农户对专业合作社依存性影响因素分

——基于山东等四省408户农户调查数据的分析

　　[摘 要]本文基于对山东等四省408户农民专业合作社社员的调查，利用Log istic模型，分析影响农户对合作社依存性的因素， 结果表明：农户年龄、合作社提供服务状况、农户入社后收入增加情况、合作社盈余状况及合作社形象对农户对专业合作社依存性影响显着；农户受教育程度、非农收入在总收入中的比重、农户生产规模及社会资源情况对于农户对专业合作社依存性影响不显着。

　　[关键词]农民专业合作社 依存性 影响因素

　　[中图分类号] F830. 61[文献标识码] A [文章编号] 1000 - 1549 ( 2011) 01- 0044- 06

　　一、引言

　　20世纪80年代以来各类农民专业合作组织逐渐显现，但由于缺乏相关政策引导，发展一直比较缓慢。直到近年， 随着农民专业合作社的发展，才逐渐发挥作用。农民专业合作社作为农民合作组织的一种，可以有效提高农民的组织程度，实现农业规模经济，促进农业产业化发展，增加农民收益。在市场需求及政策激励下，农民专业合作社发展迅速，在山东等省已具有相当规模。但从全国来看，参社农户比例不高：截止2006年底，农民专业合作社的成员数3486万人， 占农户的13.18% (李玉勤， 2008 )， 农民专业合作社在促进农业产业化及增加农户收入方面的巨大潜力远没有发挥出来。因此有必要系统地研究影响农户对合作社依存性的因素， 以便更好地发挥合作社的作用。

　　针对农民专业合作社的研究最初主要集中在宏观理论领域， 以合作社存续原因研究为主， 近年来， 随着农民专业合作社的发展， 关于农民专业合作社的实证研究逐渐增多。但在当前农民专业合作社已有研究文献中， 理论研究为多， 实证需求分析也大多从农户参社前角度考察， 由于中国社会的特殊性?? , 从参社前角度考察农户对合作社的需求难以排除邻里效应的影响， 故本文从农户参社后其对合作社的依存性考察农户对农民专业合作社的需求， 以期获得有价值的结论。

　　二、影响农民对专业合作社依存性主要因素的理论分析

　　依存性实质体现一种依赖关系， 可分为双向依存与单向依存。本文所研究农户对专业合作社的依存性为单向依存关系， 即农户对专业合作社的依赖情况， 是从农户参社后角度考察， 作为农户对合作社需求的一种表现方式， 其直接影响农户是否继续参加合作组织。一般而言， 参加合作社后农户可得到一定的在独立生产下无法得到的收益(如降低市场交易成本、获得规模经济及规避市场风险等) , 同时又需为合作组织的建立、运行、维护付出一定的成本， 只有当农户加入合作社后的收益高于不加入的收益和加入成本时， 农户对合作社才存在依存性。运用成本收益分析法， 可以设定影响农户对专业合作社依存性的数学表达式为： D( R) = P{ ( E - C ) > R} , 其中， E 为农户参与专业合作社的预期收益， C 为农户的参与成本，R为农户当前的收益， D ( R ) 为农户对专业合作社依存性函数。该模型表明， 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， 农户对专业合作社才存在依存性( 郭红东等， 2004)。其中农户参与成本及不参与的收益较固定， 而农户对其在合作社的预期收益难以确定， 受到多方面因素的共同影响。

　　根据已有的研究成果和前述探讨， 本文认为农户特征及合作社运行情况会影响农户对农民专业合作社的依存性。

　　第一， 农户的基本情况， 主要包括农户的年龄、受教育程度、非农收入在总收入中的比重、生产规模和社会资源情况等五个方面。一般而言， ( 1) 不同年龄的农户对合作社的依存性不同。年龄越大的农户越趋向保守， 不易接受新生事物， 并且年长农户由于经历过50年代的农业合作化运动， 对合作制可能存在一定偏见， 故而对专业合作社依存性较低。但同时， 年龄越大的农户在其生产经营过程中遇到的困难也越多， 处理问题时自身的局限性越大， 更需要借助于外界的帮助， 对合作社的依存性也许更大。( 2) 受教育程度越高的农户， 相对于受教育程度低的农户， 更容易接受新生事物， 掌握运用新技术， 技术转化产出能力更强， 加入合作社后收益增加越大， 对合作社的依存性也应越高。( 3) 非农收入比重越大的农户，收入形式多样化， 对农业收入的依赖较小， 参加合作社后相对收益增加量较少， 不足以对其个人行为决策产生决定性影响， 对合作社的依存性应该较低； 但同时非农收入比重较大的农户由于需要进行其他经济活动， 没有足够的时间自主进行农业生产销售， 可能更加倾向于选择合作社提供的统一化服务以节省时间，从而可能对合作社的依存性越大。( 4) 农户的生产规模越大， 相对于生产规模较小的农户， 需要更加广阔的分销渠道， 对生产销售渠道的需求越高， 在生产销售中遇到的困难相应越多， 越易于依赖合作社的服务， 寻求自主经营下无法满足的条件， 依存性应越大。( 5) 社会资源越多的农户， 往往属于社会的权利阶层， 相对于社会资源匮乏的农户而言， 能够更加及时地获取信息， 拥有更加完备的销售网络， 往往可以依靠自身力量进行生产销售， 合作组织为其带来的收益增加量较小， 依存性相应较小。

