張笑寒，陳毓雯

（南京審計(jì)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815）

近年來(lái)全國(guó)各地不斷涌現(xiàn)的各種專業(yè)合作社（以下簡(jiǎn)稱“合作社”）是在農(nóng)村家庭承包經(jīng)營(yíng)基礎(chǔ)上同類農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者或者農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)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。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部的最新數(shù)據(jù)，截至2018年6月底，全國(guó)已有210.2萬(wàn)家依法登記的專業(yè)合作社，實(shí)有入社農(nóng)戶約占全國(guó)農(nóng)戶總數(shù)的48.3%，合作社已成為發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要抓手。但是，由于各種原因，現(xiàn)實(shí)中仍然有相當(dāng)數(shù)量的合作社并沒(méi)有完全得到廣大社員的認(rèn)可，其具體運(yùn)行與管理有很大部分依賴于村組干部、農(nóng)村能人、專業(yè)大戶和龍頭企業(yè)等，而大多數(shù)普通農(nóng)戶對(duì)合作社的參與程度偏低，滿意度不高，這種現(xiàn)象一定程度上影響到其它農(nóng)戶的參與意愿和積極性，從而進(jìn)一步制約合作社的規(guī)模壯大與長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。因此，為了未來(lái)合作社的創(chuàng)建與成長(zhǎng)，研究入社農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度及其影響因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

農(nóng)戶的滿意度是衡量專業(yè)合作社運(yùn)行質(zhì)量高低的標(biāo)準(zhǔn)之一，也是學(xué)術(shù)界普遍關(guān)心的一個(gè)問(wèn)題。蔡榮和易小蘭[1]、孫亞范[2]和胡祎等[3]認(rèn)為農(nóng)戶滿意度對(duì)其是否愿意參加合作社有直接影響，胡鈺[4]通過(guò)鄭州市的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)入社農(nóng)戶滿意度受短期經(jīng)濟(jì)利益和社會(huì)地位的影響更深，從而影響其入社意愿；高雅等[5]基于粵、皖兩省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)成員對(duì)合作社利益需求的滿意度影響著成員選擇退出合作社的意愿。不同的合作社農(nóng)戶滿意度評(píng)價(jià)也不相同，張超和吳春梅[6]利用Logistic模型研究發(fā)現(xiàn)由政府部門倡導(dǎo)成立的合作社在公共服務(wù)方面獲得更高的滿意評(píng)價(jià)；吳晨[7]以成員對(duì)合作社提供服務(wù)、執(zhí)行購(gòu)銷合同、幫助家庭收入增長(zhǎng)三個(gè)方面的滿意度為標(biāo)準(zhǔn)，比較評(píng)價(jià)了不同模式農(nóng)民專業(yè)合作社的運(yùn)行效率及成員滿意度。縱觀已有文獻(xiàn)，關(guān)于農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度研究主要分為以下兩大方面。

一是從合作社角度的研究。楊丹等[8]、王麗佳和霍學(xué)喜[9]發(fā)現(xiàn)合作社治理結(jié)構(gòu)與提供服務(wù)等對(duì)社員的滿意度有影響；王昌海[10]則從合作社的效率、公平、信任三個(gè)方面運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)效率與公平直接影響成員滿意度，信任對(duì)成員滿意度并沒(méi)有直接影響；廖媛紅[11]基于不同管理正規(guī)化程度檢驗(yàn)了合作社內(nèi)部社會(huì)資本與成員滿意度之間的邏輯關(guān)系，發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)型和認(rèn)知型兩類社會(huì)資本顯著影響成員滿意度；另外，廖媛紅[12]發(fā)現(xiàn)成員滿意度直接受到合作社產(chǎn)權(quán)安排的影響。還有一些學(xué)者指出，政府在提高農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度上具有重要影響，由村黨支部帶領(lǐng)成立的合作社比農(nóng)戶自主成立的合作社得到更高的滿意評(píng)價(jià)[13]；肖友利和劉鳳[14]將影響農(nóng)戶滿意度的因素劃分為五個(gè)因子，其影響程度從高到低依次為政府因子、服務(wù)因子、收入因子、管理因子和個(gè)體因子?？傊献魃绲闹卫砼c運(yùn)行模式以及制度規(guī)章是否完善等影響到入社農(nóng)戶的切實(shí)利益，當(dāng)他們感受到自己生活水平的提升或者達(dá)到了預(yù)期目標(biāo)，會(huì)對(duì)合作社感到滿意，反之，農(nóng)戶的滿意度就低甚至反感，所以不斷完善合作社治理機(jī)制、提高運(yùn)營(yíng)績(jī)效很有必要。

