高 峰

(商丘學(xué)院商學(xué)院,河南商丘 476000)

·問題研究·

農(nóng)民加入合作組織影響因素研究*

高 峰

(商丘學(xué)院商學(xué)院,河南商丘 476000)

[目的]從農(nóng)戶行為視角提煉農(nóng)民加入合作組織影響因素，并試圖找到影響農(nóng)民加入合作組織的主要因素，揭露農(nóng)民合作組織發(fā)展的規(guī)律。[方法]文章分析影響農(nóng)民加入合作組織的主要因素有農(nóng)民的受教育程度、可得模仿機(jī)會及地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并根據(jù)上述3個主要因素選取一系列變量，在對變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析后，建立模型分析農(nóng)戶行為的正負(fù)影響。[結(jié)果](1)農(nóng)民的受教育水平對農(nóng)民加入合作組織是正的影響，即農(nóng)民的受教育水平越高，其越愿意加入合作組織； (2)農(nóng)民可得模仿機(jī)會越多，農(nóng)民參加合作組織的比例越高，即通訊設(shè)備越普及、交通越發(fā)達(dá)、合作組織數(shù)越多、合作組織中成員數(shù)越多的地區(qū)，農(nóng)民在合作組織中模仿學(xué)習(xí)的機(jī)會越多，農(nóng)民加入合作組織的比例越高； (3)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)農(nóng)民加入合作組織的比例越低，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)市場體系較為完善、農(nóng)產(chǎn)品的銷售渠道越多、農(nóng)產(chǎn)品不存在滯銷問題，農(nóng)民加入合作組織的效益不高，因此農(nóng)民不愿意加入合作組織。[結(jié)論]農(nóng)民受教育水平和可得模仿機(jī)會對農(nóng)民加入合作組織是正的影響，而地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對農(nóng)民加入合作組織是負(fù)的影響。

農(nóng)民合作組織 影響因素 利益分配 農(nóng)民行為

0 引言

2005年，中共中央提出支持農(nóng)民合作組織的發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織化程度，這不僅關(guān)系民生，還關(guān)系農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力。但是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織化程度一直較低，個體化的生產(chǎn)很難抵御市場風(fēng)險并參與到國際市場。我國迫切需要提高農(nóng)業(yè)組織化程度來發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，這也是解決“三農(nóng)”問題的客觀需要。已有研究表明，為提高農(nóng)業(yè)組織化程度，提倡農(nóng)民加入合作組織能夠帶來一定的效果。在為農(nóng)民合作組織的發(fā)展提供政策建議時，應(yīng)首先考慮哪些因素會影響到農(nóng)民合作組織發(fā)展，而哪些因素會制約農(nóng)民合作組織發(fā)展。Zusman[1]對農(nóng)民合作組織中的利益雙方即企業(yè)和農(nóng)戶的行為特征，發(fā)現(xiàn)企業(yè)在農(nóng)民合作組織的構(gòu)建過程中占主體地位，而農(nóng)戶并沒有凸顯其主體地位。溫濤[2]對農(nóng)戶參與合作組織的行為特征進(jìn)行了研究，表明農(nóng)戶加入農(nóng)民合作組織的意愿受自身教育程度、收入結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施等因素的影響。陳新華[3]對農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的影響因素及其經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶文化程度、兼業(yè)化程度以及流通渠道的發(fā)育程度等因素則對農(nóng)戶是否參與合作社具有明顯的抑制作用。王愛群[4]、汪志強(qiáng)[5]和蘇楠[6]等認(rèn)為農(nóng)民合作組織中的合作一般都是“訂單”或“合同”，這種合作是“零和博弈”，容易導(dǎo)致合作雙方為追求自身利益最大化而違約。他認(rèn)為，只有將公司和農(nóng)戶之間的“零和博弈”轉(zhuǎn)變?yōu)楹献鞑┺?，才能降低農(nóng)戶違約率，提高農(nóng)業(yè)組織化程度。李劍[7]對農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織社員退出意愿的影響因素進(jìn)行分析，農(nóng)戶基本特征、經(jīng)營現(xiàn)狀、參與組織行為以及對組織發(fā)展的認(rèn)知程度等4類因素對其退出意愿有影響。此外王曉梅[8]、張孟起[9]和夏葉丹[10]等也研究了農(nóng)民加入合作組織的影響因素。已有文獻(xiàn)雖然較多，但從農(nóng)戶行為視角提煉農(nóng)民加入合作組織影響因素的研究較少。文章試圖從農(nóng)戶行為視角分析影響農(nóng)民加入合作組織的主要因素，揭露農(nóng)民合作組織發(fā)展的規(guī)律。并在此基礎(chǔ)上建立回歸模型，分析影響農(nóng)民加入合作組織的影響因素。最后從實證的角度檢驗各因素變量對農(nóng)民加入合作組織的影響。

