摘要 基于四川省柑橘大縣74個柑橘合作社和524個柑橘社員的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，該研究調(diào)查了社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度，并深入剖析了其影響因素。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度普遍較低，且服務(wù)需求、鄰居是否利用、服務(wù)質(zhì)量滿意度和服務(wù)便捷度顯著提升了社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度，而服務(wù)寬度顯著降低了社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度。最后，該研究提出從“需求側(cè)”針對性引導(dǎo)社員利用合作社服務(wù)，從“供給側(cè)”提升合作社服務(wù)的質(zhì)量與便捷度的對策建議。

關(guān)鍵詞 柑橘合作社；服務(wù)；利用強(qiáng)度；影響因素；泊松模型

中圖分類號 F 306.4" 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A

文章編號 0517-6611（2025）04-0253-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2025.04.053

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

Discussion on the Factors Affecting the Utilization Intensity of Cooperatives’ Services by Members

LIU Guo qiang

（College of Business Administration，Sichuan Vocational College of Finance and Economics，Chengdu，Sichuan 610101）

Abstract Based on the micro survey data of 74 citrus cooperatives and 524 citrus members in large citrus counties in Sichuan Province，the utilization intensity of cooperatives’ services by members were investigated，and their influencing factors were analyzed.The results showed that the utilization intensity of cooperatives’ services by members was generally low，and the service demand，neighbors’ utilization，service quality satisfaction and service convenience significantly increased the utilization intensity of cooperative services by members，while the width of cooperative services significantly decreased the utilization intensity of members.Finally，some countermeasures were proposed to guide members to use cooperatives’ services more effectively from the demand side and to improve the quality and convenience of cooperative services from the supply side.

Key words Citrus cooperatives;Service;Utilization intensity;Influencing factors;Poisson model

基金項目 四川財經(jīng)職業(yè)學(xué)院現(xiàn)代商貿(mào)研究中心重點項目（XDSM202501）。

作者簡介 劉國強(qiáng)（1993—），男，陜西略陽人，講師，博士，從事合作社服務(wù)研究。

收稿日期 2024-03-12

在農(nóng)業(yè)強(qiáng)國背景下，合作社由于自身的制度優(yōu)勢^［1-2］，已經(jīng)成為最重要的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。自2007年起幾乎每年的中央一號文件都會關(guān)注合作社。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)：鼓勵全國各地因地制宜發(fā)展合作社，探索更多專業(yè)合作社發(fā)展的路子來。在社會各界的共同努力下，我國合作社的數(shù)量實現(xiàn)了蓬勃發(fā)展。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部數(shù)據(jù)顯示，截至2023年10月底全國依法注冊的合作社有221.6萬家。然而，合作社 “泛化”^［3］ “異化”^［4］“空殼化”^［5］等現(xiàn)象引發(fā)社會各界對合作社發(fā)展質(zhì)量的質(zhì)疑。因此，如何提升合作社質(zhì)量是當(dāng)前合作社發(fā)展亟待解決的一個現(xiàn)實問題。

服務(wù)是合作社的本質(zhì)屬性^［6］，合作社通常提供農(nóng)資、銷售、資金、技術(shù)和信息等服務(wù)^［7］，而合作社服務(wù)功能發(fā)揮的關(guān)鍵在于社員對其服務(wù)的積極利用^［8］。如果社員利用合作社服務(wù)不積極，則不利于合作社的可持續(xù)發(fā)展，合作社發(fā)展會陷入數(shù)據(jù)上虛假的繁榮，因此考察社員對合作社服務(wù)的利用情況具有重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于社員對合作社服務(wù)利用情況的研究，眾多學(xué)者考察了農(nóng)戶的入社行為，比如從入社需求和合作社吸納意愿2個視角探討農(nóng)戶入社的行為機(jī)理^［9］。哈密瓜種植戶的品種選擇、栽培方式、政府農(nóng)技推廣服務(wù)等與其參與合作社意愿之間呈顯著的正向或負(fù)向效應(yīng)^［10］，性別、健康、教育程度、勞動力和土地面積等因素顯著影響稻農(nóng)加入合作社意愿^［11］，是否建檔立卡、外出務(wù)工家庭、村里是否有合作社等因素影響農(nóng)戶合作社參與的行為決策^［12］，資產(chǎn)專用性和多元化程度更高的家庭農(nóng)場入社動機(jī)更強(qiáng)^［13］。 然而，農(nóng)戶入社成為社員后并不一定會利用合作社的服務(wù)^［14-15］，反而普遍存在將農(nóng)產(chǎn)品私售給第三方的現(xiàn)象^［16-17］，因而部分學(xué)者開始考察社員對合作社銷售或技術(shù)等服務(wù)的利用^［18］。

