农民合作意愿影响因素的实证分析——基于皖北六市、五县的调查数据

张 松，戴青山

(安徽财经大学 工商管理学院，安徽 蚌埠 233030)

一、文献回顾

在构建“以人为本”的新型农民合作组织发展态势中，农民合作意愿和利益诉求的重要性愈加凸显，它不仅直接影响着合作行为的稳定性，还深刻关系到合作组织生存与发展的合法性问题。在当下的合作组织发展实践中，如果不能准确辨识和充分考虑成员意愿，也难以制定和推行有效的合作发展政策。因此，对农民合作意愿展开研究既是理论探索的需要，也是对现实合作问题的直接响应。

总体上，学界更多侧重从组织视角和环境层面对合作组织发展的影响因素进行探究，认为农村合作社发展主要受到合作社的组织形式(黄祖辉，2005)[1]、合作组织的所有权(Manuel,2004)[2]、组织内部治理结构(王军，2012)[3]、组织制度特征以及运行机制(常青，孔祥智，2011)[4]等因素的影响。此外，外部环境例如法律环境、政策环境和社会经济环境对农民合作组织发展的影响也受到了充分关注(Birchall,2004)[5]。上述研究均相对忽视了对“人的因素”的研究，尽管组织和环境因素对合作组织发展有重要影响，但由于成员拥有所有者和使用者的双重身份，因此其意愿在合作组织发展过程中有着更深刻的影响(刘宇翔，2011)[6]。F.l.leistritz( 2001)指出农户在合作组织中的态度受到成员知识的影响，充分理解农户态度对合作组织发展起关键作用[7]。Sanjib(2007)在分析合作组织发展的影响因素时认为，对合作组织的发展需关注农户的合作意愿，充分理解成员的态度将为合作组织的壮大奠定基础[8]。此外，郭红东、蒋文华(2004)的研究表明，农户是合作组织发展的主体，农民合作社发展必须建立在尊重农户意愿的基础上，以维护农民这一弱势群体参与市场竞争的公平性[9]。总之，对农户合作意愿的分析，不仅可以明确现阶段制约我国农民合作组织发展的重要因素，也有利于为制定政策措施支持合作社发展提供理论支撑(孙亚范,2012)[10]。

从影响农民合作意愿的具体因素来看，国外学者主要从四个方面进行研究，即农户特征因素(Key,2003)[11]、农户生产经营因素(Sartwelle,2000)[12]、农产品因素(Rehber,2000)[13]、外部环境因素(Frank,1992)[14]。国内的研究多集中于对农户的自身状况(席爱华，2007)[15]、外部环境(陈楠，2012)[16]的分析。其中朱红根(2011)认为农户的性别、年龄、文化程度以及家庭特征对农户加入合作社有一定影响[17]。夏英(2007)在总结影响农民合作意愿的外因时综合考虑了法律环境、经济环境、社会文化环境等[18]。总体而言，由于我国合作组织的发展正处于理论与实践相结合的逐步规范阶段，学界对农民合作意愿问题的关注还不够充分，相关研究成果的数量还比较少，而且还多数停留在对发展现状的调查以及描述层面上，研究的系统性明显不足。本文将在吸纳前人研究成果的基础上，充分考虑农村土地流转和新型城镇化建设的时代背景，从主体特征、组织因素、政策环境三个层面构建农民合作意愿影响分析体系(见图1)，通过实证分析以期找到影响农户合作意愿的关键影响因素，并据此提出政策改善建议。

图1 农民合作意愿影响因素分析体系

二、数据来源与理论假设

(一)数据的来源与说明

本文采用“皖北农村合作经济调研表”的形式取得第一手资料。对皖北六市(淮北、宿州、蚌埠、淮南、阜阳、亳州)、五县(明光、定远、凤阳、寿县、霍邱)直接从事农业生产的农户进行数据采集。调查采用简单随机抽样，根据各市、县人口比例确定各地区样本数量比例。调查方法为调查员到具体的市、县进行问卷调查。调查共发放400份问卷，实际收集343份，有效回收率为85.75%。为保证数据真实有效，所有调查对象都在调查员的协助下完成问卷，并严格的审查回收的数据，对问卷设置9个效验点，当问卷不符合校验点要求时作废，当某位调研员废卷数超过半数，则该调研员全部问卷作废，本文研究结论均以这些数据为依据。

