阿依吐爾遜·沙木西 ，安 瑞，古麗米熱·艾爾肯，米爾扎提江·木艾塔爾江

(新疆農(nóng)業(yè)大學 管理學院，新疆 烏魯木齊 830052)

0 引言

發(fā)展農(nóng)民專業(yè)合作社，促進土地流轉，使農(nóng)戶經(jīng)營集中化，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，專業(yè)化生產(chǎn)，是一種有利于促進區(qū)域特色經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新型土地流轉模式，該模式有利于提高農(nóng)戶組織化程度，推廣農(nóng)業(yè)技術，降低生產(chǎn)成本和交易費用，有效規(guī)避市場風險[1]。

合作社作為一個全球化的概念，各國定義不同，Nilsson[2]認為各種定義具有共同的特征，即“合作社是一種經(jīng)濟行為；合作社滿足的是人們(社員)的共同需要；合作社是由社員所有和控制的”。在市場經(jīng)濟的考驗下，農(nóng)民專業(yè)合作社經(jīng)過長期的完善和變革發(fā)展，成為許多西方發(fā)達國家中不可缺少的經(jīng)濟組織，極大地推動了各個國家農(nóng)村合作組織經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展[3-5]。合作社是農(nóng)戶持自愿原則，并在此基礎上進行合作生產(chǎn)和民主管理的一種經(jīng)濟組織形式[6-7]。趙娜等[8]認為合作社有效地連接了市場與農(nóng)戶，及時提供市場價格需求量的信息并且為農(nóng)戶提供了技術和資金上的支持，有利于幫助農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高農(nóng)業(yè)機械化水平和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營。高建中等[9]從合作社功能實現(xiàn)程度、農(nóng)戶需求程度、農(nóng)戶滿意程度3個方面探究了合作社功能發(fā)展的問題,得出目前合作社的大部分功能實現(xiàn)程度低、農(nóng)戶需要高且農(nóng)戶滿意度不高。

本研究選取新疆巴里坤縣為研究區(qū)，通過對參與農(nóng)民專業(yè)合作社的農(nóng)戶進行抽樣調查，采用Logistic回歸模型，分析了農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社滿意度的影響因素，研究結果對把握農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的基本方向具有重要意義。

1 數(shù)據(jù)來源與分析方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究通過問卷方式對新疆巴里坤縣農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的現(xiàn)實情況以及農(nóng)戶參與專業(yè)合作社的意愿情況進行了調查，問卷設計分為6個部分：農(nóng)戶基本情況調查、農(nóng)戶加入合作社基本情況調查、合作社的管理情況調查、合作社的服務情況調查、合作社的領導情況調查、合作社對農(nóng)戶的影響情況調查。

本次調研于2019年8～9月在巴里坤哈薩克自治縣隨機選擇了6個村進行了實地問卷調查，2019年11月進行了一次補充調查。調查地點包括奎蘇鎮(zhèn)、大河鎮(zhèn)、石人子鄉(xiāng)、海子沿鄉(xiāng)、花園鄉(xiāng)、八墻子鄉(xiāng)。2次調查中共計發(fā)放問卷200份，回收有效問卷192份，有效問卷率96%。

1.2 分析方法

本文研究的是農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的滿意度，結果有2種情況，即對加入的專業(yè)合作社滿意或者不滿意[10]。根據(jù)這一基本特征選擇Logistic回歸模型，詳細研究了農(nóng)戶參與滿意度的影響因素，設因變量為Yi,Yi取值范圍為[0,1]。在進行模型設計時，將農(nóng)戶是否愿意加入土地流轉合作社設為因變量，假設“不滿意”為0，“滿意”為1。假設因變量、自變量分別設定為Yi與Xi，建立模型如下：

(1)

根據(jù)公式(1)得到：

(2)

得到回歸模型：

(3)

式中：pi為農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社滿意的幾率；xi為第i個影響因素；βi為第i個影響因素的回歸系數(shù);α為回歸截距；e為隨機擾動項。

結合巴里坤縣合作社發(fā)展的實際情況，從農(nóng)戶特征、農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營情況、合作社的管理特征、合作社的服務特征、政府支持情況等方面選取了14個自變量指標，具體見表1。