綜上所述，眾多學(xué)者考察了農(nóng)戶的入社行為，認(rèn)為社員加入合作社均會利用合作社的服務(wù)，但這并不符合實際情況。雖有部分學(xué)者關(guān)注到社員對合作社服務(wù)利用情況的差異，但主要聚焦于銷售或技術(shù)等服務(wù)^［19］，缺乏對合作社農(nóng)資、銷售、資金、技術(shù)和信息等服務(wù)利用的全面考察。筆者借鑒了相關(guān)成果^［20-21］，采用利用強(qiáng)度來全面考察社員對合作社服務(wù)的利用，并深入考察社員對合作社服務(wù)利用強(qiáng)度的影響因素。

1 研究數(shù)據(jù)、變量和模型

1.1 研究數(shù)據(jù)

該研究所用數(shù)據(jù)來自筆者對四川省柑橘合作社及其社員的微觀調(diào)研。在調(diào)研區(qū)域選擇上，基于四川省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳的官方數(shù)據(jù)，計算四川省各個柑橘生產(chǎn)縣2018—2019年柑橘種植面積的平均值，由此獲得四川省種植面積排前9名的柑橘大縣，即安岳縣、東坡區(qū)、仁壽縣、資中縣、江安縣、雁江區(qū)、南部縣、蒲江縣和丹棱縣。2019年四川省有130個縣（市、區(qū)）生產(chǎn)柑橘，這9個柑橘大縣的柑橘種植面積占全省總面積的43.61%，由此可見對上述9個柑橘大縣進(jìn)行典型調(diào)查具有一定的代表性。

調(diào)研主要采用典型抽樣的方法：由樣本縣（區(qū)）農(nóng)業(yè)農(nóng)村局提供該縣（區(qū)）柑橘合作社名單；調(diào)研團(tuán)隊在每個樣本縣（區(qū)）隨機(jī)抽取5～12個柑橘合作社；再次，為了確保調(diào)研問卷的質(zhì)量，對合作社理事長或者其他理事會成員進(jìn)行合作社層面的問卷調(diào)查；每家合作社隨機(jī)選擇5～15個社員，并對其戶主展開社員層面的問卷調(diào)查。共發(fā)放合作社問卷90份，回收問卷80份，其中有效問卷74份，有效率為92.50%；發(fā)放社員問卷650份，回收問卷580份，有效問卷524份，有效率為90.34%。有效問卷的樣本分布見表1。

1.2 變量

1.2.1 因變量。

該研究的因變量為社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度（簡稱“利用強(qiáng)度”），即社員利用合作社農(nóng)資、銷售、資金、技術(shù)和信息服務(wù)的種類數(shù)量，取值范圍為0～5之間的整數(shù)。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，50.00%的社員沒有利用合作社的任何一種服務(wù)；25.57%的社員利用強(qiáng)度為1或2，即利用了1種或2種服務(wù)；利用強(qiáng)度為3和4的社員分別占11.07%和8.97%，而利用5種合作社服務(wù)的社員僅占4.39%（表2）。社員的利用強(qiáng)度普遍較低，而影響社員利用強(qiáng)度的因素有待進(jìn)一步實證分析。