二是從農(nóng)戶角度的研究。相關(guān)研究也非常豐富，郭紅東等[15]運(yùn)用Logistic模型研究得出社員的收入水平、入社年數(shù)、合作社是否由農(nóng)民大戶發(fā)起、是否按股分紅等均顯著影響社員的滿意度；柯木飛等[16]認(rèn)為大規(guī)模家庭耕地面積、提供多樣化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶滿意度有顯著正向影響，且合作社成員比非合作社成員的滿意度更高；Nilsson等[17]發(fā)現(xiàn)社員對(duì)合作社運(yùn)行機(jī)制的了解越淺則滿意度越低；Gray和Kraenzle[18]則從社員參與合作社會(huì)議、選舉、提供服務(wù)的程度和非社員加入合作社四個(gè)方面分析了成員的滿意度。這些學(xué)者最主要的貢獻(xiàn)是基于農(nóng)戶異質(zhì)性對(duì)合作社滿意度做了深入的理論與實(shí)證分析，并且一致認(rèn)為農(nóng)戶收入是一個(gè)非常重要的影響因素，遺憾的是尚未有學(xué)者進(jìn)一步論證農(nóng)戶收入差異對(duì)專業(yè)合作社滿意度的影響。理論上，不同收入水平的農(nóng)戶參加合作社的個(gè)體特征、目標(biāo)動(dòng)機(jī)、實(shí)際效果等不盡相同，其對(duì)合作社的滿意度也必然存在差異，所以我們應(yīng)當(dāng)從收入差異視角分析農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度。

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)一直創(chuàng)造著“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的奇跡，但也造成了我國(guó)當(dāng)今“不平衡、不充分”發(fā)展的現(xiàn)狀，這個(gè)問(wèn)題的短板主要集中在農(nóng)村地區(qū)。隨著人民收入水平的提高，收入差異越發(fā)明顯，并且這一現(xiàn)象不僅僅發(fā)生在城鄉(xiāng)之間，近些年更是在農(nóng)村內(nèi)部也非常突出。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，探討農(nóng)村地區(qū)的收入分配制度、收入差異的成因以及對(duì)農(nóng)戶造成的影響，對(duì)于縮小收入差距、構(gòu)建和諧社會(huì)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文將研究不同收入水平的入社農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度問(wèn)題，從收入差異視角梳理農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社滿意度的影響，利用江蘇省7個(gè)市、13個(gè)區(qū)（縣）、254戶參加專業(yè)合作社的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，通過(guò)Oprobit模型實(shí)證檢驗(yàn)不同收入農(nóng)戶的滿意度及其影響因素，提出相應(yīng)的政策建議。期望通過(guò)改革現(xiàn)行收入分配方式、縮小農(nóng)戶收入差距、建立健全更有利于提高農(nóng)戶滿意度的相關(guān)政策制度，以加速推進(jìn)我國(guó)專業(yè)合作社的高質(zhì)量發(fā)展。

1 理論分析

威爾金森和皮克特[19]指出，人們往往會(huì)因?yàn)橐恍┕灿械男睦硖匦远a(chǎn)生比較，但是由于社會(huì)上沒(méi)有絕對(duì)的公平，這些不平等的現(xiàn)象很容易影響到人們的心理，產(chǎn)生焦慮與不安。在當(dāng)今中國(guó)農(nóng)村，農(nóng)戶參與各種各樣的專業(yè)合作社以后，一旦產(chǎn)生這種不平等的感覺(jué)，必然會(huì)影響到他們對(duì)合作社的滿意度，而且農(nóng)戶之間的收入差距會(huì)使這種不平等感覺(jué)更加強(qiáng)烈，從而降低農(nóng)戶的滿意度。具體而言，收入差異影響農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度主要通過(guò)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、社會(huì)資本占有和政府資源分配三個(gè)方面產(chǎn)生作用。

