内容提要：本文利用来自13 个合作社空间覆盖范围内340 个农户的调查数据，使用因子分析和逻辑回归方法分析影响农户加入合作社的意愿和行为的因素，并特别关注农户入社意愿到入社行为的转化。分析结果表明，受教育程度低且兼业特征明显的弱势农户更愿意加入合作社； 然而，农户入社行为并不完全基于其对合作社的需求意愿，更多地受到其他因素( 如外部环境) 的影响； 真正入社的农户年龄集中在50 岁左右； 农户对“紧密型”合作社表现出明显偏好但并无选择余地； 加强合作社知识宣传对农户的入社意愿和行为有显着正向影响。

　　关键词：农户农民专业合作社 参加意愿 行为选择 转化障碍

　　一、问题的提出

　　改革开放以来，我国农民专业合作社从无到有，发展迅速，显示出旺盛的生命力。特别是2007 年7 月1 日《中华人民共和国农民专业合作社法》实施以来，我国农民专业合作社迅速增长。据《中国财经报》报道，截至2011 年第三季度，全国在工商行政管理部门登记的农民专业合作社已达48. 43 万家，实有入社农户3870 多万户，占全国农户总数的15. 5%①。

　　农民专业合作社将农民组织起来进入市场，提升了农户的谈判地位，延伸了产业链条，促进了“小农户”与“大市场”的对接。然而，与发达国家和地区的农民合作社相比，我国的农民专业合作社规模小、竞争力弱、组织松散，对农户的带动力不强，与许多发达国家每个农户都加入一个或多个合作社的情况相比，目前在我国加入合作社的农户比例还很低。原因一方面是，由于我国农民专业合作社的发展还处于初级阶段，合作社宣传和吸引农户加入需要时间； 另一方面，从理论上讲是并非所有的农户都适宜加入合作社。有学者注意到( 郭玮， 2005) 热心组织和加入合作社的往往是具有一定经济规模以及农产品生产市场化、商品化程度较高的专业农户。其次，合作社作为“集体行动”的组织，难以排除农户“搭便车”行为，如果不加入合作社也能获得入社的好处，合作社对农户的吸引力就会减弱。再次，由于不同的合作社内部制度安排有所不同，农户加入合作社后扮演的角色以及成本收益也有变化，可能导致有些合作社对农户的吸引力较弱。

　　农户是合作社生存和发展的基石。在实践中影响农户加入合作社意愿和行为的因素有哪些? 所有愿意加入合作社的农户都会加入合作社吗? 如果不是，原因是什么? 了解上述问题对政府如何制定合作社政策具有重要的参考意义。

　　二、相关文献综述与研究假设

　　国际上对农户行为的研究由来已久。Lynne & Rola( 1988) 认为应该在社会心理变量和经济变量之间建立一种联系，用一个统一的理论框架把人的社会心理过程和经济决策过程结合起来。Austin,Willock & Deary 等( 1998) 把对农户行为的研究分为两类： 一类是基于农户追求利润最大化的假设前提，运用经济学的方法来研究； 另一类是基于有限理性的假设，用社会心理学的方法来研究。用经济学的方法研究农户行为的典型是以舒尔茨为代表的理性小农学派，他们以“经济人”和“完全的市场信息”为基本假设，根据自身和市场的各种约束及所追求的目标做出决策，以满足自身的利润最大化。Willock,Deary & McGregor 等( 1999) 认为研究农户决策不仅要考虑社会心理学理论，还应当把更宽范围的影响农户行为的有效变量考虑在内。后来的一些研究者尝试把经济学因素和社会心理学因素结合起来解释农户的行为决策。Illukpitiya & Gopalakrishnan( 2004) 把农户决策的个人因素、心理因素、经济因素和社会因素纳入统一的分析框架中，分析了农户的水土保持决策行为。Toma &Mathijs( 2007) 在分析农户参与有机耕作行为的影响因素时，强调单纯考虑经济因素对农户行为的影响是片面的，虽然经济因素在农户决策中起决定性作用，但是诸如政策、财政压力、道德准则和价值等社会因素对农户决策行为也起着重要的作用。Bayard & Jolly( 2007) 把经济变量、社会统计变量和农户心理变量纳入到农户环境决策模型，结果表明，心理变量对农户决策存在显着性影响。