　　第二， 农民专业合作社实际运行情况， 主要是合作社提供服务状况、农户入社后收入增加情况、合作社盈余状况、合作社形象等四个方面。一般认为， ( 1) 合作社为农户提供服务支持， 或者以集体采购形式为农户降低成本， 或者以技术支持形式帮助参社农户改进技术、提高产量， 抑或通过提供销售渠道、统一销售形式提高农户的产品销量， 有效增加参社农户收益， 农户对合作社应该具有较高的依存性。( 2)农户参加合作社历年收入增加额越高， 说明参社后农户收益越大， 而农户的预期收益往往以往年收益情况为依托， 因此农户对合作社的预期收益相应越高， 对合作社的依存性应越高。( 3) 合作社的盈余情况越好， 农户对合作社的生产经营越有信心， 良好的财务状况使得农户预期收益相应越高， 参社热情高涨， 对合作社的依存性应越高。( 4) 合作社的行业形象越好， 良好的声誉口碑不仅能够增加农户对合作社长期经营存续的信心， 也可以增加农户的预期收益， 对合作社的依存性应该越高。

　　三、影响农民对专业合作社依存性主要因素的实证分析

　　(一) 实证模型建立及变量分析

　　本文以“农户明年是否退社”作为考察变量表示农户对专业合作社的依存性， 若农户回答??是??, 说明农户对合作社依存性低； 若农户回答??否??, 则认为其对合作社依存性较高。根据前面的分析， 本文设置自变量： 年龄、受教育程度、非农收入在总收入中的比重、生产规模、社会资源、合作社提供服务状况、农户入社后收入增加情况、合作社盈余状况、合作社形象共九类(预期的影响因素、赋值处理、变量描述及可能影响方向如表1所示)。从而得到函数形式： 依存性= F (年龄、受教育程度、非农收入在总收入中的比重、生产规模、社会资源、合作社提供服务状况、农户入社后收入增加情况、合作社盈余状况、合作社形象) + 随机扰动项， 即y= F( age, edu, n,f pro, soc, sup, rev , sur, ima) + 西格玛

　　(二) 数据描述

　　本文使用的样本数据来源于在山东、江苏、湖南、宁夏四省的农民专业合作社调查， 以参与合作社的农户为调查对象， 采取随机抽样方法和问卷方式。以参社农户明年是否退社来考察其对合作社的依存性， 样本农户遍及四省各地， 具有一定的代表性。

　　就农户的基本情况来看，在被调查的408户参社农户中， 年龄40- 50岁的农户最多， 占比43.1%( 176户)， 大部分参社农户年龄都低于50岁， 占比81.6% ( 333户) ; 参社农户的受教育程度以初中为主， 占比48.1% ( 196 户) , 极低(文盲) 或极高(大专及以上) 的比重很低， 分别为3.4% ( 14户)和6.1% ( 25户)； 农户的生产资源与社会资源情况“ 一般” 居多， 分别占比60.1% ( 245 户)、58.3%( 238户)。

　　就农民专业合作社运行情况来看， 大部分农户认为合作社的服务提供较好， 仅2.5% ( 10 户) 的农户认为其服务提供情况差； 78.7% ( 321户) 的农户承认入社后收入有不同程度的增加； 对合作社盈余情况的评价中， 43.4% ( 177户) 的参社农户认为合作社的盈余情况好， 仅3.4% ( 14户) 的农户认为其盈余能力差； 对于合作社的形象， 97.8% ( 399户) 的参社农户认为合作社形象一般及以上， 仅有2.2%( 9户) 的农户认为其形象差。具体情况详见附表1.