1.1 農(nóng)戶收入差異影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移

一方面，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移擴(kuò)大了收入來(lái)源渠道，提高了家庭總收入，尤其是對(duì)于中低收入農(nóng)戶而言，外出務(wù)工有利于縮小與其他農(nóng)戶間的收入差距。日益增長(zhǎng)的各類專業(yè)合作社正好迎合了外出勞動(dòng)力的需求，為他們提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后各環(huán)節(jié)的一系列專業(yè)化服務(wù)，使其在外安心工作獲得更多的非農(nóng)收入，從這意義上說(shuō)，家庭中剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)減少，將提高農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的參與依賴度和滿意度。

另一方面，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移使得家庭收入結(jié)構(gòu)向非農(nóng)業(yè)收入為主轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)收入比重下降（包括參加專業(yè)合作社的收入），由此導(dǎo)致合作社在家庭中的經(jīng)濟(jì)地位下降，農(nóng)戶對(duì)它的依賴度和滿意度也可能降低。另外，外出務(wù)工導(dǎo)致多數(shù)勞動(dòng)者與家人在空間上分離，產(chǎn)生留守老人、留守兒童現(xiàn)象，勞動(dòng)者個(gè)人及其家庭成員的心理上容易產(chǎn)生失落、孤獨(dú)等負(fù)面情感效應(yīng)，這是經(jīng)濟(jì)上難以彌補(bǔ)的一種缺失，由此也降低了農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。

所以，當(dāng)農(nóng)戶間收入差距擴(kuò)大、農(nóng)村低收入群體依然存在時(shí)，家庭中剩余勞動(dòng)力向外轉(zhuǎn)移，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)減少，究竟會(huì)提高還是降低農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度，有待于實(shí)證數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。

1.2 農(nóng)戶收入差異影響社會(huì)資本占有

社會(huì)資本在收入差距對(duì)農(nóng)戶滿意度的影響中起著一定的間接調(diào)節(jié)作用[20]，它是一種集體互惠、相互合作的社會(huì)關(guān)系，如合作社內(nèi)部成員的資源信息共享、相互技術(shù)援助、財(cái)政幫助等[21]，因此我們可以將社會(huì)資本看作是農(nóng)戶擁有的一種財(cái)富。根據(jù)消費(fèi)者行為理論，隨著消費(fèi)者收入水平的提高，其邊際消費(fèi)傾向遞減，但邊際儲(chǔ)蓄傾向遞增。在入社農(nóng)戶之間，隨著收入差距的擴(kuò)大，高收入農(nóng)戶的邊際儲(chǔ)蓄傾向遞增，其物質(zhì)資本總量不斷增加。

社會(huì)資本對(duì)滿意度的影響主要包括農(nóng)戶與社會(huì)兩個(gè)維度。一是農(nóng)戶角度，社會(huì)資本作為人際交往中的一種互惠關(guān)系，需要用更多的物質(zhì)資本來(lái)維系，在同一個(gè)合作社中，低收入農(nóng)戶沒(méi)有足夠的物質(zhì)基礎(chǔ)來(lái)維持及擴(kuò)大這種關(guān)系，而高收入農(nóng)戶則占據(jù)社會(huì)資本的優(yōu)勢(shì)地位，進(jìn)而能夠不斷擴(kuò)大資本擁有量，低收入農(nóng)戶的社會(huì)資本則慢慢流失。而農(nóng)戶之間的社會(huì)資本差異反過(guò)來(lái)又會(huì)擴(kuò)大收入差距，形成一種惡性循環(huán)，最終不可避免地使低收入農(nóng)戶失去對(duì)合作社的興趣，滿意度也隨之下降。

二是社會(huì)角度，借鑒Putnam[22]、張連剛與柳娥[23]的社會(huì)資本衡量方式，本文認(rèn)為社會(huì)資本占有的差距主要從社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三個(gè)維度影響農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。其一，不同收入農(nóng)戶之間的社會(huì)信任度往往下降，這會(huì)減弱彼此之間的感情交流與資源共享意愿，激化矛盾，合作社資源分配利用變得低效，甚至增加監(jiān)督成本。其二，當(dāng)一個(gè)地區(qū)的社會(huì)規(guī)范不被遵守時(shí)，一個(gè)地方的人就很難形成一種共同的價(jià)值觀念，這樣就會(huì)降低入社農(nóng)戶之間的凝聚力與認(rèn)同感，向心力不夠?qū)?dǎo)致合作社的整體績(jī)效降低。其三，當(dāng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)縮小時(shí)，農(nóng)戶不能及時(shí)高效地與他人共享合作社的各種信息、技術(shù)、資源等，視野閉塞、技術(shù)落后、認(rèn)知不足等都會(huì)降低農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。總之，收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致農(nóng)戶特別是低收入農(nóng)戶擁有的社會(huì)資本占有減少，進(jìn)而在社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三大方面降低農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。