1 我國農(nóng)民合作組織發(fā)展特點

了解我國農(nóng)民合作組織的特點，有助展開對農(nóng)民加入合作組織進(jìn)行研究，結(jié)合分析結(jié)果，并針對現(xiàn)狀提出合理的建議。目前我國農(nóng)民合作組織發(fā)展特點主要有以下4個方面。

1.1 農(nóng)民合作組織發(fā)展水平較低

自改革開放以來，我國農(nóng)民合作組織得到了較快的發(fā)展。截止2015年初，中國各類農(nóng)民合作組織數(shù)已達(dá)到38萬。但是我國農(nóng)戶總量超過2.5億，很明顯我國農(nóng)民合作組織總體發(fā)展水平較低。尤其是與發(fā)達(dá)國家的每村一個合作組織相比，我國農(nóng)民合作組織發(fā)展水平非常低。從行業(yè)數(shù)據(jù)來看，種植業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)、林業(yè)、服務(wù)業(yè)、手工業(yè)及其他行業(yè)所占的比重分別為47.85%、30.72%、4.34%、4.15%、6.82%、0.44%及5.67%，其中種植業(yè)所占比重最大，手工業(yè)所占比重最小。與發(fā)達(dá)國家相比，各行業(yè)參與農(nóng)戶數(shù)量十分有限，農(nóng)民合作組織不能成為農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營體系中的重要組成部分。

1.2 農(nóng)民合作組織發(fā)展不平衡

農(nóng)業(yè)的區(qū)域結(jié)構(gòu)一直是我國三農(nóng)中的重要問題，農(nóng)民合作組織的區(qū)域結(jié)構(gòu)也不例外。東部地區(qū)的農(nóng)民合作組織發(fā)展速度比西部地區(qū)快，且東部地區(qū)的農(nóng)民合作組織已經(jīng)開始向農(nóng)產(chǎn)品營銷合作方面發(fā)展，對于中國農(nóng)業(yè)組織化發(fā)展而言，東部地區(qū)的發(fā)展無疑能夠提高全國的整體水平。但是中西部地區(qū)，尤其是西部地區(qū)，農(nóng)民合作組織不僅發(fā)展速度慢，合作方向大多停留在技術(shù)服務(wù)的民間協(xié)會。東西部的巨大差異對提高中國農(nóng)業(yè)組織化水平是巨大的挑戰(zhàn)，如何促進(jìn)中西部地區(qū)農(nóng)民合作組織的發(fā)展，平衡東西部的發(fā)展節(jié)奏，是今后農(nóng)民合作組織發(fā)展著重需要解決的問題。

1.3 農(nóng)民合作組織規(guī)模小，實力偏弱

我國目前存留的農(nóng)民合作組織，無論是注冊資本還是參與農(nóng)戶人數(shù)都是有限的。以湖南省為例，農(nóng)民合作組織的股金大多在8萬元以下，參與農(nóng)戶人數(shù)超過20人的僅占12%， 76%的農(nóng)民合作組織參與的農(nóng)戶數(shù)不到15人。從農(nóng)民合作組織的資本結(jié)構(gòu)來看，只有極少部分農(nóng)民合作組織建立了風(fēng)險基金，大多數(shù)農(nóng)民合作組織都是依賴政府的資金扶持。缺乏風(fēng)險基金，農(nóng)民合作組織抵御風(fēng)險的能力低，難以擴(kuò)大規(guī)模、提高合作效益。這是我國農(nóng)民合作組織普遍存在的問題。

