王猛 蒙海強(qiáng) 孟婉晗

摘要：合作社是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺乃至鄉(xiāng)村振興的有效路徑，但亟待解決的問(wèn)題是如何激發(fā)農(nóng)戶的合作社參與意愿?；谟?jì)劃行為理論，從行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制三個(gè)維度論述農(nóng)戶認(rèn)知對(duì)合作社參與意愿的影響機(jī)制，并利用2021 年廣西壯族自治區(qū)103 戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明：行為態(tài)度即對(duì)合作社利潤(rùn)、產(chǎn)品、潛力的認(rèn)知顯著提升了合作社參與意愿，對(duì)高參與意愿的農(nóng)戶影響更大，且利潤(rùn)認(rèn)知、產(chǎn)品認(rèn)知的影響強(qiáng)于潛力認(rèn)知的影響；主觀規(guī)范即對(duì)合作社中企業(yè)的信任也發(fā)揮了顯著的促進(jìn)作用，這一作用在低參與意愿農(nóng)戶中更為強(qiáng)烈；知覺(jué)行為控制即脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社的經(jīng)驗(yàn)則缺乏顯著影響。希望上述結(jié)論能為鄉(xiāng)村振興背景下合作社政策的制定提供有益啟示。

關(guān)鍵詞：合作社；參與意愿；計(jì)劃行為理論；鄉(xiāng)村振興

中圖分類號(hào)：F325 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1671?816X （2023） 01?0020?09

長(zhǎng)期以來(lái)，農(nóng)民專業(yè)合作社（以下簡(jiǎn)稱“合作社”） 作為農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的典型形式，是中國(guó)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的有效途徑［1?2］。由于其突出的益貧特征，合作社在脫貧攻堅(jiān)中也成為產(chǎn)業(yè)扶貧的理想載體［3?4］。在當(dāng)前全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的過(guò)程中， 合作社仍是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺的關(guān)鍵一環(huán)， 這已為相關(guān)研究所證實(shí)［5?7］。由此可見(jiàn)， 新形勢(shì)下如何激發(fā)農(nóng)戶參與合作社的意愿，是關(guān)乎鄉(xiāng)村振興成效的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。遺憾的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚缺乏對(duì)這一問(wèn)題的討論。

有鑒于此， 本研究試圖從農(nóng)戶認(rèn)知視角出發(fā)，探索鄉(xiāng)村振興背景下增強(qiáng)合作社參與意愿的可行路徑。首先基于計(jì)劃行為框架，分析農(nóng)戶認(rèn)知影響合作社參與意愿的理論機(jī)制。進(jìn)一步地，本研究利用新近針對(duì)廣西壯族自治區(qū)農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明，農(nóng)戶對(duì)合作社盈利能力、發(fā)展前景的評(píng)價(jià)，以及對(duì)主導(dǎo)企業(yè)的信任程度均提升了合作社參與意愿；但過(guò)去參與合作社的經(jīng)驗(yàn)對(duì)當(dāng)前的合作社參與意愿缺乏顯著影響，則凸顯了脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興有效銜接這一任務(wù)的艱巨性。

本研究從以下兩個(gè)維度豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)。一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從生態(tài)保護(hù)視角研究農(nóng)戶認(rèn)知的經(jīng)濟(jì)影響［8?12］，偶有涉及土地流轉(zhuǎn)［13?14］ 和土地制度［15］ 等問(wèn)題。與上述研究相比， 本研究從合作社視角拓展了農(nóng)戶認(rèn)知研究的應(yīng)用場(chǎng)景。另一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)分析合作社參與意愿的決定因素時(shí)，零散地考慮了受益預(yù)期、對(duì)合作社的了解程度、信任等認(rèn)知因素， 但缺乏統(tǒng)一的理論基礎(chǔ)［16?21］。本研究則基于計(jì)劃行為理論進(jìn)行實(shí)證分析， 為農(nóng)戶的合作社參與意愿提供了系統(tǒng)性解釋。

本研究結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分探討理論機(jī)制并提出研究假說(shuō)，第二部分介紹實(shí)證研究的數(shù)據(jù)、變量和模型， 第三部分報(bào)告并分析回歸結(jié)果，第四部分得出結(jié)論并發(fā)掘其政策含義。

