻?dāng)?shù)剞r(nóng)民合作社特征。在此將其歸納為以下函數(shù)形式:

參加與否 =F(農(nóng)戶戶主個(gè)人特征變量，農(nóng)戶家庭特征變量，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征變量，當(dāng)?shù)厥袌霭l(fā)育特征變量，政策因素特征變量，當(dāng)?shù)剞r(nóng)民合作社特征變量)+隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.3.2 計(jì)量方法的選擇

農(nóng)戶是否參加農(nóng)民專業(yè)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(quán)最小二乘法估計(jì)的系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差與t檢驗(yàn)的值不適用于統(tǒng)計(jì)學(xué)的假設(shè)檢驗(yàn)，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(tǒng)計(jì)學(xué)上要求的正態(tài)分布，所以不能用普通最小二乘法和加權(quán)最小二乘法來進(jìn)行估計(jì)，應(yīng)該使用二元Logistic模型進(jìn)行回歸分析。

3.3.3 變量定義

該文將農(nóng)戶的參加行為定義為Y，作為因變量。其中Y=1表示已經(jīng)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(jié)果分析

用SPSSl3.0社會科學(xué)統(tǒng)計(jì)軟件包對237份有效農(nóng)戶問卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行了Logistic回歸處理。

表12給出了最終模型的估計(jì)結(jié)果。在模型結(jié)果中，自變量Wald值越大，該項(xiàng)的顯著性越強(qiáng)，也就更重要。該文也分別用“＊＊”，和“＊＊＊”表示出了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)達(dá)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(jié)果該文做出如下解釋:

(1)自變量年齡的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在1%水平上顯著，回歸系數(shù)為負(fù)，說明隨著年齡的增長，農(nóng)民加入合作社的意愿也變?nèi)?。這是定量驗(yàn)證了假設(shè)一:因?yàn)橐曇皢栴}，農(nóng)戶參加合作社的比例與戶主年齡呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(2)自變量村干部的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在1%水平上顯著，回歸系數(shù)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?yàn)榇甯刹砍３Ｊ呛献魃绲陌l(fā)起人或者村干部需要帶頭完成上級政府下派的指標(biāo)亦或他們可以掌握更多的政府優(yōu)惠政策資源，所以就會更傾向于選擇參加農(nóng)民專業(yè)合作社。

(3)自變量農(nóng)業(yè)收入占比的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在5%水平上顯著，回歸系數(shù)為正，這說明農(nóng)戶專業(yè)化經(jīng)營的程度越高，兼業(yè)的程度越小，從而農(nóng)業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、銷售風(fēng)險(xiǎn)等等對他們越重要越敏感，因此就越有可能加入農(nóng)民專業(yè)合作社。這是定量驗(yàn)證了假設(shè)四:農(nóng)戶參加合作社的比例與其獨(dú)自經(jīng)營所面臨的風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)。

(4)自變量農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)程度的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在5%水平上顯著，回歸系數(shù)為正，這說明農(nóng)產(chǎn)品市場價(jià)格的波動(dòng)越劇烈，農(nóng)戶面臨的市場風(fēng)險(xiǎn)也就越大，而農(nóng)戶傾向于希望能有穩(wěn)定的銷售渠道，能有預(yù)期的收益可以補(bǔ)償他現(xiàn)在的生產(chǎn)成本，因此農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社的意愿越強(qiáng)烈。這也是定量驗(yàn)證了假設(shè)四。

(5)自變量農(nóng)產(chǎn)品銷售區(qū)域的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在l%水平上顯著，回歸系數(shù)是正向的，這說明農(nóng)產(chǎn)品的銷售區(qū)域越趨向外地市場，農(nóng)戶所面臨的市場風(fēng)險(xiǎn)越高，他們越傾向于參加農(nóng)民專業(yè)合作社。這也是定量驗(yàn)證了假設(shè)四。

(6)自變量政策優(yōu)惠的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在5%水平上顯著，回歸系數(shù)為正，這說明政策優(yōu)惠對農(nóng)民參加合作社有著顯著的吸引力。因?yàn)檎邇?yōu)惠意味著生產(chǎn)活動(dòng)成本降低，風(fēng)險(xiǎn)降低，收益提高。

表11 自變量說明

表12 農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)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(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在1%水平上顯著，回歸系數(shù)為正，這說明合作社的效益越好，農(nóng)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(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)在1%水平上顯著，回歸系數(shù)為正，這說明合作社利益分配越公平，農(nóng)民越愿意參加合作社。這是定量驗(yàn)證了假設(shè)五:農(nóng)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(guān)關(guān)系。

4 政策建議

第一，加大宣傳，增強(qiáng)農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社的認(rèn)知。一方面應(yīng)從思想上對農(nóng)民做好引導(dǎo)工作，消除農(nóng)戶的心理障礙，增強(qiáng)他們的合作意識，啟發(fā)他們的合作實(shí)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(nóng)戶來參與合作社。

第二，加大對專業(yè)合作社的政策支持力度。該文研究表明，政府優(yōu)惠政策對農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社的行為有十分顯著的影響，所以一方面應(yīng)當(dāng)加大扶持資金的投入;另一方面要落實(shí)相關(guān)的稅收優(yōu)惠政策等。

第三，轉(zhuǎn)變追求數(shù)量目標(biāo)，集中力量重點(diǎn)支持規(guī)范合作社做強(qiáng)做好。該文研究表明，合作社的效益是吸引農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)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(diǎn)合作社做強(qiáng)做好。建議按照國家示范標(biāo)準(zhǔn)社建設(shè)的要求，寧缺毋濫，擇優(yōu)扶持，選擇基礎(chǔ)好的合作社促進(jìn)其做強(qiáng)做好。努力追求農(nóng)民專業(yè)合作社應(yīng)有的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，當(dāng)一批成熟的合作社發(fā)展壯大之后，自然會吸引周邊的農(nóng)民加入或者自發(fā)創(chuàng)辦自己的專業(yè)合作社［6］。

第四，轉(zhuǎn)變扶持農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的資金投放重點(diǎn)。在調(diào)查中從農(nóng)民口中得知，上級政府的扶持資金有個(gè)別沒有進(jìn)入到生產(chǎn)發(fā)展領(lǐng)域，甚至是沒有進(jìn)入到真正運(yùn)作合作社的農(nóng)民手中。如何規(guī)避這一尋租行為，一個(gè)較好的策略就是由過去的直接資金扶持轉(zhuǎn)向?qū)嵨锓龀?，如生產(chǎn)設(shè)備、良種化肥等生產(chǎn)資料補(bǔ)貼等。要讓政府的扶持變成生產(chǎn)力，而不是供人尋租的租金，即鼓勵(lì)生產(chǎn)活動(dòng)，而不是尋租等非生產(chǎn)性活動(dòng)。

［1］趙峰娟，王艷杰，姜志德.農(nóng)戶經(jīng)營性投入的影響因素分析—以洛南縣核桃種植為例.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2011，(6)

［2］康芒斯.制度經(jīng)濟(jì)學(xué).北京:商務(wù)印書館，1962，72～73

［3］奧爾森.集體行動(dòng)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(cái)產(chǎn)權(quán)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(qū)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全合作機(jī)制探討.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃.2011，(6)

［6］蘇楠，楊學(xué)軍，王輝，等.農(nóng)民專業(yè)合作社農(nóng)戶合作意愿分析—基于楊凌現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范園的實(shí)證研究.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2012，(1)