1.4 農(nóng)民合作組織中農(nóng)戶的主體地位低

長期以來，農(nóng)民合作組織往往是由政府牽頭，農(nóng)戶僅僅是參與者，其主體地位沒有得到體現(xiàn)。但是在實際的合作過程中，農(nóng)戶的主體地位必須彰顯，這樣才能維護(hù)農(nóng)戶的權(quán)益，提高農(nóng)戶參與的積極性。

2 影響農(nóng)民加入合作組織的主要因素

根據(jù)參考文獻(xiàn)及行為經(jīng)濟(jì)學(xué)，影響農(nóng)民加入合作組織的主要因素分為3種。

(1)農(nóng)民的理性程度。汪志強(qiáng)[5]的研究表明農(nóng)民的理性程度取決于農(nóng)民的受教育水平，農(nóng)民受教育水平越高，其理性程度就越高，相反，農(nóng)民的受教育程度越低，其理性程度越低。尤其是當(dāng)農(nóng)民合作組織的合作收益大于農(nóng)民的外部收益時，農(nóng)民的學(xué)習(xí)速度更快，無論是從“干中學(xué)”角度，還是“自我學(xué)習(xí)”的角度來看，農(nóng)民的學(xué)習(xí)效果也更好。在博弈中，農(nóng)民的理性程度直接影響到博弈結(jié)果，因此該文將農(nóng)民的理性程度納入模型中，衡量農(nóng)民理性程度的變量就是農(nóng)民的受教育水平，模型中變量有V4～V10。

(2)農(nóng)民可得模仿機(jī)會。雖然農(nóng)民的受教育程度在一定水平上決定了農(nóng)民在合作組織中的學(xué)習(xí)能力，但是合作組織這一外部環(huán)境也會影響到農(nóng)民的合作學(xué)習(xí)效果，比如合作組織覆蓋的人員，人員越多，農(nóng)民可得模仿的機(jī)會就會增加。當(dāng)農(nóng)民合作組織的人員增加時，農(nóng)民加入合作組織的比例應(yīng)該越高。這些變量包括V2、V3。蘇楠[6]的研究表明通訊和交通條件也會影響到農(nóng)民的學(xué)習(xí)效果，在通訊和交通越發(fā)達(dá)的地區(qū)，農(nóng)民與外界的聯(lián)系越緊密，農(nóng)民模仿的機(jī)會也就越多。因此對于農(nóng)民的可得模仿機(jī)會這一因素，有2個子因素，即各地區(qū)農(nóng)民合作組織平均成員數(shù)和通訊交通(V3、V11)。

(3)模仿對象的成功度。在博弈過程中，加入合作組織后的收益是否有明顯增加會直接影響到農(nóng)民對該合作組織的信心，從而影響農(nóng)民是否決定加入該合作組織。但是這一影響因素沒有直接的數(shù)據(jù)，只能用間接的指標(biāo)來衡量。一個地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征可以作為模仿對象的成功度的間接指標(biāo)，比如農(nóng)作物的品種、生產(chǎn)數(shù)量、機(jī)械化水平和水利設(shè)施等。從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來看，集中生產(chǎn)某種產(chǎn)品可以提高規(guī)模效率，從而獲得更多的收益，所以農(nóng)作物的品種越少，合作的經(jīng)濟(jì)效益應(yīng)該越高。當(dāng)然，集中生產(chǎn)某種產(chǎn)品帶來的規(guī)模效應(yīng)還包含了生產(chǎn)數(shù)量的增加。一個地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化水平代表著該地區(qū)的科技水平，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，科技水平能夠帶來乘數(shù)效應(yīng)，提高生產(chǎn)率，并提高效益。水利設(shè)施是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要條件，水利設(shè)施越好，農(nóng)作物抵抗旱災(zāi)水災(zāi)的能力越強(qiáng)。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以作為模仿對象的成功度的間接指標(biāo)。一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，農(nóng)戶越不愿意加入到合作組織中； 另一方面經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)市場體系相對完善，農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道越多，不易出現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品滯銷等問題，農(nóng)戶加入合作組織的收益不明顯。衡量一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量主要是該地區(qū)的人均GDP，人均GDP越高，說明該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。這一因素的衡量指標(biāo)有V12～V21。

