農(nóng)村研究論文-農(nóng)民參與新型專業(yè)合作社影響因素分析摘要:建立和發(fā)展以農(nóng)民為主體的各種新型農(nóng)民專業(yè)合作社,是提高我國農(nóng)業(yè)市場競爭力和增加農(nóng)民收入的重要措施。為此應(yīng)從農(nóng)民的性別、年齡、受教育水平、其家庭的勞動(dòng)力數(shù)、年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本等方面分析影響農(nóng)民合作行為與意愿的決定因素。研究結(jié)果表明,農(nóng)民參與合作能否受益的預(yù)期心理對農(nóng)民的合作行為與意愿有著顯著影響,農(nóng)民對于農(nóng)民專業(yè)合作社是否了解也是影響農(nóng)民合作行為與意愿的重要因素。關(guān)鍵詞:農(nóng)民專業(yè)合作社；合作行為與意愿；實(shí)證分析建立和發(fā)展以農(nóng)民為主體的各種新型農(nóng)民專業(yè)合作社(以下簡稱合作社),是提高我國農(nóng)業(yè)市場競爭力和增加農(nóng)民收入的重要措施。近年來,我國學(xué)術(shù)界對于新型農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展給予了較多的關(guān)注,但已有的研究主要是規(guī)范分析,實(shí)證研究較少,以農(nóng)民為合作社發(fā)展的微觀基礎(chǔ)來揭示農(nóng)民專業(yè)合作社產(chǎn)生發(fā)展內(nèi)在機(jī)理的實(shí)證研究就更是少見。農(nóng)民專業(yè)合作社存在的根本價(jià)值就在于能夠滿足在市場競爭中處于弱勢地位的農(nóng)業(yè)商品生產(chǎn)者謀取或維護(hù)自身利益、增強(qiáng)競爭能力的社會(huì)經(jīng)濟(jì)需求。市場經(jīng)濟(jì)條件下,農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的第一行為主體和最終實(shí)施主體應(yīng)該是農(nóng)民,我國新形勢下合作社的健康發(fā)展應(yīng)該以尊重農(nóng)民的行為與意愿為前提,以滿足農(nóng)民發(fā)展市場經(jīng)濟(jì)的需要為根本目的,以農(nóng)民的積極參與為根本手段。因此,了解農(nóng)民的合作行為與意愿,對于把握未來我國農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的基本方向,揭示現(xiàn)階段我國合作社發(fā)展的制約因素,制定政策支持措施具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。鑒于對陜西省咸陽市、楊凌農(nóng)業(yè)高新產(chǎn)業(yè)示范區(qū)等部分行政村的200個(gè)農(nóng)民的訪談和問卷調(diào)查,本文對現(xiàn)階段影響農(nóng)民合作行為與意愿的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析,以期探索現(xiàn)階段影響農(nóng)民合作行為與意愿的決定因素。一、影響農(nóng)民合作行為與意愿的因素影響農(nóng)民合作行為與意愿的因素眾多,本文這里主要是從農(nóng)民的個(gè)人情況、家庭特征入手尋找影響農(nóng)民參加農(nóng)民專業(yè)合作社的主要因素。從研究結(jié)果來看,農(nóng)民個(gè)人不同的性別、不同年齡、不同受教育水平、是否參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)以及是否了解農(nóng)民專業(yè)合作社對于農(nóng)民參與合作的行為與意愿均有著較為顯著的差異。其中男性有76.3%的人愿意參加合作社,比女性(65.6%)高出了約11個(gè)百分點(diǎn)；受教育年限與農(nóng)民參加合作社的行為與意愿呈正比關(guān)系,受教育年限越長,農(nóng)民愿意參加合作的人越多(受教育年限9年以上的農(nóng)民愿意參加合作社的比例分別比受教育年限6-9年和低于6年的農(nóng)民的比例高1.7個(gè)百分點(diǎn)和12.1個(gè)百分點(diǎn))；參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民愿意參加合作社的比例(81.2%)比未參加過的農(nóng)民的比例(70.6%)高出10.6個(gè)百分點(diǎn)；對農(nóng)民專業(yè)合作社比較了解的農(nóng)民愿意參加合作社的比例比不了解的農(nóng)民(60.3%)高12.4個(gè)百分點(diǎn)。