农户参加农民专业合作社行为影响因素研究——以日照市为例

汪志强，冷 原

(1.上海交通大学安泰经济与管理学院，上海 200052;2.吉林大学经济学院，长春 130012)

1 问题的提出

农民专业合作社是在农村家庭承包经营基础上，同类农产品的生产经营者或者同类农业生产经营服务的提供者、利用者自愿联合、民主管理的互助性经济组织。它将分散的农民联合起来，提高农业生产的组织化程度，降低生产成本和交易费用，提高农户抵御风险的能力和市场谈判的地位，从而增强其市场竞争力［1］。

但是在我国，据农业部2011年9月16日公布的数据，目前我国农民专业合作社只带动了全国约12%的农户。这一比例在山东日照甚至更低，根据《日照统计年鉴2010》、日照市第6次人口普查数据以及日照工商行政管理局提供的数据，可以推算出日照市农户参加农民专业合作社的比例大约为5.09%。

从经济上讲，加入农民专业合作社有利可图，从政策上讲，各级政府在大力推动，但是为什么我国农户参加合作社的比例如此之低呢?该文重点探讨在同一居住范围内，为什么有的农民加入，有的不加入呢?为什么没有形成一种示范效应?

2 假设提出

2.1 假设一

按照产权理论分析，合作社常常会出现视野问题，这是因为合作社的惠顾返还现金的剩余索取权是以社员的惠顾为条件的。社员只能在他们的社员资格期限内获得相应的投资收益。年轻人入社可以有更长的剩余索取期，而老年人只能有较短的剩余索取期［2］。

因此提出假设一:农户参加合作社的比例与户主年龄呈负相关关系。

2.2 假设二

按照产权理论和公共选择理论，集体行动中容易出现“搭便车”行为，而“搭便车”行为一方面会导致集体行动效率低下，另一方面会导致高效率生产者退出，低效率者进入［3］。

因此提出假设二:农户参加合作社的比例与农民个人生产效率呈负相关关系。

2.3 假设三

按照交易费用理论，当外部市场的交易费用太高时，为了节约成本，就会出现一种组织将其内化为内部管理费用［4］。按照公共选择理论，分散经营的农民联合起来形成农民组织可以增强议价能力，进而提高各个成员的福利。综上，合作社相对于个人经营来说，既能降低交易费用，又能提高收益。

因此提出假设三:参加合作社的农户农业收入增速高于未参加合作社的农户。

2.4 假设四

按照行为经济学理论提出的“损失规避”概念，人们遭受损失所带来的痛苦要高于获得同样收益带来的快乐。所以人们加入一个经济组织的首要目的是规避风险，而不是追求更高收益。

因此提出假设四:农户参加合作社的比例与其独自经营所面临的风险呈正相关。

图1 户主年龄结构分布

2.5 假设五

常有研究者简单地认为:农户加入合作社之后的收益超过加入之前便会选择参加。然而基于行为经济学的公平偏好理论，一系列的博弈实验显示，人们在关注收益的同时，也关注公平。如果农户加入合作社后的额外收益与其付出不对等，即使其收入有所提高，他也有强烈动机退出该合作社。

因此提出假设五:农户参加合作社的比例与合作社的利益分配公平度呈正相关关系。

3 实证研究

3.1 样本数据来源

该项研究的样本数据由作者组织部分就读于上海交大和其他高校的山东日照学生，利用暑假回家的机会，对所在地区的农户进行入户访谈获得。共发放问卷260份，收回实际有效问卷237份。其中，已经参加合作社的社员问卷131份，没有参加合作社的非社员问卷106份。被访谈的社员和非社员在地理上是临近的，即居住在同一村庄或者相邻村庄的农户。样本农户分布于日照市的各个地区，隶属于26家不同业务类型的农民专业合作社，具有一定的代表性。

图2 户主文化程度结构分布

3.2 调查情况的描述性分析

3.2.1 户主个人特征

(1)年龄:

从图1可以看出，各年龄层参加合作社人数占比高于未参加人数占比是在“50岁以前”阶段， “51岁以后”年龄层人群出现了未参加人数占比高于参加人数占比的现象。

直观原因可以解释为年轻人易于接受新事物;深层次原因可以归结为产权理论中的视野问题。这验证了假设一的正确性。

表1 户主年龄结构分布

(2)文化程度:从表2可以看出，样本农户具有小学学历和初中学历的比例最高，达75.95%。相对于户主的年龄结构分布情况来说，这也是比较符合实际情况的。

从图2可以看出，未参加合作社的农民占比高于参加合作社的农民占比是在“文盲”、 “高中”和“大专”以上。这与通常的研究认为参加比例随着文化水平的提高而提高的观点相左。

“文盲”参加比例低的直观解释是保守的小农思想，害怕尝试新事物。而较高文化水平者参加比例低的一个合理解释是:他们作为高效率的生产者得不到更高比例的回报，拒绝被“搭便车”。这验证了假设二的正确性。

