新模式下農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)合作社意愿研究

王穎 張佳琪 蔡蓓

南京審計(jì)大學(xué)

一、引言

農(nóng)業(yè)合作社是農(nóng)戶自發(fā)形成的互助性經(jīng)濟(jì)組織，具有農(nóng)民組織化、生產(chǎn)專業(yè)化、服務(wù)社會(huì)化等特點(diǎn)。自2007年《中華人民農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社法》實(shí)施以來，農(nóng)業(yè)合作社進(jìn)入了蓬勃發(fā)展，至2021年4月，合作社總數(shù)達(dá)到225.9萬家，按照我國(guó)60萬個(gè)行政村數(shù)量算，平均每個(gè)村就有3.7家合作社?！掇r(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動(dòng)方案(2021-2025)》強(qiáng)調(diào)引導(dǎo)農(nóng)民合作社參與農(nóng)村建設(shè)發(fā)展，改善人居環(huán)境。農(nóng)業(yè)合作社作為市場(chǎng)的主體，可以因地制宜、有效銜接上下游的產(chǎn)業(yè)鏈。雖然目前我國(guó)農(nóng)業(yè)合作社的規(guī)模得到了顯著提高，但由于近年來，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大量外流到非農(nóng)行業(yè)，一方面導(dǎo)致了農(nóng)村勞動(dòng)力成本上漲，另一方面土地撂荒等問題嚴(yán)重突出，使得農(nóng)業(yè)效益和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率持續(xù)下降。因此，尋找適應(yīng)城鎮(zhèn)化、現(xiàn)代化發(fā)展的農(nóng)業(yè)合作社對(duì)于當(dāng)今農(nóng)業(yè)的發(fā)展至關(guān)重要。

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)于合作社面臨的困境已經(jīng)進(jìn)行了較多的研究，相關(guān)文獻(xiàn)主要探究了在“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”、機(jī)械外包對(duì)于合作社的發(fā)展的影響，但是缺乏對(duì)于“區(qū)塊鏈+農(nóng)業(yè)+機(jī)械外包”新模式下農(nóng)戶加入意愿影響因素的研究。因此，本文基于402份調(diào)查問卷，從農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶認(rèn)知水平、外界因素為變量，對(duì)新模式下農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)合作社的意愿進(jìn)行實(shí)證研究。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

當(dāng)今，學(xué)術(shù)界對(duì)于農(nóng)民參與合作社的意愿影響因素已經(jīng)進(jìn)行了多方位的研究。高濤（2020）在對(duì)農(nóng)戶參與意愿的分析中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶是參與合作社的主體，而農(nóng)戶的年齡、性別、文化水平、認(rèn)知水平等直接影響了整個(gè)家庭的參與意愿；[2]汪志強(qiáng)、冷原（2012）在對(duì)日照市的研究表明：生產(chǎn)規(guī)模越小的農(nóng)戶越傾向于不參與合作社;[3]巨源遠(yuǎn)（2010）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民在特定農(nóng)作物上的生產(chǎn)水平及戶主自身能力對(duì)農(nóng)民加入專業(yè)合作社影響顯著，同時(shí)農(nóng)民對(duì)于信息的了解程度也對(duì)其加入意愿影響顯著;[4]張征華,曾皓,王鳳潔（2016）發(fā)現(xiàn)合作社所獲政府支持政策中的銀行貸款、專項(xiàng)補(bǔ)貼、稅收減免、培訓(xùn)費(fèi)用、財(cái)政補(bǔ)助對(duì)其綜合經(jīng)營(yíng)效率的影響分別為顯著為正、不顯著、顯著為正、不顯著、顯著為正。

通過已有研究不難發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)模式下，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)合作社的影響因素主要是在農(nóng)戶個(gè)人特征因素、家庭特征因素、認(rèn)知水平、外界因素下進(jìn)行研究分析，因此，在對(duì)新模式合作社的加入意愿分析中，也以此作為變量。