　　对农户行为的分析框架被广泛应用于农户的行为研究，对农户的入社行为也有所涉及。卢向虎等( 2008) 在全国范围内对七个省抽样，利用Probit 模型做了与郭红东等类似的研究，认为户主的文化程度、年龄、农产品的商品化程度、价格波动幅度以及农产品的销售半径都对农户参与合作社的意愿产生显着影响。

　　但是，上述研究也存在一定的缺陷。第一，在样本选择方面，上述研究均未考虑抽样地区有没有合作社存在，在农户对合作社缺乏了解的地区调查农户加入合作社的意愿，难以得到农户的真实意愿表示； 第二，限于样本选择的局限，多数成果仅考虑农户加入合作社的意愿研究，未考察意愿到行为的转化以及是否存在转化障碍； 第三，在变量选择方面，忽视了社员对合作社的认知程度、合作社本身制度安排等因素； 第四，在模型应用方面，涉及多个解释变量时没有考虑多重共线性问题，在一定程度上影响了结果的科学性。

　　根据相关理论以及笔者以往对合作社的调研结果，本研究把农户禀赋、生产特征、农户对合作社的认知、外部环境以及合作社制度因素纳入到统一的分析框架内综合考察农户加入合作社的意愿和行为。

　　1. 户主的个人特征。一般认为受教育程度较高的农户学习和接受新鲜事物的能力较强，有利于降低学习成本，对其加入合作社的决策可能存在正向影响。在我国农村，由于女性以及老年人平均受教育程度较底，导致其学习成本较高，但这样的农户可能更需要合作社的帮助，从而加入合作社的动力较强。因此，受教育程度、户主的年龄是否影响其加入合作社的行为决策有待检验。

　　2. 农户的生产特征。本文从三个方面分析农户的生产特征。第一，农户的生产规模。生产规模直接影响其加入合作社的成本和收益。在出资额确定后，社员的生产规模越大与合作社的交易量越 大，越有利于摊薄成本。如果合作社的二次返利与农户的交易量相关，那么生产规模较大的农户可以从合作社获得更多的直接收益。本文用农户的耕地面积衡量农户的生产规模。第二，与合作社经营相关的农业生产对农户家庭的相对重要性。重要性高可能对农户加入合作社的意愿和行为产生正向影响。本文用“农户经营与合作社相关的产品占家庭农业收入比例”、“农户生产的农产品的销售比例”、“农业收入占家庭年收入比例”等指标来衡量。第三，农户生产的资本专用性程度。本文用农产品保质的难易程度、该农产品对设施投入( 如大棚、畜舍、苗木等) 要求的高低、沉没成本的大小来衡量农户从事的农业生产的资产专用性程度。理论上讲，资本专用性程度越高，农户越容易被交易伙伴套牢，倾向于寻求合作社的支持。

　　3. 农户面临的风险。由于我国农户生产规模普遍较小，抵御外界风险的能力较弱，一般被认为是风险规避者。理论上讲，加入合作社有利于农户降低自然风险和市场风险，感受到各种风险影响越强的农户可能越倾向于加入合作社。本文包括了自然风险、生产技术问题、生产资料的价格变化、生产资料的质量问题、是否能找到销售渠道以及农产品的价格波动等方面。

