農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社滿(mǎn)意度影響因素分析
——基于新疆巴里坤縣調(diào)研數(shù)據(jù)

阿依吐?tīng)栠d·沙木西 ，安 瑞，古麗米熱·艾爾肯，米爾扎提江·木艾塔爾江

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052)

0 引言

發(fā)展農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，使農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)集中化，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)，是一種有利于促進(jìn)區(qū)域特色經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新型土地流轉(zhuǎn)模式，該模式有利于提高農(nóng)戶(hù)組織化程度，推廣農(nóng)業(yè)技術(shù)，降低生產(chǎn)成本和交易費(fèi)用，有效規(guī)避市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)[1]。

合作社作為一個(gè)全球化的概念，各國(guó)定義不同，Nilsson[2]認(rèn)為各種定義具有共同的特征，即“合作社是一種經(jīng)濟(jì)行為；合作社滿(mǎn)足的是人們(社員)的共同需要；合作社是由社員所有和控制的”。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的考驗(yàn)下，農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社經(jīng)過(guò)長(zhǎng)期的完善和變革發(fā)展，成為許多西方發(fā)達(dá)國(guó)家中不可缺少的經(jīng)濟(jì)組織，極大地推動(dòng)了各個(gè)國(guó)家農(nóng)村合作組織經(jīng)濟(jì)的蓬勃發(fā)展[3-5]。合作社是農(nóng)戶(hù)持自愿原則，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行合作生產(chǎn)和民主管理的一種經(jīng)濟(jì)組織形式[6-7]。趙娜等[8]認(rèn)為合作社有效地連接了市場(chǎng)與農(nóng)戶(hù)，及時(shí)提供市場(chǎng)價(jià)格需求量的信息并且為農(nóng)戶(hù)提供了技術(shù)和資金上的支持，有利于幫助農(nóng)戶(hù)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)。高建中等[9]從合作社功能實(shí)現(xiàn)程度、農(nóng)戶(hù)需求程度、農(nóng)戶(hù)滿(mǎn)意程度3個(gè)方面探究了合作社功能發(fā)展的問(wèn)題,得出目前合作社的大部分功能實(shí)現(xiàn)程度低、農(nóng)戶(hù)需要高且農(nóng)戶(hù)滿(mǎn)意度不高。

本研究選取新疆巴里坤縣為研究區(qū)，通過(guò)對(duì)參與農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的農(nóng)戶(hù)進(jìn)行抽樣調(diào)查，采用Logistic回歸模型，分析了農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社滿(mǎn)意度的影響因素，研究結(jié)果對(duì)把握農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社發(fā)展的基本方向具有重要意義。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與分析方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究通過(guò)問(wèn)卷方式對(duì)新疆巴里坤縣農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的現(xiàn)實(shí)情況以及農(nóng)戶(hù)參與專(zhuān)業(yè)合作社的意愿情況進(jìn)行了調(diào)查，問(wèn)卷設(shè)計(jì)分為6個(gè)部分：農(nóng)戶(hù)基本情況調(diào)查、農(nóng)戶(hù)加入合作社基本情況調(diào)查、合作社的管理情況調(diào)查、合作社的服務(wù)情況調(diào)查、合作社的領(lǐng)導(dǎo)情況調(diào)查、合作社對(duì)農(nóng)戶(hù)的影響情況調(diào)查。

本次調(diào)研于2019年8～9月在巴里坤哈薩克自治縣隨機(jī)選擇了6個(gè)村進(jìn)行了實(shí)地問(wèn)卷調(diào)查，2019年11月進(jìn)行了一次補(bǔ)充調(diào)查。調(diào)查地點(diǎn)包括奎蘇鎮(zhèn)、大河鎮(zhèn)、石人子鄉(xiāng)、海子沿鄉(xiāng)、花園鄉(xiāng)、八墻子鄉(xiāng)。2次調(diào)查中共計(jì)發(fā)放問(wèn)卷200份，回收有效問(wèn)卷192份，有效問(wèn)卷率96%。

