農(nóng)戶加入合作社意愿與行為的差異分析

鐘穎琦　黃祖輝　吳林海

摘要：基于擴展的計劃行為理論，分別分析了農(nóng)戶參與合作社意愿和行為的影響因素。結(jié)果表明：行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制顯著影響農(nóng)戶參與合作社的意愿，但農(nóng)戶最終加入合作社的行為取決于農(nóng)戶的行為態(tài)度以及合作社在降低生產(chǎn)風(fēng)險中的作用；農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知與其是否加入合作社呈負相關(guān)關(guān)系；計劃行為理論適用農(nóng)戶參與合作社的意愿分析，但不適用農(nóng)戶加入合作社的行為分析?；诖耍瑧?yīng)賦予合作社更多的職能，發(fā)揮合作社降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險的作用，鼓勵小規(guī)模生產(chǎn)者加入合作社；定期對社員進行輔導(dǎo)、培訓(xùn)等對于縮小農(nóng)戶參與合作社意愿與行為的差異，對促進合作社的進一步發(fā)展，具有重要意義。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民合作社；參與意愿；參與行為；計劃行為理論

中圖分類號：F301.4文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1009-9107（2016）06-0066-09

引言

農(nóng)民合作社是農(nóng)戶自發(fā)形成的互助性經(jīng)濟組織，具有農(nóng)民組織化、生產(chǎn)專業(yè)化、服務(wù)社會化等特點。自2007年《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》實施以來，農(nóng)民合作社迅速發(fā)展，到2015年10月底，全國農(nóng)民合作社數(shù)量達147.9萬家，入社農(nóng)戶9 997萬戶，覆蓋全國41.70%的農(nóng)戶。農(nóng)民合作社的發(fā)展，提高了農(nóng)業(yè)組織化程度，為構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系發(fā)揮了關(guān)鍵作用。也是加強對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)源頭的治理，提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的一條現(xiàn)實路徑[13]。盡管我國的農(nóng)民合作社獲得了長足發(fā)展，但與發(fā)達國家相比，仍存在規(guī)模小、組織松散、競爭力不足、帶動能力有限等問題。農(nóng)戶是合作社存在和發(fā)展的基礎(chǔ)，但就目前來看，農(nóng)戶加入合作社的意愿與行為卻存在偏離，大多數(shù)農(nóng)戶表示有意愿加入合作社，但在最終行動上卻并非如此。農(nóng)戶的合作意愿向合作行為轉(zhuǎn)化的困難是阻礙農(nóng)民合作社持續(xù)健康發(fā)展的重要原因之一。如何縮小農(nóng)戶在參與合作社的意愿與行為上的差異，推動合作社的健康發(fā)展，這是我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程中需要解決的現(xiàn)實問題。

國外學(xué)者已就農(nóng)戶加入合作的意愿與行為進行了較為詳細的探討。Fulton[4]認(rèn)為，合作社成員的同質(zhì)性，合作社產(chǎn)權(quán)界定以及合作社治理結(jié)構(gòu)等是影響農(nóng)戶參與合作社投資和交易意愿的主要因素。Karli 等[5]基于土耳其農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，利用隨機效應(yīng)模型分析了農(nóng)戶參與合作社行為的影響因素，結(jié)果表明農(nóng)戶的年齡、受教育程度、信息獲取能力、種植規(guī)模以及新技術(shù)采納能力是影響農(nóng)戶參與合作社的主要因素。Pascucci等[6]通過對意大利農(nóng)戶的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與合作社的行為與其銷售渠道的選擇并不必然相關(guān)。農(nóng)戶參與合作社并不必然導(dǎo)致其將產(chǎn)品全部銷售給合作社，而尚未加入合作社的農(nóng)戶也可能選擇與合作社進行交易。隨著合作社的發(fā)展，近年來國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)戶加入合作的意愿研究持續(xù)增加，并取得了較為豐富的成果。李升等[7]，張啟文等[8]，肖全良等[9]分別對山東省、黑龍江省以及廣東省農(nóng)戶參與合作社的意愿及其影響因素進行了研究，結(jié)果均表明：農(nóng)戶的受教育程度，對合作社的認(rèn)知水平等個人特征因素是影響其加入合作社意愿的主要因素。農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營特征也是影響其參與合作社意愿的重要因素，如倪細云[10]對菜農(nóng)參與蔬菜專業(yè)合作社意愿的研究表明種植面積、種植歷史、蔬菜品種等是影響菜農(nóng)參與意愿的主要因素。此外，國內(nèi)學(xué)者還關(guān)注了市場特征、社會環(huán)境等因素對農(nóng)戶參與合作社意愿的影響[1113]。