　　4. 农户的态度认知。合作社是追求农户利益最大化的组织，理论上农户对合作社知识的了解程度应当对其加入合作社的决策有正向影响。本文从以下几个方面衡量农户对合作社的认知： 农户对合作社及其制度的了解情况； 农户对合作社知识的获取情况； 各类合作社及制度对农户的吸引力状况； 农户对当地合作社的认识及其吸引力状况。此外，农户对合作社投资的风险态度也可能影响农户加入合作社的意愿和行为。

　　5. 外部环境影响。费孝通( 2009) 认为中国农村具有典型的“熟人社会”的特征，亲友之间的影响力很强。贺雪峰( 2003) 则认为目前的农村社会兼有村民小组内部的“熟人社会”以及之外的“半熟人社会”特征。农户加入合作社是否会受到关系密切的亲戚和朋友的影响是本文关注的一个重要问题。我国各级政府通常在经济建设中扮演着强有力的角色，在农民专业合作社的发展过程中，各级政府同样做了很多工作。本文将考察政府的宣传和引导是否对农户加入合作社的意愿和行为有显着影响。

　　6. 合作社的制度安排。合作社的制度安排不同---尤其是盈余的分配制度和投票权的分配决定合作社是由谁拥有、谁控制、谁受益，改变了成本和收益在社员间的分配，由此决定农户对合作社的认同感和归属感不同，从而可能影响农户加入合作社的意愿和行为。

　　本文通过合作社数据及案例描述来观察其制度安排的特征，根据合作社与社员的联系紧密度将13 个样本合作社分为“紧密型”和“非紧密型”两类。判断社员与合作社的联系紧密度的标准包括五个方面： 核心社员的比例，衡量合作社是否具有明显的“中心---外围”结构，如果这一结构明显，则认为联系不紧密，否则认为联系较紧密； 投票制度，是实行一人一票的方式还是其他的投票方式，若实行民主投票制度则认为联系较紧密； 普通社员享有的各项权利是否全面； 合作社盈余分配方法是否兼顾惠顾者的利益，若有一定比例的二次返利则认为联系比较紧密； 合作社是否经常召开社员代表大会，以及社员是否经常向合作社提出意见和建议等。当合作社股东社员比例较高、社员享有的权利较完备、盈余分配能够向社员倾斜、投票制度比较完善、社员的决策权和建议权比较充分时，只要这五个方面中有三个或三个以上成立，就判断合作社是与社员联系紧密的合作社，否则，就是与社员联系不紧密的合作社。这里将与社员联系紧密的合作社设为1,与社员联系不紧密的合作社设为0,以虚拟变量的形式引入模型。其中，紧密型合作社有7 个，非紧密型合作社有6 个。

　　三、实证检验

　　(一)数据来源

　　调查问卷包括五个部分： 第一部分是被调查者的基本情况，包括户主个人特征、农户家庭特征、农户所从事的农业产业、生产的市场化和兼业化程度等； 第二部分是被调查者的生产特征和对风险的认识，包括农产品保鲜的难易程度、农户间产品质量的差别、生产的固定投入和沉没成本的高低、农户对生产中遇到的各类生产和市场风险的评价； 第三部分是被调查者对合作社的认知，包括农户对合作社知识的了解程度的总体评价、对合作社制度安排的了解、了解合作社知识的渠道、合作社知识在农民面前的曝光率、对现实中的合作社和理想中的合作社形象的评价、农户投资合作社的意愿、合作社的存在对农户生产以及收入的影响等方面； 第四部分调查农户加入合作社的意愿和行为以及原因； 第五部分调查外部环境( 如政府宣传和亲朋的行为等) 对被调查者的影响。

　　调查于2009 年暑期完成。根据研究需要，在河北、浙江两省共选择了13 个合作社，针对合作社空间辐射范围内的农户进行调研。选择的标准为成立时间较长、有一定影响、有实质性的经营活动、可以为社员带来收益的合作社，同时兼顾合作社不同制度安排的代表性。每个合作社抽样30 份左右，要求被调研农户从事类似的生产经营活动，且都与合作社的经营活动相关，社员和非社员的比例大体相当。本次调研共回收问卷420 份，其中有效问卷340 份，有效率为81%,其中农民专业合作社社员194 个、非社员农户146 个。