　　(三) 计量方法的选择

　　四、实证回归结果及分析

　　本文对选用的408 户农户的横截面数据进行了Log istic回归处理。由于变量较多， 可能存在共线性问题， 因此， 笔者采用多元逐步回归分析方法调试模型， 逐步剔除显着性水平很低的自变量及与因变量的相关性隐含在其他自变量中的自变量， 提高模型的拟合度。回归结果如下表3所示， 包括全部变量的计量结果(模型一) 列在第二列； 修正后模型(模型二)列在第三列。两模型LR 统计值分别为58.56 和57.07, 排除4个变量后LR 值相差比较小， 表明这4个解释变量对被解释变量影响不大。

　　由于Log ist ic模型自身特点， 上述变量的系数只能表明一种影响方向， 为了进一步了解各变量对农户对专业合作社依存性的影响程度， 需要计算各个变量的边际贡献。某个变量的边际贡献指的是在其他变量取均值时， 该变量变动1个单位对某项选择的概率有多大影响。解释变量边际贡献的结果见表4.

　　以上回归分析结果显示， 农户年龄、合作社提供服务状况、农户入社后收入增加情况、合作社盈余状况及合作社形象这5个变量对农户对专业合作社依存性影响显着， 农户受教育程度、非农收入在总收入中的比重、农户生产规模及社会资源情况这4个变量在总体模型中不显着。

　　1.农户年龄在5% 显着性水平上通过检验( 0.025** ) , 标准化回归系数为正且边际贡献系数为0.0206232.这说明在其他条件不变的情况下， 年龄越大的农户对专业合作经济组织的依存性越高， 并且农户年龄每增加1, 其对合作社的依存性增加2.06232% .这可能由于农户年龄越大， 体力、精力不足，无力依靠自身扩展产销渠道； 同时年龄越大的农户知识水平及知识结构更新等方面的局限性也越大， 在生产经营中面临的困难越多， 更加需要依托于外力， 而合作社提供的技术、资金、产销等方面支持可有效缓解其面临的困难， 故年龄越大的农户对专业合作社的依存性越高。农户年龄是影响农户对专业合作社依存性的非常重要的因素。

　　2??合作社提供服务状况在10% 显着性水平上通过检验( 0.068*) , 标准化回归系数为正且边际贡献系数为0.0161074.实践证明合作社提供服务情况可影响农户对合作社的依存性， 合作社提供服务越好，农户对合作社的依存性越高； 并且合作社提供服务标准每增加1, 农户对合作社的依存性增加1.61074%.

　　调研发现合作社服务类型主要集中在原料采购、统一销售、技术指导等方面， 较之农户单户购买， 统一的原料采购有利提升了农户的谈判地位， 降低生产成本。调研数据显示集中采购后农户成本一般可降低20%左右， 最高可降低50%.此外， 在农户的生产经营中， 销售渠道匮乏是影响农户收入的一个重要瓶颈， 合作社以集体组织的身份， 有利于寻找更广泛的销售渠道， 提供统一销售服务， 有效解决产品销路单一等问题， 增加农户收入。再者， 通过合作社提供的技术指导， 引进种植培养新技术， 可以不断提高参社农户生产水平， 增加产量。合作社的服务提供直接影响了农户对合作社的依存性。

　　3.农户入社收入增加情况在5%显着性水平上通过检验( 0.013** )， 标准化回归系数为正且边际贡献系数为0.0211721.表明农户入社收入增加越多， 农户对合作社依存性越高， 并且农户入社收入每增加1, 农户对合作社的依存性增加2.11721%.这可能因为农户参加合作社的基本动因是获得经济利益， 而以往收益情况又直接影响农户的预期收益， 其入社收入增加越多， 农户预期收益相应越高， 在成本等基本不变的情况下， 纯利润越高， 根据前文所述依存性函数： D( R) = P{ ( E - C) > R }, 从而对合作社的依存性越高。

　　4.合作社盈余状况在5%显着性水平上通过检验( 0.029** )， 标准化回归系数为正且边际贡献系数为0.0227408.说明合作社盈余状况越好， 农户越倾向于依存合作社， 并且合作社盈余每增加1, 农户对合作社的依存性增加2.27408% .这可能因为合作社良好的盈余能力可以增强农户对合作社长期稳定存续的信心， 稳定有序的发展增强了农户对合作社的依存性。同时调研中发现， 很多合作社实行股份制或年底分红的运行模式， 合作社盈余能力越好， 直接增加农户的股金红利， 增加农户收入， 从而有效提高农户预期收益， 其对合作社的依存性相应越高。