比較特殊的是農(nóng)民愿意參加農(nóng)民專業(yè)合作社的比例隨年齡增長呈拋物線的形式,年齡小于30歲的農(nóng)民愿意參加合作社的比例為71.7%,年齡處于30-45歲的農(nóng)民的比例增加到77.2%,而年齡大于45歲的農(nóng)民的比例又下降到70.5%,基本與30歲以下的農(nóng)民處于同一水平。農(nóng)民參加農(nóng)民專業(yè)合作社的行為與意愿也受到農(nóng)戶家庭特征的影響。從農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力人數(shù)來看,家庭勞動(dòng)力人數(shù)少于2人的農(nóng)民愿意參加合作社的比例(75.1%)分別比家庭勞動(dòng)力人數(shù)為3-4人(70.7%)和4人以上(70.5%)的農(nóng)民的比例高出4.4個(gè)百分點(diǎn)和4.6個(gè)百分點(diǎn),這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶的家庭勞動(dòng)力數(shù)越少,越想依賴于合作社的幫助；從農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來看,以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的農(nóng)民愿意參加合作社的比例明顯高于以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主的農(nóng)民,其中從事養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)民愿意參加農(nóng)民專業(yè)合作社的比例最高(76.6%),分別比從事種植業(yè)農(nóng)民(72.3%)和以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主農(nóng)民(69.8%)的比例高出4.3個(gè)百分點(diǎn)和6.8個(gè)百分點(diǎn)；農(nóng)戶年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本超過3000元的農(nóng)民(80.2%)愿意參加合作社的比例分別比年生產(chǎn)成本為1500-3000元的農(nóng)民(72.1%)和低于1500元的農(nóng)民(67.2%)的比例分別高8.1個(gè)百分點(diǎn)和13個(gè)百分點(diǎn)；年生產(chǎn)收入超過5000元的農(nóng)民愿意參加合作社的比收入低于5000元的農(nóng)民的比例高3.8個(gè)百分點(diǎn)。除此之外,相信參加農(nóng)民專業(yè)合作社能夠帶來受益()的農(nóng)民愿意參加合作社的比例(84.7%)比持懷疑態(tài)度的農(nóng)民的比例(68.1%)高達(dá)16.6個(gè)百分點(diǎn)。二、影響因素的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析(一)模型的建立及其估計(jì)在未控制其他因素影響的情況下,農(nóng)民個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征以及農(nóng)民預(yù)期心理等均對農(nóng)民參與合作的行為與意愿有著較為明顯的影響,為了進(jìn)一步確定出影響農(nóng)民參與合作行為與意愿的決定因素,本研究采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析方法,建立如下的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型:農(nóng)民參與合作行為與意愿=f(農(nóng)民個(gè)人特征,農(nóng)戶特征,預(yù)期心理,其他)(1)(1)式中,農(nóng)民個(gè)人特征包括性別、年齡、受教育水平、是否參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)以及是否了解農(nóng)民專業(yè)合作社共5個(gè)因變量。其中,將性別是否參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)和是否了解農(nóng)民專業(yè)合作社設(shè)為虛擬變量,具體講就是如果男性設(shè)為1,是女性設(shè)為0；參加過職業(yè)培訓(xùn)的設(shè)為1,未參加過的設(shè)為0；了解農(nóng)民專業(yè)合作社的設(shè)為1,不了解的設(shè)為0。