王博 王振 劉慧婕

摘? ? 要：本研究以晉北地區(qū)603戶實地調(diào)研農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)為依據(jù)，以TAM模型為基礎(chǔ)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型對影響欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社行為意向的因素進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，農(nóng)戶感知易用性正向影響農(nóng)戶感知有用性;農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性均正向影響農(nóng)戶加入態(tài)度;農(nóng)戶感知有用性、農(nóng)戶加入態(tài)度均正向影響農(nóng)戶行為意向。完善對小農(nóng)戶教育機(jī)制的微觀運(yùn)行能力、提高合作社信息化水平、避免小農(nóng)戶投機(jī)行為發(fā)生、提高合作社負(fù)責(zé)人威望、增多小農(nóng)戶了解合作社信息的相關(guān)途徑是促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的有效舉措。

關(guān)鍵詞：欠發(fā)達(dá)地區(qū);小農(nóng)戶;農(nóng)民專業(yè)合作社;行為意向;影響因素

中圖分類號：F062.9? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ? ? ? ? ?DOI 編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2019.09.012

Abstract： The purpose of this paper was enrich the relevant research on small farmers joining farmers' professional cooperatives in underdeveloped areas and promote the organic connection between small farmers and modern agriculture. Based on the field research sample data of 603 farmers in the north of Shanxi Province and TAM model， this paper used structural equation model to analyze the factors affecting behavioral intentions of small farmers to join farmers' professional cooperatives in underdeveloped areas. The results showed that farmers' perceived ease of use positively affected farmers' perceived usefulness， farmers' perceived ease of use and farmers' perceived usefulness positively affected farmers' participation attitude， farmers' perceived usefulness and farmers' participation attitude positively affected farmers' behavioral intentions. Perfecting the micro-operation ability of small farmers' educational mechanisms， improving the information level of cooperatives， avoiding small farmers' speculative behavior， improving the prestige of cooperative leaders and increasing the way of small farmers' understanding of cooperative information would be effective measures to promote small farmers to join farmers' professional cooperatives in underdeveloped areas.

Key words： underdeveloped areas; small farmers; farmers' professional cooperatives; behavioral intentions; influencing factors

在全面建成小康社會的背景下，2.3億農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)?？s小和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)屬性商品化、專業(yè)化的小農(nóng)戶[1]如何與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有效銜接成為當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展過程中面臨的核心問題之一。自《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布以來，山西省農(nóng)民專業(yè)合作社（以下簡稱為合作社）迅速發(fā)展，截止至第三次全國農(nóng)業(yè)普查，山西省已有75 038個合作社[2]。2019年中央“一號文件”明確指出：“落實扶持小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的政策，完善‘農(nóng)戶+合作社利益聯(lián)結(jié)機(jī)制”為我國小農(nóng)戶與合作社的聯(lián)結(jié)發(fā)展指明了方向。郭慶海[1]研究認(rèn)為以合作經(jīng)濟(jì)的機(jī)制實現(xiàn)集體經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新是將小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展銜接的重要組織載體;陳航英[3]研究認(rèn)為，在構(gòu)建新村莊集體組織、發(fā)展集體經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上實現(xiàn)小農(nóng)戶的內(nèi)生性組織化能真正實現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的有機(jī)銜接;徐旭初和吳彬[4]研究認(rèn)為，合作社是小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接的一種關(guān)鍵載體。相關(guān)領(lǐng)域的學(xué)者均認(rèn)為，合作社是小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的重要載體。小農(nóng)戶是市場機(jī)制下的弱勢群體，合作社作為提升小農(nóng)戶組織化程度的重要手段，在連接小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)之間有較強(qiáng)的現(xiàn)實功能。晉北農(nóng)村地區(qū)發(fā)展滯后，小農(nóng)戶入社比例偏低，促進(jìn)小農(nóng)戶加入合作社對實現(xiàn)山西省農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和小農(nóng)戶生活富裕具有重要意義。