國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)戶參與合作社意愿與行為的研究具有重要的理論意義與現(xiàn)實指導(dǎo)意義。然而總結(jié)現(xiàn)有的研究發(fā)現(xiàn)，以往的研究多注重于農(nóng)戶參與合作社的意愿分析，鮮少關(guān)注農(nóng)戶實際加入合作社的行為。但事實上，農(nóng)戶在參與合作社的意愿與行為上存在差異，影響農(nóng)戶參與合作社意愿的因素與影響其加入合作社行為的因素也不盡相同。鑒于此，本文在馬彥麗等[14]的研究基礎(chǔ)上，引入計劃行為理論并將其擴展，利用結(jié)構(gòu)方程模型和二元Logistics模型，分別分析了農(nóng)戶加入合作社的意愿和實際入社行為的影響因素，對比二者之間的差異，以期對我國的農(nóng)民合作社發(fā)展提供政策建議。

一、研究假設(shè)

計劃行為理論（theory of planned behavior，TPB）是由Ajzen[15，16]在理性行為理論（theory of reasoned action，TRA）的基礎(chǔ)上，加入知覺行為控制變量發(fā)展而來。它從信息加工的角度出發(fā)，解釋個體行為的一般決策過程。近年來，計劃行為理論已被學(xué)者們廣泛運用于人類行為意愿的研究上。計劃行為理論認(rèn)為，行為意向是影響人類行為的最主要因素，行為意向又受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范以及知覺行為控制的影響。本文在計劃行為理論的基礎(chǔ)上進行擴展，引入農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知和合作社的作用兩個維度，提出研究假設(shè)。

（一）農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知

農(nóng)戶對合作社的功能及其所應(yīng)承擔(dān)的義務(wù)的認(rèn)知與其參與合作社獲得的預(yù)期收益與付出成本相關(guān)。孫亞范等[17]認(rèn)為，合作社成員對合作盈余返還分配制度的認(rèn)知程度對其參與合作社的意愿具有顯著的正向影響。黃文義等[18]認(rèn)為，農(nóng)戶對合作社的了解與否對其加入合作社的行為影響極大，對合作社越了解的農(nóng)戶，入社的可能性越大。胡振等[19]對北京市大桃種植戶的研究也證明，農(nóng)戶的認(rèn)知水平對其參與意愿具有正向影響。由此提出：

H11：農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知水平對其參與合作社的意愿具有正向影響。

H12：農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知水平對其參與合作社的行為具有正向影響。

（二）行為態(tài)度

行為態(tài)度是指個體對特定的行為積極或消極的評價，農(nóng)戶對參與合作社行為的評價越積極，加入合作社的可能性越大。早在1983年，Rhodes就指出經(jīng)濟收益是影響農(nóng)民進入或退出合作社的關(guān)鍵因素[20]。根據(jù)Ajzen[21]的量表，農(nóng)戶對合作社的評價主要體現(xiàn)在認(rèn)為“參與合作社是獲益的”“所接受的服務(wù)是令人滿意的”以及“參與的行為是有價值的”等幾個方面。由此提出：

