社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響

周宇 ，趙敏娟，康健

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100）

2018年中央一號文件提出：“促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機銜接”。作為聯(lián)系小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重要途徑，合作社在促進(jìn)農(nóng)戶增收、應(yīng)對市場競爭、提升農(nóng)業(yè)組織化和標(biāo)準(zhǔn)化程度等方面發(fā)揮了重要的作用[1]。合作社是農(nóng)戶基于自愿原則基礎(chǔ)上合作生產(chǎn)、民主管理的一種組織形式和制度安排[2-3]。合作社通過為農(nóng)戶提供資金、技術(shù)和生產(chǎn)資料等的支持，連接農(nóng)戶與市場、提供及時有效的信息等活動，有助于農(nóng)戶擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模、促進(jìn)農(nóng)業(yè)機械化水平的提升和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營[4]。近年來，在政府的大力扶持下，我國合作社發(fā)展較快。截止到2017年底，我國合作社數(shù)量已超過199.9萬家，合作社的年均增長率達(dá)60%[5]。但另一方面，我國合作社的規(guī)模普遍較小、社員數(shù)量少且內(nèi)部結(jié)構(gòu)較為單一[6]。這些問題影響了合作社功能的發(fā)揮和經(jīng)營制度的完善。究其原因，主要在于農(nóng)戶不愿參與和參與程度低[7]。因此，研究農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響因素具有重要意義。

已有文獻(xiàn)中對農(nóng)戶參與合作社決策行為及其影響因素的研究較多，這些研究可分為兩類。第一類是對影響農(nóng)戶參與合作社意愿的因素進(jìn)行分析。如倪細(xì)云[8]、蔡榮和韓洪云[9]從農(nóng)戶的戶主特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征和市場環(huán)境特征出發(fā)，對影響農(nóng)戶參與合作社意愿的因素進(jìn)行了分析。鐘穎琦等[10]基于計劃行為理論，分析了農(nóng)戶認(rèn)知、行為態(tài)度和主觀規(guī)范對農(nóng)戶參與合作社意愿的影響。徐建春等[11]認(rèn)為村莊所在位置、非農(nóng)收入占總收入的比重和是否擁有穩(wěn)定非農(nóng)職業(yè)對農(nóng)戶參與合作社意愿有重要影響。第二類是對影響農(nóng)戶參與合作社程度的因素進(jìn)行分析。如孫亞范和余海鵬[12]在對江蘇省30個農(nóng)民專業(yè)合作社進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶的合作認(rèn)知、利益因素、信任因素和合作社的制度安排對農(nóng)戶參與合作社程度有顯著影響。梁巧等[13]認(rèn)為合作社的認(rèn)知型社會資本對農(nóng)戶的參與程度有顯著影響。楊雪梅等[14]基于“風(fēng)險—信任”理論，分析了社會信任和風(fēng)險感知對農(nóng)戶參與合作社程度的影響。國內(nèi)外學(xué)者雖然對影響農(nóng)戶參與合作社決策行為的因素進(jìn)行了大量研究，但仍存在以下的不足：第一，已有文獻(xiàn)多是對農(nóng)戶參與合作社意愿影響因素的單一分析，很少有人對影響農(nóng)戶參與合作社程度的因素進(jìn)行研究；第二，尚未有人就社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響進(jìn)行系統(tǒng)研究。社會資本作為影響農(nóng)戶主觀行為決策的重要因素[15]，對農(nóng)戶參與合作社和參與合作社程度是否產(chǎn)生影響？影響結(jié)果如何？這些都有必要進(jìn)行探討。

雖然目前尚未有學(xué)者就社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響進(jìn)行分析，但是已有文獻(xiàn)中關(guān)于社會資本對影響農(nóng)戶參與其他集體組織或集體行動方面的研究卻較多。苗珊珊[16]指出社會資本是集體行動實現(xiàn)的前提條件，對促進(jìn)農(nóng)戶合作、實現(xiàn)農(nóng)戶聯(lián)合具有重要作用。蔡起華和朱玉春[17]認(rèn)為社會資本有利于農(nóng)戶間信任的增加與關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的擴張，進(jìn)而提升農(nóng)戶參與集體活動的積極性。社會資本作為農(nóng)戶自身一種重要的社會資源，對促進(jìn)農(nóng)戶間的合作，提升農(nóng)戶參與集體行動的積極性具有重要影響。因此，研究社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響很有必要。鑒于此，本文在借鑒已有文獻(xiàn)中關(guān)于社會資本對農(nóng)戶參與其他集體組織或集體行動影響研究的基礎(chǔ)上，將農(nóng)戶參與合作社的決策行為分為農(nóng)戶選擇是否參與合作社和農(nóng)戶選擇參與合作社程度兩個決策階段，利用甘肅省定西市284個農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用二元Logit模型和有序Probit模型，實證分析社會資本（社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會參與）對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響，以期為提高農(nóng)戶參與合作社的積極性和促進(jìn)合作社的發(fā)展提供理論借鑒和決策參考。