小農(nóng)戶加入合作社的行為意向是小農(nóng)戶打算參與合作社的度量，可以合理推斷小農(nóng)戶加入合作社的行為動機(jī)等，進(jìn)而為有效推動小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)相銜接以及合作社的健康發(fā)展提供可行的發(fā)展思路。當(dāng)前，眾多學(xué)者從理論和實證兩個角度對農(nóng)戶入社意愿、行為等做了大量的研究。李道和[5]通過對相關(guān)領(lǐng)域的文獻(xiàn)梳理分析認(rèn)為，技術(shù)環(huán)境、農(nóng)戶個體特征等影響農(nóng)戶加入合作社;蘇群等[6]研究認(rèn)為，農(nóng)戶對合作社的認(rèn)知和周邊農(nóng)戶的入社情況對農(nóng)戶參加合作社有顯著影響;馬彥麗和施軼坤[7]研究認(rèn)為，加強(qiáng)合作社知識宣傳對農(nóng)戶的入社意愿和行為有顯著正向影響;張啟文等[8]研究認(rèn)為，戶主文化程度、農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用程度、對合作社的總體滿意度、服務(wù)認(rèn)知和銷售認(rèn)知等因素對農(nóng)戶參與合作社意愿的影響較為顯著;孫亞范[9]研究認(rèn)為，社員對合作收益的滿意狀況、經(jīng)營管理人員的信任程度等因素對社員參與合作社管理的意愿影響顯著;楊夏林[10]研究認(rèn)為，農(nóng)戶對合作社認(rèn)知度、入社后農(nóng)產(chǎn)品價格提高程度、銷售費(fèi)用降低程度等因素顯著正向影響農(nóng)戶對專業(yè)合作社的滿意度;鐘穎琦等[11]研究認(rèn)為，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制顯著影響農(nóng)戶參與合作社的意愿;劉雨欣等[12]研究認(rèn)為，內(nèi)部監(jiān)督缺失不利于普通社員利益的充分實現(xiàn)?？偟膩碚f，現(xiàn)有文獻(xiàn)對有關(guān)欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入合作社行為意向的研究較少。小農(nóng)戶行為意向受行為態(tài)度與主觀準(zhǔn)則兩方面的影響，行為態(tài)度是小農(nóng)戶加入合作社所持有的情感，主觀準(zhǔn)則是小農(nóng)戶對加入合作社所帶來的影響的感知程度。因此，本研究以晉北地區(qū)603個農(nóng)戶實地調(diào)研數(shù)據(jù)為依據(jù)，從農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)合感知有用性、農(nóng)戶加入態(tài)度、農(nóng)戶行為意向4個維度對影響晉北地區(qū)農(nóng)戶加入合作社行為意向的因素進(jìn)行分析。

1 樣本介紹及結(jié)構(gòu)方程模型建立

研究數(shù)據(jù)來源于晉北農(nóng)村地區(qū)，調(diào)查涉及43個行政村，共發(fā)放問卷632份，有效問卷603份，有效率為95.41%，樣本構(gòu)成見表1。問卷內(nèi)容主要包括農(nóng)戶基本信息、合作社基本信息、合作社新業(yè)態(tài)、合作社公共服務(wù)、農(nóng)戶滿意度5個方面，共19項問題。依據(jù)李克特量表，將欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入合作社行為意向評價指標(biāo)分為5個不同的等級，即“很好=5”、“較好=4”、“一般=3”、“較差=2”、“很差=1”。

1.1 研究假設(shè)

假設(shè)一：農(nóng)戶感知易用性正向影響農(nóng)戶感知有用性。

農(nóng)戶感知易用性反映小農(nóng)戶認(rèn)為容易使用合作社生產(chǎn)技術(shù)的程度。對小農(nóng)戶而言，只有切實感知技術(shù)易用，才能感知技術(shù)對自身發(fā)展有用。農(nóng)戶學(xué)歷影響小農(nóng)戶對新技術(shù)的可接受程度;合作社技術(shù)轉(zhuǎn)移程度影響小農(nóng)戶對合作社的認(rèn)可度;合作社信息化程度影響小農(nóng)戶接收信息的方便程度。因此，對農(nóng)戶感知易用性這一潛變量設(shè)置以下3個可觀測變量：農(nóng)戶學(xué)歷、合作社技術(shù)轉(zhuǎn)移程度、合作社信息化程度。