H21：農(nóng)戶的行為態(tài)度對其參與合作社的意愿具有正向影響。

H22：農(nóng)戶的行為態(tài)度對其參與合作社的行為具有正向影響。

（三）合作社的作用

農(nóng)戶在經(jīng)營過程中通常面臨自然災(zāi)害、生產(chǎn)資料價格波動等風(fēng)險，為抵御這些風(fēng)險，小規(guī)模的農(nóng)戶聯(lián)合起來，按照平等、自愿的原則結(jié)成互助組織。因此，合作社在降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險方面的作用成為農(nóng)戶參與合作社的重要原因。馬彥麗[14]的研究表明，農(nóng)戶面臨的自然風(fēng)險、生產(chǎn)資料價格波動、生產(chǎn)資料質(zhì)量問題以及銷售渠道等方面的風(fēng)險是影響其加入合作社的重要因素。由此提出：

H31：合作社降低農(nóng)戶風(fēng)險的作用對其參與合作社的意愿具有正向影響。

H32：合作社降低農(nóng)戶風(fēng)險的作用對其參與合作社的行為具有正向影響。

（四）主觀規(guī)范

主觀規(guī)范是指個體在實施特定行為時感知到的社會壓力。農(nóng)戶加入合作社的行為容易受到外部環(huán)境的影響。劉宇翔[22]認(rèn)為，合作社成員的投資意愿受外部政策、環(huán)境等因素的影響較大。周亞等[23]也指出，政府的支持力度顯著影響農(nóng)戶參加合作社的意愿。此外，家庭成員和鄰里鄉(xiāng)親對合作社的看法，也對農(nóng)戶的決策行為具有顯著影響[21]。由此提出：

H41：農(nóng)戶的主觀規(guī)范對其參與合作社的意愿具有正向影響。

H42：農(nóng)戶的主觀規(guī)范對其參與合作社的行為具有正向影響。

（五）知覺行為控制

知覺行為控制刻畫了個體在實施特定行為時感知到的難易程度。入社門檻的高低、入社程序的復(fù)雜程度以及自由進入退出等安排，都可能影響農(nóng)戶參與合作的意愿[17]，由此提出：

H51：農(nóng)戶的知覺行為控制對其參與合作社的意愿具有正向影響。

H52：農(nóng)戶的知覺行為控制對其參與合作社的行為具有正向影響。

二、問卷設(shè)計和模型構(gòu)建

（一）問卷設(shè)計

為分析農(nóng)戶加入合作社的影響因素，江蘇省食品安全基地的調(diào)查小組于2015年7-8月期間對全國10個省、自治區(qū)展開了調(diào)研。本次調(diào)查共回收農(nóng)戶問卷651份，其中加入合作社的為239戶，占總樣本的36.71%。為進一步分析農(nóng)戶加入合作社的行為，根據(jù)擴展的計劃行為理論與相關(guān)文獻設(shè)計問卷，共設(shè)置28個變量（見表1）。

（二）模型構(gòu)建

本研究采用兩種模型分別研究農(nóng)戶參與合作社的意愿與行為。由于農(nóng)戶參與合作的意愿屬于農(nóng)戶的主觀意志，難以直接觀測，且存在難以避免主觀測量誤差的特點。而結(jié)構(gòu)方程模型能夠為難以直接觀測的變量提供可測和處理，并將難以避免的誤差納入模型之中。因此，本研究選取結(jié)構(gòu)方程模型分析影響農(nóng)戶參與合作社意愿的主要因素。

三、結(jié)果分析

（一）卡方分析

表2顯示，農(nóng)戶的學(xué)歷、耕地面積以及農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重不同，其是否加入合作社的行為也顯著不同。學(xué)歷越高的農(nóng)戶加入合作社的可能性越大，農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比例越低的農(nóng)戶，加入合作社的可能性越低。耕地面積也顯著影響農(nóng)戶是否加入合作社的行為，但具體的關(guān)系還需進一步驗證。而農(nóng)戶的性別、年齡對其是否加入合作社的行為影響差異性不大。初步分析可能的原因是，農(nóng)戶的學(xué)歷越高，對合作社認(rèn)知越全面，越愿意采用新型的組織模式進行生產(chǎn)，而農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比例較低的農(nóng)戶，多為混業(yè)經(jīng)營或兼業(yè)經(jīng)營，對加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)合作社的訴求自然不高。而是否加入合作社通常是一個家庭的行為決策，與農(nóng)戶個體的性別和年齡關(guān)系不大。