1.2.2 自變量。

借鑒現(xiàn)有的分析框架^［22］，該研究從需求和供給2個維度來考察社員利用強(qiáng)度的影響因素。從需求側(cè)來看，年齡、性別、受教育程度和風(fēng)險偏好等個體基本特征^［11-12］以及種植規(guī)模、商品化率和非農(nóng)收入占比等家庭生產(chǎn)經(jīng)營特征^{［20，23］}會對社員行為存在潛在的影響；從供給側(cè)來看，經(jīng)濟(jì)收益和利益分配等合作社基本特征^［24-25］以及銷售的困難程度、政府支持和地區(qū)特征等外部環(huán)境特征^{［10，26］}會潛在影響社員的行為。該研究從社員個體特征、家庭經(jīng)營特征、合作社基本特征、合作社服務(wù)特征和外部環(huán)境特征5個方面考察了社員利用強(qiáng)度的影響因素。具體的變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計分析見表3。

1.3 模型

社員利用強(qiáng)度的取值為0～5之間的整數(shù)，是典型的計數(shù)模型，由于因變量是非負(fù)整數(shù)，因此可采用泊松回歸或負(fù)二項回歸模型進(jìn)行估計。二者的差異主要在于前者適用于因變量的方差與期望近似相等的情況，即因變量呈現(xiàn)出“均等分散”的特征；若因變量的方差明顯大于期望，即存在“過度分散”的特征，則適用于負(fù)二項回歸。統(tǒng)計分析結(jié)果表明，因變量利用強(qiáng)度的方差（2.504）略大于期望值（1.307），且α未通過顯著性檢驗。該研究利用泊松模型來考察社員利用強(qiáng)度的影響因素，其基礎(chǔ)模型設(shè)定如下：

E（Y｜x i，β）=exp（β 0+β ix i）=exp（β 0+β 1x 1+β 2x 2+…+β kx k）（1）

在上式兩邊同時取自然對數(shù)，得到泊松模型線性表達(dá)式：

ln［E（Y｜x i，β）］=β 0+β 1x 1+β 2x 2+…+β kx k（2）

式中，x i為影響社員利用強(qiáng)度的影響因素。

2 結(jié)果與分析

利用Stata 18 統(tǒng)計軟件對社員利用強(qiáng)度的影響因素進(jìn)行泊松回歸分析。經(jīng)檢驗，該模型不存在多重共線性。為了矯正潛在的異方差問題，模型估計時采用Robust穩(wěn)健性估計。為了深入考察各變量對社員利用強(qiáng)度的影響程度，計算了各變量的邊際系數(shù)。回歸分析和邊際分析結(jié)果見表4。由表4可知，泊松回歸模型Ⅰ的Log likelihood為-456.281，Pseudo R2為0.502，而Wald chi2為2 351.68，且通過0.01水平上的顯著性檢驗，表明這個模型擬合效果較好，社員個體特征和合作社服務(wù)特征對其利用強(qiáng)度具有顯著的影響。

2.1 社員個體特征對其利用強(qiáng)度的影響

服務(wù)需求通過0.10水平上的顯著性檢驗，邊際系數(shù)為0.121，表明社員對合作社服務(wù)的需求越大，其利用合作社服務(wù)的可能性越高；社員對合作社服務(wù)的需求每增加一個單位，其對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度平均增加0.121。鄰居是否利用通過0.01水平上的顯著性檢驗，邊際系數(shù)為1.215，表明鄰居利用合作社服務(wù)有助于引導(dǎo)社員自身利用合作社服務(wù)，且鄰居利用合作社服務(wù)每增加一個單位，社員自身對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度平均增加1.215，表明同群示范會促進(jìn)社員對合作社服務(wù)的利用^［27］。年齡、受教育程度和對合作社的了解程度均沒有通過0.10水平上的顯著性檢驗。

2.2 合作社服務(wù)特征對其利用強(qiáng)度的影響

服務(wù)寬度通過0.10水平上的顯著性檢驗，邊際系數(shù)為-0.079，表明合作社服務(wù)寬度越寬，社員對合作社的利用強(qiáng)度就越小，且合作社服務(wù)寬度每增加一個單位，社員的利用強(qiáng)度平均減少0.079；其可能的原因是合作社服務(wù)寬度越寬，由于精力比較分散，可能導(dǎo)致提供服務(wù)的質(zhì)量降低，從而引起社員利用強(qiáng)度的降低。服務(wù)質(zhì)量滿意度通過0.01水平上的顯著性檢驗，邊際系數(shù)為0.512，表明服務(wù)質(zhì)量滿意度越高，社員的利用強(qiáng)度越大，且合作社服務(wù)質(zhì)量滿意度每增加一個單位，社員的利用強(qiáng)度平均增加0.512。服務(wù)便捷度通過0.01水平上的顯著性檢驗，邊際系數(shù)為0.809，說明合作社服務(wù)便捷度每增加一個單位，社員的利用強(qiáng)度平均增加0.809。