一、理論和假說(shuō)

本研究從認(rèn)知視角出發(fā)，研究鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶的合作社參與意愿。認(rèn)知心理學(xué)指出，個(gè)體的行為意愿本質(zhì)上由其認(rèn)知水平?jīng)Q定。認(rèn)知水平是行為意愿的前置因素，行為意愿則是認(rèn)知水平的后向結(jié)果。計(jì)劃行為理論進(jìn)一步認(rèn)為影響行為意愿的個(gè)體認(rèn)知因素主要有三個(gè)維度，分別是行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制［22］。該理論作為經(jīng)典的認(rèn)知心理學(xué)框架，廣泛應(yīng)用于解釋人的行為意愿并預(yù)測(cè)人的各種行為［23］。本研究依據(jù)這一理論，分析農(nóng)戶認(rèn)知如何影響其合作社參與意愿（如圖1 所示）。

計(jì)劃行為理論指出，個(gè)體認(rèn)知的第一個(gè)維度是行為態(tài)度，指?jìng)€(gè)體對(duì)特定行為的評(píng)價(jià)經(jīng)過(guò)概念化之后所形成的態(tài)度， 用以反映行為的傾向性。本研究中，行為態(tài)度表現(xiàn)為農(nóng)戶對(duì)參與合作社這一行為所進(jìn)行的理性分析，并據(jù)此形成概念性評(píng)價(jià)。合作社當(dāng)前的盈利能力和未來(lái)的發(fā)展前景，成為了影響農(nóng)戶參與意愿強(qiáng)弱的決定性因素。在綜合考量風(fēng)險(xiǎn)的前提下，如果農(nóng)戶認(rèn)為參與合作社比不參與獲益更多，就傾向于參與合作社。據(jù)此，本研究從以下方面考察農(nóng)戶的行為態(tài)度：對(duì)合作社利潤(rùn)、產(chǎn)品的分析反映其對(duì)當(dāng)前盈利能力的概念性評(píng)價(jià)，對(duì)合作社潛力的分析則代表農(nóng)戶對(duì)未來(lái)發(fā)展前景的概念性評(píng)價(jià)。

假說(shuō)1： 農(nóng)戶的行為態(tài)度增強(qiáng)了合作社參與意愿。

主觀規(guī)范是個(gè)體認(rèn)知的第二個(gè)維度，指?jìng)€(gè)體決定是否實(shí)施特定行為時(shí)所感受到的社會(huì)壓力。農(nóng)戶有關(guān)是否參與合作社的決定，會(huì)受到那些具備影響力的個(gè)體或團(tuán)體的干擾。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施中，合作社通常由地方政府引導(dǎo)，一個(gè)或多個(gè)企業(yè)參與運(yùn)營(yíng)，農(nóng)戶則投入土地、資金或勞動(dòng)等生產(chǎn)要素。如果合作社中的其他參與主體存在機(jī)會(huì)主義行為，將嚴(yán)重削弱農(nóng)戶的合作社參與意愿。因此，信任在合作社參與意愿中扮演著重要角色，農(nóng)戶對(duì)其他參與主體的信任程度會(huì)影響其參與意愿的強(qiáng)弱。一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶對(duì)地方政府和參與合作社的其他農(nóng)戶較為熟悉，也易于建立起信任關(guān)系；但農(nóng)戶對(duì)參與合作社運(yùn)營(yíng)的企業(yè)則相對(duì)陌生，對(duì)其信任程度也會(huì)成為決定合作社參與的一個(gè)重要參考因素?；谶@一認(rèn)識(shí)，本研究將用農(nóng)戶對(duì)合作社中企業(yè)的信任程度衡量農(nóng)戶的主觀規(guī)范。