農(nóng)戶家庭的特征包括農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年生產(chǎn)成本、年生產(chǎn)收入共4個(gè)變量,其中通過農(nóng)戶農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)成本反映出農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模大小對參與合作行為與意愿的影響；通過農(nóng)戶年生產(chǎn)收入反映出農(nóng)戶富裕程度對農(nóng)民參與合作行為與意愿的影響,年收入5000元以上的為較富裕農(nóng)戶(變量值為1),低于5000元的為不富裕農(nóng)戶(變量值為0)。預(yù)期心理指的是農(nóng)民參加農(nóng)民專業(yè)合作社能否獲取利益的預(yù)期心理,相信能夠受益的變量值為1,持懷疑態(tài)度的為0。本研究中農(nóng)民是否愿意合作為0,1變量,所以采用Probit回歸方法估計(jì)農(nóng)民個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征以及農(nóng)民預(yù)期心理等因素對農(nóng)民合作行為與意愿的影響。具體建立的實(shí)證方程如下:y=(x1,x2,x3,x4,x5,x6,x7,x8,x9,x10,x11)+(2)(2)式中,y代表農(nóng)民參與合作的行為與意愿；代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；x1代表農(nóng)民參與合作的預(yù)期心理；x2、x3、x4、x5、x6、x7分別代表了農(nóng)民個(gè)人特征中的性別、年齡(線性項(xiàng))、年齡(二次項(xiàng))、受教育水平、是否參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)和是否了解農(nóng)民專業(yè)合作社共6個(gè)變量；x8、x9、x10、x11分別代表農(nóng)戶特征中的家庭勞動(dòng)力數(shù)、農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、年收入共4個(gè)變量。影響,我們同時(shí)估計(jì)出非標(biāo)準(zhǔn)化模型(Probit)和標(biāo)準(zhǔn)化模型(Dprobit),通過標(biāo)準(zhǔn)化模型估計(jì)(Dprobit)確保預(yù)測值介于0-1之間(見表1)。表1中顯示出多數(shù)變量的系數(shù)達(dá)到了顯著水平,而且符號和預(yù)期結(jié)果一致,說明模型具有較好的估計(jì)結(jié)果。(二)計(jì)量結(jié)果的評價(jià)從表1的計(jì)量結(jié)果可以看出,農(nóng)民參與農(nóng)民專業(yè)合作社的預(yù)期心理對農(nóng)民參與合作的行為與意愿有著顯著的正影響,其系數(shù)值達(dá)到0.16,表明了認(rèn)為參與合作可以受益的農(nóng)民比持懷疑態(tài)度的農(nóng)民愿意參與合作的比例高16%,從而證明了農(nóng)村合作經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r、對農(nóng)民做出的貢獻(xiàn)在影響農(nóng)民是否選擇參與合作中的決定性。在農(nóng)民個(gè)人特征的影響因素中,男性比女性愿意參與合作的比例高11%,表明男性更愿意選擇合作；受教育年限的系數(shù)為0.02,表明受教育年限每增加一年,愿意參與合作的農(nóng)民人數(shù)將增加2%,說明了文化程度越高的人,參與合作的行為與意愿越強(qiáng)；參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民要比未參加過的農(nóng)民愿意合作的比例高4%,表明通過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)提高了農(nóng)民的綜合素質(zhì)和合作意識,愿意合作的人數(shù)將提高4個(gè)百分點(diǎn)；了解農(nóng)民專業(yè)合作社的農(nóng)民比不了解的農(nóng)民愿意合作的比例高13%,調(diào)查中發(fā)現(xiàn)這主要是因?yàn)槎鄶?shù)農(nóng)民不了解農(nóng)民專業(yè)合作社“民辦、民管、民收益”的本質(zhì)屬性,都認(rèn)為農(nóng)民專業(yè)合作社是“官辦”組織,顯示出了加強(qiáng)對農(nóng)民專業(yè)合作社相關(guān)常識宣傳的重要性。