此外，家庭經(jīng)營特征、合作社基本特征和外部環(huán)境特征相關(guān)變量均沒有通過0.10水平上的顯著性檢驗，表明這些特征變量對社員的利用強(qiáng)度沒有顯著影響。

2.3 穩(wěn)健性分析

為了檢驗?zāi)Ｐ虸的穩(wěn)健性，僅對男性社員樣本（n=375）進(jìn)行泊松回歸，即模型Ⅱ。為了消除潛在的異方差，模型Ⅱ 亦采用Robust穩(wěn)健性估計，同時也計算出各變量的平均邊際系數(shù)，結(jié)果見表4。由表4可知，模型Ⅱ與模型Ⅰ相比，各自變量的顯著性、系數(shù)大小等方面都十分相近，表明該部分的實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

3 結(jié)論與建議

利用四川省柑橘大縣74個柑橘合作社和524個社員的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，利用泊松模型實證考察社員對合作社服務(wù)利用強(qiáng)度的影響因素。結(jié)果表明，社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度受到社員個體特征和合作社服務(wù)特征的潛在影響。其中，服務(wù)需求、鄰居是否利用、服務(wù)質(zhì)量滿意度和服務(wù)便捷度顯著提升社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度，而服務(wù)寬度顯著降低社員對合作社服務(wù)的利用強(qiáng)度。鄰居是否利用、服務(wù)便捷度和服務(wù)質(zhì)量滿意度的邊際影響較大?；诖?，該研究提出以下建議：

（1）從“需求側(cè)”針對性引導(dǎo)社員利用合作社服務(wù)。并非所有的社員都有利用合作社服務(wù)的需求，因而在引導(dǎo)社員利用合作社服務(wù)的過程中只需要關(guān)注真正有服務(wù)需求的社員，同時注重對有鄰居利用合作社服務(wù)的社員進(jìn)行引導(dǎo)。

（2）從“供給側(cè)”提升合作社服務(wù)的質(zhì)量和便捷度。引導(dǎo)社員利用合作社服務(wù)的核心在于提升合作社服務(wù)的“質(zhì)量”，而非“數(shù)量”。因此，合作社并非提供的服務(wù)種類越多越好，關(guān)鍵在于所提供每種服務(wù)的質(zhì)量以及服務(wù)便捷度能否更好地滿足社員的需要。

參考文獻(xiàn)

［1］

ISHAK S，OMAR A R C，SUM S M，et al.Smallholder agriculture cooperatives’ performance：What is in the" minds of management？［J］.Journal of co operative organization and management，2020，8（2）：1-9.

［2］ FERNANDO S，GARNEVSKA E，RAMILAN T，et al.Organisational attributes of cooperatives and farmer companies［J］.Journal of co operative organization and management，2021，9（1）：1-8.

［3］ 馬彥麗，黃勝忠.農(nóng)民專業(yè)合作社：理論研究中的泛化和實踐中的異化［J］.新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì)，2013（8）：7-12.

［4］ 徐旭初，吳彬.異化抑或創(chuàng)新？——對中國農(nóng)民合作社特殊性的理論思考［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2017（12）：2-17.

［5］ 苑鵬，曹斌，崔紅志.空殼農(nóng)民專業(yè)合作社的形成原因、負(fù)面效應(yīng)與應(yīng)對策略［J］.改革，2019（4）：39-47.

［6］ 黃祖輝，邵科.合作社的本質(zhì)規(guī)定性及其漂移［J］.浙江大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2009，39（4）：11-16.

［7］ 黃季焜，鄧衡山，徐志剛.中國農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的服務(wù)功能及其影響因素［J］.管理世界，2010（5）：75-81.