1 理論分析和研究假說

“社會資本”的概念由Hanifan[18]最早提出，他認(rèn)為社會資本是一種信任聯(lián)系或社會聯(lián)系。之后Bourdieu[19]對社會資本的概念進(jìn)行了詳細(xì)闡述，他認(rèn)為社會資本是由社會關(guān)系所連接起來的一個客觀網(wǎng)絡(luò)。Ostrom[20]則將社會資本與集體選擇決策聯(lián)系起來，指出社會資本可以消除參與主體之間的猜疑，促進(jìn)彼此之間的合作參與。目前，學(xué)界對社會資本尚未形成統(tǒng)一的概念和分類，不同學(xué)者基于自身研究范疇給予社會資本以不同的界定。本文對社會資本的測度上參照了史恒通等[21]的研究，從社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會參與3個維度分析社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響，并在此基礎(chǔ)上提出本文的研究假說。

1.1 社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響

社會網(wǎng)絡(luò)是社會個體成員之間因為互動和聯(lián)系所形成的一種相對穩(wěn)定的社會關(guān)系[22]。Granovetter[23]將社會網(wǎng)絡(luò)分為弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)反映社會成員擁有社會網(wǎng)絡(luò)資源的數(shù)量，強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)反映社會成員擁有優(yōu)質(zhì)社會網(wǎng)絡(luò)資源的數(shù)量，并且指出社會成員的決策行為要受自身所處社會網(wǎng)絡(luò)的影響。Coleman[24]認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)有利于農(nóng)戶獲取自身所需的信息，降低決策中的不確定性，促進(jìn)農(nóng)戶的集體參與。李曉平等[25]的研究發(fā)現(xiàn)，擁有更多優(yōu)質(zhì)社會網(wǎng)絡(luò)資源的農(nóng)戶能夠更廣泛的利用各種社會資源，應(yīng)對未來可能發(fā)生的風(fēng)險。關(guān)于社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與合作社程度的影響研究方面，史雨星等[26]研究認(rèn)為，社會網(wǎng)絡(luò)較高的牧戶在決策中面臨的不確定性更少，因此他們參與集體活動的意愿也往往更高。盧圣華等[27]指出高水平的社會網(wǎng)絡(luò)有助于農(nóng)戶獲取更多相應(yīng)的資源，從而增強農(nóng)戶參加集體活動的積極性?；谝陨侠碚摲治觯疚恼J(rèn)為在農(nóng)戶參與合作社的決策中，弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有利于農(nóng)戶獲取更多有關(guān)合作社的信息，提升農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知，促進(jìn)農(nóng)戶選擇參與合作社和提升農(nóng)戶參與合作社的程度；強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于增強農(nóng)戶利用社會資源和應(yīng)對社會風(fēng)險的意識，提升農(nóng)戶參與合作社的意愿，同時強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于增進(jìn)合作社內(nèi)部成員之間的關(guān)系，提高合作社成員之間的相互信任程度，最終提升社員參與合作社的程度。