（二）因子分析

采用SPSS 20.0 對樣本數(shù)據(jù)進行因子分析的適當(dāng)性檢驗。結(jié)果顯示，KMO值為0.907，Bartlett球型檢驗的近似卡方值為9 306.986 1，顯著性水平為0.00，說明樣本數(shù)據(jù)適用于因子分析。采用斜交旋轉(zhuǎn)法對農(nóng)戶加入合作社的影響因素進行因子分析，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣見表3。剔除跨負荷變量，最終得到20個變量。

（三）信度和效度檢驗

運用SPSS 20.0對歸納出的6個維度進行信度和效度檢驗，結(jié)果見表4。行為意向、認(rèn)知程度、行為態(tài)度、合作社作用、主觀規(guī)范和知覺行為控制的克倫巴赫系數(shù)α分別為0.867、0.938、0.895、0.836、0.792和0.934，表明變量之間的內(nèi)部一致性較好。各維度只有一個公因子且第一公因子的方差貢獻率與因子載荷都超過0.7，說明這6個維度具有良好的結(jié)構(gòu)效度，證實了假說模型各維度結(jié)構(gòu)合理，相應(yīng)的指標(biāo)變量得以確認(rèn)。

（四）農(nóng)戶參與合作社的意愿分析

使用結(jié)構(gòu)方程模型對農(nóng)戶參與合作社意愿的影響因素進行分析，AMOS 20.0的運行結(jié)果見表5、表6。

表5顯示了結(jié)構(gòu)方程模型整體擬合檢驗的結(jié)果，由結(jié)果可知各評價指標(biāo)基本達到理想狀態(tài)，模型整體的擬合度較好。各變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)見表6。結(jié)果顯示，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制均通過了顯著性水平為5%的檢驗，表明行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對農(nóng)戶參與合作社的意愿具有顯著正向影響，假設(shè)H21 、H41和H51得到驗證。（1） 行為態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.480，表明農(nóng)戶對合作社的態(tài)度越積極、對合作社在提供服務(wù)、獲取收益上的評價越高，加入合作社的意愿越強烈。（2） 主觀規(guī)范的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.151，表明政府政策、廠商要求以及農(nóng)戶的親戚朋友的行為等外部環(huán)境顯著影響農(nóng)戶加入合作社的意愿。（3） 知覺行為控制的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)是0.132，表明加入合作社的難易程度顯著影響農(nóng)戶加入合作社的意愿，入社門檻越低，手續(xù)越簡便，農(nóng)戶加入合作社的意愿越強烈。各可測變量對潛變量的影響程度也都通過了顯著性水平為1%的檢驗，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均在0.5以上。