表2 户主文化程度结构分布

3.2.2 农户家庭特征

(1)农业收入情况

从图3可以看出，农业收入在“1万元以下”的样本农户未参加合作社的占比高于参加合作社的占比。经济学解释为:农户参加合作社需要付出固定成本和可变成本，而农户的收益却只与他和合作社的交易量正相关，当他的生产规模较小，与合作社的交易量较低时，他参加合作社的净收益会比较低。因此，生产规模越小的农户越倾向于不参加合作社。

同样看到，农业收入在“8万及以上”的样本农户未参加合作社的占比高于参加合作社的占比。这同样验证了前文提出的假设二。

表3 农户农业收入情况分布

表4 农户兼业化程度分布

图3 农户农业收入情况分布

图4 农户兼业化程度分布

(2)农户兼业化程度:从图4可以看出，当农业收入占全部收入50%以下时，农户的兼业化程度较高，专业化程度较低，未参加合作社的样本农户占比高于参加合作社的样本农户占比。当农业收入占全部收入的比例超过50%时，农户的兼业化程度较低，专业化程度较高，未参加合作社的样本农户占比低于参加合作社的样本农户占比。经济学解释是:兼业化程度越低，专业化程度越高，农业生产面临的风险就会越大，为规避系统性风险，农户就越倾向于参加农民专业合作社。这验证了前文提出的假设四。

表5 农户农业收入增速分布

(3)农业收入增长比例

从图5可以看出，参加合作社的样本农户农业收入增速要高于未参加合作社的农户。计算调研数据得出，参加合作社的样本农户农业收入平均年增长比例为20.03%，未参加合作社的样本农户农业收入平均年增长比例为19.57%。这个结果验证了前文提出的假设三。

3.2.3 农业生产特征

图5 农户农业收入增速分布

表6 价格波动程度分布

价格波动程度从图6可以看出，当农产品的价格基本稳定时，未参加合作社的农户占比高于参加合作社的农户占比。当农产品的价格波动程度逐渐增大时，参加合作社的农户占比开始高于未参加合作社的农户。这验证了前文提出的假设四［5］。

3.2.4 当地农产品市场的发育程度

图6 价格波动程度分布

表7 销售地点情况分布

图7 销售地点情况分布

从图7可以看出，在该地销售时，未参加合作社的样本农户占比高于参加合作社的农户占比。当在该地以外其他地区或者国外销售时，未参加合作社的样本农户则低于参加合作社的农户占比。市场有风险，尤其是对远离自己的市场，因此这也验证了前文提出的假设四。

3.2.5 政府的政策支持

从图8可以看出，无论是参加合作社的样本农户还是未参加合作社的样本农户，绝大多数不清楚加入合作社是否有政府优惠，占比达到58.23%。

表8 政策优惠情况分布

3.2.6 农民专业合作社特征

该部分问卷的被调查者是26家农民专业合作社的理事长或者其他相关负责人，并经若干社员确认，以此来判断合作社的真实情况。

(1)发起人:

图8 政策优惠情况分布

从表9可以看出，样本合作社中发起人最多的是专业生产大户，占到46.16%;其次是村委会，占到26.92%。在调查中得知，村委会能成为促进当地经济发展的重要力量，主要源自村委会的民主选举改革。在村民民主选举中，能力强的、热心为村民办实事的干部被选举出来，他们积极寻求各种资源，帮助村民走上致富路。其中依托本村既有优势，成立农民专业合作社是他们的首选之路。

(2)决策人:

表9 合作社发起人组成情况分布

从表10可以看出，样本专业合作社中，决策时由发起人一人说了算的最多，占到53.85%。一人一票的民主管理形式，仅占到19.23%。民主管理虽然占到了近1/5，但是发起人一人说了算的情况是目前的合作社的主要决策形式。

3.3 模型的构建及说明

3.3.1 实证模型的建立

基于前面的描述与分析，该文将农户是否参加农民专业合作社的行为设定为以下几类因素的函数:①农户户主的个人特征，②农户的家庭特征，③农户的农业生产特征，④当地农产品市场的发育程度，⑤当地政府的政策支持，⑥当地农民合作社特征。在此将其归纳为以下函数形式:

参加与否 =F(农户户主个人特征变量，农户家庭特征变量，农户的农业生产特征变量，当地市场发育特征变量，政策因素特征变量，当地农民合作社特征变量)+随机扰动项。

3.3.2 计量方法的选择

农户是否参加农民专业合作社，只有两种情况，即参加与不参加，这就要求建立的模型必须要保证因变量的取值是零或1。普通最小二乘法与加权最小二乘法估计的系数的标准差与t检验的值不适用于统计学的假设检验，而由于该文研究的被解释变量是离散的二值变量，不符合统计学上要求的正态分布，所以不能用普通最小二乘法和加权最小二乘法来进行估计，应该使用二元Logistic模型进行回归分析。