1.2 社會信任對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響

社會信任是基于關(guān)系網(wǎng)絡(luò)所形成的行為規(guī)范和人與人之間的信賴[28]。農(nóng)戶的社會信任主要體現(xiàn)在農(nóng)戶對鄰居的信任和對政府的信任兩個方面，即特殊信任與一般信任。王靜等[29]的研究發(fā)現(xiàn)，社會信任有利于農(nóng)戶之間的溝通交流，減少農(nóng)戶之間合作的障礙，促進(jìn)集體行動的實現(xiàn)。Milinski等[30]指出當(dāng)農(nóng)戶選擇參與集體行動時，社會信任有利于參與者之間產(chǎn)生更多的合作，并實現(xiàn)更高的合作水平。梁巧等[13]認(rèn)為成員之間的信任有利于減少合作社內(nèi)部機會主義的發(fā)生，增進(jìn)成員對合作社的忠誠度和認(rèn)同感。蔡起華和朱玉春[31]研究認(rèn)為，農(nóng)戶對鄰居的信任會在一定程度上抑制農(nóng)戶參與集體活動的意愿，導(dǎo)致集體活動的失敗，而農(nóng)戶對政府的信任則會促進(jìn)農(nóng)戶的集體參與。參考以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為在農(nóng)戶參與合作社的決策中，農(nóng)戶對政府的信任有利于農(nóng)戶更積極的響應(yīng)政府的號召，促進(jìn)農(nóng)戶參與合作社和提升農(nóng)戶參與合作社的程度；而農(nóng)戶對鄰居的信任則不僅會抑制農(nóng)戶參與合作社的意愿，而且對農(nóng)戶參與合作社的程度也會產(chǎn)生負(fù)向影響。

1.3 社會參與對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響

社會參與即社會成員對社會生活的關(guān)注和投入程度[16]。農(nóng)戶的社會參與主要體現(xiàn)在農(nóng)戶對村集體事務(wù)的參與和對社會新聞的關(guān)注兩個方面，即特殊參與和一般參與。苗珊珊[16]指出農(nóng)戶參與村集體事務(wù)能顯著的增進(jìn)自身與其他農(nóng)戶之間的合作，促進(jìn)集體行動的實現(xiàn)。許朗等[32]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對社會新聞的關(guān)注越多，對相關(guān)政策的了解也就越全面，從而會對其參與集體行動產(chǎn)生積極影響。史恒通等[21]認(rèn)為農(nóng)戶對集體事務(wù)的參與和對社會新聞的關(guān)注都有利于農(nóng)戶開闊眼界，從而使農(nóng)戶對參與集體行動表現(xiàn)出更高的積極性。借鑒上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為在農(nóng)戶參與合作社的決策中，農(nóng)戶對集體事務(wù)的參與越頻繁和對社會新聞的關(guān)注越多，農(nóng)戶所能獲取到的信息也就越充分，對合作社的認(rèn)知也就越高，從而更有可能參與到合作社之中。

2 研究方法

2.1 模型構(gòu)建

本文將農(nóng)戶參與合作社的決策行為分為農(nóng)戶選擇是否參與合作社和農(nóng)戶選擇參與合作社程度兩個決策階段。其中在分析農(nóng)戶選擇是否參與合作社方面，由于被解釋變量是定性二分變量（即選擇參與和選擇不參與兩種），所以本文選擇二元Logit模型進(jìn)行分析。其具體形式為：

式中：P為農(nóng)戶選擇參與合作社的概率，Xi為農(nóng)戶選擇參與合作社的第i個影響因素，α為常數(shù)項，βi表示第i個影響因素的回歸系數(shù)，μ表示截距，n為影響因素的個數(shù)。

在農(nóng)戶選擇參與合作社的基礎(chǔ)上，可根據(jù)農(nóng)戶選擇參與合作社程度的不同，將農(nóng)戶參與合作社的程度劃分為不同的等級，并分別賦以不同的值。由于被解釋變量是有序多分類變量，所以本文選擇有序Probit模型進(jìn)行分析。其具體形式為：

式中：Y為農(nóng)戶參與合作社的程度，Xi為農(nóng)戶參與合作社程度的第i個影響因素，a為常數(shù)項，bi為第i個影響因素的回歸系數(shù)，c表示截距，n為影響因素的個數(shù)。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文研究中所采用的數(shù)據(jù)由課題組于2017年11—12月在甘肅省定西市的安定區(qū)和通渭縣實地調(diào)查獲得。之所以選擇在這一地區(qū)進(jìn)行調(diào)查主要在于：在當(dāng)?shù)卣闹С趾蛶酉拢拭C省定西市的農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展較為迅速，分布也較為普遍，所以選擇在該地區(qū)研究社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的影響具有一定的代表性；同時由于該地區(qū)的農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)量相對較多且分布比較集中，也便于調(diào)查工作的開展。調(diào)查問卷主要包括4個部分：1）被調(diào)查者家庭的基本信息，包括家庭勞動力基本信息和家庭收支狀況等；2）被調(diào)查者農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的基本信息；3）被調(diào)查者的社會資本情況；4）被調(diào)查者參與合作社的基本信息。調(diào)查采用隨機抽樣的方法，總計發(fā)放調(diào)查問卷314份，最后在剔除無效和內(nèi)容不完整的問卷后，共獲得有效問卷284份，有效問卷率為90.45%。

