贫困地区农户参与合作社的影响因素研究——基于陕南秦巴山区的实证分析

房琳，王怡，周方舟

（商洛学院经济管理学院，陕西商洛 726000）

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。农民合作组织的发展，是推动农村经济社会发展的重要动力之一，是乡村振兴战略中“产业兴旺”实现的基本组织形式[1]。由于农业农村发展的不平衡性，贫困地区的农民专业合作社相较于其他地区发展缓慢。农民合作社具有“天然”益贫性，通过给予贫困社员利益以及实现这些利益的联结方式，实现其益贫性[2]，是贫困群体自主、互助脱贫的理想载体，是农村减贫最合宜、最合意的组织形态[3]。但同时，农民合作社益贫功能的实现还存在现实约束，应充分注重农合社的“内源驱动”作用[4]，要以贫困农民的广泛和持续参与为基础。在精准扶贫背景下，贫困地区涌现出一批以扶贫帮困为基本任务的专业合作社。但有实证研究指出，贫苦地区农户特别是贫困户，参与合作社意愿不高[5]。因此，提高贫困地区农户的入社率，并提升贫困农户的持续入社意愿，应成为扶贫攻坚战以及贫困“阻返”的重要切入点。国内外学者对农户加入农民合作社的意愿与行为做了大量的研究。Rhodes分析了经济收益驱动对农民入社的驱动力[6]。Fulton研究发现，成员的同质性，合作社产权及治理结构会影响农户参与合作社的意愿[7]。Bayard结合社会心理变量、经济变量解释农户的决策行为[8]。结合我国国情，学者认为合作社参与意愿与入社行为之间存在差异[9]，行为态度、主观规范和知觉行为控制显著影响农户参与合作社的意愿，行为态度决定了农户的入社行为[10]。实证研究表明：户主自身能力、受教育程度、合作社知识普及、农户生产特征、社会互动、面临风险等都对农户参与合作社意愿有显著影响[11-16]。农民合作社参与意愿的现有研究有大量成果，但研究中鲜有针对贫困地区农户行为的探索。而贫困地区和非贫困地区农户的个体特征、行为逻辑存在明显差异。基于此，本文以国家集中连片特殊困难地区，地处秦巴山区的陕南三市的尚处在成长阶段的农民专业合作社为研究主体，对农户开展深度访谈及调研，收集数据资料，分析合作社对贫困地区农民增收的带动作用，以及影响农户参与合作社的主要因素，以期对贫困地区农民专业合作社可持续发展提供可借鉴的建议。

一、研究假设

（一）合作社带动农户增收假设

陕南三市地处秦巴山区，也是国家“南水北调”中线工程的水源保护区，经济基础十分薄弱，贫困面广量大，贫困程度深。借助青山绿水的自然资源，在精准扶贫政策环境下，该地区近年涌现出大量生产、加工绿色农副产品的合作组织，以提高贫困农民收入为目标，带动农业农村发展。为验证农民合作社的益贫性[2-4]，提出基本研究假设。

假设1：加入农民专业合作社有助于提升农户家庭收入。

（二）农户入社行为的影响因素假设

调研中发现，贫困地区普遍存在农村空心化现象，留守农户大多受教育程度低，年龄偏大，家庭收入较低；或户主年轻化，不以务农为主要职业，多外出务工，家庭收入分散且多元。带来的直接影响是，农民专业合作社的相关政策、服务无法及时传达，农户对农合社的信息接收、信息掌握有偏差，甚至对其有误解。基于此，从户主个体特征、家庭经济特征、信息认知、服务需求四个方面提出农户入社行为的影响因素假设。

1.户主个体特征

户主作为农村家庭的主要决策者，其年龄、受教育程度会影响其认知和行为逻辑，是否会影响该家庭参与合作社的意愿和行为，有待检验。有研究表明，相对于老龄化农民，年轻的新农民，受教育年限更长，其文化水平更高，思想比较开放，对合作获利的理解更强[11]，也比较愿意且能较好地接受农业教育培训，可能会更愿意加入农民合作社。由此提出：

