影响农户参与专业合作经济组织行为的因素分析——基于对浙江省农户的实证研究，本文主要内容关键词为：农户论文,浙江省论文,因素论文,实证研究论文,组织论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、研究背景
随着农村改革的不断深入，我国农村除原有的社区合作经济组织之外，各类农民专业合作经济组织（包括专业合作社、专业协会及股份制合作社）于上个世纪80年代中期在全国各地开始出现。这些农民专业合作经济组织围绕当地农业主导产业的发展，为广大农户提供农资供应、产品加工与销售、市场信息、技术交流与培训、生产指导等服务，有效地解决了农户分散的小生产与大市场的联接问题，在农业结构调整、农民增收、农业增效等方面发挥了很好的作用。但到目前为止，我国有一定规模、运行比较规范的各类农民专业合作经济组织才发展到14万个左右，吸收农户400多万户（陈晓华，2003），不到全国农户总数的2％，农民的组织化程度还很低，难以适应农业市场化与国际化的要求。如何加快发展农民专业合作经济组织，从而进一步提高农民的组织化程度，已经成为目前我国农业经济发展中亟待解决的重要问题。
近年来，我国学术界对于农民专业合作经济组织的发展给予了较多的关注，出现了不少有价值的研究成果（牛若峰等，1998、1999；国鲁来，2001）。综观这些学者的研究，其研究内容主要侧重从宏观层面探讨目前我国农民专业合作经济组织发展的必要性、作用及其模式选择，研究方法主要以规范分析为主，实证研究相对较少。从微观层次，特别是从农户的角度，对农民专业合作经济组织发展的内在机理进行实证研究的成果则更是少见（注：已有学者（孙亚范，2003）从农户角度实证研究了农户参与专业合作经济组织的需求和意愿，得出了一些有价值的结论，但对影响农户参与专业合作组织行为的因素的研究还显不够。）。在市场经济条件下，农民专业合作经济组织发展和最终实施的主体应该是农户，我国农民专业合作经济组织的健康发展应以尊重农户的意愿为前提，以满足农户发展需求为根本目的。因此，研究农户的合作行为，揭示影响农户参与专业合作经济组织行为的因素，对于把握我国农民专业合作经济组织发展的基本方向和制定有关政策有十分重要的意义。
二、农户参与专业合作经济组织的行为和影响因素
（一）农户参与专业合作经济组织行为决策的理论模型
从新制度经济学的理论来看，现阶段我国新型农民专业合作经济组织的建立和发展，是农户在外部利润的诱导下进行的一项制度创新。当农户意识到在目前农户分散经营的制度安排下，一家一户的小生产难以适应千变万化的大市场，只有通过合作才能解决他们在农产品生产和销售过程中所遇到的问题时，他们就产生了联合起来建立专业合作经济组织的制度创新需求，期望通过农户之间的联合和合作，获得一家一户所不能获得的收益（例如降低市场交易成本、获得规模经济及规避市场风险等）。但与此同时，农民专业合作经济组织的建立、运行和维护需要花费一定的成本，这些成本主要包括农户之间寻求合作的谈判成本和合作组织建立后维持组织高效运行必须支付的组织协调成本。只有当合作的收益大于合作组织的制度创新成本时，农户才会选择合作。
应用成本收益分析法，可以设定农户参与专业合作经济组织行为决策的数学表达式为：D（R）＝P｛（E－C）＞R｝其中，E为农户参与专业合作经济组织的预期收益，C为农户的参与成本，R为农户当前的收益，D（R）为农户参与专业合作经济组织的决策函数。该模型表明，农户的预期收益、参与成本及当前收益影响农户做出参与专业合作经济组织的行为决策。只有当预期收益扣除参与成本后的净收益大于目前收益时，农户才会做出参与的决定，否则他们就不会参与。
该模型中农户的参与成本和当前的收益是相对较易确定的变量，而预期收益则难以确定，取决于农户自身的内在因素及其所处的外部环境。其数学表达式为：