［8］ LIU G Q，QIAO D K，LIU Y Y，et al.Does service utilization improve members’ welfare？ Evidence from citrus cooperatives in China［J］.Sustainability，2022，14（11）：1-20.

［9］ 朋文歡，傅琳琳.貧困地區(qū)農(nóng)戶參與合作社的行為機(jī)理分析：來自廣西富川縣的經(jīng)驗［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2018，39（11）：134-144.

［10］ 王鈿，王曉瓊，劉國勇，等.生產(chǎn)方式、農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與合作社加入意愿：來自新疆吐哈盆地哈密瓜種植戶的考察［J］.中國瓜菜，2020，33（8）：85-88.

［11］ LIN B，WANG X X，JIN S Q，et al.Impacts of cooperative membership on rice productivity：Evidence from China［J］.World development，2022，150：1-13.

［12］ 袁俊林，趙躍龍，魏昊.農(nóng)民合作社能提升農(nóng)戶自主發(fā)展能力嗎？——來自中國西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村的證據(jù)［J］.世界農(nóng)業(yè)，2023（1）：99-114.

［13］ 高思涵，鄢偉波.家庭農(nóng)場加入合作社的行為特征與增收效應(yīng)：基于網(wǎng)絡(luò)組織的視角［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2023（6）：161-184.

［14］ 任大鵬，李琳琳，張穎.有關(guān)農(nóng)民專業(yè)合作社的凝聚力和離散力分析［J］.中國農(nóng)村觀察，2012（5）：13-20，94.

［15］ 王鵬，霍學(xué)喜.合作社中農(nóng)民退社的方式及誘因分析：基于渤海灣優(yōu)勢區(qū)蘋果合作社354位退社果農(nóng)的追蹤調(diào)查［J］.中國農(nóng)村觀察，2012（5）：54-64，96.

［16］ 譚智心，孔祥智.不完全契約、內(nèi)部監(jiān)督與合作社中小社員激勵：合作社內(nèi)部“搭便車”行為分析及其政策含義［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012（7）：17-28.

［17］ PASCUCCI S，GARDEBROEK C，DRIES L.Some like to join，others to deliver：An econometric analysis of farmers' relationships with agricultural co operatives［J］.European review of agricultural economics，2012，39（1）：51-74.

［18］ 邵科，徐旭初.合作社社員參與：概念、角色與行為特征［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2013（1）：85-92.

［19］ 周宇，趙敏娟，康健.社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響［J］.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2019，40（2）：226-233.

［20］ ZHANG S M，SUN Z L，MA W L，et al.The effect of cooperative membership on agricultural technology adoption in Sichuan，China［J］.China economic review，2020，62：1-15.

［21］ ALI SHAH S I，ZHOU J H，AHMAD SHAH A.Ecosystem based Adaptation （EbA） practices in smallholder agriculture;emerging evidence from rural Pakistan［J］.Journal of cleaner production，2019，218：673-684.

［22］ WU X Y，DING Y L.The service supply effect of cooperatives under economic transformation：A demand supply perspective［J］.Sustainability，2018，10（9）：1-18.

［23］ 陳吉平，劉宇熒，傅新紅.合作社社會化服務(wù)能促進(jìn)農(nóng)戶病蟲害綜合防治技術(shù)的采納嗎：來自四川的經(jīng)驗證據(jù)［J］.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2022，27（6）：264-277.

［24］ 何國平，劉殿國.影響農(nóng)民加入合作社的決策的因素：一個新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)視角及其來自海南的經(jīng)驗證據(jù)［J］.江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2016（2）：77-89.

［25］ 鐘真，張琛，張陽悅.縱向協(xié)作程度對合作社收益及分配機(jī)制影響：基于4個案例的實證分析［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2017（6）：16-29.

［26］ MA W L，ABDULAI A.Does cooperative membership improve household welfare？ Evidence from apple farmers in China［J］.Food policy，2016，58：94-102.

［27］ 劉濤，秦志龍，伍駿騫.農(nóng)民工過度勞動行為的同群效應(yīng)研究［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2023（9）：101-121.