假設(shè)二：農(nóng)戶感知有用性正向影響農(nóng)戶行為意向。

農(nóng)戶感知有用性反映小農(nóng)戶認(rèn)為加入合作社對其自身利益提高的程度，直接影響小農(nóng)戶加入合作社的行為意向。合作社帶動增收程度影響小農(nóng)戶對合作社的忠誠度;合作社新業(yè)態(tài)等級影響合作社的收益;合作社品牌知名度影響合作社產(chǎn)品暢銷程度。因此，對農(nóng)戶感知有用性這一潛變量設(shè)置以下3個可觀測變量：合作社帶動增收程度、合作社新業(yè)態(tài)等級、合作社品牌知名度。

假設(shè)三：農(nóng)戶加入態(tài)度正向影響農(nóng)戶行為意向。

農(nóng)戶加入態(tài)度反映小農(nóng)戶對加入合作社的主觀意向。農(nóng)村是鄉(xiāng)土社會，合作社負(fù)責(zé)人的威望在很大程度上影響小農(nóng)戶加入合作社態(tài)度;政府的宣傳力度影響小農(nóng)戶對合作社相關(guān)事宜的知曉度;合作社內(nèi)部監(jiān)管能力影響小農(nóng)戶對合作社的信任度。因此，對農(nóng)戶加入態(tài)度這一潛變量設(shè)置以下3個可觀測變量：合作社負(fù)責(zé)人的威望、政府的宣傳力度、合作社內(nèi)部監(jiān)管能力。

假設(shè)四：農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性正向影響農(nóng)戶加入態(tài)度。

從行為動力理論（研究人的行為如何被推動和維持）角度分析，需要是一切行為產(chǎn)生的源泉，而需要只有轉(zhuǎn)化為動機(jī)才能成為推動和維持個體行為的內(nèi)部動力[13]。小農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的缺乏者，同時也是理性經(jīng)濟(jì)人，在二者的驅(qū)使下，只有需要得到切實可行的滿足，小農(nóng)戶直接體會到未來收益，才會具有加入合作社的內(nèi)部動力。因此，假設(shè)農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性正向影響農(nóng)戶加入態(tài)度。

此外，對相關(guān)人員的詢問程度反映小農(nóng)戶對合作社的關(guān)注度;加入合作社的必要程度反映小農(nóng)戶對合作社的依靠程度;合作社市場競爭能力反映合作社在市場機(jī)制條件下的發(fā)展能力。因此，對農(nóng)戶行為意向設(shè)置向相關(guān)人員詢問程度、加入合作社的必要程度、合作社市場競爭能力3個可觀測變量。

1.2 結(jié)構(gòu)方程模型的建立

研究以Davis（1989年）運(yùn)用理性行為理論研究用戶對信息系統(tǒng)接受時所提出技術(shù)接受模型（TAM）為基本模型框架，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析。結(jié)構(gòu)方程模型中有2個基本的模型：測量模型和結(jié)構(gòu)模型。測量模型由潛在變量與觀察變量組成，一般表達(dá)形式為，X=Λxξ+δ，Y=Λyη+ε。式中：ε與η、ξ與δ無相關(guān);Λx、Λy分別為X、Y的因素負(fù)荷量;δ、ε是外顯變量的測量誤差;ξ、η分別為外生潛變量和內(nèi)生潛變量。結(jié)構(gòu)模型是潛在變量間因果關(guān)系模型的說明，一般表達(dá)形式可寫成η=yξ1+βξ2+ζ，η為內(nèi)生潛變量，ξ1、ξ2為外生潛變量[14]。根據(jù)以上研究假設(shè)和測量模型、結(jié)構(gòu)模型的一般表達(dá)式構(gòu)建欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入合作社行為意向結(jié)構(gòu)方程模型，如圖1。

式中Y1、Y2、Y3、Y4分別為農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性、農(nóng)戶加入態(tài)度、農(nóng)戶行為意向4個潛變量;X1～X12代表12個可觀測變量;y為潛變量與可觀測變量之間的路徑系數(shù)，β為潛變量之間的路徑系數(shù)，ζ為殘差項。

2 模型檢驗

2.1 信度、效度分析

利用SPSS24.0對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信度、效度分析。信度是指測量結(jié)果的一致性，研究選用一致性信度指標(biāo)Cronbachs α系數(shù)進(jìn)行分析;效度是測量的正確性，測量的效度越高，表示測量結(jié)果越能顯現(xiàn)其所欲測量內(nèi)容的真正特征[15]。如表2所示，量表數(shù)據(jù)整體Cronbachs α值為0.922（大于0.7），各潛變量Cronbachs α值均大于0.7，量表項目一致性得到檢驗，適合進(jìn)行因素分析。