其中，F（x[，i]，y[，i]）为农户内外部因素共同作用而产生的提高预期收益的合力，x[，i]为农户参与专业合作经济组织的动力机制和制约机制所涉及的自身内在因素，y[，i]为农户参与专业合作经济组织的动力机制和制约机制所涉及的除政府以外的外部因素。动力机制中的各种因素对农户参与专业合作经济组织产生正向的推动作用，而制约机制中的各因素则产生反向的阻碍作用。F（x[，i]，y[，i]）≥0，意味着内外部因素共同作用的合力至少产生拉力作用。G为政府对专业合作经济组织的认同和支持程度。G≥0，意味着专业合作经济组织的成立必须至少得到政府的认同。该模型表明，农户参与专业合作经济组织的预期收益取决于农户所处的外部环境和他本身所具备的内在条件，以及两方面的共同作用。
从上面理论模型的讨论可知，农户参与专业合作经济组织的行为决策受农户所处的外部环境和农户自身因素的共同影响。农户只有在对参与专业合作经济组织的成本和收益进行比较后，才会最终做出是否参加的行为选择。
（二）影响农户参与专业合作经济组织行为的主要因素假设
对于影响农民专业合作经济组织发展的主要因素，已有不少学者进行了研究。黄祖辉等（2002）将影响农民专业合作经济组织发展的因素归结为产品特征因素、生产集群因素、合作成员因素和制度环境因素；而制度环境因素又包括宏观体制、法律法规、行政介入以及文化影响。孙亚范（2003）认为，农民对专业合作经济组织的认知程度是影响农民参与专业合作经济组织行为的主要因素。
根据已有的研究成果和前述对农户参与专业合作经济组织行为模型的探讨，本文将影响农户参与专业合作经济组织行为的主要因素分为六组来分析：
第一，农户户主个人特征。农户户主的个人特征主要是指农户户主的文化程度及年龄等。从理论上说，户主文化程度高的农户参与专业合作经济组织的积极性应高于户主文化程度低的农户。因为一般说来，文化程度越高，接受新事物和新知识的速度就越快。新型农民专业合作经济组织作为一种新事物，文化水平高的农民对其的认知程度相对较高（注：孙亚范（2003）在江苏的调查证明，农民对于专业合作经济组织了解的程度和农民的文化水平呈现出明显的正相关关系。），这有利于降低其参与成本（注：拉坦（1984）曾经指出，社会科学知识的效应可使制度变迁的供给曲线右移，使制度创新成本减低。参见拉坦：《诱致性制度变迁理论》，载《财产权利与制度变迁》，中译本，上海三联出版社，1994年。）。关于年龄，从理论上说，它对参与行为的影响的指向并不明确。一方面，在我国农村，农民的年龄与文化程度呈明显的负向关系（注：作者通过对调查数据中被调查农户户主的年龄与文化程度的相关性分析，发现它们两者之间的关系在1％统计检验水平上显著，呈明显的负相关关系。），根据上面的讨论，农民年龄越大，对专业合作经济组织的认知程度越低，因而其参与的意愿可能越低；另一方面，如果年龄大到一定程度，农民受自身能力和精力的限制，生产和销售过程中面临的困难会比较多，更希望得到专业合作经济组织的帮助，因此，其参与的意愿又可能会较高。
第二，农户家庭特征。农户的家庭特征主要是指农户的经营规模和兼业化程度。一般用经营面积反映农户的经营规模，用农业收入占家庭总收入的比例反映农户的兼业化程度。从理论上讲，经营规模大的农户，由于其产品的销售量、资金的需求量相对较多，在经营过程中遇到的问题比一般小规模经营农户要多，因而参与专业合作经济组织的愿望可能会比较强烈。同时，农业经营兼业化程度低的农户，由于对农业收入的依赖性强，参加专业合作经济组织有可能带来的预期收益要高于兼业化程度高的农户（注：因为合作经济组织，特别是专业合作社，有一条很重要的分配原则，即按交易量返还利润。兼业化程度低的农户一般农产品的交易量相对要大，所得到的利益相对更多。），因而其参与意愿可能会高于兼业化程度高的农户。