3 模型和數(shù)據(jù)

表1 變量說明

變量變量說明V1因變量,農(nóng)民加入合作組織的比例V2農(nóng)民合作組織的個數(shù)V3農(nóng)民合作組織的平均成員數(shù)V4非勞動力的比例V5未獲得教育的勞動力比例V6教育水平為小學(xué)的勞動力比例V7教育水平為中學(xué)的勞動力民比例V8教育水平為高中的勞動力比例V9教育水平為中專的勞動力比例V10教育水平為大?；虼髮Ｒ陨系膭趧恿Ρ壤齎11擁有通訊設(shè)備的數(shù)量V12通車的農(nóng)村公路里程V13農(nóng)村的用電量V14農(nóng)村的家庭主營收入V15農(nóng)用化肥使用量V16農(nóng)用塑料薄膜使用量V17畜牧產(chǎn)品的總產(chǎn)量V18種植業(yè)產(chǎn)品的總產(chǎn)量V19漁業(yè)產(chǎn)品總產(chǎn)量V20農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力V21人均GDP

該文借鑒蘇楠[6]的模型進(jìn)行實證研究，分析影響農(nóng)民加入合作組織的影響因素。首先，該文的因變量是農(nóng)民加入合作組織的比例，自變量有20個，自變量主要是根據(jù)該文第2節(jié)中影響農(nóng)民加入合作組織的3個因素來選取。

3.1 變量說明及數(shù)據(jù)來源

通過3個主要影響因素，該文共選取了20個自變量，各變量的說明見表1。

該文采用的是2014年25個省的截面數(shù)據(jù)對模型進(jìn)行分析。在《中國統(tǒng)計年鑒2015》中，通過計算可以獲得農(nóng)民加入合作組織的比例、農(nóng)民合作組織的個數(shù)、農(nóng)民合作組織的平均成員數(shù)及人均GDP等4個變量的數(shù)據(jù)，剩下的自變量數(shù)據(jù)都可以在《中國農(nóng)業(yè)年鑒2015》中獲得。通過對《中國統(tǒng)計年鑒2015》與《中國農(nóng)業(yè)年鑒2015》的分析發(fā)現(xiàn)，部分變量的統(tǒng)計量綱不同，不同的統(tǒng)計量綱會給計量帶來影響，為避免計量的偏誤，該文將對所有的變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。按照計量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，可采用如下方式對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

(1)

3.2 相關(guān)系數(shù)矩陣

根據(jù)變量的描述性統(tǒng)計我們發(fā)現(xiàn)，變量V13～V21與因變量農(nóng)民參與合作組織的比例之間的數(shù)量級相差較大，為了避免變量的回歸系數(shù)過小，該文在進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析和回歸分析時，都將比例變量乘以100。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

Ⅴ1Ⅴ2Ⅴ3Ⅴ4Ⅴ5Ⅴ6Ⅴ7Ⅴ8Ⅴ9Ⅴ10Ⅴ11Ⅴ12Ⅴ13Ⅴ14Ⅴ15Ⅴ16Ⅴ17Ⅴ18Ⅴ19Ⅴ20Ⅴ21V11.0 V22.4**1.0V31.34.21.0V41.4**1.21.31.0V51.341.33.24.21.0V63.13.27.16.2-2.91.0V72.73.05.63.24.13.31.0V82.35.47.69.15.93.22.21.0V91.93.68.57.67.03.84.93.71.0V103.2***1.22.34.37.53.53.34.33.71.0V112.1**22.11.1*42.363.323.556.516.910.12.71.0V1225.165.167.165.254.126.174.299.145.639.254.51.0V130.245.30.20.234.554.212.45.00.40.10.10.61.0V140.1**13.30.10.20.40.1*0.5-0.3-0.3-0.20.30.60.11.0V150.253.10.20.7-0.8-0.20.1*-6.3-3.70.4-0.20.4-0.90.51.0V169.914.40.5-0.30.50.756.122.2-9.376.50.40.7-0.8-0.4-0.31.0V173.554.40.30.40.51.2*7.43.77.40.7-0.80.34.48.216.356.21.0V1811.414.34.343.2-6.50.544.3-0.40.155.3-9.367.70.91.2-0.322.234.11.0V190.2**12.143.265.377.386.465.2-5.12.36.39.15.26.95.40.6-0.3-9.1-6.31.0V200.4**0.30.40.10.36.37.93.58.27.50.94.27.27.454.255.46.75.35.11.0V21-0.2**0.10.10.40.90.30.40.90.20.50.43.48.49.612.36.97.56.834.16.41.0 注:*、**、***分別表示5%、1%和0.1%的顯著性水平,下同