1.3 農(nóng)戶收入差異影響政府資源分配

根據(jù)需求理論，隨著收入的提高，人的需求也會(huì)增加，當(dāng)收入差距拉大時(shí)，高收入農(nóng)戶將產(chǎn)生更高層次、更多樣化的需求，包括更多的政府公共資源，而收入相對(duì)充裕的優(yōu)勢(shì)使他們也有能力去獲取這些資源，長(zhǎng)此以往可能會(huì)形成“能人治社”的局面[24]。然而資源的總量是有限的，收入差距拉大導(dǎo)致人們政治參與的不平等，高收入農(nóng)戶可能通過(guò)“尋租”、“精英捕獲”等行為壟斷政府資源分配，低收入農(nóng)戶則被排斥在外[25]。在專業(yè)合作社發(fā)展過(guò)程中，合作社間、農(nóng)戶間的收入差異使得有限的政府資源逐漸流向發(fā)展較好的一些示范性合作社或者高收入農(nóng)戶手中，而真正需要這些資源的普通合作社及低收入農(nóng)戶則無(wú)法享有，資源配置的失衡進(jìn)一步加大了合作社之間、農(nóng)戶之間的收入差距。另外，根據(jù)“隧道效應(yīng)”理論[26-27]，當(dāng)合作社的收入增長(zhǎng)只惠及小部分優(yōu)質(zhì)的高收入農(nóng)戶時(shí)，剩下的大多數(shù)普通低收入農(nóng)戶被拋離或者說(shuō)收入差距被拉大，參加合作社未能達(dá)到他們當(dāng)初的預(yù)期，其心態(tài)就會(huì)變得消極，從而降低低收入農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2018年7—8月對(duì)江蘇省開(kāi)展的農(nóng)民專業(yè)合作社及入社農(nóng)戶的面對(duì)面訪談和問(wèn)卷調(diào)查。由于江蘇省內(nèi)各區(qū)（縣）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，調(diào)查綜合考慮了地理位置、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、合作社建設(shè)等狀況后進(jìn)行分層抽樣和整群抽樣，最終選取了蘇南的南京、蘇州、無(wú)錫，蘇中的揚(yáng)州、南通和蘇北的連云港、宿遷7個(gè)市及其下轄的六合、高淳、浦口、常熟、宜興、高郵、如東、灌云、灌南、東海、泗洪、沭陽(yáng)、泗陽(yáng)等13個(gè)區(qū)（縣）。每一個(gè)調(diào)查的區(qū)（縣）分別選取入社農(nóng)戶20戶，共計(jì)260戶，最后收回有效樣本254份，樣本農(nóng)戶的基本特征（受訪者基本信息）見(jiàn)表1。受訪者性別占比相對(duì)平均，年齡主要集中在50歲以上，受教育程度分布較均勻，經(jīng)營(yíng)類型為純農(nóng)業(yè)或以農(nóng)業(yè)為主兼業(yè)經(jīng)營(yíng)。

但事實(shí)卻是，想象和現(xiàn)實(shí)之間總存在著巨大的鴻溝。在擺弄過(guò)奧迪R8 RWS之后，勞拉表示：“它動(dòng)力強(qiáng)勁，但也一定程度上導(dǎo)致了轉(zhuǎn)向過(guò)度。當(dāng)出現(xiàn)轉(zhuǎn)向過(guò)度的傾向時(shí)，發(fā)動(dòng)機(jī)的輸出會(huì)有些不太受控制，這一點(diǎn)和普通的奧迪R8完全不同?！绷硪稽c(diǎn)在于，降擋之后，那臺(tái)V10發(fā)動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)速會(huì)突然飆升，導(dǎo)致車尾在制動(dòng)的過(guò)程中會(huì)突然喪失下壓力，進(jìn)一步增加了轉(zhuǎn)向不足的概率。