　　5.合作社形象在10% 显着性水平上通过检验( 0.096* ) , 标准化回归系数为正且边际贡献系数为0.0146253.说明合作社形象越好， 农户对合作社的依存性越高， 并且合作社形象每增加1, 农户的依存性增加1.46253% .这可能因为合作社形象越好， 一方面其在行业中威望越高、发展前景广阔， 有利于吸引投资合作， 形成产业经济； 同时也更容易与上下游产业联盟， 拓展产销渠道， 为农户提供经营支持。另一方面良好的合作社形象更易得到农户的信任， 道德风险发生的可能性低， 农户对合作社的依存性相应越高。

　　6.农户受教育程度与生产规模的标准化回归系数均为负， 与之前的理论分析相悖。可能因为文化水平越高的农户自学能力越强， 自我能动性越高， 并且随着受教育程度的增加其信息渠道更加广阔， 生产经营中面临的问题基本可以自主解决， 对合作社依存性相应不高； 而生产规模大的农户自身可能已基本达到规模经济， 较之小规模农户在产销谈判中具有更有利的地位， 并且长期生产销售活动已形成较为稳定的购销网络关系， 参与合作社收益增加不大， 而入社后却需要支付一定的成本， 出于理性经济人考虑， 对合作社的依存性成负相关关系。农户非农收入占总收入比重的标准化回归系数亦为负。可能因为非农收入比重越大的农户对农业收入的依赖性越小， 对农业收入变化不敏感， 参加合作社带来的农业收入的变化不会对其生产决策产生实质性影响， 对合作社的依存性不高。

　　五、结论及政策建议

　　本文以山东、江苏、湖南、宁夏四省参与合作社的408户农户的调研数据为基础， 分析影响农户对专业合作社依存性的因素。研究表明， 农户年龄、合作社提供服务状况、农户入社后收入增加情况、合作社盈余状况及合作社形象因素对农户对专业合作社依存性影响显着， 而农户受教育程度、非农收入在总收入中的比重、农户生产规模及社会资源情况因素影响不显着。可见农户对专业合作社的依存性受农户自身及外部条件等诸多因素影响， 并随着这些因素的变化而变化。

　　为有效发挥农民专业合作社的功能， 提高农户对专业合作社的依存性， 在本项研究的基础上， 笔者提出如下几点政策建议：

　　第一， 根据具体情况因地制宜实施政策， 促进合作社发展。调研分析显示农户对专业合作社依存性受农户自身及合作社运行情况等内外部因素共同影响， 因此各地政府在制定实施相关政策时应结合本地社会、经济、文化水平及合作社运行状况， 尊重农户意愿， 不可强求一律。

　　第二， 提升专业合作社服务水平， 提供个性化服务。研究显示， 合作社提供服务情况显着影响农户对合作社的依存性， 优质高效服务将大大增强农户对合作社依存性。目前我国农民专业合作社尚处于初级阶段， 主要提供统一的基本服务(如优惠的农资供应价格、优惠收购价格等) , 服务缺乏特色、服务范围比较狭窄、跨区域的合作较少， 对教育水平较高、生产规模较大、自身已拥有稳定销售网络的农村“精英”阶层缺乏吸引力， 这也是调研中农户受教育程度和生产规模与农户对合作社依存性负相关的原因之一。因此， 政府应给予合作社外部支持， 加大科技传输力度， 扶持合作社发展； 同时合作社应致力于自身完善，在提供基本服务基础上区分农户群体， 针对不同群体的不同需求提供个性化服务， 吸收不同类别农户入社， 最大限度地解决农户生产中的困难， 有效发挥合作社的作用。

　　第三， 增强合作社盈余能力， 提高农民收入。研究显示， 农户增收情况及合作社盈余能力显着影响农户对合作社的依存性。政府应制定相关政策法规， 通过转移支付、税收优惠等形式给予合作社资金支持，促进合作社发展壮大； 同时合作社应完善财务管理水平， 有效运用财务杠杆增加盈余； 并且根据自身情况， 借助当地地理环境优势安排生产， 走专业化生产道路， 挖掘农业生产潜力， 增强生产农产品的市场竞争力， 提高盈余能力。此外， 合作社可以改进运营模式， 实行股份制或年底分红形式， 将农民收入与合作社盈余情况有机结合， 增加农民收入的同时， 提高农民生产积极性， 反向促进合作社运营改善， 提高合作社盈余能力， 形成良性循环。

　　第四， 创建品牌管理， 打造合作社良好形象。研究表明， 合作社形象对农户对合作社依存性具有显着影响。合作社应维护自身良好形象， 保持其在行业与农户中的良好声誉， 扩大影响力； 同时还应积极创新， 努力创建产品品牌， 提升自身知名度和认可度， 提高产品附加值， 促进增强合作社盈余能力， 提高农户对合作社的依存性。

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