2.3 變量選取

本文的因變量是農(nóng)戶參與合作社的決策行為，具體又分為農(nóng)戶選擇是否參與和選擇參與程度。其中農(nóng)戶是否參與是二分變量，農(nóng)戶選擇參與則賦值為1，選擇不參與則賦值為0。由于調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶選擇參與合作社的最主要目的是通過選擇參與合作社的方式來出售所生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品，所以本文以農(nóng)戶通過合作社銷售農(nóng)產(chǎn)品的銷售金額占農(nóng)戶銷售總金額的比重來衡量農(nóng)戶參與合作社的程度，并將其分為4個等級，分別賦以不同的值，令比重小于25%的為1；比重在25%～50%之間的為2；比重在50%～75%之間的為3；比重在75%以上為4（表1）。

表1 變量定義Table 1 Variable def nitions

本文的自變量包括核心變量和控制變量。核心變量即人力資本變量。對人力資本的測度參照了史恒通等[21]的處理方法，分別用農(nóng)戶的手機聯(lián)系人數(shù)量和遇到困難時能借給錢的人數(shù)表示農(nóng)戶的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)；分別用農(nóng)戶對鄰居的信任和對政府的信任表示農(nóng)戶的特殊信任和一般信任；分別用農(nóng)戶參與村集體事務(wù)的積極程度和關(guān)注新聞的程度表示農(nóng)戶的特殊參與和一般參與?？刂谱兞康脑O(shè)置則根據(jù)實際調(diào)研情況，選擇戶主年齡、戶主受教育程度、戶主是否接受培訓(xùn)、種植面積和家庭收入5個可能對農(nóng)戶參與合作社決策行為造成影響的變量，其中選擇戶主年齡、受教育程度和是否接受培訓(xùn)是因為在調(diào)研農(nóng)戶中，農(nóng)戶家庭的決策一般由戶主做出，所以這3個解釋變量用戶主的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析更為合理。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

在因變量方面，調(diào)查農(nóng)戶中有63%的農(nóng)戶選擇參與合作社，但農(nóng)戶參與合作社的程度相對較低，平均參與程度低于50%。在社會資本變量方面，農(nóng)戶的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)顯著強于農(nóng)戶的強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)；農(nóng)戶的特殊信任程度高于農(nóng)戶的一般信任；但農(nóng)戶特殊參與水平要低于其一般參與水平。在控制變量方面，農(nóng)戶的平均年齡為51.13歲，老齡化問題嚴(yán)重；農(nóng)戶的平均受教育程度為2.54，受教育程度偏低；有66%的農(nóng)戶接受過相關(guān)培訓(xùn)；農(nóng)戶的平均種植面積為0.44 hm2；農(nóng)戶之間的收入差距較大，收入最低的農(nóng)戶年家庭收入只有0.13萬元，而收入最高的農(nóng)戶年家庭收入為101.35萬元（表2）。

3.2 多重共線性檢驗

在進(jìn)行實證分析之前，考慮到選取的各自變量之間可能存在多重共線的問題，所以本文利用VIF法對各自變量進(jìn)行了多重共線性檢驗。各解釋變量的VIF值和1/VIF值都小于10（表3），所以各解釋變量之間不存在多重共線性問題。

3.3 社會資本對農(nóng)戶選擇是否參與合作社影響分析

本文利用二元Logit模型分析社會資本對農(nóng)戶選擇是否參與合作社的影響，模型的P值通過了1%的顯著性水平檢驗（表4），表明模型整體擬合效果良好，適用于本文的數(shù)據(jù)分析。

在社會網(wǎng)絡(luò)測量變量中，弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)都通過了10%的顯著性水平檢驗，且影響系數(shù)都為正，表明社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶選擇參與合作社有正向影響，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)水平越高，選擇參與合作社的概率也就越高。具體來看，弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)代表農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)量，農(nóng)戶的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)水平越高，農(nóng)戶通過社會網(wǎng)絡(luò)所能夠獲取的信息也就越多，從而有利于農(nóng)戶選擇參與合作社；強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)代表農(nóng)戶優(yōu)質(zhì)的社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)量，農(nóng)戶的強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)水平越高，農(nóng)戶應(yīng)對社會風(fēng)險和利用社會資源的意識也就越強，從而選擇參與合作社的概率也就越高。