2.2 模型選擇

如果被解釋變量有兩種以上不同選擇并有一定的順序，采用隨機(jī)效應(yīng)模型要好于固定效應(yīng)模型，所以本文使用隨機(jī)效應(yīng)Oprobit模型。為避免離散值可能導(dǎo)致的異方差問(wèn)題，引入潛變量，用可觀測(cè)的有序反應(yīng)數(shù)據(jù)建立模型研究不可觀測(cè)的潛變量，模型方程為：

其中，i取值1，2，…，n；表示不可觀測(cè)變量，xi表示影響潛變量的解釋變量，βi表示影響方向和強(qiáng)度，εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。此模型假設(shè)γ（γ1＜γ2＜…＜γk-1）為未知割點(diǎn)，則實(shí)際觀測(cè)值yi可由潛變量yi*表示為：

表1 樣本農(nóng)戶的基本特征Table1 Basic characteristics of sample farmers

2.3 變量選取

1）被解釋變量。選擇樣本農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度作為被解釋變量，采用李克特五級(jí)量表計(jì)分方式來(lái)統(tǒng)計(jì)。在調(diào)查問(wèn)卷中列出問(wèn)題“您對(duì)合作社提供的服務(wù)滿意程度如何”，要求被訪者在“非常不滿意、比較不滿意、一般、比較滿意、非常滿意”中作出選擇，并賦值1、2、3、4、5，數(shù)值越大表示滿意度越高（表2）。

2）核心解釋變量。核心解釋變量選擇樣本農(nóng)戶的家庭人均收入，為了消除異方差的影響，取家庭人均收入的對(duì)數(shù)。

3）控制變量。選取農(nóng)戶的其他特征作為控制變量，包括受訪者性別、年齡、受教育程度以及家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)、家庭承包土地面積、年貸款金額、獲政府補(bǔ)助等。表2列示了相關(guān)變量及其統(tǒng)計(jì)信息。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶收入分組分析

借鑒楊宇等[28]和侯玲玲等[29]劃分不同收入水平農(nóng)戶的做法，本文將所有樣本農(nóng)戶按家庭人均收入從低到高平均分為低收入組、中等收入組和高收入組（表3），高收入組家庭人均收入39 419.84元，是低收入組的5.11倍，農(nóng)戶之間存在明顯的收入差異，因此改善收入分配制度、幫助低收入農(nóng)戶提高收入、縮小收入差距是一個(gè)現(xiàn)實(shí)且亟待解決的問(wèn)題。

表2 變量含義及其統(tǒng)計(jì)性描述Table 2 Description of variables

表3 按照家庭人均收入分組的農(nóng)戶收入分布Table 3 Distribution of income according to per capita household income

3.2 農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度分析

從樣本農(nóng)戶整體組來(lái)看，對(duì)專業(yè)合作社“非常不滿意”、“比較不滿意”、“一般”、“比較滿意”、“非常滿意”占比分別為9.84%、25.59%、31.10%、22.44%和11.03%（表4），基本呈正態(tài)分布，多數(shù)農(nóng)戶的滿意度評(píng)價(jià)一般，總體滿意度不高，與表2中滿意度均值只有2.992基本一致，說(shuō)明未來(lái)合作社還有很大的發(fā)展提升空間。從不同收入水平農(nóng)戶來(lái)看，滿意度有隨著收入水平上升而相應(yīng)提高的趨勢(shì)，即收入越高，對(duì)合作社也越滿意，如評(píng)價(jià)“非常滿意”的低中高三組分別占1.19%、8.24%、23.82%，而“非常不滿意”高收入組占比為0，即無(wú)農(nóng)戶對(duì)合作社“非常不滿意”。

表4 農(nóng)戶滿意度調(diào)查結(jié)果（%）Table 4 Results of farmer satisfaction (%)

3.3 農(nóng)戶滿意度的影響因素分析

運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析軟件Stata15中的Oprobit模型對(duì)整體及三個(gè)分組農(nóng)戶的數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。整體及其各分組模型的對(duì)數(shù)似然比（Log Likelihood）統(tǒng)計(jì)量均小于-89，LRx2(8)統(tǒng)計(jì)量均超過(guò)30，各組對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)的顯著性水平都較小且不超過(guò)0.001（表5），表明整體擬合效果較為理想。由于該模型的回歸系數(shù)并不直接反映各個(gè)自變量對(duì)因變量的邊際影響，因此進(jìn)一步利用Stata15計(jì)算出各自變量的邊際效應(yīng)。