2.2 探索性因素分析

利用SPSS24.0對模型中4個潛變量和12個可觀測變量進(jìn)行探索性因素分析，結(jié)果如表3所示。量表KMO值為0.936（大于0.8），巴特利球體檢驗卡方統(tǒng)計值為4 122，顯著性概率為0.000，量表累計總方差解釋為62.998%（大于60.00%），X1～X12可觀測變量旋轉(zhuǎn)標(biāo)準(zhǔn)因素載荷值均大于0.5，各項指標(biāo)均符合參照值標(biāo)準(zhǔn)，說明樣本數(shù)據(jù)可靠性較高。

2.3 驗證性因素分析

利用Amos24.0對模型進(jìn)行驗證性因素分析，得到結(jié)果如表4所示。輸出報表結(jié)果顯示，模型整體自由度為4.925（小于5），處于可接受邊緣;e5、e6（e代表殘差）具有較高的相關(guān)性。

依據(jù)輸出報表對模型進(jìn)行修正。e5、e6具有較高的相關(guān)性，因此對e5、e6添加相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，得到模型如圖2所示，得到結(jié)果如表5所示。X1～X12可觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均大于0.5，表明對潛變量影響顯著;各潛變量、各可觀測變量、e5與e6相關(guān)性的C.R.值均符合標(biāo)準(zhǔn)（大于2），而且均在0.01的顯著性水平上通過檢驗，表明修正后欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入合作社行為意向結(jié)構(gòu)方程模型擬合較理想。

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型評價

修正后模型的擬合程度檢驗如表6所示，對照結(jié)構(gòu)方程模型的模型適配度指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，通過對比，可以看出絕對適配度指數(shù)、增值適配度指數(shù)和簡約適配度指數(shù)都在比對的合理范圍之內(nèi)，模型擬合較好。

2.5 假設(shè)檢驗及數(shù)據(jù)分析

模型的假設(shè)驗證見表7，結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)見圖3。各潛變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均在0.01水平上顯著，證明假設(shè)成立?？梢缘贸鲛r(nóng)戶感知易用性正向影響農(nóng)戶感知有用性;農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性均正向影響農(nóng)戶加入態(tài)度;農(nóng)戶感知有用性、農(nóng)戶加入態(tài)度均正向影響農(nóng)戶行為意向。

（1）農(nóng)戶感知易用性對農(nóng)戶感知有用性的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.770，影響顯著，證明假設(shè)一成立。從可觀測變量來看，農(nóng)戶學(xué)歷、合作社技術(shù)轉(zhuǎn)移程度、合作社信息化程度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.842，0.803和0.733，均對潛變量影響顯著。其中農(nóng)戶學(xué)歷、合作社技術(shù)轉(zhuǎn)移程度標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)相對較高，這表明農(nóng)戶自身文化水平、合作社技術(shù)轉(zhuǎn)移程度是小農(nóng)戶感知合作社生產(chǎn)技術(shù)易用進(jìn)而轉(zhuǎn)化為有用的基礎(chǔ)。

（2）農(nóng)戶感知有用性對農(nóng)戶行為意向的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.336，在0.01顯著性水平上通過檢驗，雖然證明假設(shè)二成立，但是顯著性水平相對較低，這與調(diào)查中小農(nóng)戶具有投機(jī)行為，即小農(nóng)戶偏向于將產(chǎn)品賣給價格高的收購者是一致的。因此，提高小農(nóng)戶與合作社的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制需要規(guī)避小農(nóng)戶的投機(jī)行為。從可觀測變量來看，合作社帶動增收程度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.874相對較高，這表明給小農(nóng)戶帶來收益是讓小農(nóng)戶加入合作社的前提。