（五）農(nóng)戶參與合作社的行為分析

使用二分類Logistics對農(nóng)戶加入合作社行為的影響因素進行檢驗，結(jié)果見表7?？梢钥吹?，耕地面積、對合作社的認(rèn)知、行為態(tài)度、合作社的作用均顯著影響農(nóng)戶加入合作社的行為。假設(shè)H22和H32通過了驗證。（1）耕地面積通過了5%的顯著性水平檢驗，這與之前卡方檢驗的結(jié)果一致。進一步分析，耕地面積與農(nóng)戶加入合作社的行為呈負相關(guān)，這表明，耕地面積越小的農(nóng)戶，越有激勵加入合作社，而耕地面積越大的農(nóng)戶，加入合作社的可能性越低。（2） 對合作社的認(rèn)知也通過了顯著性水平為5%的檢驗，表明農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知程度顯著影響其是否加入合作社的行為。值得注意的是，影響方向為負，即對合作社越了解的農(nóng)戶，反而并沒有加入合作社。這與假設(shè)H12相悖?？赡艿慕忉屖?，目前農(nóng)戶加入合作社的行為多屬于從眾行為，并不是基于對合作社的了解之上做出的決定，已經(jīng)入社的成員對合作社的社員應(yīng)承擔(dān)的義務(wù)、合作社的盈余分配制度以及民主決策制度也缺乏必要的認(rèn)識。（3）行為態(tài)度對農(nóng)戶加入合作社的行為具有顯著影響，且方向為正，這表明，農(nóng)戶對加入合作社的態(tài)度越積極，轉(zhuǎn)化為行動的可能性就越大。（4）合作社的作用顯著影響農(nóng)戶入社的行為，可以看出，農(nóng)戶是否最終加入合作社，主要取決于合作社在降低生產(chǎn)風(fēng)險方面的作用，這是農(nóng)戶加入合作社的最主要原因。

四、討論和政策建議

（一）結(jié)果討論

計劃行為理論認(rèn)為，行為意向決定人類的行為，現(xiàn)實中行為意向轉(zhuǎn)化為行為卻存在一定的困難。在本文的調(diào)查中，表示愿意加入合作社的農(nóng)戶占總受訪農(nóng)戶的56.84%，而實際加入合作社的農(nóng)戶僅占36.71%。盡管大多數(shù)農(nóng)戶都有參加合作社的意愿，但真正轉(zhuǎn)化為入社行為卻大打折扣。究其原因，一方面是合作社本身治理結(jié)構(gòu)不完善、組織松散等內(nèi)生因素所致；另一方面，由于合作社的職能發(fā)揮不足，如信用功能，保險功能等的缺失，致使農(nóng)戶難以獲得降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險的支持，從而阻礙了農(nóng)戶加入合作社的行動。

農(nóng)戶加入合作社的意愿與行為之間卻存在偏離，農(nóng)戶加入合作社意愿的影響因素與其加入合作社行為的影響因素也不盡相同，應(yīng)當(dāng)區(qū)別分析。對比結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果和Logistics模型結(jié)果可知，影響農(nóng)戶加入合作社意愿的主要因素有行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制，表明計劃行為理論適用于農(nóng)戶加入合作社的意愿分析。然而，對于農(nóng)戶加入合作社的行為分析，傳統(tǒng)的計劃行為理論并不適用，具體而言：

1. 農(nóng)戶最終加入合作社的行為取決于農(nóng)戶對合作社的態(tài)度以及合作社在降低生產(chǎn)風(fēng)險中的作用。主觀規(guī)范僅僅影響農(nóng)戶加入合作社的意愿，最終決定加入與否，并不依賴于外部環(huán)境。這與Rhodes在1983提出的“凈收益是影響農(nóng)民加入或離開合作社行為決策的關(guān)鍵因素”一致。

2.知覺行為控制顯著影響農(nóng)戶加入合作社的意愿，但對農(nóng)戶加入合作社的行為影響不大。這是因為農(nóng)戶在考慮是否加入合作社時，入社難易程度、入社門檻高低以及能否自由退出等因素都會納入考慮范圍，成為影響其加入合作社意愿的重要方面，如果入社的程序過于復(fù)雜，通常農(nóng)戶會表示不愿意加入合作社。然而，一旦付諸行動，入社的難易程度將不再成為影響農(nóng)戶決策的主要因素。農(nóng)戶最終加入合作社與否，并不直接受到入社難易程度的干擾。