假设2：农户加入农民专业合作社的入社行为与户主年龄有关。

假设3：农户加入农民专业合作社的入社行为与户主文化程度有关。

2.农户家庭经济特征

所调研贫困地区的农户家庭收入普遍偏低，也由于山区地理环境影响，极少有农户形成家庭农场，经营规模无法度量，其生产特征亦不明显。一方面，考虑最基本的家庭收入是否会影响入社行为。收入越低的农户，认为其摆脱贫困、实现增收的意愿越强烈；同时在精准扶贫过程中，农合社组织者也有带动贫困农户增收的任务，因此认为贫困农户的入社意愿和行为会更强。另一方面，家庭收入的构成中，农业收入占比大的农户，更愿意在农业本身实现脱贫增收[12]，可能会有更强的意愿加入合作社。由此提出：

假设4：农户入社行为与家庭人均年收入有关。

假设5：农户入社行为与农业收入在家庭收入中占比有关。

3.合作社信息认知

孔祥智提出，向农民普及合作社文化，增强农民合作意识，对合作社发展起到极其重要的推动作用[1]。农户对合作社信息的占有差异会影响其入社决策行为[13]。提升社员对利益分配机制的理解，增强社员信心，有助于推动社员加入合作社联社[14]。从贫困地区农民对合作社性质、以及合作社政策支持和扶持力度、合作社分配制度了解的角度提出假设：

假设6：农户入社行为与对合作社组织性质的认同度有关。

假设7：农户入社行为与对合作社政策支持信息的了解程度有关。

假设8：农户入社行为与对合作社收益分配制度的了解有关。

4.农户服务需求

贫困地区由于地域限制，农户获得信息、技术、资金的渠道较少，一定程度上仍存在“靠天吃饭”的情况，农业经营面临市场价格不稳定的风险[9]，农民专业合作社组织提供技术培训指导、资金信贷会有利于农户加入合作社[11]。同时在交通不便、壮劳力缺失的贫困地区，访谈中也有农户希望能够提供种子、化肥等农业生产资料，或有统一收购销售服务以保证收入。因此提出：

假设9：农户入社行为与合作社提供生产技术培训有关。

假设10：农户入社行为与合作社提供资金信贷服务有关。

假设11：农户入社行为与合作社提供统一的农产品收购服务有关。

假设12：农户入社行为与合作社提供基本生产资料（如种子、化肥等）有关。

二、研究对象与研究方法

（一）研究对象

通过对集中连片特困地区农民进行深入的入户走访调研和发放问卷，收集有效数据。调查内容主要涉及农户个人特征，家庭经济特征，对合作社相关信息的认知程度，以及期望获得的帮助需求。课题组于2018年7～12月，随机抽取陕南三市贫困县中12个建有农民专业合作社的村组织，每村抽取20名农户进行入户调研，发放并回收问卷240份，后期数据整理筛选，得到有效问卷224份，问卷有效回收率为93.33%。

根据调查结果，可以反映出陕南秦巴山区农民的基本特征，主要表现为：受教育程度整体偏低，户主具有高中及以上文化程度的仅占样本的17.4%；户主年龄有年轻化趋势，但从事农业生产的农户年龄偏大；留守多为50岁以上中老年人及30岁以下哺乳期妇女；近半数家庭劳动力少，且收入主要来源为外出打工，农业收入整体不高，调研中农户自行估算给出家庭人均年收入，该项指标在“2500元以下”的农户有143户，占比63.84%。从合作社参与情况来看，样本中目前加入合作社的有105户（家庭中有在合作社从事生产劳动的，均判断为加入合作社），占比46.875%。

（二）变量设置

研究以农户加入农民专业合作社的“入社行为”作为因变量。

根据前述理论基础，从四个方面选取12个自变量（对应所提假设）做进一步分析，讨论贫困地区农民专业合作社对农民增收的效果，并分析影响贫困地区农民加入专业合作社的因素。变量设置及编码如表1所示。

（三）研究方法

因变量“农户入社行为”是分类变量，为检验贫困地区农民合作社对农户增收的积极作用，将农户入社行为与“较三年前家庭增收情况”，做交叉表分析并进行卡方检验，验证假设1。