　　(二)模型选择

　　根据研究假设，本文建立农户参与农民专业合作社的意愿和行为模型。无论是把“农户参与意愿”作为因变量还是把“农户参与行为”作为因变量都只有愿意和不愿意、参与和未参与两种取值情况，所以本文应用二分类逻辑回归( Binary Logistic Regression) 对这两个因变量进行回归分析。其具体模型可以表达为：

　　(三)结果及解释

　　1. 对影响因素进行因子分析。在指标的预处理中，首先剔除了方差过小以及与其他指标相关系数过高的指标，筛选出17 个指标进行分析。为了避免模型出现多重共线性，本文首先采用主成分分析法对筛选出的变量进行因子分析。在进行因子分析前，对数据进行标准化处理，以消除不同变量之间量纲的影响，使各个指标具有可比性并有利于综合因子的解释能力。为了检验数据是否适合做因子分析，本文对它们进行了KMO 检验和Bartlett 球体检验。其中，KMO = 0. 835,Bartlett = 1704. 5,两种结果均表明，本模型适宜做因子分析( 见表1) .在矩阵表中，具有较高载荷的因子变量很有规律地分布在若干关键指标上，说明它们之间有明确的结构关系，经济意义比较清楚。本文据此对因子变量进行命名和解释。第一主因子是“农户的生产特征因子”,反映农业生产和农业收入对农户家庭的相对重要性。包括“与合作社相关农产品占家庭农业收入比例”、“农产品销售比例”、“农业收入占家庭年收入比例”和“农业生产固定投入水平的高低”四个变量。第二主因子是“农户面临的风险因子”,反映农户对各类自然和市场风险对其生产经营的影响的评价。提取的六个变量分别是“自然灾害”、“生产技术问题”、“生产资料价格波动”、“生产资料质量问题”、“找不到销售渠道”和“农产品价格波动”.第三主因子是“农户的态度认知因子”,反映农户对合作社的认知及其投资风险态度。提取的变量分别是“农户对合作社知识的了解程度”、“农户获取合作社知识的频次”、“农户对合作社制度安排的了解程度”、“当地合作社对农户的吸引力”和“农户的投资风险态度”.第四主因子是“外部环境因子”.包括两个变量，分别是“政府宣传对农户加入合作社的影响”和“亲友加入合作社对该农户的影响”.