表1 變量的選取及含義

2 結果與分析

2.1 模型分析

本文運用SPSS統(tǒng)計軟件對192個樣本數(shù)據(jù)進行了二元Logistic回歸處理，農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社的滿意度影響因素進行模型估計。

對表2的模型擬合度進行分析，-2對數(shù)似然值為22.525，Cox & SnellR2值為0.543，NagelkerkeR2值為0.915，Cox & SnellR2是一種一般化的確定系數(shù)，用來估計因變量的方差比率。NagelkerkeR2是Cox & SnellR2的調整值。如果這2個值越大，說明模型的整體擬合度就越好，根據(jù)模型匯總的數(shù)值來看，給定模型的相關性較高，總體預測準確率高，可以用來解釋分析。

表2 模型擬合度分析

從表3 Hosmer-Lemeshow檢驗中可以看出，顯著的sig值為0.757，大于0.05，模型系數(shù)綜合檢驗中卡方為73.251，sin值為0.000，小于0.05，說明統(tǒng)計顯著，模型有意義。

表3 Hosmer-Lemeshow檢驗

通過表4模型回歸結果可以看出：合作社是否依托組織、合作社的決策機制、賬目公開情況、農(nóng)戶對提供產(chǎn)品儲蓄和加工是否滿意、領導能力、對農(nóng)技部門的滿意度以及對村集體的滿意度沒有通過顯著性驗證。通過顯著性驗證的變量有7個，分別是年齡、文化程度、家庭年總收入、合作社年收入、加入合作社的年限、對合作社的了解程度、對生產(chǎn)資金借貸的滿意度情況。

表4 模型回歸結果

2.2 模型結果分析

2.2.1 農(nóng)戶特征 在農(nóng)戶自身特征中，戶主年齡、文化程度對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的滿意度產(chǎn)生影響的顯著水平都在1%以內，影響最為顯著。戶主年齡因素的回歸系數(shù)是0.008，影響為負向，說明隨著年齡的增大，農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社的滿意度越低。究其原因：一方面，年齡越大越不易擺脫先前合作社的消極影響；另一方面，年齡越大對合作社的依賴性也越強，而當前合作社發(fā)展沒有滿足他們的需求。戶主文化程度因素的回歸系數(shù)是0.008，影響為負向，說明隨著戶主受教育程度的增高，農(nóng)戶的滿意度反而降低，原因可能是戶主文化程度越高他們對合作社的預期越高，但當前我國合作社發(fā)展還不成熟，不能很好地達到期望而造成滿意度降低。

2.2.2 農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營特征 在農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營特征中，家庭年總收入、合作社年收入、加入合作社年限、對合作社了解程度這4個因素對參與合作社的滿意度產(chǎn)生影響的顯著水平分別在10%、10%、5%、5%以內，通過了驗證。家庭年總收入因素的回歸系數(shù)為0.068，影響為負向，說明家庭年總收入與參與合作社滿意度呈負相關關系。表示有一部分家庭年總收入高的農(nóng)戶相對于家庭年總收入低的農(nóng)戶對合作社的滿意度相對低一些，原因可能在于家庭年總收入高的農(nóng)戶家中收入的主要來源不是合作社收入，對合作社依賴不高，也就對合作社是否能提供好的服務持無所謂狀態(tài)，反而，家庭年總收入低的家庭對合作社依賴性強，比較關心合作社的服務項目，對參與合作社的滿意度高。合作社年收入的回歸系數(shù)是0.078，影響為正向，合作社年收入與農(nóng)戶參與合作社的滿意度呈正相關的關系，農(nóng)戶在合作社的年收入越多，對所參與合作社的滿意度就越高。大部分農(nóng)戶認為加入合作社帶來的農(nóng)業(yè)收入穩(wěn)定于農(nóng)戶自己經(jīng)營。農(nóng)戶加入合作社年限因素的回歸系數(shù)是0.017，呈正相關關系，農(nóng)戶加入合作社時間越長，對合作社滿意度越高。成立年數(shù)較長的合作社在市場變化的環(huán)境中不斷適應，已經(jīng)具備了應對環(huán)境變化的能力，經(jīng)營制度上也在不斷完善，這些加入時間長的農(nóng)戶也對合作社有了充分的信心和信任，滿意度相對較高，而加入合作社時間較短的農(nóng)戶易受不確定因素的干擾，對合作社的信任度也較低，滿意度相對低。農(nóng)戶對合作社了解程度，該因素的回歸系數(shù)是0.049，影響為負向，與農(nóng)戶參與合作社的滿意度呈負相關關系，農(nóng)戶對合作社越了解，對合作社的滿意度會越低。原因在于農(nóng)戶認知程度越高對合作社的政策及運行機制越了解，可能會因為合作社發(fā)展不完善造成滿意度降低，也可能會對合作社在困難中取得發(fā)展使?jié)M意度提高，即認知程度對合作社滿意度影響不明顯。