入社行为是二分类因变量，采用二元Logistic回归分析方法建立模型[17]，采用逐步回归法讨论影响农户加入合作社行为的因素。

其中，p为农户参与合作社的概率，β0为待估常数项，βi为待估系数。

三、合作社促进贫困地区农民增收的实证分析

（一）合作社对农民增收影响的样本描述

将调研农户加入农民合作社的情况，与家庭收入变化情况做交叉分析，如表2所示。

表2展示了样本中入社与增收情况的统计结果。可以看出，与三年前家庭收入相比，加入合作社的农户增收明显的比例为56.19%，远高于未加入合作社农户明显增收的比例29.41%。入社农户明显增收的比例是未入社农户的1.91倍（增收相对发生率RR=1.91）。

将三年收入“基本无变化”和“有小幅度增收”合并，计算农户收入增加的增收发生比率。结果显示：加入合作社农户中，与三年前相比增收明显的发生率是增收不明显发生率的1.283倍；未入社农户中，与三年前相比增收明显的发生率是增收不明显发生率的0.418倍。相对于三年收入变化不明显的农户，入社农户有明显增收的发生率远高于未入社农户，是后者的3.07倍（增收发生比率比OR=3.07）。从样本结果来看，可以认为加入农民专业合作社有助于提升农户家庭收入。

表1 变量说明及描述

表2 农户入社行为与促进增收的交叉表

（二）合作社对农民增收影响的统计推断

进一步对假设1进行统计推断。提出原假设H0：农户家庭增收情况与其加入合作社无关；备择假设H1：农户家庭增收情况与其加入合作社有关。

构造χ2检验理论频数列联表，如表3所示。其中，Aij表示原始资料数值，Tij表示原始数据资料的理论频数，由计算可得，n为总样本数，ni表示第i行合计值，mj表示第j列合计值。

表3 农户入社行为与促进增收的卡方检验列联表

根据表3，最小理论频数T11=3.75＜5，以校正值χ2为检验统计量，

在0.05显著性水平下，推断临界值χ20.05，2=5.991（2×3 列联表的 χ2自由度为 2）。由于 χ2＞χ20.05，2，P＜0.05，拒绝H0。可得到结论，在统计学意义上，农户家庭收入增收与其加入合作社有关。可以认为加入农民专业合作社对农户收入增加有促进作用，有助于提升农户家庭收入。验证了假设1。

四、农户加入农民专业合作社影响因素的实证分析

（一）模型构建

因变量“农户入社行为”是二分类变量，采用二元Logistic回归分析方法构建模型分析。为了更清楚地说明农民个体特征、外部环境、政策水平、农户需求等对农户入社行为的影响，本研究采用逐步回归法，构造了4个模型。模型1主要考虑农户户主个人特征（户主年龄、文化程度）对其入社行为的影响；模型2在模型1的基础上考虑家庭经济收入特征（家庭人均年收入、家庭农业收入占比），分析内因对其入社行为的影响；模型3在模型2的基础上加入对合作社相关信息认知程度的变量（对合作社性质认识、对政府扶持政策了解、对合作社收益分配制度了解）；模型4再加入农户期望获得帮助的需求变量（技术指导服务、资金信贷服务、统一购销服务、生产资料提供），本研究的所有变量联合分析对合作社入社行为的影响。具体模型分析结果如表4。

（二）结果与分析

如表4所示，似然比检验统计量对应的P值均通过了检验，方程显著性较好。伪判定系数Pseudo R2显示，模型3和模型4的整体拟合度较好。

（1）农户加入农民专业合作社的入社行为与户主年龄有关，假设2得到验证。4个回归模型结果均显著，且系数为正值。本研究与以往研究结论不同：户主年龄较大的贫困地区农民更愿意加入合作社。一方面，这与贫困地区留守人口多为中老年有关，这部分人口或为赡养老人，或为抚育孙辈，无暇外出务工，而传统的农业耕作模式，需要壮劳力且收入甚微，他们更愿意以在合作社务工形式加入当地合作组织，以增加家庭收入。另一方面，虽然年龄较小的农民接收新鲜事物能力强[12]，理论上会更愿意加入合作社，但同时他们学习务工技术的能力也更强，务工与务农较大的收入差异，使他们更愿意外出务工；其家庭留守抚育孩子的年轻妇女，对参与农业生产的积极性也并不高。