從樣本農(nóng)戶整體情況來(lái)看，家庭人均收入、受教育程度、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)是影響農(nóng)戶對(duì)合作社滿意度的最重要因素，其系數(shù)分別為0.749 0、0.277 0和-0.227 9（表5），年齡、家庭承包土地面積、年貸款金額、獲政府補(bǔ)助也一定程度影響了農(nóng)戶滿意度，其系數(shù)分別為0.012 6、0.132 7、2.32e-06和0.000 027，性別則沒(méi)有顯著影響。從不同收入水平農(nóng)戶分組情況來(lái)看，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)、家庭承包土地面積是影響各收入水平農(nóng)戶滿意度的顯著因素，前者是反向影響，后者是正向影響；其他因素對(duì)各收入水平農(nóng)戶的影響則各不相同。

從整體組來(lái)看，家庭人均收入是正向影響農(nóng)戶滿意度的關(guān)鍵性因素，即家庭人均收入越高，農(nóng)戶滿意度也越高。因?yàn)楫?dāng)收入較高時(shí)，不論這種收入增長(zhǎng)是由合作社帶來(lái)的福利還是家庭其他成員創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)收益，給農(nóng)戶直觀上的感受是加入合作社能夠?yàn)樽陨韼?lái)好處，因而提升了農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。但是，從不同收入水平分組的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，家庭人均收入對(duì)中等收入組和高等收入組均在10%通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而對(duì)低收入組的影響不顯著?？梢?jiàn)家庭人均收入對(duì)農(nóng)戶滿意度高低至關(guān)重要，而對(duì)低收入組影響不顯著說(shuō)明還有其他因素影響著各個(gè)分組中的農(nóng)戶滿意度，即反映農(nóng)戶基本特征的其他控制變量。值得一提的是，本文家庭人均收入包括農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)業(yè)收入兩大來(lái)源，其中農(nóng)業(yè)收入主要來(lái)源于農(nóng)戶承包的土地，所以再看家庭承包土地面積這一變量，表5顯示其對(duì)所有組的農(nóng)戶滿意度均呈顯著的正向影響，由此間接反映了家庭收入尤其是農(nóng)業(yè)收入對(duì)農(nóng)戶滿意度的正向影響。

表5 Oprobit回歸估計(jì)結(jié)果Table 5 Results of the Oprobit model

為了進(jìn)一步驗(yàn)證收入差異對(duì)農(nóng)戶滿意度的影響，需要加入一些反映農(nóng)戶基本特征的控制變量再次進(jìn)行檢驗(yàn)。從受訪者個(gè)人特征來(lái)看，受訪者的性別對(duì)所有組的農(nóng)戶滿意度均未產(chǎn)生顯著影響（表5）。或許這是因?yàn)榻K作為沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，農(nóng)村中男女平等意識(shí)較強(qiáng)，女性地位高，實(shí)踐中有相當(dāng)數(shù)量的合作社社員是婦女，所以性別因素對(duì)于農(nóng)戶滿意度的影響不大。受訪者年齡對(duì)整體組和高收入組均有顯著的正向影響，對(duì)其他組的影響不顯著。高收入組農(nóng)戶的年齡越大，一定程度上意味著對(duì)合作社的依賴程度越高，對(duì)合作社的情感更深一些，同時(shí)他們作為資深社員從合作社中獲取的積累不論是社會(huì)資本還是物質(zhì)資源都可能比年輕的農(nóng)戶多，因而對(duì)合作社的滿意度要高。不過(guò)從整體組的邊際效應(yīng)結(jié)果看，農(nóng)戶的年齡每增長(zhǎng)一歲，滿意度可能會(huì)降低0.000 9。受訪者的受教育程度除了低收入組外，對(duì)其他各組的正向影響均十分顯著。一般情況下，教育水平與農(nóng)戶對(duì)合作社的管理理念認(rèn)知、運(yùn)作模式了解、技術(shù)信息學(xué)習(xí)等方面相關(guān)，受教育程度越高意味著農(nóng)戶的自身能力越強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資規(guī)模與水平等越高，更希望利用合作社這個(gè)平臺(tái)來(lái)享受各項(xiàng)專業(yè)化、社會(huì)化服務(wù)，所以受教育程度越高農(nóng)戶滿意度會(huì)越高。對(duì)于低收入組農(nóng)戶而言，他們自身雖然可能具備了較高的教育程度，有較強(qiáng)的個(gè)人能力，但由于其他一些因素如資金匱乏等限制了他們的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，因而對(duì)于專業(yè)化服務(wù)的需求度也相對(duì)偏低，所以受教育程度對(duì)低收入組農(nóng)戶滿意度的影響可能弱于中等和高收入組農(nóng)戶。但是整體組的邊際效應(yīng)結(jié)果表明農(nóng)戶受教育程度每提高一個(gè)等級(jí)，滿意度要降低0.020 2。