第三，农户的农业生产特征。农户的农业生产特征主要是指农业生产的商品化程度和种植历史等。在这里，笔者用农户销售的农产品数量占总产量的比例来度量生产的商品化程度。生产商品化程度较高的农户，他所从事的一般是一些投入相对较多和经济效益较高的农产品的生产，例如蔬菜、花卉等，他在生产经营过程中所面临的生产风险和市场风险一般会比从事非商品性生产的农户要高。由于专业合作经济组织能够通过共同销售、分享信息等手段减低单个农户进入市场所面临的风险，因而对商品性生产程度高的农户具有吸引力。从理论上说，商品化生产程度越高的农户，其参与专业合作经济组织的意愿应该越强。此外，种植一种农产品历史越长的农户，其参与专业合作经济组织的意愿可能会越低。因为种植历史越长，农户在生产销售过程中摸索的经验就越多，有可能形成一套稳定的技术和销售办法，从而较少依赖外部组织的帮助。
第四，当地农产品市场的发育程度。市场发育程度主要是指农产品市场的完善程度，具体体现为农产品流通体系的完善程度和农户的农产品销售的顺畅程度等。如果农产品市场体系非常完善，各种非农民的流通组织发展得很好，农户不存在农产品销售问题，那么，农户参与专业合作经济组织的积极性就不会很高。因此，从理论上讲，农户通过农产品加工销售企业、供销社等其它流通组织销售产品的比例越高，则农户参与新型专业合作经济组织的意愿可能会越低。另外，那些在销售过程中遇到过“卖难”问题的农户，参与专业合作经济组织的积极性会较高，因为造成“卖难”问题的重要原因是缺乏流通组织，产品找不到销路。如果农民专业合作经济组织能在解决产品销路问题上有所作为，农户参与的意愿就会提高。
第五，当地政府的支持程度。政府的支持程度主要影响专业合作经济组织的创立成本（例如注册费用）和运行成本（例如税收等）。从理论上说，政府支持力度越大的地方，农民专业合作经济组织发展的阻力越小，运行成本相对较低。对农户来说，这也相应地减少了参与成本，从而有助于提高其参与的积极性。
第六，农户所在地的经济发展和农业生产的地区规模化水平。首先，农户所在地的经济发展水平会影响农户参与专业合作经济组织的意愿。一般说来，在经济发达地区，一方面，由于其市场体系建设相对完善，各种农产品流通组织发展相对要好，农户遇到农产品“卖难”的问题相对要少，发展专业合作经济组织的迫切性不够强烈；另一方面，农户收入主要来自非农产业收入，农业经营的兼业化、多样化和小规模化现象较普遍，农户之间经营内容的差异性较大，专业合作经济组织发展的组织成本和运行成本相对较高。在经济欠发达地区，一方面，由于各种农产品流通组织（例如企业等）的发展一般比较滞后，农户离消费市场也较远，农产品销售往往比较困难，农户迫切需要发展各种流通组织，但发展别的组织（例如农产品加工企业）则受到资金和人力的限制。专业合作经济组织由于起点要求低，组织相对容易，往往成为当地政府和农户的首选。另一方面，农民收入一般以农业收入为主，农户之间经营内容的同质性较强，因而专业合作经济组织的组织和运行成本相对较低。因此，经济发展相对落后地区的农民参与专业合作经济组织的积极性可能会高于经济发达地区。其次，在同一农产品生产已形成规模的地区，农户参加专业合作经济组织的意愿可能要高于没有形成规模的地区，因为生产同一农产品的农户同质性强，利益比较一致，通过合作能获得明显的规模效益。
三、实证模型、数据和方法
（一）实证模型的建立
基于前面的描述与分析，本文将农户参与专业合作经济组织的行为意愿（以下简称为“参与意愿”）设定为以下几类因素的函数：①农户户主的个人特征；②农户的家庭特征；③农户的农业生产特征；④当地市场发育特征；⑤当地政策因素特征；⑥当地经济发展特征。在此将其归纳为以下函数形式：
参与意愿＝F（农户户主个人特征变量，农户家庭特征变量，农户的农业生产特征变量，当地市场发育特征变量，政策因素特征变量，经济发展特征变量）＋随机扰动项。
（二）样本数据来源和变量说明
本项研究的样本数据由笔者组织部分浙江籍浙江大学学生，利用他们2002年假期回家的机会，对自己所在地的农户进行随机调查获得。共发放问卷600份，实际回收590份，其中，有效问卷556份。样本主要由从事农业的农户组成，样本农户分布于浙江省各个地区，共涉及53个县（市、区），占浙江省全部74个县（市、区）的72％，具有一定的代表性。模型中相关变量说明见表1。
表1 实证模型解释变量说明
变量名称 变量定义平均值
文化程度 1＝小学以下；2＝小学；3＝初中；4＝高中；5＝高中以上