1.2 分析方法

本文研究的是農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的滿(mǎn)意度，結(jié)果有2種情況，即對(duì)加入的專(zhuān)業(yè)合作社滿(mǎn)意或者不滿(mǎn)意[10]。根據(jù)這一基本特征選擇Logistic回歸模型，詳細(xì)研究了農(nóng)戶(hù)參與滿(mǎn)意度的影響因素，設(shè)因變量為Yi,Yi取值范圍為[0,1]。在進(jìn)行模型設(shè)計(jì)時(shí)，將農(nóng)戶(hù)是否愿意加入土地流轉(zhuǎn)合作社設(shè)為因變量，假設(shè)“不滿(mǎn)意”為0，“滿(mǎn)意”為1。假設(shè)因變量、自變量分別設(shè)定為Yi與Xi，建立模型如下：

(1)

根據(jù)公式(1)得到：

(2)

得到回歸模型：

(3)

式中：pi為農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社滿(mǎn)意的幾率；xi為第i個(gè)影響因素；βi為第i個(gè)影響因素的回歸系數(shù);α為回歸截距；e為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

結(jié)合巴里坤縣合作社發(fā)展的實(shí)際情況，從農(nóng)戶(hù)特征、農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況、合作社的管理特征、合作社的服務(wù)特征、政府支持情況等方面選取了14個(gè)自變量指標(biāo)，具體見(jiàn)表1。

表1 變量的選取及含義

2 結(jié)果與分析

2.1 模型分析

本文運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)192個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了二元Logistic回歸處理，農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的滿(mǎn)意度影響因素進(jìn)行模型估計(jì)。

對(duì)表2的模型擬合度進(jìn)行分析，-2對(duì)數(shù)似然值為22.525，Cox & SnellR2值為0.543，NagelkerkeR2值為0.915，Cox & SnellR2是一種一般化的確定系數(shù)，用來(lái)估計(jì)因變量的方差比率。NagelkerkeR2是Cox & SnellR2的調(diào)整值。如果這2個(gè)值越大，說(shuō)明模型的整體擬合度就越好，根據(jù)模型匯總的數(shù)值來(lái)看，給定模型的相關(guān)性較高，總體預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率高，可以用來(lái)解釋分析。

表2 模型擬合度分析

從表3 Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)中可以看出，顯著的sig值為0.757，大于0.05，模型系數(shù)綜合檢驗(yàn)中卡方為73.251，sin值為0.000，小于0.05，說(shuō)明統(tǒng)計(jì)顯著，模型有意義。

表3 Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)

通過(guò)表4模型回歸結(jié)果可以看出：合作社是否依托組織、合作社的決策機(jī)制、賬目公開(kāi)情況、農(nóng)戶(hù)對(duì)提供產(chǎn)品儲(chǔ)蓄和加工是否滿(mǎn)意、領(lǐng)導(dǎo)能力、對(duì)農(nóng)技部門(mén)的滿(mǎn)意度以及對(duì)村集體的滿(mǎn)意度沒(méi)有通過(guò)顯著性驗(yàn)證。通過(guò)顯著性驗(yàn)證的變量有7個(gè)，分別是年齡、文化程度、家庭年總收入、合作社年收入、加入合作社的年限、對(duì)合作社的了解程度、對(duì)生產(chǎn)資金借貸的滿(mǎn)意度情況。

表4 模型回歸結(jié)果

2.2 模型結(jié)果分析

2.2.1 農(nóng)戶(hù)特征 在農(nóng)戶(hù)自身特征中，戶(hù)主年齡、文化程度對(duì)農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的滿(mǎn)意度產(chǎn)生影響的顯著水平都在1%以?xún)?nèi)，影響最為顯著。戶(hù)主年齡因素的回歸系數(shù)是0.008，影響為負(fù)向，說(shuō)明隨著年齡的增大，農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的滿(mǎn)意度越低。究其原因：一方面，年齡越大越不易擺脫先前合作社的消極影響；另一方面，年齡越大對(duì)合作社的依賴(lài)性也越強(qiáng)，而當(dāng)前合作社發(fā)展沒(méi)有滿(mǎn)足他們的需求。戶(hù)主文化程度因素的回歸系數(shù)是0.008，影響為負(fù)向，說(shuō)明隨著戶(hù)主受教育程度的增高，農(nóng)戶(hù)的滿(mǎn)意度反而降低，原因可能是戶(hù)主文化程度越高他們對(duì)合作社的預(yù)期越高，但當(dāng)前我國(guó)合作社發(fā)展還不成熟，不能很好地達(dá)到期望而造成滿(mǎn)意度降低。