　　2. 影响农户参与合作社意愿的因素分析。在此，除前面提取的四个主因子外，在Logistic 回归模型中还加入了户主的年龄、受教育程度两个变量。样本中“年龄”是从18 ~ 78 岁的连续变量，由于该变量与农户入社“意愿”和“行为”之间不是单调相关关系，因此需要调整。从数据分布看，年龄在50岁左右的样本选择“不愿意参加合作社”的比较集中； 与50 岁距离越远，数据分布越分散。因此，使用公式： 适度年龄= | 实际年龄- 50 | /50 对年龄指标进行调整。“户主的受教育程度”采用“小学及以下”、“初中”、“高中及以上”分段处理。此外，合作社的制度安排变量作为虚拟变量进入模型。在处理过程中，采用了Enter 方法，所有选中的变量都强制进入，所用软件为Spss13. 0.回归结果如表2 所示。可以看到，除“户主适度年龄”外，其他变量均显着，对计量结果的解释如下： ( 1) “户主的受教育程度”对农户入社意愿在10%的显着水平上显着且负相关，说明受教育程度较低者更愿意加入合作社。原因可能是受教育程度较低的农户其他就业机会较少，家庭经济的重心在农业，可能更需要合作社的帮助，从而加入合作社的动力较强。( 2) “农户的生产特征”因子在10%的显着水平上对农户入社意愿影响显着，但影响方向为负，这与预期不同。“农户的生产特征”因子衡量的是农业生产对农户家庭的影响程度或者重要性。上述结果表明“与合作社相关产品占家庭农业收入比例”越高，“农产品的销售比例”越大、“农业收入占家庭年收入的比例”越高，“农业固定资产投入水平”越高，从而沉没成本较大，资产专用性强，反而会降低农户的入社意愿。可能的原因是这类农户自身应对风险的能力较强，而兼业农户由于专业化程度不高，更需要合作社的帮助，因而入社意愿较强。( 3) “农户面临的风险”因子对农户入社意愿的影响在1%的显着水平上显着，表明农户加入合作社的主要目的是为了降低各种自然风险和市场风险。目前我国的合作社在一定程度上也起到了这样的作用，所以对农户加入合作社具有较强的吸引力。( 4) “农户的态度认知”对农户入社意愿的影响在1%的显着水平上显着，表明农户对合作社越了解、农户获取合作社知识越多以及对当地合作社的评价水平越高，农户越愿意加入合作社； 同时，从农户投资的风险态度角度看，愿意进行投资并承担相应风险的农户更愿意加入合作社。( 5) “外部环境因子”对农户的入社意愿在1%的水平上显着，说明政府的宣传、亲友的示范都有利于吸引农户加入合作社。( 6) “合作社的制度特征”在5%的显着性水平上对农户入社意愿影响显着，影响方向为正。说明合作社与农户的联结越紧密，农户的归属感越强，农户参与合作社的意愿越强。

　　3. 入社意愿到入社行为的转化和障碍分析。调研发现，不是所有愿意加入合作社的农户都最终加入了合作社。在全部样本中，有292 个被访者( 占全部样本的86. 4%) 表示愿意加入合作社，但是最终只有193 人( 占全部样本的57. 1%) 加入了合作社。显而易见，农户的入社意愿最终转化为入社行为是存在障碍的。那么，是那些因素在影响农户入社的行为呢? 采用与农户入社意愿分析完全相同的数据和方法进行分析，不过将因变量改为社员的入社行为，加入合作社者为1,未加入者为0.回归的结果如表3 所示。与对农户意愿的回归结果不同，除“户主适度年龄”、“农户的态度认知”和“外部环境”三个指标外，其余指标对农户参与合作社的行为影响均不显着。( 1) “年龄”变量在5%的水平上影响显着，方向为负。根据适度年龄的调整公式，可以推出实际加入合作社的农户户主年龄在50 岁左右的比例最高。年龄高于50 岁的，可能正逐步退出劳动力队伍，而年纪较轻的农户则可能有其他出路。在对“入社行为”的回归模型中，“受教育程度”变量不再显着，一般来讲，“受教育程度”影响农户理解和接受合作社的能力，但是目前来看，农户是否入社显然受到其他因素的影响更多，与农户自身的素质基本无关。( 2) 值得注意的是，在对“农户入社意愿”所做的回归中，“农户的生产特征”、“农户面临的风险”、“合作社的制度特征”、“农户的态度认知”和“外部环境”五个变量全部是显着影响农户入社意愿的。然而，在对“农户入社行为”的回归结果中，“农户的生产特征”、“农户面临的风险”以及“合作社的制度特征”这三个变量都不再显着，只有“农户的态度认知”和“外部环境”变量在1%的显着水平上显着。这个结果说明，实践中，社员的入社行为与他们是否因为生产、经营方面的原因而对农民专业合作社存在需求没有关系，与合作社内部的制度安排是否符合农户的期望也没有关系，而是更多受到外部环境因素的影响。农户对合作社知识的了解程度，暴露在合作社宣传面前的频次，政府宣传力度以及亲友加入合作社的示范效应会对农户的入社行为产生实质性的影响。