2.2.3 合作社管理特征 在合作社的管理特征中，合作社是否依托組織、合作社的決策機制、合作社的賬目公開情況3個變量沒有通過顯著性檢驗，即三者對農(nóng)戶的滿意度影響不顯著。是否依托組織之所以沒有通過檢驗，原因在于，合作社依托組織可能提供的服務更全面、更周到，但有可能打破利益分配平衡，損害到農(nóng)戶的利益。合作社決策機制是否民主沒有通過檢驗，一部分農(nóng)戶認為合作社的事務應該由社長或者理事長說了算，與自己沒有很大的關系，這與農(nóng)戶的傳統(tǒng)思想有關，農(nóng)戶更關心的還是自己能否有穩(wěn)定的收入。

2.2.4 合作社服務特征 在合作社的服務特征中，農(nóng)戶對合作社提供產(chǎn)品儲蓄和加工的滿意程度以及合作社領導的能力沒有通過顯著性檢驗，即對農(nóng)戶的滿意度影響不明顯?？赡苁且驗檗r(nóng)戶對過程性指導并不看重，更關心的是是否能夠提高收入。而合作社領導人的能力高，但對合作社發(fā)展規(guī)劃等得不到農(nóng)戶的認同，農(nóng)戶滿意度也可能低，領導人能力弱，但踏實肯干，一心為民，辦實事，農(nóng)戶的滿意度亦可能高。對生產(chǎn)資金借貸是否滿意這一因素的顯著水平達到5%以下，顯著性水平上通過檢驗，并且回歸系數(shù)為0.015，影響為正向。在合作社中，得到生產(chǎn)資金借貸的農(nóng)戶相對于未得到的農(nóng)戶滿意度相對更高，農(nóng)戶對收入提高越滿意對合作社的滿意度就越高，這說明合作社要逐步完善服務類型，對農(nóng)戶缺乏的資金提供更大的支持，要將切實提高農(nóng)戶的收入水平作為合作社成立和發(fā)展的出發(fā)點和落腳點。

2.2.5 政府支持情況 是否得到村集體和農(nóng)技部門的支持沒有通過顯著性檢驗，即政府支持對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的滿意度影響不明顯?？赡艿脑颍阂环矫?，國家相關政策支持主要體現(xiàn)在合作社的建立上，對合作社發(fā)展過程中的支持過少，并沒有給合作社和農(nóng)戶帶來切身利益；另一方面，農(nóng)戶自身對相關政策了解較少，影響了他們對相關政策的評價。農(nóng)技部門提供了優(yōu)質的服務，農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社的依賴度就會下降，期望值也會降低，農(nóng)戶更容易滿意。

3 結論

本文通過構建Logistic回歸模型，從農(nóng)戶特征、農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營情況、合作社的管理特征、合作社的服務、政府支持情況方面農(nóng)戶對農(nóng)民專業(yè)合作社滿意度影響進行了回歸分析，結果顯示不同因素的作用方向、影響程度與顯著性均有所不同。農(nóng)戶的年齡、文化程度對農(nóng)戶滿意度影響最為顯著，其次是家庭年總收入、合作社年收入、加入合作社年限、對合作社了解程度、對生產(chǎn)資金借貸是否滿意，其中農(nóng)戶的年齡、文化程度、家庭年總收入、對合作社了解程度對滿意度的作用為負向，其余為正向影響。

從分析結果可知，全面推進合作社服務功能的建設，提高農(nóng)戶的滿意度，不僅需要關注農(nóng)戶自身特征和合作社建設層面，而且需要政府的扶持，各級政府尤其是村委會應該下大力度把國家的政策和優(yōu)惠補貼措施宣傳和實施到位，才能促進合作社服務功能全面健康地發(fā)展。