3.3.3 变量定义

该文将农户的参加行为定义为Y，作为因变量。其中Y=1表示已经参加，Y=0表示尚未参加。至于自变量的定义，见表11。

3.3.4 模型结果分析

用SPSSl3.0社会科学统计软件包对237份有效农户问卷的数据进行了Logistic回归处理。

表12给出了最终模型的估计结果。在模型结果中，自变量Wald值越大，该项的显著性越强，也就更重要。该文也分别用“＊＊”，和“＊＊＊”表示出了统计检验达到5%和1%的显著性水平。

表10 合作社决策人组成情况分布

对于模型的结果该文做出如下解释:

(1)自变量年龄的统计检验在1%水平上显著，回归系数为负，说明随着年龄的增长，农民加入合作社的意愿也变弱。这是定量验证了假设一:因为视野问题，农户参加合作社的比例与户主年龄呈负相关关系。

(2)自变量村干部的统计检验在1%水平上显著，回归系数为正，这说明在其他因素一定的情况下，村干部更容易参加合作社。因为村干部常常是合作社的发起人或者村干部需要带头完成上级政府下派的指标亦或他们可以掌握更多的政府优惠政策资源，所以就会更倾向于选择参加农民专业合作社。

(3)自变量农业收入占比的统计检验在5%水平上显著，回归系数为正，这说明农户专业化经营的程度越高，兼业的程度越小，从而农业的经营风险、销售风险等等对他们越重要越敏感，因此就越有可能加入农民专业合作社。这是定量验证了假设四:农户参加合作社的比例与其独自经营所面临的风险呈正相关。

(4)自变量农产品价格波动程度的统计检验在5%水平上显著，回归系数为正，这说明农产品市场价格的波动越剧烈，农户面临的市场风险也就越大，而农户倾向于希望能有稳定的销售渠道，能有预期的收益可以补偿他现在的生产成本，因此农户参加农民专业合作社的意愿越强烈。这也是定量验证了假设四。

(5)自变量农产品销售区域的统计检验在l%水平上显著，回归系数是正向的，这说明农产品的销售区域越趋向外地市场，农户所面临的市场风险越高，他们越倾向于参加农民专业合作社。这也是定量验证了假设四。

(6)自变量政策优惠的统计检验在5%水平上显著，回归系数为正，这说明政策优惠对农民参加合作社有着显著的吸引力。因为政策优惠意味着生产活动成本降低，风险降低，收益提高。

表11 自变量说明

表12 农户参加农民专业合作社影响因素的Logistic回归分析 (step14)

(7)自变量合作社效益的统计检验在1%水平上显著，回归系数为正，这说明合作社的效益越好，农民越倾向于参加合作社。

(8)自变量合作社利益分配公平度的统计检验在1%水平上显著，回归系数为正，这说明合作社利益分配越公平，农民越愿意参加合作社。这是定量验证了假设五:农户参加合作社的比例与合作社的利益分配公平度呈正相关关系。

4 政策建议

第一，加大宣传，增强农户对农民专业合作社的认知。一方面应从思想上对农民做好引导工作，消除农户的心理障碍，增强他们的合作意识，启发他们的合作实践;另一方面要大力宣传政府对合作社的扶持政策，吸引更多的农户来参与合作社。

第二，加大对专业合作社的政策支持力度。该文研究表明，政府优惠政策对农户参加农民专业合作社的行为有十分显著的影响，所以一方面应当加大扶持资金的投入;另一方面要落实相关的税收优惠政策等。

第三，转变追求数量目标，集中力量重点支持规范合作社做强做好。该文研究表明，合作社的效益是吸引农户加入农民专业合作社的重要影响因素，所以政府需要改变有限资金分散使用难以取得显著效果的做法，集中力量支持重点合作社做强做好。建议按照国家示范标准社建设的要求，宁缺毋滥，择优扶持，选择基础好的合作社促进其做强做好。努力追求农民专业合作社应有的规模经济效益，当一批成熟的合作社发展壮大之后，自然会吸引周边的农民加入或者自发创办自己的专业合作社［6］。

第四，转变扶持农民专业合作社发展的资金投放重点。在调查中从农民口中得知，上级政府的扶持资金有个别没有进入到生产发展领域，甚至是没有进入到真正运作合作社的农民手中。如何规避这一寻租行为，一个较好的策略就是由过去的直接资金扶持转向实物扶持，如生产设备、良种化肥等生产资料补贴等。要让政府的扶持变成生产力，而不是供人寻租的租金，即鼓励生产活动，而不是寻租等非生产性活动。

［1］赵峰娟，王艳杰，姜志德.农户经营性投入的影响因素分析—以洛南县核桃种植为例.中国农业资源与区划，2011，(6)

［2］康芒斯.制度经济学.北京:商务印书馆，1962，72～73

［3］奥尔森.集体行动的逻辑.上海:上海人民出版社，1995，70～74

［4］科斯，德姆塞茨，威廉姆森，等.财产权利与制度变迁.上海人民出版社，1990，20～50

［5］章力建，朱立志.亚太地区农产品质量安全合作机制探讨.中国农业资源与区划.2011，(6)

［6］苏楠，杨学军，王辉，等.农民专业合作社农户合作意愿分析—基于杨凌现代农业示范园的实证研究.中国农业资源与区划，2012，(1)