2.2.2 農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征 在農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征中，家庭年總收入、合作社年收入、加入合作社年限、對(duì)合作社了解程度這4個(gè)因素對(duì)參與合作社的滿(mǎn)意度產(chǎn)生影響的顯著水平分別在10%、10%、5%、5%以?xún)?nèi)，通過(guò)了驗(yàn)證。家庭年總收入因素的回歸系數(shù)為0.068，影響為負(fù)向，說(shuō)明家庭年總收入與參與合作社滿(mǎn)意度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。表示有一部分家庭年總收入高的農(nóng)戶(hù)相對(duì)于家庭年總收入低的農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社的滿(mǎn)意度相對(duì)低一些，原因可能在于家庭年總收入高的農(nóng)戶(hù)家中收入的主要來(lái)源不是合作社收入，對(duì)合作社依賴(lài)不高，也就對(duì)合作社是否能提供好的服務(wù)持無(wú)所謂狀態(tài)，反而，家庭年總收入低的家庭對(duì)合作社依賴(lài)性強(qiáng)，比較關(guān)心合作社的服務(wù)項(xiàng)目，對(duì)參與合作社的滿(mǎn)意度高。合作社年收入的回歸系數(shù)是0.078，影響為正向，合作社年收入與農(nóng)戶(hù)參與合作社的滿(mǎn)意度呈正相關(guān)的關(guān)系，農(nóng)戶(hù)在合作社的年收入越多，對(duì)所參與合作社的滿(mǎn)意度就越高。大部分農(nóng)戶(hù)認(rèn)為加入合作社帶來(lái)的農(nóng)業(yè)收入穩(wěn)定于農(nóng)戶(hù)自己經(jīng)營(yíng)。農(nóng)戶(hù)加入合作社年限因素的回歸系數(shù)是0.017，呈正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)戶(hù)加入合作社時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)合作社滿(mǎn)意度越高。成立年數(shù)較長(zhǎng)的合作社在市場(chǎng)變化的環(huán)境中不斷適應(yīng)，已經(jīng)具備了應(yīng)對(duì)環(huán)境變化的能力，經(jīng)營(yíng)制度上也在不斷完善，這些加入時(shí)間長(zhǎng)的農(nóng)戶(hù)也對(duì)合作社有了充分的信心和信任，滿(mǎn)意度相對(duì)較高，而加入合作社時(shí)間較短的農(nóng)戶(hù)易受不確定因素的干擾，對(duì)合作社的信任度也較低，滿(mǎn)意度相對(duì)低。農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社了解程度，該因素的回歸系數(shù)是0.049，影響為負(fù)向，與農(nóng)戶(hù)參與合作社的滿(mǎn)意度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社越了解，對(duì)合作社的滿(mǎn)意度會(huì)越低。原因在于農(nóng)戶(hù)認(rèn)知程度越高對(duì)合作社的政策及運(yùn)行機(jī)制越了解，可能會(huì)因?yàn)楹献魃绨l(fā)展不完善造成滿(mǎn)意度降低，也可能會(huì)對(duì)合作社在困難中取得發(fā)展使?jié)M意度提高，即認(rèn)知程度對(duì)合作社滿(mǎn)意度影響不明顯。

2.2.3 合作社管理特征 在合作社的管理特征中，合作社是否依托組織、合作社的決策機(jī)制、合作社的賬目公開(kāi)情況3個(gè)變量沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即三者對(duì)農(nóng)戶(hù)的滿(mǎn)意度影響不顯著。是否依托組織之所以沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，原因在于，合作社依托組織可能提供的服務(wù)更全面、更周到，但有可能打破利益分配平衡，損害到農(nóng)戶(hù)的利益。合作社決策機(jī)制是否民主沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，一部分農(nóng)戶(hù)認(rèn)為合作社的事務(wù)應(yīng)該由社長(zhǎng)或者理事長(zhǎng)說(shuō)了算，與自己沒(méi)有很大的關(guān)系，這與農(nóng)戶(hù)的傳統(tǒng)思想有關(guān)，農(nóng)戶(hù)更關(guān)心的還是自己能否有穩(wěn)定的收入。