(二)理论假设

综合学术界对农民合作意愿理论的研究成果，基于系统性原则和可量化选择原则，将农民合作意愿的影响因素综合为主体因素、组织特征、政策环境 3 组变量进行理论分析。

假说1：主体特征影响农民加入合作社。纵观已有的对主体特征的研究，对农户的基本特征如性别、年龄、受教育程度等已分析的较为透彻，不再将其纳入对意愿主体特征变量的探讨，故将研究焦点转向农户对合作社的认知、家庭特征、农业实际经营状况等因素。农民的参与是合作的前提，农户认知水平从根本上决定了其参与合作社的程度，并且随着农民综合认知能力的提高,农民的合作意识会越强(周波，2010)[19]。除此之外，农户的家庭因素对合作意愿影响亦不容忽视，本文选择家庭年收入、收入主要来源以及家庭规模等变量来反映这一特征。假定家庭年收入越低、家庭规模越大、家庭收入源于农业的程度越高，合作意愿越强烈。此外，农民实际经营土地面积为未知变量。

假说2：组织因素影响农民加入合作社。对合作社发展状况的度量，选择和农户生活息息相关的变量，如合作社的运行机制、合作社开展的活动、提供的服务等因素。假定合作社的制度越健全、活跃度越高、服务意识越强，农户的合作意愿越强烈。

假说3：政策环境影响农民加入合作社。本文使用农村土地流转、农村银行信贷政策以及各项政策落实情况这三个指标来反映政策环境特征。土地流转政策的出台，加速了合作社发展的进程，推动农户以流转土地的形式加入合作社，因此假定土地流转实施对农户合作意愿有正向的推动作用。我们选定农户从银行获得的贷款数来说明农村银行信贷政策的宽松程度。从理论上说，农村金融机构的信贷政策越宽松，农民从银行获取的贷款数越多，抵御风险的能力增强，农户越倾向于独立经营，因此假定农民从银行获得的贷款金额与合作意愿呈负相关。

此外，村庄的交通状况、地理位置、市场特征及农业经营类型、法律环境、社会经济环境等因素同样会影响到农民合作意愿，因样本特性，本文并未考虑。各因素预期影响方向见表1。

表1 各因素对农户合作意愿的预期影响方向

三、实证模型的构建

(一)模型变量的说明

根据研究目的，本文将农户加入合作社的意愿作为解释变量，将主体特征、组织因素、政策环境作为控制变量，函数关系式如下：

农民合作意愿 = F (主体特征+组织因素+政策环境) + 扰动项

定义：(1)主体特征(ZT)；(2)组织因素(ZZ)；(3)政策环境(ZC)。变量的统计描述见表2。

函数形式为:Yi=F(ZTi+ZZi+ZCi)

其中，Yi为被解释变量，即第i个农户的合作意愿，ZTi、ZZi、ZCi为选取的自变量，ε为随机干扰项。

农民的合作愿意是一个二元选择问题，且解释变量为离散型变量，因此，设定模型为:

W=α+βXn+ε n=1,2,3，…,i

表2 模型变量说明及描述性统计

(二)模型的选取

根据农户加入合作社的机理，农民合作意愿为二分类因变量，所以本文采用二分类Logistic回归模型进行分析。

二分类 Logistic 回归方程为:

Logit(P)=ln[p/(1-p)]=B0+B1X1+B2X2+…+BnXn

式中，ln[p/(1-p)]为发生比率的自然对数值，P 表示概率；Xi(i=1,2,…,n)为解释变量，B0为常数项；Bi(i=1,2,…,n) 为待估系数。

根据以上假设和相关的解释变量Xi(i=1,2,…,k)，共有n组观测数据Yi(i=1,2,…,n)，Yi是取值为0或1的被解释变量。Logistic 函数形式为:

P(Yi=1/X1i,X2i,…,Xni)=P[εi≤α+βiXi]=1/(1+e-εi)=1/(1+e-(α+βixi))

其中，P(Yi=1/Xi)=Pi=α+βnXn+…+βkXk(n=n-1,n,…,k)为第 i 个事件发生的概率。它具有 S 型的分布，且其取值范围均在 0 到 1 之间。 Logistic 回归模型的形式为:

LogitP=ln(Pi/1-Pi)=α+βnXn+…+βkXk,(n=n-1,n,…,k)

其中，Pi=P(Yi=1/X1i,X2i,…,Xni)为在给定系列解释变量X1i，X2i，…，Xni的值时事件发生的概率。

四、计量结果分析

(一)估计结果

在进行计量结果分析之前，首先对模型的多重共线性进行分析，分析结果表明，各自变量的方差膨胀因子均小于5，基本排除具有多重共线性的情况。运用 SPSS13.0采用前向筛选法对343个数据进行回归分析，并对各个变量进行计量检验，剔除伴随概率最大的变量，然后再次拟合方程检验，直到所有变量基本显著为止。软件共输出十个回归模型，本文选取其中的两个(见表3)。

表3 农户合作动机影响因素的模型回归结果

为将更多变量引入，本文主要对模型一进行分析。其中从银行获得贷款的数量对农户的合作意愿影响不显著。其他自变量在 5%检验水平下显著，表明对因变量有影响。

(二)结果分析

上述结果表明，主体特征、组织因素、政策环境所包含的变量对农民合作意愿有一定影响，具体分析如下：

1.主体特征包含的各个变量显著影响农民合作意愿。农户对合作社的认知变量在5%的检验水平下显著，回归系数B为正，说明认知水平越高的农户越倾向加入合作社。事实证明，合作社发展较快的地区，其认知程度普遍高于合作社发展较慢的地区，这与预期方向一致。家庭年收入在5%的显著水平下通过检验，且回归系数为负，表明家庭年收入对农户加入合作社是反方向影响关系。可能的解释是，农民加入合作社的原始动机是提高自己的收入，在收入得到保障的前提下，农户更倾向于独立经营。家庭收入的来源变量在 5% 水平下通过检验，表明主要从事于农业的农民加入合作组织的意愿更加强烈。可能的解释为，同收入来源于非农业的农户相比，从事农业的农户和农民合作组织关联性更强，更易于融入合作组织。实际经营的土地数通过5%的显著性水平检验，回归系数为正，表明农户经营土地数与合作意愿呈正向关系。可能的解释为，农民的土地越多，越需要借助合作社来解决劳动力不足、销售渠道单一等问题。劳动力数量通过5%的显著性水平检验，回归系数为负，表明劳动力数量和农民合作意愿呈反方向关系，这一点与理论假设相反。可能的解释为，合作社的作用之一是帮助农户解决劳动力不足的问题，家庭劳动力的充足减少了农户对合作社的依赖。

2.组织特征包含的变量与农民合作意愿呈正相关关系。合作社对当地经济的影响变量在5%的检验水平下显著，回归系数为正，表明合作社对经济的带动作用每增加一个单位，农户加入合作组织的发生比就增加6.8%，这一结果与预期方向相同。合作社制度建设变量在5%显著性水平下通过检验，且B值为正。说明合作社的制度越完善，农民合作意愿越强烈。可能的解释为，合作社运行机制的健全，使农户对合作组织的信任程度得以提升，农民参与合作得到制度保障。合作社活跃度变量对农民的合作动机具有正向影响，该自变量在 5% 显著性水平下通过检验，表明合作社开展活动越多，农民的合作意愿越强，这一结论与原假设相同。可能的解释为，合作社活动开展过程既是不断提升自我形象的过程又是将合作组织与农户不断融合的过程，提升了农户对合作组织的归属感。合作社服务意识越强，农民越愿意加入合作社。该自变量在 5% 显著性水平下通过检验，且回归系数为正，表明合作社提供的服务每增加一个单位，农户合作意愿发生比提高40%，这一点与理论假设相符。