　　四、小结

　　1. 弱势农户更愿意加入合作社。受教育程度较低的农户似乎更需要合作社的帮助，因此加入合作社的意愿较强； 在对农户入社行为的影响因素分析中，实际加入合作社的农户年龄集中在50 岁左右； 从农户的生产特征看，兼业农户加入合作社的意愿更加强烈。上述情况与合作社对社员要求形成落差。从成本收益角度分析，合作社显然更愿意吸引年轻、受教育程度较高以及专业化生产的农户，从而降低组织成本，提高收益。如何改进服务，提高合作社对这些农户的吸引力是一个重大课题。

　　2. 农户是否入社不全基于其对合作社的需求，更多地受其他因素的影响。“农户的生产特征”、“农户面临的风险”对农户的入社意愿有显着影响，然而对农户的入社行为影响并不显着。说明农户是否加入合作社并不全是基于其对合作社的需求，而是更多地受到其他因素的影响( 如政府的宣传和亲友示范) .如何使合作社对真正有需求的社员产生正向激励关系到合作社持续稳定发展的基础，值得进一步关注。

　　3. 农户对“紧密型”的合作社表现出明显偏好但并无选择余地。“紧密型”的制度安排对农户入社意愿有显着的正向影响，但对农户的入社行为影响不显着。实践中，由于合作社的供给有限( 换句话说，合作社间的竞争有限) ,农户实际上对合作社的制度安排没有选择的空间，制约了农户的入社行动。因此，应当进一步规范合作社的制度安排，从规范合作社的财务制度做起，强调合作社的社员所有、社员控制、社员受益的性质，吸引更多普通农户加入合作社。

　　4. 加强合作社知识宣传对农户的入社意愿和行为有显着正向影响。由于农户对合作社的认知、政府宣传和亲友的影响等因素无论对农户加入合作社的意愿还是行为都有显着的正向影响，因此，政府以及研究机构、媒体等应当进一步加大对合作社知识的宣传力度，全面立体地向农户介绍各方面的合作社知识，鼓励农户确立更积极的投资态度，注重发挥骨干成员的宣传带动作用，利用农村特殊的地缘、血缘关系，为合作社的发展争取更广泛的群众基础。

　　参考文献：

　　1. Austin,E. J. . Willock,J Deary, I. J. G. J. Gibson,G. J. Dent,.B G. Edwards-Jones,O. Morgan,R. Grieve & A. Sutherland. EmpiricalModels of Farmer Behaviour Using Psychological,Social and Economic Variables. Part I: Linear Modelling. Agricultural Systems,1998,58( 2) : 203 ~ 224

　　2. Willock, J. ,Deary, I. J. ,McGregor,M. M. et al. Farmers'attitudes,objectives,behaviors,and personality traits: the Edinburgh study ofdecision making on farms. Journal of Vocational Behavior, 1999,54( 1) : 5 ~ 36

　　3. Illukpitiya,P. & Gopalakrishnan,C. Decision-making in soil conservation: application of a behavioral model to potato farmers in Sri Lanka.Land Use Policy,2004, 21( 4) : 321 ~ 331

　　4. Toma,L. & Mathijs,E. Environmental risk perception,environmental concern and propensity to participate in organic farming programmes.Journal of Environmental Management,2007,83( 2) : 145 ~ 157

　　5. Bayard,B. & Jolly,C. Environmental behavior structure and socio-economic conditions of hillside farmers: A multiple-group structural equationmodeling approach Ecological. Economics,2007,62( 5) : 433 ~ 440

　　6. 郭玮。 农民的合作： 经济学家不应过渡热情。 经济学消息报，2005 - 06 - 17: 1

　　7. 卢向虎，吕新业，秦富。 农户参加农民专业合作组织意愿的实证分析。 农业经济问题， 2008( 1) : 26 ~ 31

　　8. 费孝通。 乡土中国。 凤凰出版传媒集团，江苏文艺出版社，20099. 贺雪峰。 新乡土中国： 转型期乡村社会调查笔记。 广西师范大学出版社，2003