2.2.4 合作社服務(wù)特征 在合作社的服務(wù)特征中，農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社提供產(chǎn)品儲(chǔ)蓄和加工的滿(mǎn)意程度以及合作社領(lǐng)導(dǎo)的能力沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即對(duì)農(nóng)戶(hù)的滿(mǎn)意度影響不明顯?？赡苁且?yàn)檗r(nóng)戶(hù)對(duì)過(guò)程性指導(dǎo)并不看重，更關(guān)心的是是否能夠提高收入。而合作社領(lǐng)導(dǎo)人的能力高，但對(duì)合作社發(fā)展規(guī)劃等得不到農(nóng)戶(hù)的認(rèn)同，農(nóng)戶(hù)滿(mǎn)意度也可能低，領(lǐng)導(dǎo)人能力弱，但踏實(shí)肯干，一心為民，辦實(shí)事，農(nóng)戶(hù)的滿(mǎn)意度亦可能高。對(duì)生產(chǎn)資金借貸是否滿(mǎn)意這一因素的顯著水平達(dá)到5%以下，顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，并且回歸系數(shù)為0.015，影響為正向。在合作社中，得到生產(chǎn)資金借貸的農(nóng)戶(hù)相對(duì)于未得到的農(nóng)戶(hù)滿(mǎn)意度相對(duì)更高，農(nóng)戶(hù)對(duì)收入提高越滿(mǎn)意對(duì)合作社的滿(mǎn)意度就越高，這說(shuō)明合作社要逐步完善服務(wù)類(lèi)型，對(duì)農(nóng)戶(hù)缺乏的資金提供更大的支持，要將切實(shí)提高農(nóng)戶(hù)的收入水平作為合作社成立和發(fā)展的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)。

2.2.5 政府支持情況 是否得到村集體和農(nóng)技部門(mén)的支持沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即政府支持對(duì)農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的滿(mǎn)意度影響不明顯?？赡艿脑颍阂环矫妫瑖?guó)家相關(guān)政策支持主要體現(xiàn)在合作社的建立上，對(duì)合作社發(fā)展過(guò)程中的支持過(guò)少，并沒(méi)有給合作社和農(nóng)戶(hù)帶來(lái)切身利益；另一方面，農(nóng)戶(hù)自身對(duì)相關(guān)政策了解較少，影響了他們對(duì)相關(guān)政策的評(píng)價(jià)。農(nóng)技部門(mén)提供了優(yōu)質(zhì)的服務(wù)，農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社的依賴(lài)度就會(huì)下降，期望值也會(huì)降低，農(nóng)戶(hù)更容易滿(mǎn)意。

3 結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建Logistic回歸模型，從農(nóng)戶(hù)特征、農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況、合作社的管理特征、合作社的服務(wù)、政府支持情況方面農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社滿(mǎn)意度影響進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果顯示不同因素的作用方向、影響程度與顯著性均有所不同。農(nóng)戶(hù)的年齡、文化程度對(duì)農(nóng)戶(hù)滿(mǎn)意度影響最為顯著，其次是家庭年總收入、合作社年收入、加入合作社年限、對(duì)合作社了解程度、對(duì)生產(chǎn)資金借貸是否滿(mǎn)意，其中農(nóng)戶(hù)的年齡、文化程度、家庭年總收入、對(duì)合作社了解程度對(duì)滿(mǎn)意度的作用為負(fù)向，其余為正向影響。

從分析結(jié)果可知，全面推進(jìn)合作社服務(wù)功能的建設(shè)，提高農(nóng)戶(hù)的滿(mǎn)意度，不僅需要關(guān)注農(nóng)戶(hù)自身特征和合作社建設(shè)層面，而且需要政府的扶持，各級(jí)政府尤其是村委會(huì)應(yīng)該下大力度把國(guó)家的政策和優(yōu)惠補(bǔ)貼措施宣傳和實(shí)施到位，才能促進(jìn)合作社服務(wù)功能全面健康地發(fā)展。