2.53
年龄 户主的年龄（年） 47.28
经营面积 农户耕种的总面积（亩）
7.63
农业收入比例 农业收入占家庭总收入的比例（％） 47
销售比例 用于销售的农产品产量占总产量的比例（％） 81
种植历史 从事一种农产品的生产历史（年）
11.90
走村销售比例 通过农户走村销售的比例（％）
6
农贸市场销售比例 通过农贸市场销售的比例（％）
34
贩销大户销售比例 通过贩销大户销售的比例（％）
37
农民组织销售比例 通过农民专业合作经济组织销售的比例（％） 2
企业销售比例 通过企业销售的比例（％） 7
供销社销售比例
通过供销社销售的比例（％）10
村集体销售比例
通过村集体经济组织销售的比例（％） 1
批发市场销售比例 通过批发市场销售的比例（％）
7
“卖难”问题 有否遇到过“卖难”问题：1＝是；0＝否
0.67
政府支持①
当地政府是否支持：1＝是；0＝否
0.40
经济发达程度②
本地是否经济发达地区：1＝是；0＝否0.83
产品规模③
本地同一农产品的生产有否形成规模：1＝是；0＝否
0.69
①政府支持是指在注册登记、税收等方面的支持。
②经济发达程度是根据被调查农户所在县（市、区）的经济发展水平来划分的。在本调查中，把农户所在县（市、区）2002年人均GDP水平高于浙江省县（市、区）平均水平以上的地区列为经济发达地区，其余为经济不发达地区。
③产品规模以一种农产品在本地（乡、镇）的耕种面积占总耕种面积的比例来衡量。在本调查中，把耕种面积超过当地总耕种面积50％以上的农产品列为已形成规模的农产品。
（三）计量方法的选择
本研究所考察的是农户参与专业合作经济组织的行为意愿，含义为农户是愿意参加，还是不愿意参加。结果只有两种，即愿意和不愿意。传统的回归模型由于因变量的取值范围在正无穷大与负无穷大之间，在此处不适用。本文采用二元Logistic回归分析模型，将因变量的取值限制在（0，1）范围内，并通过采用最大似然估计法对其回归参数进行估计。
四、结果与讨论
笔者运用SPSS统计软件对调查的556户农户的横截面数据进行了Logistic回归处理（注：有关Logistic模型及SPSS软件应用分析的知识请参见：①郭志刚（主编）：《社会统计分析方法——SPSS软件应用》，中国人民大学出版社，1999年；②余建英（主编）：《数据统计分析与SPSS应用》，人民邮电出版社，2003年。）。在处理过程中，采用了向后筛选法。首先将所有变量引入回归方程，然后进行回归系数的显著性检验，在一个或多个t检验值不显著的变量中，将t值最小的那个变量剔除，然后再重新拟合回归方程，并进行各种检验，直到方程中变量回归系数的，值基本显著为止。这样，一共有10种计量估计结果。从各种模型的运行结果看，模型整体检验基本可以，不同统计模型的估计结果和结论也相似，估计结果比较稳定。由于用SPSS进行Logistic回归，不能提供标准化的回归系数，给自变量相对作用的比较带来了不便。本文已把各个变量的非标准化回归系数转换为标准化回归系数。为了减少篇幅，本文只列出了10种计量估计结果中的三种（见表2）。根据模型估计结果，将影响农户参与专业合作经济组织行为的因素归纳如下：
表2 影响农户参与专业合作经济组织行为因素的Logistic模型的回归结果
解释变量
模型1 模型2 模型3
非标准化标准化 非标准化 标准化 非标准化 标准化
回归系数
回归系数回归系数 回归系数回归系数 回归系数
常数项 －1.99（－1.95） －－2.04（－2.08） －－1.47（－2.37） －
文化程度0.67（4.17***） 0.52 0.66（4.16***）
0.28 0.62（4.45***） 0.27
年龄0.01（0.75） 0.10 0.01（0.58） 0.04 －
－
经营面积－0.00（－0.33） －0.06－－－
－
农业收入比例－0.25（－0.647）－0.07－0.25（－0.65） －0.04－
－
销售比例0.89（1.99**）