從表2中各變量的相關(guān)系數(shù)可以得知，與因變量農(nóng)民參與合作組織的比例高度相關(guān)的是教育水平為大專或大專以上的勞動力比例(V10)，其顯著性水平在0.1%。此外，與因變量顯著相關(guān)的是農(nóng)民合作組織的個數(shù)(V2)、農(nóng)村中非農(nóng)勞動力比例(V4)、擁有通訊設(shè)備的數(shù)量(V11)、農(nóng)村的家庭主營收入(V14)、漁業(yè)產(chǎn)品的總產(chǎn)量(V19)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(V20)和人均GDP(V21)，這些變量的顯著性水平在1%。從統(tǒng)計學(xué)來看，這8個變量都具有統(tǒng)計學(xué)顯著意義。其中農(nóng)民合作組織的個數(shù)(V2)、農(nóng)村中非農(nóng)勞動力比例(V4)、教育水平為大?；虼髮Ｒ陨系膭趧恿Ρ壤?V10)、擁有通訊設(shè)備的農(nóng)村比例(V11)、農(nóng)村的家庭主營收入(V14)、漁業(yè)產(chǎn)品的總產(chǎn)量(V19)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(V20)7個變量系數(shù)為正，說明這7個變量與因變量農(nóng)民參加合作組織的比例是正相關(guān)的，而變量人均GDP(V21)系數(shù)為負(fù)，說明人均GDP(V21)與因變量農(nóng)民參加合作組織的比例是負(fù)相關(guān)的，在人均GDP越高的地區(qū)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，農(nóng)民參加合作組織的比例越低，這與該文第2節(jié)中的分析是一致的。在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，市場體系越完善，農(nóng)產(chǎn)品的銷售渠道越多，農(nóng)民越不愿意加入農(nóng)民合作組織，因為合作組織給農(nóng)民帶來的收益較低。

3.3 回歸結(jié)果及分析

根據(jù)相關(guān)系數(shù)分析，該文在模型中納入農(nóng)民合作組織的個數(shù)(V2)、農(nóng)村中非農(nóng)勞動力比例(V4)、教育水平為大?；虼髮Ｒ陨系膭趧恿Ρ壤?V10)、擁有通訊設(shè)備的農(nóng)村比例(V11)、農(nóng)村的家庭主營收入(V14)、漁業(yè)產(chǎn)品的總產(chǎn)量(V19)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(V20)和人均GDP(V21)等8個變量，回歸模型如下：

V1n=β0+β2V2n+β4V4n+β10V10n+β11V11n+β14V14n+β19V19n+β20V20n+β21V21n+εn

(2)

式中，n代表省，εn是隨機(jī)誤差項，βi(i=2,4,10,11,14,19,20,21)是各變量的系數(shù)?；貧w結(jié)果如表3所示。農(nóng)民合作組織的個數(shù)(V2)、農(nóng)村中非農(nóng)勞動力比例(V4)、教育水平為大?；虼髮Ｒ陨系膭趧恿Ρ壤?V10)、擁有通訊設(shè)備的數(shù)量(V11)、農(nóng)村的家庭主營收入(V14)、漁業(yè)產(chǎn)品的總產(chǎn)量(V19)和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(V20)7個變量系數(shù)為正，顯著性水平為1%。人均GDP(V21)系數(shù)為負(fù)，顯著性水平為0.1%?；貧w的擬合優(yōu)度為0.97，F(xiàn)統(tǒng)計量為694.3，并在0.1%的水平上顯著。這說明模型很好地解釋了原始數(shù)據(jù)，自變量很好地解釋了因變量。