3. 農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知與其是否加入合作社呈負相關(guān)關(guān)系，即加入合作社的農(nóng)戶是對合作社不太了解的人群，而對合作社更為了解的農(nóng)戶反而沒有加入合作社。值得注意的是，本文得出的反向關(guān)系是基于農(nóng)戶加入合作社的行為分析之上的，與現(xiàn)有的大部分研究農(nóng)戶參與合作社的意愿不同?，F(xiàn)有的研究在調(diào)查時只籠統(tǒng)地詢問農(nóng)戶是否愿意加入合作社，因而得出對合作社越了解的農(nóng)戶，參與合作社的意愿越強烈的結(jié)論。本文的研究認(rèn)為農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知程度與其加入合作社的行為呈反向關(guān)系，可能的原因是：（1）大部分已經(jīng)加入合作社的農(nóng)戶對合作社的性質(zhì)、功能、盈余分配制度以及民主決策制度都缺乏了解，加入合作社只是從眾行為，加入合作社之后也鮮少接受相關(guān)的培訓(xùn)。（2）對合作社有些了解的農(nóng)戶，因其了解的信息片面或不準(zhǔn)確，對合作社的性質(zhì)、功能以及應(yīng)承擔(dān)的義務(wù)存在誤解，可能成為阻礙其加入合作社的因素。此外，結(jié)構(gòu)方程模型的結(jié)果也表明，對合作社的認(rèn)知程度并不顯著影響其參與合作社意愿。這是本文與以往研究結(jié)論不同的地方。

（二）政策建議

基于上述結(jié)論，本文對政府促進合作社的進一步發(fā)展提出以下政策建議：

第一，對于合作社本身，應(yīng)完善合作社的治理結(jié)構(gòu)，提升合作社對入社農(nóng)戶的效用，增強合作的競爭力和帶動能力；對政府而言，應(yīng)對合作社予以更多的賦權(quán)，如賦予合作社金融功能、保險功能、抵押功能等，增強合作社在抵御農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險中的作用，發(fā)揮合作社在生產(chǎn)銷售環(huán)節(jié)的服務(wù)職能。

第二，由于耕地面積較小的農(nóng)戶在抵抗自然風(fēng)險和市場風(fēng)險上能力不足，對尋求互助合作具有強烈的內(nèi)生動力，因此應(yīng)當(dāng)鼓勵小規(guī)模生產(chǎn)者加入合作社。盡管從成本收益的角度來看，合作社更愿意吸納規(guī)模農(nóng)戶以降低組織成本，但從合作社設(shè)立的初衷來看，小規(guī)模生產(chǎn)者理應(yīng)成為合作社服務(wù)的主要對象。政府應(yīng)加強對小規(guī)模生產(chǎn)者的政策傾斜，鼓勵其加入合作社。

第三，針對當(dāng)前普遍存在的“休眠合作社”現(xiàn)象，合作社應(yīng)當(dāng)定期對社員進行輔導(dǎo)、培訓(xùn)，加強社員對合作社制度安排、運行機制的了解，引導(dǎo)社員充分行使民主決策、民主監(jiān)督的權(quán)利；建立合理的盈余分配制度，切實保障社員的利益；增強社員對合作社經(jīng)營管理者的理解和信賴，保持社員的凝聚力。

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Abstract：Does the willingness of farmers to participation in cooperatives means that they would take actions？ Based on the survey data of 651 farmers from the Chinese rural areas， this paper used the extended theory of planned behavior to analyze the affecting factors of the will and behavior of farmers participation in cooperatives respectively. The result shows that， there are differences between the will and behavior of farmers participation in cooperatives. TPB is suitable to analyze the willingness of farmers participation in cooperatives， but it is inapplicable in behavior research. The attitude， subjective norms and perceived control significantly affect the willingness of farmers， while the behavior of farmers participation in cooperatives depends on their attitude and the function of cooperatives. Farmers perception of cooperatives is negatively related to their participating behavior. Thus， in order to promote the development of cooperatives， the government should give more power to cooperatives and make them play an important role in reducing risks in production. Encouraging small scale producers to participate in cooperatives and providing regular counseling and training to the members would be an effective way to narrow the difference between farmers will and behavior.

Key words：farmers cooperative； cooperative willingness； behavior； difference； theory of planned behavior