基于精准扶贫视角下农民专业合作社参与行为及发展路径研究

顾玉铃，郑 宇，郑 纯

（1.南京林业大学 经济管理学院，南京210037；2.江西省宜春市林业产业发展管理局，江西 宜春336000）

1 引言

“十三五” 以来中国政府大力推进 “精准扶贫” 战略的实施，但我国仍存在超过三千万的贫困人口，扶贫任务艰巨。而农民专业合作社的作用贯穿于农业生产活动的产前、产中和产后各个方面，因此农民专业合作社的发展能够对精准扶贫起到至关重要的作用。那么，快速发展的合作社应如何规范化发展？农户参与合作社的行为受到哪些因素的影响？已入社的农户对合作社的作用效果有何评价？这些问题都值得深入探讨和研究。

近年来，随着各地区农民专业合作社的不断发展，有关影响农户参与农民专业合作社的研究日益丰富。廖文虎，尚光辉[1]以合作社的运行机制为出发点，分析得出合作社的作用效果和福利分配机制对农户参与意愿具有显著影响。袁旭、张晖等人[2]以农户行为决策理论为基础，运用二元Logit 模型实证分析江苏省沭阳县和淮阴县两县的39个乡镇的土地流入户，研究表明，受教育程度、非农活动经历、土地流入年限、国家政策等因素对土地流入户改变其经营决策具有正向影响，而年龄具有一定的负面影响。赵冉[3]利用二元Logistic模型实证分析得出：种植经验、距离市场的远近程度、市场动态了解程度对其参与行为影响显著。曹雪[4]等人以安徽省为例实证分析得出农村金融发展有效提高农村居民收入水平。刘同山[5]等人认为加入合作社后，通过扩大经营规模、节约劳动力使用、提升产值并拓展产业，能有效实现农户与现代农业的高效衔接，进而实现农户的增收，然而也有研究指出，小农户加入合作社后不能有明显的增收效果[5]。

由此，本文在了解农民专业合作社相关研究的基础上，以江苏省淮安市淮安区田桥村200名农户为研究个案，首先了解农户个人特征，家庭经济特征及合作社的社会特征，其次采用二元Logistic 回归模型分别研究田桥村农户参与农民专业合作社行为的影响因素以及合作社作用效果对已入社农户参与合作社行为的影响，基于上述分析为农民专业合作社的发展路径提供合理性建议。

2 数据来源与变量说明

2.1 数据来源

本文以发放问卷的形式调查江苏省淮安市淮安区复兴镇田桥村200名农户，随机邀请受访者参与问卷调查并进行面对面访谈，回收记录。由于田桥村畜禽养殖专业合作社成立时间较短，规模较小，因此调查结果中已加入合作社的农户占比为43.5%，目前暂未参与但未来愿意参与合作社的农户占比为56.5%。

2.2 变量说明

本文将影响农户参与合作社行为的因素具体分为13 个变量，分别为农民基本特征：农户性别(X1)、年龄(X2)、受教育程度(X3)、是否属于建档立卡贫困户（X4） 这四个变量；农户家庭经营特征：家庭养殖规模（X5）、家庭收入主要来源（X6）、家庭人均可支配收入（X7） 这三个变量；对合作社认知特征包括农户对已有制度的满意度和对合作社的经营作用评价，具体为民主决策制度（X8）、利润分配制度（X9）、信息公开制度（X10）、降低成本提高售价（X11）、稳定销售渠道降低经营风险（X12）、提高信息技术服务（X13）。

3 模型选择

本文将目前暂未参与但未来愿意参与合作社的农户定义为选择性非社员。模型中的因变量为农户参与合作社的行为，仅有参与和未参与两种选择，因此本文将构建二元Logistic 模型对农户参与行为进行回归研究，将农户对农民专业合作社的行为分为参与（社员，y=1） 与未参与（选择性非社员，y=0），自变量为农户参与合作社行为的影响因素记为X1-X13，具体模型如下：

其中，P=P(y=1|x1，x2，…xi)为在给定自变量x1，x2，…xi的值时农户参与合作社发生概率，1-P为农户未参与合作社发生概率。β0为回归方程的常数项，βi为第i个影响因素的回归系数，Xi为第i个影响因素，μ为方程随机干扰项。

4 实证分析结果

本文分别探究影响农户参与合作社行为的因素、合作社的作用效果对入社农户参与行为的影响，因此将自变量分成两部分回归分析，第一部分将自变量X1-X7 进行回归研究农户参与行为的影响因素，第二部分将自变量X8-X11回归分析合作社作用效果对入社农户参与行为的影响，结果如下。

4.1 社员及选择性非社员参与农民专业合作社行为的回归分析

表1 方程式中的变量

根据表1 结果可知，列入最终筛选进模型的变量为年龄（X2） 的回归系数为-1.211，对应的显著性小于0.05，该变量影响显著，建档立卡贫困户（X4） 的回归系数为1.682，对应的显著性为0.00 说明变量影响显著，经营规模（X5） 的回归系数为1.595，对应的显著性小于0.05，具有显著意义。由此得出影响农户参加合作社行为的因素归纳如下：