（2）农户加入农民专业合作社的入社行为与户主受教育程度无关。模型1和模型2中显示统计检验在5%水平上显著，即只考虑户主个人特征和家庭收入特征的情况下，文化水平越高的农户越愿意加入合作社。相对于小学及以下学历的农民，高中及以上学历的户主“入社行为”发生率是前者的2.08倍。但模型3中加入对合作社信息认知的变量后，文化程度的显著影响消失，因此拒绝假设3。可以理解为，对合作社性质、政府政策及收益分配制度的认识和理解程度，能够削弱受教育水平的影响。而这种认知可以靠积极宣传、政策传达以提高信息接收，或者农户间的主动信息传递、村域互动网络来提升[13]。

（3）农户入社行为与家庭人均年收入无关。从模型2来看，相对于人均年收入1000元以下的贫困农户，家庭人均年收入在2500元以上的农户，入社行为发生率是前者的10.2倍，在5%水平上显著。但模型3和模型4中，考虑信息认知及农户需求的变量之后，家庭收入水平的显著性消失，拒绝假设4。可以解读为，收入很低的特别贫困农户，加入合作社的发生率反而比较小，积极性不高，这种现象与一些特困户的实际状况有关，如年迈、患病、无劳动力；也与个别特困户惰性强、持“等靠要”帮扶的思想有关。

（4）农户入社行为与农业收入在家庭收入中的占比有关，假设5得到验证。模型2中，农业收入占比三成以上的农户，入社发生行为均通过了1%水平上显著性检验。但加入信息认知以及农户需求变量之后，其显著性弱化。模型4结果显示，农业收入“占比三到六成”的农户的入社发生率是“占比三成以下”农户入社发生率的3.175倍。换言之，农业收入在家庭收入中占比较高或较低的农户，加入合作社的意愿并不强烈。这可以解释为，农业收入占家庭收入比例较高的农户多为特困户，前述如客观上无劳动能力，主观上无劳动意识等原因，不热心加入合作社；农业收入占比较低的农户，家庭收入来源多是务工收入，务农意愿不强，亦不热心加入合作社。

表4 农户加入合作社行为的Logistic回归分析

（5）农户入社行为与对合作社组织性质的认同度有关，假设6得到验证。模型3和模型4中该变量均通过显著性检验。模型4结果显示，与不清楚合作社性质的农户相比，认为合作社属于农民互助合作组织的农户，其入社行为发生率是前者的10.83倍。从样本统计数据来看，认为合作社类同企业，是以组织盈利为目的的农户，入社率不到1%。这说明，对农民合作社性质的认知，很大程度上会影响农户的入社行为。

（6）农户入社行为与国家对合作社政策支持信息的了解程度有关，假设7得到验证。模型4的结果显示，与不清楚国家支持政策的农户相比，了解政府对合作社有扶持政策的农户，其入社发生率约是前者的2.4倍。从样本统计数据来看，近60%的农户不清楚国家对合作社的政策支持，或认为国家无政策支持，这部分农户的入社率不足30%。这说明对国家相关法规、对农民合作社扶持、倾斜政策的宣传至关重要，但目前在贫困地区的相关宣传普及率有待提升。

（7）农户入社行为与其对合作社收益分配制度的了解有关，假设8得到验证。模型3和模型4中该变量统计检验均在1%水平上显著。模型4结果显示，相对于不清楚合作社收益分配制度的农户，对收益分配“了解一点”的农户入社发生率是其10.7倍；“知道”收益分配制度的农户入社发生率是其15.61倍。促使农民加入合作社的直接动力是货币收益[4]，入社收益也自然成为农户的关注点，对合作社盈余分配制度和方案的认知和认同程度，很大程度会影响农户的入社行为。