綜上所述，影響農(nóng)戶加入新模式農(nóng)業(yè)合作社意愿的因素主要有以下幾類：

1.農(nóng)戶個(gè)人特征因素。農(nóng)戶是參與合作社的主體，地區(qū)、年齡段、文化程度、是否為村干部對(duì)農(nóng)戶嘗試意愿均會(huì)產(chǎn)生影響。如，處于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，由于農(nóng)村大量勞動(dòng)力外流，更易接受農(nóng)業(yè)合作社新模式；當(dāng)農(nóng)戶處于青壯年時(shí)期時(shí)，更容易接納和學(xué)習(xí)新鮮事物；農(nóng)民的文化程度越高，越能夠理解農(nóng)業(yè)合作社的顯著優(yōu)勢(shì)，更愿意加入農(nóng)業(yè)合作社；村干部對(duì)比農(nóng)民來說，對(duì)于鄉(xiāng)村的發(fā)展更具有前瞻性，更可能以發(fā)展的眼光來看待農(nóng)村的發(fā)展，更愿意嘗試新模式。

2.農(nóng)戶家庭特征因素。家庭特征因素主要為工作人數(shù)、土地規(guī)模、種植作物、家庭收入。由于城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，大量農(nóng)村勞動(dòng)人口外流，到城市工作，導(dǎo)致農(nóng)村中老年人口居多，土地規(guī)模與務(wù)農(nóng)人數(shù)失衡，容易引發(fā)土地撂荒現(xiàn)象，而機(jī)械外包可以有效解決這一現(xiàn)象。

3.農(nóng)戶認(rèn)知水平因素。區(qū)塊鏈+農(nóng)業(yè)、機(jī)械外包是在新環(huán)境下的農(nóng)村發(fā)展的新方式，若農(nóng)戶的認(rèn)知水平處于高水平，對(duì)于區(qū)塊鏈技術(shù)、機(jī)械外包有清晰的認(rèn)知，那么對(duì)于合作社的新模式很可能更愿意接受。

4.外界因素。將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)與相關(guān)政策支持引入作為外界因素變量。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)會(huì)影響未來農(nóng)戶種植作物的選擇，而作物的不同，也會(huì)使得農(nóng)戶對(duì)于是否加入農(nóng)業(yè)合作社的選擇產(chǎn)生變化。不同的農(nóng)業(yè)支持政策對(duì)于經(jīng)營(yíng)效率的影響時(shí)不同的，農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)業(yè)支持政策的了解程度會(huì)影響了農(nóng)戶參與合作社的選擇。

根據(jù)以上分析，本文提出如下研究假說：

H1：農(nóng)戶個(gè)人特征對(duì)農(nóng)民加入農(nóng)業(yè)合作社新模式具有正向影響

H2：農(nóng)戶家庭特征對(duì)農(nóng)民加入農(nóng)業(yè)合作社新模式具有正向影響

H3：農(nóng)戶認(rèn)知水平對(duì)農(nóng)民加入農(nóng)業(yè)合作社新模式具有正向影響

H4：外界因素對(duì)農(nóng)民加入農(nóng)業(yè)合作社新模式具有顯著影響

三、數(shù)據(jù)來源及變量選擇

該項(xiàng)研究的數(shù)據(jù)資料由作者組織部分居住于江蘇省及河南省各市學(xué)生，于2021年5月關(guān)于農(nóng)戶及村干部對(duì)農(nóng)業(yè)合作社及土地外包相關(guān)知識(shí)的認(rèn)知程度和相關(guān)問題的問卷調(diào)查獲得。最終收集問卷402份，其中針對(duì)村干部發(fā)放問卷191份，回收問卷183份，針對(duì)農(nóng)戶發(fā)放問卷211份，回收問卷181份，滿足本文分析要求的有效樣本為359份，有效率為89.30%。

本文以農(nóng)戶嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式的意愿作為被解釋變量Willingness。根據(jù)上文假設(shè)，將解釋變量分為5類，包括15個(gè)具體指標(biāo)。其中，Area～Village cadres為農(nóng)戶個(gè)人特征變量，Number～Satisfaction為農(nóng)戶家庭特征變量，Knowledge1～Knowledge4為農(nóng)戶認(rèn)知因素變量，Price～Policy為外界因素變量。所有解釋變量和被解釋變量的含義如表1所示。

表1 變量釋義

四、估計(jì)模型和實(shí)證分析

（一）估計(jì)模型

由于“是否愿意嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式”作為因變量，取值僅有0或1，本質(zhì)屬于二分類問題，因此本文選用邏輯回歸模型估計(jì)相關(guān)自變量與“是否愿意嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式”的關(guān)系。其具體模型如下：