0.23 0.92（2.18**）0.13 0.99（249**）0.14
种植历史－0.01（－0.57） －0.06－－－
－
走村销售比例－0.07（－1.02） －0.13－0.64（－1.07） －0.06－0.92（－1.69*）－0.09
农贸市场销售比例－0.48（－0.95） －0.18－0.41（－1.09） －0.09－0.71（－2.42**）
－0.15
贩销大户销售比例0.47（0.87） 0.82 0.53（1.28） 0.50 －
－
农民组织销售比例3.40（1.60） 0.33 3.45（1.62） 0.19 3.26（1.52） 0.18
企业销售比例－0.08（－0.13） －0.02－－－
－
供销社销售比例 －0.67（－1.18） －0.19－0.63（－1.41） －0.10－0.91（－2.53**）
－0.15
村集体销售比例 0.07（0.05） 0.01 －－－
－
批发市场销售比例0.36（0.50） 0.07 0.46（0.73） 0.05 －
－
卖难问题0.94（4.11***） 0.44 0.95（4.19***）
0.25 0.96（4.28***） 0.25
政府支持1.34（5.68***） 0.66 1.33（5.72***）
0.36 1.31（5.68***） 0.36
经济发达程度－0.81（－2.49**）
－0.31－0.83（－2.55**）－0.17－0.83（－2.63**）
－0.17
产品规模0.03（0.13） 0.01 －－－
－
预测准确率74.8％ 75.4％73.7％
对数似然值561.62 562.00564.34
卡方检验值121.35*** 121.00*** 118.63***
Nagelkerke的R[，2]0.28
0.28 0.27
注：括号内数字为变量的t检验值；“*”、“**”、“***”表示统计检验分别达到10％、5％和1％显著性水平。
第一，户主的文化程度是影响农户参与专业合作经济组织行为的重要因素之一。从各个模型结果来看，户主文化程度变量的系数均在1％统计检验水平显著，标准化回归系数比较高，而且系数符号为正。这说明，在其它条件不变的情况下，户主文化水平越高的农户参与专业合作经济组织的可能性越高。这一结果与笔者最初的预期和前面的分析基本一致。这也表明，农户户主的文化程度是影响农户参与专业合作经济组织的非常重要的因素。年龄变量系数则没有达到显著水平，不能得出一个明确的结论。
第二，生产的商品化程度对农户参与专业合作经济组织的行为有显著的影响。从各个模型结果看，农户农产品的销售比例变量系数均在5％统计检验水平上显著，标准化回归系数也较高。这表明，农户农业生产的商品化程度是影响农户参与专业合作经济组织的重要因素之一。也就是说，在其他条件不变的情况下，农户生产的商品化程度越高，农户参与专业合作经济组织的概率越大。这一结果与笔者的初期预期和前面的分析相一致，也与农民专业合作经济组织发展的具体实践相一致。无论是在我国还是在国外，参加专业合作经济组织的农户，大多涉及牛奶、水果、蔬菜等商品率高的农产品。种植历史这一变量系数没有达到显著检验水平，不能得出一个明确的结论。
第三，农产品“卖难”问题和农民专业合作经济组织的销售能力是影响农户参与专业合作经济组织行为的重要因素。首先，从各个模型结果看，农产品“卖难”问题变量系数均在1％统计检验水平上显著，标准化回归系数也较高，而且符号为正。这表明，农产品“卖难”问题对农户参与专业合作经济组织行为有非常显著的影响。也就是说，在其他条件不变情况下，农产品销售越难，农户参与专业合作经济组织的概率越高。这一结果与笔者的预期和前面的分析相一致。其次，从模型运行结果还可以看出，通过农民专业合作经济组织销售比例这一变量的系数在各个模型中都出现，标准化回归系数也比较大，符号为正。这说明，在其他条件不变的情况下，农民专业合作经济组织的销售能力越强，对农户就越有吸引力，农户参与的概率会越高。这与前面的理论预期相吻合。同时，尽管通过企业销售比例变量的系数在模型中都没有达到统计检验显著性水平，但在最后形成的模型中，供销社和当地农贸市场销售比例变量的系数达到了5％统计检验显著性水平，且从其回归系数看，都是负值。这表明，在其他条件不变的情况下，农户所在地的供销社和农贸市场如果能在销售农产品方面发挥较大的作用，则会削弱农户参与专业合作经济组织的积极性。也就是说，这些流通组织作用发挥越好的地方，农户参与专业合作经济组织的概率就会越低，这与前面的假设相吻合。
