顧玉鈴，鄭 宇，鄭 純

（1.南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京210037；2.江西省宜春市林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展管理局，江西 宜春336000）

1 引言

“十三五” 以來中國政府大力推進(jìn) “精準(zhǔn)扶貧” 戰(zhàn)略的實施，但我國仍存在超過三千萬的貧困人口，扶貧任務(wù)艱巨。而農(nóng)民專業(yè)合作社的作用貫穿于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后各個方面，因此農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展能夠?qū)珳?zhǔn)扶貧起到至關(guān)重要的作用。那么，快速發(fā)展的合作社應(yīng)如何規(guī)范化發(fā)展？農(nóng)戶參與合作社的行為受到哪些因素的影響？已入社的農(nóng)戶對合作社的作用效果有何評價？這些問題都值得深入探討和研究。

近年來，隨著各地區(qū)農(nóng)民專業(yè)合作社的不斷發(fā)展，有關(guān)影響農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的研究日益豐富。廖文虎，尚光輝[1]以合作社的運行機(jī)制為出發(fā)點，分析得出合作社的作用效果和福利分配機(jī)制對農(nóng)戶參與意愿具有顯著影響。袁旭、張暉等人[2]以農(nóng)戶行為決策理論為基礎(chǔ)，運用二元Logit 模型實證分析江蘇省沭陽縣和淮陰縣兩縣的39個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的土地流入戶，研究表明，受教育程度、非農(nóng)活動經(jīng)歷、土地流入年限、國家政策等因素對土地流入戶改變其經(jīng)營決策具有正向影響，而年齡具有一定的負(fù)面影響。趙冉[3]利用二元Logistic模型實證分析得出：種植經(jīng)驗、距離市場的遠(yuǎn)近程度、市場動態(tài)了解程度對其參與行為影響顯著。曹雪[4]等人以安徽省為例實證分析得出農(nóng)村金融發(fā)展有效提高農(nóng)村居民收入水平。劉同山[5]等人認(rèn)為加入合作社后，通過擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模、節(jié)約勞動力使用、提升產(chǎn)值并拓展產(chǎn)業(yè)，能有效實現(xiàn)農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的高效銜接，進(jìn)而實現(xiàn)農(nóng)戶的增收，然而也有研究指出，小農(nóng)戶加入合作社后不能有明顯的增收效果[5]。

由此，本文在了解農(nóng)民專業(yè)合作社相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，以江蘇省淮安市淮安區(qū)田橋村200名農(nóng)戶為研究個案，首先了解農(nóng)戶個人特征，家庭經(jīng)濟(jì)特征及合作社的社會特征，其次采用二元Logistic 回歸模型分別研究田橋村農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社行為的影響因素以及合作社作用效果對已入社農(nóng)戶參與合作社行為的影響，基于上述分析為農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展路徑提供合理性建議。

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文以發(fā)放問卷的形式調(diào)查江蘇省淮安市淮安區(qū)復(fù)興鎮(zhèn)田橋村200名農(nóng)戶，隨機(jī)邀請受訪者參與問卷調(diào)查并進(jìn)行面對面訪談，回收記錄。由于田橋村畜禽養(yǎng)殖專業(yè)合作社成立時間較短，規(guī)模較小，因此調(diào)查結(jié)果中已加入合作社的農(nóng)戶占比為43.5%，目前暫未參與但未來愿意參與合作社的農(nóng)戶占比為56.5%。

2.2 變量說明

本文將影響農(nóng)戶參與合作社行為的因素具體分為13 個變量，分別為農(nóng)民基本特征：農(nóng)戶性別(X1)、年齡(X2)、受教育程度(X3)、是否屬于建檔立卡貧困戶（X4） 這四個變量；農(nóng)戶家庭經(jīng)營特征：家庭養(yǎng)殖規(guī)模（X5）、家庭收入主要來源（X6）、家庭人均可支配收入（X7） 這三個變量；對合作社認(rèn)知特征包括農(nóng)戶對已有制度的滿意度和對合作社的經(jīng)營作用評價，具體為民主決策制度（X8）、利潤分配制度（X9）、信息公開制度（X10）、降低成本提高售價（X11）、穩(wěn)定銷售渠道降低經(jīng)營風(fēng)險（X12）、提高信息技術(shù)服務(wù)（X13）。