采用極大似然法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。設(shè)P為農(nóng)民愿意嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式的概率，即：

根據(jù)模型可知，共有15個(gè)因素影響的取值，則：

（二）實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

數(shù)據(jù)分析運(yùn)用SPSS 26.0軟件進(jìn)行。由下表可知，“地區(qū)”、”文化程度”、“是否為村干部”、“種植土地面積”、“家庭年收入”、“主要種植農(nóng)作物”、“對(duì)種植該農(nóng)作物所獲收入的滿意程度”、“是否了解農(nóng)業(yè)合作社”、“是否已經(jīng)加入農(nóng)業(yè)合作社”、“是否了解土地外包”、“是否了解區(qū)塊鏈”、“是否了解相關(guān)政策支持”與“農(nóng)戶愿意嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式”正相關(guān)，“年齡段”、“家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工作人數(shù)”、“農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)”與“農(nóng)戶愿意嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式”負(fù)相關(guān)。

其中，個(gè)人特征在1%的估計(jì)水平上顯著；家庭特征除“主要種植農(nóng)作物”以外都在1%的水平上顯著；在認(rèn)知因素中，“是否了解農(nóng)業(yè)合作社”、“是否已經(jīng)加入農(nóng)業(yè)合作社”在1%的水平上顯著，“是否了解土地外包”、“是否了解區(qū)塊鏈”在5%的估計(jì)水平上顯著；在外界因素中，“農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)”在5%的估計(jì)水平上顯著，“是否了解相關(guān)政策”在1%的估計(jì)水平上顯著。

表2 解釋變量顯著性水平

注：“＊＊＊、＊＊、＊”分別表示在 1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)水平上顯著

1.農(nóng)戶個(gè)人特征的影響。由回歸結(jié)果可知，地區(qū)、年齡段、文化程度、是否為村干部對(duì)農(nóng)戶嘗試意愿均具有顯著性影響。根據(jù)B系數(shù)可得，相較于江蘇地區(qū)，河南及其周邊地區(qū)的農(nóng)戶更愿意嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式。除此之外，年紀(jì)輕的、文化程度較高的農(nóng)戶意愿度較高，并且，相較于普通農(nóng)戶，村干部更愿意接受這一新模式。之所以會(huì)得到這個(gè)回歸結(jié)果，一方面，因?yàn)楹幽系貐^(qū)及其周邊地區(qū)較江蘇地區(qū)較為落后，合作社新模式的引入有利于激發(fā)農(nóng)民積極性，有助于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施。另一方面，青壯年者更容易接受新的事物，文化程度越高的人通常學(xué)習(xí)能力更強(qiáng)，對(duì)這一新模式的接受度會(huì)更高，而村干部通常在村子中屬于領(lǐng)導(dǎo)力強(qiáng)、知識(shí)水平較高的人，因此，也更易接受這一模式。

2.農(nóng)戶家庭特征的影響。在回歸結(jié)果中，農(nóng)戶家庭特征中除“主要種植農(nóng)作物”以外對(duì)農(nóng)戶嘗試合作社新模式的意愿都顯著。并且根據(jù)B系數(shù)可知，家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工作人數(shù)越少、種植土地面積越大、家庭年收入越高的農(nóng)戶越愿意嘗試合作社新模式。對(duì)于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人員充足的家庭來說，將土地外包將增加種植成本，同時(shí)，種植土地面積越大，意味著種植成本越高，消耗的人力和物力也會(huì)增加，因此，對(duì)于農(nóng)戶來說，嘗試新模式可以在一定程度上節(jié)約種植成本。

3.農(nóng)戶認(rèn)知因素的影響。在農(nóng)戶認(rèn)知因素中，“是否了解農(nóng)業(yè)合作社”、“是否已經(jīng)加入農(nóng)業(yè)合作社”、“是否了解土地外包”、“是否了解區(qū)塊鏈”對(duì)農(nóng)戶嘗試合作社新模式的意愿均具有顯著影響，且都和農(nóng)戶嘗試意愿呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。這意味著，若鼓勵(lì)農(nóng)戶加入合作社，通過加強(qiáng)與農(nóng)業(yè)合作社、土地外包、區(qū)塊鏈等知識(shí)宣傳力度有利于促進(jìn)農(nóng)戶嘗試農(nóng)業(yè)合作社的新模式。