表2 變量的基本特征Table 2 Basic characteristics of variables

表3 多重共線性檢驗結(jié)果Table 3 Multicollinearity diagnostic results

在社會信任測量變量中，一般信任和特殊信任分別通過了5%和10%的顯著性水平檢驗，其中一般信任的影響系數(shù)為正，特殊信任的影響系數(shù)為負(fù)，表明一般信任對農(nóng)戶選擇參與合作社有正向影響，特殊信任對農(nóng)戶選擇參與合作社有抑制作用。具體來看，特殊信任反映農(nóng)戶對鄰居的信任程度，特殊信任的程度越高，越有可能增加農(nóng)戶對合作社其他社員的不信任程度，這在一定程度上會對農(nóng)戶選擇參與合作社產(chǎn)生抑制作用；一般信任反映農(nóng)戶對政府的信任程度，農(nóng)戶對政府的信任程度越高，農(nóng)戶對政府發(fā)展合作社的政策就越支持，選擇參與合作社的概率也就也高。

在社會參與測量變量中，一般參與和特殊參與都通過了1%的顯著性水平檢驗，且影響系數(shù)都為正（表4），表明社會參與對農(nóng)戶選擇參與合作社有正向影響，農(nóng)戶社會參與的程度越高，選擇參與合作社的意愿也就越高。具體來看，特殊信任代表農(nóng)戶參與村集體事務(wù)積極性，一般信任代表農(nóng)戶對社會新聞的關(guān)注程度，農(nóng)戶對村集體事務(wù)的參與和對社會新聞的關(guān)注既有助于農(nóng)戶通過社會參與獲取自身所需的信息，又有助于提升農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知水平，所以一般參與和特殊參與都對農(nóng)戶選擇參與合作社有正向促進(jìn)作用。

表4 農(nóng)戶是否參與合作社模型估計結(jié)果Table 4 Estimation results of whether farmers participate in cooperatives

在控制變量中，戶主受教育程度、戶主是否接受培訓(xùn)和種植面積通過了顯著性檢驗，且影響系數(shù)均為正（表4），表明戶主受教育程度、戶主是否接受培訓(xùn)和種植面積都對農(nóng)戶選擇參與合作社有正向促進(jìn)作用。戶主受教育程度和是否接受培訓(xùn)都屬于農(nóng)戶的人力資本變量，接受過較高學(xué)歷教育和相關(guān)培訓(xùn)的農(nóng)戶，對合作社的認(rèn)知水平相比其他農(nóng)戶要高，能夠更好的理解參與合作社帶來的益處，參與合作社的概率也就越高。農(nóng)戶的種植面積反映農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模越大，農(nóng)戶對合作社的需求程度也就越高，從而更傾向于參與合作社。

3.4 社會資本對農(nóng)戶選擇參與合作社程度影響分析

在農(nóng)戶選擇參與合作社的基礎(chǔ)上，本文利用有序Probit模型分析社會資本對農(nóng)戶選擇參與合作社程度的影響，模型的P值通過了1%的顯著性水平檢驗（表5），說明模型整體擬合效果良好，可用于本文的結(jié)果分析。

表5 農(nóng)戶參與合作社程度模型估計結(jié)果Table 5 Estimation results of farmers’ participation in cooperatives

在社會網(wǎng)絡(luò)測量變量中，弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在農(nóng)戶參與合作社程度模型中的估計結(jié)果不再顯著，強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)則通過了顯著性檢驗，且影響系數(shù)為正，表明強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與合作社程度有顯著促進(jìn)作用。強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)較高的農(nóng)戶往往風(fēng)險意識也更強，更傾向于通過參與合作社的方式來銷售自身農(nóng)產(chǎn)品，所以這部分農(nóng)戶的參與程度也就越高。

在社會信任測量變量中，一般信任與特殊信任分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗，且影響方向與前面Logit分析結(jié)果相一致。具體來看，農(nóng)戶對政府的信任程度越高，通過合作社來銷售農(nóng)產(chǎn)品的意愿也就越強烈，所以一般信任對農(nóng)戶參與合作社程度具有正向促進(jìn)作用；相反，農(nóng)戶對鄰居的信任則會增加農(nóng)戶對合作社社員的不信任程度，從而使農(nóng)戶不愿意通過合作社來銷售自身農(nóng)產(chǎn)品。