3 模型選擇

本文將目前暫未參與但未來愿意參與合作社的農(nóng)戶定義為選擇性非社員。模型中的因變量為農(nóng)戶參與合作社的行為，僅有參與和未參與兩種選擇，因此本文將構(gòu)建二元Logistic 模型對農(nóng)戶參與行為進(jìn)行回歸研究，將農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社的行為分為參與（社員，y=1） 與未參與（選擇性非社員，y=0），自變量為農(nóng)戶參與合作社行為的影響因素記為X1-X13，具體模型如下：

其中，P=P(y=1|x1，x2，…xi)為在給定自變量x1，x2，…xi的值時農(nóng)戶參與合作社發(fā)生概率，1-P為農(nóng)戶未參與合作社發(fā)生概率。β0為回歸方程的常數(shù)項，βi為第i個影響因素的回歸系數(shù)，Xi為第i個影響因素，μ為方程隨機(jī)干擾項。

4 實證分析結(jié)果

本文分別探究影響農(nóng)戶參與合作社行為的因素、合作社的作用效果對入社農(nóng)戶參與行為的影響，因此將自變量分成兩部分回歸分析，第一部分將自變量X1-X7 進(jìn)行回歸研究農(nóng)戶參與行為的影響因素，第二部分將自變量X8-X11回歸分析合作社作用效果對入社農(nóng)戶參與行為的影響，結(jié)果如下。

4.1 社員及選擇性非社員參與農(nóng)民專業(yè)合作社行為的回歸分析

表1 方程式中的變量

根據(jù)表1 結(jié)果可知，列入最終篩選進(jìn)模型的變量為年齡（X2） 的回歸系數(shù)為-1.211，對應(yīng)的顯著性小于0.05，該變量影響顯著，建檔立卡貧困戶（X4） 的回歸系數(shù)為1.682，對應(yīng)的顯著性為0.00 說明變量影響顯著，經(jīng)營規(guī)模（X5） 的回歸系數(shù)為1.595，對應(yīng)的顯著性小于0.05，具有顯著意義。由此得出影響農(nóng)戶參加合作社行為的因素歸納如下：

4.1.1 農(nóng)戶基本特征的影響

農(nóng)戶的年齡、是否為建檔立卡貧困戶對農(nóng)戶參與合作社行為影響顯著。從結(jié)果可以看到，年齡對農(nóng)戶參與合作社行為的影響顯著且影響為負(fù)方向，這說明越年輕的農(nóng)戶，越傾向于獨立經(jīng)營。農(nóng)戶是否為建檔立卡貧困戶這一變量對農(nóng)戶參與合作社行為影響顯著，該回歸系數(shù)為1.682，回歸系數(shù)為正值，這表明貧困戶加入合作社的行為更強烈，這與研究假設(shè)一致。而農(nóng)戶性別這一變量影響不顯著，說明男性和女性在參與合作社的行為中差異較小，受教育程度對農(nóng)戶參與合作社行為的影響也不顯著，這可能是由于義務(wù)教育的普遍實施使得受教育程度因素既不促使也不妨礙農(nóng)戶參與合作社的行為。

4.1.2 農(nóng)戶家庭特征的影響

農(nóng)戶的家庭經(jīng)營規(guī)模對其參與合作社行為影響顯著。由表可知，經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶參與合作社行為的影響顯著且回歸系數(shù)為正值，說明農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模越大，越具有參與農(nóng)民專業(yè)合作社的行為，這可能是因為參與合作社更有利于發(fā)揮其規(guī)模效益。而家庭收入主要來源、家庭人均可支配收入未通過統(tǒng)計學(xué)檢驗，說明這兩個變量對農(nóng)戶參與合作社行為沒有顯著影響，這可能是因為我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，農(nóng)戶收入來源多元化，造成農(nóng)戶之間收入差距較小，因而導(dǎo)致家庭收入主要來源和人均可支配收入變量不顯著。

4.2 農(nóng)民專業(yè)合作社的作用效果對已入社農(nóng)戶參與行為的回歸分析

表2 方程式中的變量

根據(jù)表2 結(jié)果可知，列入最終篩選進(jìn)模型的變量為利潤分配制度（X9） 對已入社農(nóng)戶參與行為影響顯著，回歸系數(shù)為3.660，影響方向為正方向；信息公開制度（X10） 對已入社農(nóng)戶參與行為影響顯著，回歸系數(shù)為2.376，呈正相關(guān)關(guān)系，具有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義；降低成本提高售價（X11）在統(tǒng)計水平為5%的情況下影響顯著，回歸系數(shù)為1.576。由此可知，農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)揮的作用效果對已入社農(nóng)戶參與行為的影響具體表現(xiàn)為：