（3）農(nóng)戶加入態(tài)度對農(nóng)戶行為意向影響最為顯著，其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.634，不僅證明假設(shè)三成立，而且表明農(nóng)戶加入態(tài)度是現(xiàn)階段影響晉北農(nóng)村地區(qū)小農(nóng)戶加入合作社的關(guān)鍵因素。從可觀測變量來看，合作社負(fù)責(zé)人威望的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.916，對農(nóng)戶加入態(tài)度的影響最為顯著，這表明在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，合作社負(fù)責(zé)人是否被小農(nóng)戶認(rèn)可，在很大程度上影響小農(nóng)戶加入合作社的主觀意向。

（4）農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性對農(nóng)戶加入態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.309和0.651，影響顯著，證明假設(shè)四成立。從可觀測變量來看，農(nóng)戶學(xué)歷、合作社帶動增收程度影響最為顯著，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.842和0.874，這表明提高小農(nóng)戶自身文化水平、給小農(nóng)戶帶來收益是讓小農(nóng)戶將加入合作社需求轉(zhuǎn)變?yōu)閯恿Φ年P(guān)鍵。

（5）e5和e6分別為合作社新業(yè)態(tài)等級、合作社品牌知名度的殘差，兩者的相關(guān)性標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.340，影響顯著。這表明合作社新業(yè)態(tài)等級與合作社品牌知名度相互影響，提高合作社新業(yè)態(tài)等級可以促進(jìn)合作社品牌知名度的提高，合作社品牌知名度的提高也可以促進(jìn)合作社新業(yè)態(tài)升級，進(jìn)而提高合作社影響力。

（6）在農(nóng)戶行為意向這一潛變量中，向相關(guān)人員詢問程度、加入合作社的必要程度、合作社市場競爭能力3個可觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.775，0.730和0.667，均對潛變量影響顯著。其中向相關(guān)人員詢問程度、加入合作社的必要程度標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)相對較高，這表明增多小農(nóng)戶詢問合作社信息的相關(guān)途徑和相關(guān)人員、提高小農(nóng)戶對加入合作社的必要性認(rèn)知程度可以提高小農(nóng)戶加入合作社的行為意向。

3 結(jié)論與啟示

通過對農(nóng)戶感知易用性、農(nóng)戶感知有用性、農(nóng)戶加入態(tài)度、農(nóng)戶行為意向4個潛變量，X1～X12，12個可觀測變量對欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶加入合作社行為意向構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型及其路徑系數(shù)可知。

3.1 提升農(nóng)戶感知易用性、感知有用性是提高農(nóng)戶加入態(tài)度的前提

小農(nóng)戶感知合作社技術(shù)易用是小農(nóng)戶感知加入合作社有用的基礎(chǔ)。小農(nóng)戶是合作社生產(chǎn)經(jīng)營的主體，同時也是合作社技術(shù)接受的主體，理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)下的小農(nóng)戶是技術(shù)與利益的需求者，只有技術(shù)與利益需求共同得到滿足，才能使小農(nóng)戶對加入合作社持正向情感，進(jìn)而促進(jìn)小農(nóng)戶將入社需求轉(zhuǎn)變?yōu)槿肷鐒恿?。因此，一方面政府、社會、學(xué)校等機(jī)構(gòu)應(yīng)該加大對小農(nóng)戶教育培訓(xùn)力度，細(xì)化教育培訓(xùn)機(jī)制，增強(qiáng)對小農(nóng)戶教育培訓(xùn)機(jī)制的微觀運(yùn)行能力，切實提高小農(nóng)戶個人實力;另一方面合作社應(yīng)該提高信息化水平，同時盡可能將簡單化后的實用技術(shù)轉(zhuǎn)授到小農(nóng)戶的日常生產(chǎn)經(jīng)營活動中，保障小農(nóng)戶最大程度掌握現(xiàn)代化生產(chǎn)技術(shù)。

3.2 避免小農(nóng)戶的投機(jī)行為是提高小農(nóng)戶與合作社利益聯(lián)結(jié)的有效舉措

政府部門在提高合作社新業(yè)態(tài)等級并為小農(nóng)戶帶來收益的同時，應(yīng)該開發(fā)農(nóng)戶實時獲益系統(tǒng)和農(nóng)村社會征信系統(tǒng)，這樣不僅可以讓小農(nóng)戶時時刻刻感受到加入合作社后收益，而且可以提高小農(nóng)戶對合作社的忠誠度，避免小農(nóng)戶投機(jī)行為的發(fā)生，進(jìn)而促進(jìn)小農(nóng)戶利益與合作社利益聯(lián)結(jié)發(fā)展。