第四，政府的支持对于促进农户参与专业合作经济组织具有重要的推动作用。从各个模型结果看，政府支持变量的系数都在1％统计检验水平上显著，标准化回归系数也较高，而且符号为正。这说明，政府在我国农民专业合作经济组织的发展过程中起着举足轻重的作用，在其他条件不变的情况下，政府的支持力度越大，农户参与专业合作经济组织的概率就会越高。这与笔者的预期以及我国农民专业合作经济组织发展的具体实践相一致。目前，我国不少地方的农民专业合作经济组织是依托政府职能部门组建起来的，政府在各种不同类型农民专业合作经济组织的发展过程中起了很大作用。例如，一些地方政府利用其自身特有的社会动员能力、社会稀缺资源配置能力以及技术服务资源优势，通过官办和官民合办的形式发展各种不同类型的农民专业合作经济组织。
第五，经济欠发达地区农户参加专业合作经济组织的积极性要高于经济发达地区的农户。模型结果显示，经济发达程度变量的系数均在5％水平上显著，标准化回归系数比较高，但符号为负。这说明，在其他条件不变的情况下，经济欠发达地区农户参与专业合作经济组织行为的概率要高于经济发达地区。也就是说，经济欠发达地区的农户参与专业合作经济组织的积极性要高于经济发达地区。这个结果与笔者的理论预期相一致。
此外，反映农户家庭特征的经营面积和农业收入占家庭总收入比例这两个变量的系数在模型中都不显著，不能得出这两个变量与农户参与专业合作经济组织行为之间的关系，这个问题有待进一步研究。
五、简短的结论与政策建议
本文以浙江省农户为例分析了影响农户参与专业合作经济组织的决定因素。研究表明，农户参与专业合作经济组织的行为受到户主的文化程度、生产的商品化程度、市场发育程度、政府支持力度以及经济发展水平等多方面因素的影响，并随着这些因素的变化而不断变化。
在本项研究基础上，笔者提出如下几点政策建议：
第一，农户参与专业合作经济组织的行为受到农户自身因素和外部条件的共同影响，有其发展的内在规律性。政府在制定发展农民专业合作经济组织的政策时，应该综合考虑各地的经济状况和具体条件，尊重农民的愿意和选择，决不能强求一律。
第二，在推动专业合作经济组织发展的过程中，应重视农村人力资本的建设。本文的研究结果表明，农户户主的文化程度是影响农户参与专业合作经济组织的重要决定因素。这就要求政府增加对农民的教育投资，进一步提高农民的文化程度和组织经营能力，普及合作社知识，培养他们的合作意识，改进农村人力资本状况，从而促进专业合作经济组织的发展。
第三，在推动专业合作经济组织发展的过程中，应重视提升专业合作经济组织的市场营销能力。本文的研究结果表明，农产品“卖难”问题对农户参与专业合作经济组织有非常显著的影响；同时，农民专业合作经济组织销售能力的高低也对农户参与专业合作经济组织的概率有重要影响。因此，专业合作经济组织应当把提高市场营销能力作为组织建设的一项重要任务来抓，只有具备较强的营销能力，才能吸引更多的农户参与，从而形成良性循环的发展局面。
第四，在推动专业合作经济组织发展的过程中，政府应加大对专业合作经济组织的支持力度。本文的研究结果表明，政府的支持对于促进农户参与专业合作经济组织具有极其重要的推动作用，这就为政府制定支持专业合作经济组织发展的政策提供了实证依据。当前，对于政府来说，首先，要尽快出台有关促进专业合作经济组织发展的法律法规，为其发展创造宽松的环境；其次，要在资金扶持、税收减免等方面给予支持。
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