4.外界因素的影響。由回歸所得結(jié)果可知，外界因素對(duì)于農(nóng)戶嘗試合作社新模式均具有顯著效果。而由B系數(shù)可知，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)與農(nóng)戶嘗試意愿呈負(fù)相關(guān)，了解相關(guān)政策的支持與之呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。由此可以了解到，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格越穩(wěn)定，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)相關(guān)政策支持越了解，農(nóng)戶愿意嘗試合作社新模式。因此，維持農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的穩(wěn)定性、加強(qiáng)農(nóng)業(yè)支持政策的宣傳力度有利于提高農(nóng)民的嘗試意愿。

五、簡(jiǎn)要結(jié)論與政策含義

農(nóng)業(yè)合作社長(zhǎng)久以來是我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要助推力之一，將鄰近小規(guī)模散戶集結(jié)起來形成規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營(yíng)，最大化利用資源、節(jié)省成本，享受各類優(yōu)惠、補(bǔ)貼、專項(xiàng)扶持政策?，F(xiàn)今土地細(xì)碎化、農(nóng)村勞動(dòng)力不足等問題層出，而隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)合作社應(yīng)抓住機(jī)遇，順應(yīng)時(shí)代發(fā)展趨勢(shì)，進(jìn)行一定的改革與完善，致力于提高農(nóng)戶收入水平，改善農(nóng)村人居環(huán)境。

對(duì)江蘇省、河南省的實(shí)證研究表明，兩地許多農(nóng)戶都意識(shí)到了加入農(nóng)業(yè)合作社的好處，有一定的嘗試新模式農(nóng)業(yè)合作社的意愿，而受到個(gè)人、家庭、認(rèn)知及外界因素等影響，這樣的意愿總體表現(xiàn)并不強(qiáng)烈。農(nóng)戶所在地區(qū)及其文化程度、是否為村干部、種植土地面積、主要農(nóng)作物及對(duì)種植該農(nóng)作物所獲收入的滿意程度、是否了解農(nóng)業(yè)合作社、土地外部、區(qū)塊鏈、政策支持對(duì)農(nóng)戶嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式的意愿具有顯著的正向影響；而年齡越大、家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工作人數(shù)越多、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)幅度越大，農(nóng)戶嘗試農(nóng)業(yè)合作社新模式的意愿越弱。

綜上所述，農(nóng)業(yè)合作社拓寬發(fā)展空間的主要方向應(yīng)該在于：進(jìn)一步突顯合作社整合資源優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)信息技術(shù)向農(nóng)業(yè)合作社傳導(dǎo)，增強(qiáng)農(nóng)戶相關(guān)認(rèn)知及信心等。

為此，政府應(yīng)采取以下政策措施：一是要優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化組織模式，提高標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；a(chǎn)效率，有效地銜接產(chǎn)業(yè)鏈的上下游，借助合作社平臺(tái)推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展。二是加強(qiáng)業(yè)務(wù)指導(dǎo)與政策扶持，完善科技、財(cái)政、稅務(wù)、金融、人才等方面的支持政策。三是激發(fā)合作社的基層社會(huì)動(dòng)員能力，調(diào)動(dòng)社員主觀能動(dòng)意識(shí)，協(xié)調(diào)社內(nèi)成員，引導(dǎo)農(nóng)民樹立正確的思想觀念，積極參與鄉(xiāng)村生態(tài)宜居建設(shè)。四是加強(qiáng)農(nóng)民專業(yè)合作社的培訓(xùn)體系，推動(dòng)合作社相關(guān)知識(shí)的宣傳教育，幫助農(nóng)戶更好理解和認(rèn)識(shí)新型合作社模式。五是加大農(nóng)民專業(yè)合作社等新型經(jīng)營(yíng)主體的人才培養(yǎng)力度，制定相關(guān)政策，鼓勵(lì)農(nóng)民專業(yè)合作社吸收人才，為推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展、助力鄉(xiāng)村振興提供人才保障。