表3 回歸結(jié)果

V1系數(shù)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤P>|t|V25.368.40.009V41.70.30.008V108.437.20.008V111.824.70.009V140.129.70.007V190.224.60.006V2O0.451.60.007V21-0.343.10.001常數(shù)項31.517.90.003N=25; F(7,43)=694.3***;R2=0.97

根據(jù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)農(nóng)民的受教育水平對農(nóng)民加入合作組織是正的影響，這與該文第2節(jié)中的分析是一致的，即農(nóng)民的受教育水平越高，其越愿意加入合作組織的； (2)農(nóng)民可得模仿機(jī)會越多，農(nóng)民參加合作組織的比例越高，這與該文第2節(jié)的分析也是一致的，即通訊設(shè)備越普及、交通越發(fā)達(dá)、合作組織數(shù)越多、合作組織中成員數(shù)越多的地區(qū)，農(nóng)民在合作組織中模仿學(xué)習(xí)的機(jī)會越多，農(nóng)民加入合作組織的比例越高； (3)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)農(nóng)民加入合作組織的比例越低，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)市場體系較為完善、農(nóng)產(chǎn)品的銷售渠道越多、農(nóng)產(chǎn)品不存在滯銷問題，農(nóng)民加入合作組織的效益不高，因此農(nóng)民不愿意加入合作組織。

4 結(jié)論及政策性建議

4.1 結(jié)論

該文分析影響農(nóng)民加入合作組織的主要因素有農(nóng)民的受教育程度、可得模仿機(jī)會及地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，并根據(jù)上述3個主要因素選取一系列變量，在對變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析后，建立模型分析農(nóng)戶行為的正負(fù)影響?；貧w結(jié)果及分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民受教育水平和可得模仿機(jī)會對農(nóng)民加入合作組織是正的影響，而地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對農(nóng)民加入合作組織是負(fù)的影響。

4.2 政策性建議

根據(jù)該文的回歸結(jié)果，結(jié)合中國農(nóng)民合作組織發(fā)展的現(xiàn)狀特點，該文分別從農(nóng)戶、企業(yè)角度提出以下政策建議。

從農(nóng)戶的角度來看，農(nóng)戶的教育水平、對合作組織的認(rèn)識以及農(nóng)戶的技能水平等對合作組織的發(fā)展起到了重要作用。因此，針對農(nóng)戶提出3點建議：(1)提高農(nóng)民的受教育水平，增加教育投入，解決農(nóng)民子弟上學(xué)難的問題，并加大宣傳力度，鼓勵農(nóng)民接受教育。此外，對農(nóng)民進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)知識培訓(xùn)，提高農(nóng)民的技能，同時也能增加農(nóng)民對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展方式的認(rèn)識。同時，在合作社引入農(nóng)業(yè)科技人才，形成科技的溢出效應(yīng)； (2)加大對農(nóng)民合作組織的宣傳力度，增加農(nóng)民對合作組織的認(rèn)識，轉(zhuǎn)變他們的觀念，消除農(nóng)民的心理障礙，農(nóng)民對合作組織的了解越少，他們對加入合作組織的收益越不了解。只有讓農(nóng)戶理解合作社方面的知識，認(rèn)識合作組織能給他們帶來的收益，他們才更愿意加入合作組織，進(jìn)而提高我國農(nóng)業(yè)組織化程度，因此可以在合作社成立初期，在村委會成立專門的答疑機(jī)構(gòu)，方便農(nóng)民獲取相關(guān)的信息； (3)倡導(dǎo)科技下鄉(xiāng)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化水平，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，充分利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，提高產(chǎn)量，增加農(nóng)民對合作組織的信心。