在社會參與測量變量中，一般參與和特殊參與都未通過模型的顯著性檢驗（表5），即社會參與對農(nóng)戶參與合作社程度的影響不顯著。這表明社會參與只對農(nóng)戶選擇參與合作社產(chǎn)生影響，而不會影響農(nóng)戶選擇參與合作社的程度。

在控制變量中，戶主年齡和種植面積通過了模型的顯著性檢驗，其中戶主年齡的影響系數(shù)為負(fù)，而種植面積的影響系數(shù)為正。實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)：年齡較大的農(nóng)戶，對合作社的認(rèn)知水平往往較低，所以戶主年齡對農(nóng)戶參與合作社程度有負(fù)向抑制作用。種植面積對農(nóng)戶的影響系數(shù)為正，其原因在于：對于經(jīng)營規(guī)模較大的農(nóng)戶，合作社往往更愿意選擇上門收購，這有利于降低這些農(nóng)戶的交易成本，提高他們參與合作社的程度[9]。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

研究表明，參與合作社的農(nóng)戶占63%，而在參與合作社的農(nóng)戶中，平均參與程度不足50%。農(nóng)戶參與合作社比例和參與合作社程度均較低，尚有較大的提升空間。社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為具有重要影響。其中，社會網(wǎng)絡(luò)、社會參與和一般信任對農(nóng)戶參與合作社有正向影響，特殊信任對農(nóng)戶參與合作社有負(fù)向影響，強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和一般信任對農(nóng)戶參與合作社程度有正向影響，特殊信任對農(nóng)戶參與合作社程度有負(fù)向影響。因此，政府在提升農(nóng)戶參與合作社和參與合作社程度上應(yīng)重視社會資本，充分發(fā)揮社會資本的作用。

戶主受教育程度、戶主是否接受培訓(xùn)和種植面積對農(nóng)戶參與合作社決策行為同樣具有重要影響。其中，戶主受教育程度和戶主是否接受培訓(xùn)對農(nóng)戶選擇參與合作社均有顯著正向影響，種植面積對農(nóng)戶選擇參與合作社和選擇參與合作社程度具有顯著正向影響，而戶主年齡對農(nóng)戶選擇參與合作社程度則有顯著負(fù)向影響。因此，在提升農(nóng)戶參與合作社和參與合作社程度方面還應(yīng)重視農(nóng)戶個人素質(zhì)的提升和適度擴大土地的經(jīng)營規(guī)模。

4.2 建議

1）提高農(nóng)戶各維度的社會資本，充分發(fā)揮社會資本對農(nóng)戶參與合作社決策行為的內(nèi)在激勵。首先，應(yīng)加強農(nóng)村多元信息共享渠道的建設(shè)，鼓勵農(nóng)戶通過廣播、電視和網(wǎng)絡(luò)等進(jìn)行相應(yīng)的溝通和交流，以擴大農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)農(nóng)戶的合作參與。其次，應(yīng)注重政府內(nèi)部事務(wù)的公開透明，加強政府與農(nóng)戶的溝通和交流，以增加農(nóng)戶對政府的信任程度，提升農(nóng)戶參與合作社的意愿和參與程度。最后，應(yīng)通過舉辦各種村集體活動和發(fā)布農(nóng)戶關(guān)注的社會新聞等，以提升農(nóng)戶的社會參與程度，提高農(nóng)戶參與合作社的積極性。

2）發(fā)展農(nóng)村基礎(chǔ)教育和組織相關(guān)教育培訓(xùn)活動，提升農(nóng)戶參與合作社的意愿。應(yīng)通過提升農(nóng)戶的文化程度和舉行相關(guān)培訓(xùn)活動，提高農(nóng)戶的人力資本質(zhì)量，促進(jìn)農(nóng)戶對合作社認(rèn)知水平的提升，使農(nóng)戶更多了解參與合作社帶給自身的利益，進(jìn)而增強農(nóng)戶參與合作社決策的意識。

3）實施土地流轉(zhuǎn)政策，提升農(nóng)戶參與合作社的意愿和參與程度。應(yīng)通過實施土地流轉(zhuǎn)政策，擴大農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模，增加農(nóng)戶對合作社的需求程度，降低農(nóng)戶的交易成本，以促進(jìn)農(nóng)戶參與合作社和參與合作社程度的提高。