3.政策环境对农户加入合作社有一定影响。土地流转变量在 5% 的水平下显著，且系数为正值，说明土地流转对农民加入合作社有积极的推动作用，即农民参加合作组织的意愿程度随着土地流转的开展逐步提高。可能的解释为，土地流转的开展为农民合理、合法加入合作社提供了契机。通过调研发现，土地流转的方式、价格以及产权制度的完善对农户合作意愿有一定影响，这一结果将为土地流转的进一步推进提供理论支撑。农村信贷变量没有通过显著性水平为10%的检验，表明是否能从银行获得贷款对因变量的影响不显著，可能的解释为样本容量太少，留待以后进一步观察。

五、结论及政策建议

本文以皖北六市、五县为研究对象，运用Logistic模型对农户合作意愿进行理论和实证分析。分析结果表明，对合作社认可度、农户收入来源、合作社对经济的带动作用、合作社服务意识及活跃度等变量和预期假设一致，论证了家庭年收入、家庭人口数量和土地面积以及土地流转政策的实施等未知变量的正向影响作用，而农村银行信贷政策对农户合作意愿影响有待进一步研究。以上相关因素对农户合作意愿的作用机制如图 2。

图2 影响因素作用于农户合作意愿的机制

基于上述分析，本文建议：

(一)强化宣传引导，提高农民的认知水平

政府应着力强化当代合作经营理念的宣传、教育，强化农民合作意识，提升农民参与合作组织的基本能力。首先广泛宣传新时期农民合作的经济和社会效应，强化合作意识，并且通过政策支持和典型示范等手段，保证农户成为合作组织真正受益主体。其次因势利导，在发展合作组织的过程中，要以积极引导为主，行政手段为辅，严格遵守市场经济规律和自愿原则。最后，在推进城镇化的过程中，注意整合和优化农村人力资源，统筹考虑区域农民合作组织的发展需要，有针对性地重点培育本土化合作组织经营人才。

(二)健全合作社运行机制，完善为农服务体系

其一，优化合作社的治理体系，以现代企业理念和方法进行规范式管理，提升运行效率，塑造新时期农民合作组织的良好形象。其二，明确合作社产权制度，改进会员制度，避免股权的集中和少数人控制的情况，减少成员的违约行为(刘宇翔，2011)[20]。其三，健全收益分配的激励制度，通过差异化回报机制，提升农户参与合作的积极性。同时，合作社的运行过程中要着力凸现服务功能，通过完善为农服务体系，提升合作社综合服务水平和能力，增强合作社发展的民意基础并扩大其组织吸引力。

(三)持续促进土地流转，探索合作性土地流转模式

在总结各地土地流转实践经验的基础上，要进一步健全相关法律规范、稳定流转关系、完善土地流转价格体系，持续促进土地流转。与此同时，应积极探索合作性土地流转的模式，大力扶持土地股份合作社的组建和发展，把合作社培育成为土地流转的主要受让主体。相较于互换、出租、反租、倒包等流转模式而言，合作性土地流转模式的最大优点是通过持续稳定的产权合作，可以有效保证农民能够持续分享未来的土地增值和长期经营收益，强化农民合作意愿，并减少流转过程中因为土地价值评估和经营收益纠纷而引发的农民群体性事件。

由于影响农民合作意愿的因素较为复杂，如何利用有限的指标提高对农民合作意愿的解释程度，一直是农民合作研究领域的难点。因此，尽管本文在构建农民合作意愿影响因素体系时，综合考虑了多方面因素，但受制于样本的特质，所选择的变量仍难以对农民合作意愿进行全面测量。如对外部环境的度量，主要选择了政策环境，相对弱化法律环境、市场环境对农户合作意愿的影响；政策方针也仅针对初级农产品合作组织，相对忽略了对加工型和服务型农民合作组织的探讨等。上述问题的解决需要更为完备的指标设计以及更为充分的调研支撑，这也是我们后继研究的目标。

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