3.3 農(nóng)戶加入態(tài)度對農(nóng)戶行為意向的影響最為顯著

現(xiàn)階段，晉北農(nóng)村合作社受市場機(jī)制的影響較低，隨著市場化機(jī)制在我國不斷發(fā)展，政府機(jī)構(gòu)應(yīng)該注重合作社市場競爭與發(fā)展能力。鄉(xiāng)土社會體制下的小農(nóng)戶，合作社負(fù)責(zé)人的威望對其加入合作社有顯著影響，政府在對合作社宣傳的過程中，應(yīng)該注重對合作社負(fù)責(zé)人的培訓(xùn)與宣傳;同時，設(shè)立鄉(xiāng)鎮(zhèn)級合作社綜合管理與服務(wù)點。一方面可以促進(jìn)該地區(qū)小農(nóng)戶了解合作社信息;另一方面可以提升該地區(qū)合作社監(jiān)管能力，促進(jìn)合作社規(guī)范化、高質(zhì)量發(fā)展，提高合作社綜合實力，實現(xiàn)小農(nóng)戶加入合作社，進(jìn)而促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接。

綜上，合作社作為促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接的重要載體以及提升小農(nóng)戶組織化程度的重要手段，在實現(xiàn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和小農(nóng)戶實現(xiàn)生活富裕方面具有重要意義。欠發(fā)達(dá)地區(qū)在促進(jìn)小農(nóng)戶加入合作社的同時需要從小農(nóng)戶與合作社兩個角度進(jìn)行思考與辨析，提升農(nóng)村現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)綜合實力，從而為我國全面建成小康社會提供有力支撐。

參考文獻(xiàn)：

[1]郭慶海.小農(nóng)戶：屬性、類型、經(jīng)營狀態(tài)及其與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2018（6）：25-37.

[2]國家統(tǒng)計局.第三次農(nóng)業(yè)普查（全國和省級主要指標(biāo)匯總數(shù)據(jù)）[EB/OL].（2018-07-17）http：//www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/nypc/

nypc3/d3cqgnypchzsj.pdf

[3]陳航英.小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接——基于組織化的小農(nóng)戶與具有社會基礎(chǔ)的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019，19（2）：10-19，155.

[4]徐旭初，吳彬.合作社是小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的理想載體嗎？[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2018（11）：80-95.

[5]李道和.農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社影響因素及政府扶持機(jī)制研究（綜述）[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2012，11（1）：27-32.

[6]蘇群，江淑斌，劉明軒.農(nóng)戶參與專業(yè)合作社的影響因素分析[J].江西社會科學(xué)，2012，32（9）：197-200.

[7]馬彥麗，施軼坤.農(nóng)戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社的意愿、行為及其轉(zhuǎn)化——基于13個合作社340個農(nóng)戶的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（6）：101-108.

[8]張啟文，周洪鵬，呂拴軍，等.農(nóng)戶參與合作社意愿的影響因素分析——以黑龍江省阿城市料甸鄉(xiāng)為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2013（3）：98-104.

[9]孫亞范.農(nóng)民專業(yè)合作社治理中的社員參與意愿影響因素研究——基于江蘇省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)問題，2014（3）：93-98.

[10]楊夏林.欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)戶對專業(yè)合作社滿意度影響因素的實證分析——基于陜甘寧383戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].生產(chǎn)力研究，2014（4）：82-86.

[11]鐘穎琦，黃祖輝，吳林海.農(nóng)戶加入合作社意愿與行為的差異分析[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2016，16（6）：66-74.

[12]劉雨欣，李紅，郭翔宇.異質(zhì)性視角下農(nóng)機(jī)合作社內(nèi)部監(jiān)督缺失問題的博弈分析——以黑龍江省為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2016，37（12）：31-38.

[13]李錚，姚本先.心理學(xué)新論[M].第1版.北京：高等教育出版社，2001：47.

[14]吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型：AMOS的操作與應(yīng)用[M].第2版.重慶：重慶大學(xué)出社，2010：115-260.

[15]吳明隆.問卷統(tǒng)計分析實務(wù)：SPSS操作與應(yīng)用[M].第1版.重慶：重慶大學(xué)出版社，2010：294-310.