利潤分配制度、信息公開制度對已入社農(nóng)戶參與行為的影響顯著，且回歸系數(shù)為正值。因此，當(dāng)農(nóng)民專業(yè)合作社的利潤分配制度及信息公開制度越完善，農(nóng)戶越傾向于參與農(nóng)民專業(yè)合作社，當(dāng)合作社制度越公開透明，農(nóng)戶對其的信任度才會提高，而民主決策制度未通過統(tǒng)計學(xué)檢驗，說明該變量對農(nóng)戶參與合作社行為沒有顯著影響。

從農(nóng)戶對合作社的經(jīng)營作用評價來看，降低生產(chǎn)成本提高產(chǎn)品售價對已入社農(nóng)戶參與行為的影響顯著，且回歸系數(shù)為正值。這表明，農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶的生產(chǎn)和銷售幫助越大，農(nóng)戶越傾向于參與合作社。而穩(wěn)定銷售渠道降低風(fēng)險、提高信息技術(shù)服務(wù)這兩個因素未通過統(tǒng)計學(xué)差異檢驗，考慮到農(nóng)戶的文化水平較低，從事信息技術(shù)服務(wù)的專業(yè)人才并不多，加之在生產(chǎn)效率、運營成本、響應(yīng)速度等方面不具備明顯優(yōu)勢，因而造成合作社承接信息技術(shù)服務(wù)的能力有限，使得這兩個因素對農(nóng)戶參與行為的影響不顯著。

5 結(jié)論與啟示

5.1 合理布局農(nóng)民專業(yè)合作社，帶動貧困戶脫貧

一方面，從實證分析中發(fā)現(xiàn)貧困戶對參與合作社具有顯著影響。但由于貧困戶自身條件不足，難以參與合作社，導(dǎo)致貧困戶在獨立經(jīng)營過程中市場競爭力小，利益受損。另一方面，同類型合作社分布過分集中，造成生產(chǎn)成本的增加，資源難以有效配置，由于空間布局的不合理造成合作社之間互相牽制，難以健康發(fā)展。

因此，合作社可以降低貧困戶入社門檻，放寬貧困戶入社條件、簡化貧困戶入社程序，積極鼓勵貧困戶參與，以便實現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧的戰(zhàn)略目標(biāo)。除此之外，合作社應(yīng)發(fā)揮生產(chǎn)要素、市場和勞動力等方面的優(yōu)勢，生產(chǎn)符合市場需求的多樣化、安全化和優(yōu)質(zhì)化的產(chǎn)品，創(chuàng)辦多類型合作社，審時度勢、科學(xué)規(guī)劃、合理布局，防止低水平、低層次的惡性競爭，保證農(nóng)民專業(yè)合作社的良性循環(huán)發(fā)展。

5.2 適度經(jīng)營，發(fā)揮規(guī)模效益

從實證分析得知，家庭經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶參與行為影響顯著。然而在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶養(yǎng)殖規(guī)?；咎幱谥械燃耙韵滤剑Y金、勞動力、技術(shù)等資源處于相對分散的狀態(tài)，無法充分發(fā)揮合作社的資源整合作用，這在很大程度上限制了合作社的發(fā)展，難以發(fā)揮合作社的規(guī)模效益。因此，合作社的規(guī)模要與市場需求相適應(yīng)，避免農(nóng)產(chǎn)品相對過剩或不足的現(xiàn)象出現(xiàn)，將農(nóng)村分散的資金、勞動力和技術(shù)有效組織起來，提高生產(chǎn)效率，降低生產(chǎn)成本，實行產(chǎn)加銷一體的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，形成合理的產(chǎn)業(yè)鏈，提高市場競爭力，保證合作社順利發(fā)展。

5.3 規(guī)范合作社運行，提升合作社的經(jīng)營能力

農(nóng)民專業(yè)合作社的運行機(jī)制是否規(guī)范、經(jīng)營管理是否有效對農(nóng)戶參與行為決策具有重要影響。農(nóng)民專業(yè)合作社應(yīng)不斷規(guī)范利潤分配制度、信息公開制度等內(nèi)部運營機(jī)制，切實做到組織、資金、利潤分配等方面信息的透明化，明確社員的權(quán)利義務(wù)，保障社員的合法權(quán)益，促進(jìn)農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展，同時也擴(kuò)大農(nóng)民專業(yè)合作社扶貧增收的效應(yīng)，推動精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的實施。