從企業(yè)的角度來看，企業(yè)與農(nóng)戶間的聯(lián)系以及企業(yè)對農(nóng)戶提供的支持都會直接影響到農(nóng)戶對合作組織的信心。針對企業(yè)提出2點建議：(1)企業(yè)應(yīng)該增強(qiáng)與農(nóng)戶之間的聯(lián)系和交流，讓農(nóng)戶對企業(yè)的經(jīng)營理念、合作方式和發(fā)展方向有深刻的認(rèn)識。同時注重合作社質(zhì)量而非數(shù)量，集中力量做強(qiáng)做大，當(dāng)合作社壯大以后自然會吸引農(nóng)民加入； (2)企業(yè)應(yīng)該降低農(nóng)戶參與合作組織的成本，許多農(nóng)戶不參與合作組織的重要原因就是參與成本太高，企業(yè)適當(dāng)?shù)淖尷拍軒砦磥砀嗟暮献鳈C(jī)會以及收益。

[1] Zusman.P.G，C.Rausser.Interorganizational Influence and Optimality of Collective Action.Journal of Economics Behaviour and Organization， 1994，(3)： 112～115

[2] 溫濤， 王小華，楊丹，等.新形勢下農(nóng)戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織的行為特征、利益機(jī)制及決策效果.管理世界， 2015, 4(7): 93～97

[3] 陳新華， 方凱.農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的影響因素及其經(jīng)濟(jì)效益研究——基于廣東省207家水禽養(yǎng)殖戶的調(diào)研分析.價格月刊， 2016, 6(5): 121～123

[4] 王愛群， 夏英.基于博弈理論的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營合同違約率問題分析.中國經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊， 2007，(15)： 14～17

[5] 汪志強(qiáng)， 冷原.農(nóng)戶參加農(nóng)民專業(yè)合作社行為影響因素研究——以日照市為例.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2012, 33(3): 16～20

[6] 蘇楠， 楊學(xué)軍，王輝，等.農(nóng)民專業(yè)合作社農(nóng)戶合作意愿分析——基于楊凌現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范園的實證研究.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2012, 33(1): 73～76

[7] 李劍， 黃蕾.基于Logistic模型下農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織社員退出意愿的影響因素分析——以江西省為例.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2012，(7)： 89～91

[8] 夏葉丹， 曾維忠.農(nóng)戶林地資金投入水平影響因素分析——基于四川省宜賓市的實證研究.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2013, 34(6): 91～95

[9] 王曉梅， 翟娟娟.河南農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展的問題、對策及模式.山西農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2010, 38(3): 34～36

[10]張孟起， 劉天雄.金融支持農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展探討.華北金融， 2012，(11)： 13～19

RESEARCH ON FARMERS′COOPERATIVE ECONOMIC ORGANATIONS BASEDON GAME THEORY STUDY*

Gao Feng

(Shangqiu University College of Business, Shangqiu,Henan 476000, China)

Since the beginning of the 1980s, China′s rural cooperative economic organizations have developed rapidly.However, the degree of organization of agricultural production is low. How to improve the level of agricultural organization is the focus forthe government. This paper analyzedthe main factors affecting farmers′ joining in cooperative organizations based on Game Theory. And on the basis of this, this paper establisheda model to analyze farmers′ behavior. The results showed that the level of education of farmers and thetraining opportunity had positive effects on farmers′ joining in cooperative economic organizations.The level of regionaleconomic development had a negative impact on farmers′ joining in cooperative economic organization.According to the results from the model and the characteristics of China′s current status of farmer cooperative economy organization development, this paper put forward three suggestions, such as increasing the level of education of farmers, increasing publicity of rural cooperative economic organizations, and advocating science and technology to the countryside.

cooperative economic organizations of farmers; incomplete information dynamic; benefit allocation; farmer behavior

10.7621/cjarrp.1005-9121.20170414

2015-09-22

高峰(1980—)，男，山西運城人，碩士、講師。研究方向：房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)。Email： 1348179928@qq.com

*資助項目：河南省軟科學(xué)計劃項目“戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)中企業(yè)嵌入與創(chuàng)新關(guān)系研究”(162400410442)

F325; F321.4

A

1005-9121[2017]04090-06