在農(nóng)戶家庭特征的影響因素中,家庭勞動(dòng)力數(shù)、農(nóng)戶年收入的變量系數(shù)均未達(dá)到顯著水平,說明家庭勞動(dòng)力數(shù)和農(nóng)戶年收入對農(nóng)民合作的行為與意愿沒有顯著的影響；農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.03,說明了從“養(yǎng)殖業(yè)-種植業(yè)-非農(nóng)業(yè)為主”的過程中,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化程度越低,農(nóng)民愿意參與合作的比例越??；農(nóng)戶農(nóng)業(yè)年生產(chǎn)成本在一定程度上反映了出農(nóng)戶家庭生產(chǎn)規(guī)模的大小,其變量系數(shù)為0.07,表明了農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模越大,農(nóng)民合作的行為與意愿越強(qiáng)烈。三、結(jié)論與建議通過對這200個(gè)隨機(jī)樣本調(diào)查數(shù)據(jù)的定量分析,可以看出:第一,農(nóng)民的預(yù)期心理是農(nóng)民合作行為與意愿的重要決定因素。一直以來,全國各地的農(nóng)民專業(yè)合作社普遍呈現(xiàn)出“小、散、弱”的“通病”,數(shù)量上龐大,但真正做大、做強(qiáng)、能起到示范和帶頭作用的是少之又少。這不僅使得合作社給農(nóng)民帶來的利益微薄,而且具有區(qū)域性、階段性的特征,從而使農(nóng)民對加入農(nóng)民專業(yè)合作社持懷疑或觀望態(tài)度,未能產(chǎn)生通過加入專業(yè)合作社帶來穩(wěn)定收益的預(yù)期心理,反而產(chǎn)生要受合作社約束、交納會(huì)費(fèi)等的思想負(fù)擔(dān)。因此,在農(nóng)民專業(yè)合作社的建設(shè)上,應(yīng)該保證合作社的組建要建立一個(gè),成功一個(gè),由少到多,有點(diǎn)及面。發(fā)揮出典型合作社的輻射效應(yīng),讓農(nóng)民看見參加合作社的好處,從而調(diào)動(dòng)農(nóng)民參與合作的積極性。第二,農(nóng)民對于農(nóng)民專業(yè)合作社是否了解,對其參與合作的決策有著重要的影響。調(diào)查中發(fā)現(xiàn),一方面絕大多數(shù)的農(nóng)民不了解農(nóng)民專業(yè)合作社“民辦、民管、民收益”的本質(zhì),誤認(rèn)為合作社是服務(wù)于政府,受制于農(nóng)村基層干部的“官辦”組織,沒有參與合作的積極性；另一方面,部分農(nóng)民擔(dān)心農(nóng)村合作社的發(fā)展又走上了20世紀(jì)60-70年代“搞合作社”、“大鍋飯”、“歸大堆”的回頭路,害怕合作事業(yè)的發(fā)展。因此,要大力加強(qiáng)合作思想的宣傳工作,切實(shí)使農(nóng)民明白農(nóng)民專業(yè)合作社的性質(zhì)和作用,喚起或增強(qiáng)農(nóng)民群眾的合作意識。第三,農(nóng)民個(gè)人特征和農(nóng)戶家庭特征影響著農(nóng)民參與合作的行為。農(nóng)民的性別、受教育水平、是否參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)以及農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)規(guī)模等均對農(nóng)民參與合作的行為與意愿有著影響。農(nóng)民個(gè)體中,男性比女性更愿意參與合作,受教育水平高的比受教育水平低的更愿意參與合作,參加過農(nóng)民職業(yè)培訓(xùn)的比沒有參加過的更愿意參與合作；農(nóng)戶家庭中,從事養(yǎng)殖業(yè)的比從事種植業(yè)、非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的愿意參與合作,從事種植業(yè)的又比從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的更愿意參與合作；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模大的比生產(chǎn)規(guī)模小的農(nóng)戶更愿意參與合作等。注釋:這里的預(yù)期心理是指農(nóng)民加入農(nóng)民專業(yè)合作社能夠帶來收益的預(yù)期心理,其中包括農(nóng)民生產(chǎn)產(chǎn)品產(chǎn)量的增加、農(nóng)業(yè)新科技的應(yīng)用、生產(chǎn)成本的降低、產(chǎn)品價(jià)格的提高等。參考文獻(xiàn):1Munker,Hans,ReviewoftheRoleofCoopertativeinthe21st,ReviewofInternationalCooperation,1995(88