4.1.1 农户基本特征的影响

农户的年龄、是否为建档立卡贫困户对农户参与合作社行为影响显著。从结果可以看到，年龄对农户参与合作社行为的影响显著且影响为负方向，这说明越年轻的农户，越倾向于独立经营。农户是否为建档立卡贫困户这一变量对农户参与合作社行为影响显著，该回归系数为1.682，回归系数为正值，这表明贫困户加入合作社的行为更强烈，这与研究假设一致。而农户性别这一变量影响不显著，说明男性和女性在参与合作社的行为中差异较小，受教育程度对农户参与合作社行为的影响也不显著，这可能是由于义务教育的普遍实施使得受教育程度因素既不促使也不妨碍农户参与合作社的行为。

4.1.2 农户家庭特征的影响

农户的家庭经营规模对其参与合作社行为影响显著。由表可知，经营规模对农户参与合作社行为的影响显著且回归系数为正值，说明农户的经营规模越大，越具有参与农民专业合作社的行为，这可能是因为参与合作社更有利于发挥其规模效益。而家庭收入主要来源、家庭人均可支配收入未通过统计学检验，说明这两个变量对农户参与合作社行为没有显著影响，这可能是因为我国经济的快速发展，农户收入来源多元化，造成农户之间收入差距较小，因而导致家庭收入主要来源和人均可支配收入变量不显著。

4.2 农民专业合作社的作用效果对已入社农户参与行为的回归分析

表2 方程式中的变量

根据表2 结果可知，列入最终筛选进模型的变量为利润分配制度（X9） 对已入社农户参与行为影响显著，回归系数为3.660，影响方向为正方向；信息公开制度（X10） 对已入社农户参与行为影响显著，回归系数为2.376，呈正相关关系，具有显著的统计学意义；降低成本提高售价（X11）在统计水平为5%的情况下影响显著，回归系数为1.576。由此可知，农民专业合作社发挥的作用效果对已入社农户参与行为的影响具体表现为：

利润分配制度、信息公开制度对已入社农户参与行为的影响显著，且回归系数为正值。因此，当农民专业合作社的利润分配制度及信息公开制度越完善，农户越倾向于参与农民专业合作社，当合作社制度越公开透明，农户对其的信任度才会提高，而民主决策制度未通过统计学检验，说明该变量对农户参与合作社行为没有显著影响。

从农户对合作社的经营作用评价来看，降低生产成本提高产品售价对已入社农户参与行为的影响显著，且回归系数为正值。这表明，农民专业合作社对农户的生产和销售帮助越大，农户越倾向于参与合作社。而稳定销售渠道降低风险、提高信息技术服务这两个因素未通过统计学差异检验，考虑到农户的文化水平较低，从事信息技术服务的专业人才并不多，加之在生产效率、运营成本、响应速度等方面不具备明显优势，因而造成合作社承接信息技术服务的能力有限，使得这两个因素对农户参与行为的影响不显著。

5 结论与启示

5.1 合理布局农民专业合作社，带动贫困户脱贫

一方面，从实证分析中发现贫困户对参与合作社具有显著影响。但由于贫困户自身条件不足，难以参与合作社，导致贫困户在独立经营过程中市场竞争力小，利益受损。另一方面，同类型合作社分布过分集中，造成生产成本的增加，资源难以有效配置，由于空间布局的不合理造成合作社之间互相牵制，难以健康发展。

因此，合作社可以降低贫困户入社门槛，放宽贫困户入社条件、简化贫困户入社程序，积极鼓励贫困户参与，以便实现精准扶贫的战略目标。除此之外，合作社应发挥生产要素、市场和劳动力等方面的优势，生产符合市场需求的多样化、安全化和优质化的产品，创办多类型合作社，审时度势、科学规划、合理布局，防止低水平、低层次的恶性竞争，保证农民专业合作社的良性循环发展。

5.2 适度经营，发挥规模效益

从实证分析得知，家庭经营规模对农户参与行为影响显著。然而在调查中发现农户养殖规模基本处于中等及以下水平，资金、劳动力、技术等资源处于相对分散的状态，无法充分发挥合作社的资源整合作用，这在很大程度上限制了合作社的发展，难以发挥合作社的规模效益。因此，合作社的规模要与市场需求相适应，避免农产品相对过剩或不足的现象出现，将农村分散的资金、劳动力和技术有效组织起来，提高生产效率，降低生产成本，实行产加销一体的产业化经营，形成合理的产业链，提高市场竞争力，保证合作社顺利发展。

5.3 规范合作社运行，提升合作社的经营能力

农民专业合作社的运行机制是否规范、经营管理是否有效对农户参与行为决策具有重要影响。农民专业合作社应不断规范利润分配制度、信息公开制度等内部运营机制，切实做到组织、资金、利润分配等方面信息的透明化，明确社员的权利义务，保障社员的合法权益，促进农民专业合作社的发展，同时也扩大农民专业合作社扶贫增收的效应，推动精准扶贫战略的实施。