從農(nóng)戶家庭特征看，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)對(duì)所有組都有顯著的反向影響（表5），即家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)越少，對(duì)合作社滿意度越高。隨著勞動(dòng)力向外轉(zhuǎn)移和家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)的減少，因收入增加而提高的農(nóng)戶對(duì)合作社滿意度，要大于因合作社在家庭經(jīng)濟(jì)地位下降和負(fù)面情感效應(yīng)而降低的滿意度，即總的效應(yīng)是勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)減少提高了農(nóng)戶滿意度。但從整體組邊際效應(yīng)結(jié)果來(lái)看，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)每增加一個(gè)，農(nóng)戶的滿意度提高0.016 6。家庭承包土地面積對(duì)所有組均呈顯著正向影響，在以土地要素入股的合作社中，家庭承包土地面積多的農(nóng)戶擁有的股份份額大，股份分紅和土地租金收益要比其他農(nóng)戶多，對(duì)合作社的滿意度也可能要高；此外，一些家庭勞動(dòng)力缺乏的農(nóng)戶因承包土地多而無(wú)力耕種甚至拋荒，土地入股正好解決了他們的后顧之憂，因而他們的入股愿望較強(qiáng)烈，滿意度也較高。年貸款金額僅對(duì)整體組有較顯著的正向影響，對(duì)不同收入水平的分組沒(méi)有顯著影響。獲取外部貸款有利于緩解農(nóng)戶的資金壓力，一定程度上也反應(yīng)了農(nóng)戶的社交能力和社會(huì)資本擁有量，正如機(jī)理分析所述，社會(huì)資本越多則農(nóng)戶滿意度也越高。獲政府補(bǔ)助對(duì)低收入組農(nóng)戶有顯著的正向影響，相對(duì)于其他農(nóng)戶而言低收入農(nóng)戶往往缺乏資金，政府補(bǔ)助可適當(dāng)彌補(bǔ)其生產(chǎn)生活開(kāi)支。同時(shí)，政府補(bǔ)助尤其是通過(guò)合作社產(chǎn)業(yè)扶貧等方式而配置給低收入農(nóng)戶的各類資金有利于緩解公共資源失衡問(wèn)題，使其能夠分享合作社的紅利或收益，從而提高這些農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度。當(dāng)然另一方面也要求政府采取一定措施將公共資源更加精準(zhǔn)地落實(shí)到需要的合作社和農(nóng)戶手中，否則“尋租”、“精英捕獲”等行為引起的資源錯(cuò)配現(xiàn)象反而會(huì)引起農(nóng)戶對(duì)合作社的失望和不滿。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文利用江蘇省的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)研究得出，農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度基本呈正態(tài)分布，多數(shù)農(nóng)戶評(píng)價(jià)一般，總體滿意度不高，而隨著收入水平上升，農(nóng)戶滿意度也相應(yīng)提高；從影響農(nóng)戶滿意度的因素來(lái)看，家庭人均收入、受教育程度是正向影響滿意度的重要因素，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)呈顯著的反向影響，年齡、家庭承包土地面積、年貸款金額、獲政府補(bǔ)助也有較顯著的正向影響，性別則沒(méi)有顯著影響。