（8）农户入社行为与合作社提供的技术指导服务有关，生产资料提供服务有关，与资金信贷服务无关，与统一购销服务无关。模型4中可以看出，相对于不需要农业技术指导的农户，需要技术指导的农户的入社发生率是前者的4.23倍；需要生产资料提供服务的农户，入社发生率是不需要该项目农户的3.47倍。这两个变量均通过了5%显著性水平检验。故接受假设9、假设12，拒绝假设10、假设11。精准扶贫背景下，很多扶贫干部带资源下乡，组建或支援农民合作社，会提供给贫困户及合作社社员部分生产资料，并借助派出单位资源，邀请技术专家提供相应的技术指导和市场信息，这在一定程度上提升了农户加入合作社的意愿和行为。而在资金信贷方面，政府扶持资金大多资助给合作社用于组织产业发展，较少会有社员从农民专业合作社获取资金贷款。一些合作社提供的统一购销服务，虽然会分担农户的生产风险[10]，但由于调研的秦巴山区农业产业化程度低，且合作社统一收购价一般会略低于农户自销价格，因此该项服务并不会激励农户的入社行为。

五、结论与政策建议

（一）结论

贫困地区农户广泛参与专业合作社，是合作社发挥其益贫功能的前提和保障。分析并正确把握贫困地区农户入社行为的影响因素，是未来提升农户入社率的重要途径。以秦巴山区陕南片区农户为调研分析对象，构建模型分析有如下结论：（1）加入农民专业合作社对贫困地区农户收入增加有促进作用。相对于三年来收入变化不明显的农户，入社农户家庭收入有明显增收的发生率远高于未入社农户，是后者的3.07倍。（2）从户主个体特征来看，户主年龄较大的农户加入合作社行为更积极，该结论与以往研究不同。（3）从农户家庭经济特征来看，农户入社行为与农业收入在家庭收入中的占比有关，农业收入“占比三到六成”的农户的入社发生率是“占比三成以下”农户入社发生率的3.175倍。（4）农户入社行为与其对合作社性质、政策、收益分配制度的认知程度有关。（5）农户入社行为与合作社提供的技术指导服务、生产资料提供服务有关。与提供资金信贷服务无关，该结论亦与以往非贫困地区农民入社行为的研究结果不同。

（二）政策建议

根据模型结论，为引导以陕南集中连片特困地区为代表的贫困地区农户积极加入合作社以实现家庭增收，确保贫困户收益，并促使合作社可持续发展，针对贫困地区的农民专业合作社，提出以下政策建议。

第一，拓宽宣传渠道，加大政策宣传力度。贫困地区相对而言信息不通畅，农民接收合作社相关信息的渠道较为狭窄，相关法律法规、国家扶持政策的传达较为严肃且单一，不易为贫困农民熟知。针对贫困地区农民，尤其是留守农民受教育水平普遍较低，认知能力相对较弱，可以拓宽宣传渠道，不仅仅用口号、讲座的宣讲方式，也可以采用农民喜闻乐见的如“三下乡”等活动来宣传，尽量扩大宣传覆盖面，提升贫困农民对合作社的认知程度，以提升其合作社参与意愿，促成入社行为。

第二，扶贫先扶志，提升贫困地区农户自主脱贫意识。深度贫困地区由于地理、交通等客观原因，贫困农民少与外界交流，存在“代际贫困”现象，一些贫困户存在只追求吃饱穿暖的心理，没有自主自发脱贫致富的观念和动力；加之近年来国家脱贫攻坚、精准扶贫工作的全面开展，对贫困户的倾斜照顾，也使农村出现了“养贫”现象。要从根子上解决贫困问题，预防返贫，做好贫困阻返工作，调动贫困地区农民的自主脱贫意识是关键。精准帮扶过程中，帮扶干部多通过面谈、鼓励、督促等方式进行精神扶贫，开拓贫困农民眼界，树立脱贫致富意志，同时争取适度的政策支持，促使其加入农民合作社，参加合作社集体互助。

第三，提升合作社的服务意识和服务质量，多提供技术指导。部分农民专业合作社在政府扶持下诞生，缺乏长期盈利能力，因此对社员的服务意识也较差。一些农副产品如核桃、金银花种植及衍生品加工，均需要一定的知识技能，如果合作社不仅提供生产资料或劳动就业机会，同时能够提供稳定的技术指导服务，不但可以有效提升入社农户的农业技能，也可以保障合作社农产品质量，确保合作社盈利及可持续发展。农业技能的提升，一定程度上也可以提升农户的从业积极性及脱贫信心，进一步促进农户的持续入社意愿及入社行为。