從不同收入水平的農(nóng)戶分組情況來(lái)看，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人數(shù)和承包土地面積對(duì)所有組的農(nóng)戶滿意度都有顯著影響，前者是反向，后者是正向，其他因素對(duì)各收入水平農(nóng)戶的影響則不同，如家庭人均收入、受教育程度顯著正向影響中等收入組、高收入組農(nóng)戶，年齡顯著正向影響高收入組，年貸款金額僅對(duì)整體組有較顯著的正向影響，獲政府補(bǔ)助顯著正向影響低收入組。由此說(shuō)明，不同收入水平的農(nóng)戶對(duì)專業(yè)合作社的滿意度不一樣，收入越高農(nóng)戶滿意度也越高，而且影響農(nóng)戶滿意度的因素也各不相同。因此，應(yīng)當(dāng)采取各種有效措施促進(jìn)農(nóng)戶增收，縮小收入差距，以不斷提高農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度，吸引更多的農(nóng)戶參與到合作社建設(shè)中，進(jìn)一步推動(dòng)合作社的長(zhǎng)遠(yuǎn)可持續(xù)發(fā)展。

4.2 建議

1）加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)教育資源的投入。實(shí)證分析表明農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度與其受教育程度有顯著的正向影響關(guān)系，只有保證農(nóng)村地區(qū)有優(yōu)質(zhì)充足的教育資源，才能不斷提升農(nóng)戶的綜合素質(zhì)與生活質(zhì)量，提高農(nóng)戶對(duì)合作社的滿意度，也有利于推動(dòng)合作社的可持續(xù)發(fā)展。

2）完善合作社的收入分配制度。收入差距的擴(kuò)大會(huì)加劇農(nóng)戶所擁有的社會(huì)資本不平衡，不利于緩解不同收入水平農(nóng)戶之間攀比心理，不利于改善農(nóng)戶的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。然而當(dāng)前農(nóng)村農(nóng)戶間的收入差異仍然較大，因此，從生產(chǎn)要素的匹配、價(jià)格機(jī)制的完善、政策有效執(zhí)行入手，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶的能力、技術(shù)培訓(xùn)，以不斷完善合作社收入分配制度，減小農(nóng)戶間貧富差距。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，各級(jí)政府可通過(guò)發(fā)揮引導(dǎo)作用，利用技能培訓(xùn)、能人帶動(dòng)、企業(yè)幫扶等多種渠道不斷提升農(nóng)戶的自我發(fā)展能力，同時(shí)增強(qiáng)合作社內(nèi)外農(nóng)戶之間的資源互補(bǔ)與信息溝通，擴(kuò)大農(nóng)戶擁有的社會(huì)資本量，縮小收入差距，增強(qiáng)參與積極性，提高對(duì)合作社的滿意度。

3）精準(zhǔn)政府公共資源的投入。政府財(cái)政補(bǔ)助對(duì)各個(gè)不同收入層次的農(nóng)戶滿意度均具有正向影響，而且對(duì)低收入組、中低收入組的影響比其他組更顯著，影響程度也更深。雖然現(xiàn)階段政府對(duì)各種農(nóng)民專業(yè)合作社注入了大量的財(cái)政資金支持，但是“精英俘獲”、“使命漂移”等現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，所以在有限的公共資源條件下，各級(jí)政府應(yīng)該規(guī)范操作，嚴(yán)格各類財(cái)政資金的審批程序及條件標(biāo)準(zhǔn)，確保資源精準(zhǔn)配置與投入到需要扶持的合作社和農(nóng)戶手中，保障合作社非核心社員的收益，在提高合作社能力的基礎(chǔ)上縮小成員之間的收入差異，推動(dòng)農(nóng)民專業(yè)合作社更好更快的發(fā)展。

4）鼓勵(lì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)。實(shí)證分析中發(fā)現(xiàn)家庭承包土地面積對(duì)農(nóng)戶滿意度有顯著正向影響，家庭承包的土地面積越大則滿意度越高。土地流轉(zhuǎn)有利于擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，從而提高農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)收入。因此，在今后的發(fā)展過(guò)程中，地方政府、基層村組和合作社應(yīng)當(dāng)立足于當(dāng)前農(nóng)村“三權(quán)分置”的現(xiàn)實(shí)背景，鼓勵(lì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高土地產(chǎn)出效益，推動(dòng)農(nóng)戶增收，以吸引更多的農(nóng)戶參與合作社的建設(shè)和發(fā)展。