假說(shuō)2： 農(nóng)戶的主觀規(guī)范增強(qiáng)了合作社參與意愿。

作為個(gè)體認(rèn)知的第三個(gè)維度，知覺(jué)行為控制指?jìng)€(gè)體預(yù)期在采取特定行為時(shí)自己所感知到可以控制或掌握的程度。知覺(jué)行為控制與個(gè)體過(guò)去的經(jīng)驗(yàn)密切相關(guān)?；诮?jīng)驗(yàn)，如果個(gè)體認(rèn)為自己在新情境下所掌握的資源愈多、所預(yù)期的阻礙愈少，則知覺(jué)行為控制就愈強(qiáng)，最終形成強(qiáng)烈的行為意愿。因此，農(nóng)戶在鄉(xiāng)村振興情境下是否參與合作社，可能受到其在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社經(jīng)驗(yàn)的影響。如果農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與過(guò)合作社，并獲得了良好的體驗(yàn)，會(huì)明顯激發(fā)其在鄉(xiāng)村振興時(shí)期繼續(xù)參與合作社的熱情。反之，脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社的負(fù)面經(jīng)歷，也會(huì)抑制鄉(xiāng)村振興背景下的合作社參與意愿。因此，本研究以農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期是否參與合作社作為知覺(jué)行為控制的度量。

假說(shuō)3： 農(nóng)戶的知覺(jué)行為控制增強(qiáng)了合作社參與意愿。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)上述研究假說(shuō)，本研究構(gòu)建以下回歸模型：

式（1） 中，CPW 表示合作社參與意愿，BA、SN 和PBC 分別表示農(nóng)戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制等認(rèn)知維度，X 表示一系列控制變量，ε 為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α0 ～α4 為待估計(jì)的參數(shù)向量。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自2021 年1 月在廣西壯族自治區(qū)融水苗族自治縣開(kāi)展的實(shí)地入戶調(diào)查。調(diào)查結(jié)合分層抽樣和簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣原則進(jìn)行。首先綜合考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口分布和合作社運(yùn)營(yíng)情況，選取4 個(gè)行政村作為樣本村。每個(gè)樣本村有1家合作社，均為脫貧攻堅(jiān)時(shí)期在縣政府的引導(dǎo)下建立， 合作社的主體包括若干企業(yè)和本村農(nóng)戶，前者以機(jī)器和其他設(shè)備參與運(yùn)營(yíng)，后者則投入了土地、資金或勞動(dòng)等生產(chǎn)要素。合作社種植木耳、藍(lán)莓等當(dāng)?shù)靥厣r(nóng)產(chǎn)品，銷售環(huán)節(jié)則由縣政府引導(dǎo)成立的電子商務(wù)公司或扶貧干部負(fù)責(zé)。進(jìn)一步地，在每個(gè)樣本村隨機(jī)選取25～40 戶樣本農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一的問(wèn)卷訪談，問(wèn)卷內(nèi)容涵蓋受訪者的個(gè)人特征、家庭特征、對(duì)本行政村及合作社的認(rèn)知、參與合作社的意愿等。調(diào)查最終獲得有效問(wèn)卷103 份， 4 個(gè)樣本村的樣本農(nóng)戶比例分別為31%、28%、28% 和13%。

（三）變量選擇和描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)被解釋變量合作社參與意愿，本研究用題項(xiàng)“今后想?yún)⒓雍献魃纭边M(jìn)行測(cè)量。其賦值依據(jù)5 級(jí)里克特量表進(jìn)行， 樣本農(nóng)戶選擇1～5 表示“完全不同意”至“完全同意”。

核心解釋變量農(nóng)戶認(rèn)知可細(xì)化為行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制。其中，行為態(tài)度涵蓋“行為態(tài)度_利潤(rùn)、行為態(tài)度_產(chǎn)品、行為態(tài)度_潛力”等3 個(gè)二級(jí)指標(biāo)，分別用“合作社的利潤(rùn)大、合作社的產(chǎn)品好、合作社的潛力足” 等題項(xiàng)測(cè)量。依據(jù)5 級(jí)里克特量表，樣本農(nóng)戶選擇1 ～ 5 表示“完全不同意”至“完全同意”。在此基礎(chǔ)上，采用因子分析對(duì)3 個(gè)二級(jí)指標(biāo)進(jìn)行降維處理，獲得衡量行為態(tài)度的一級(jí)指標(biāo)。結(jié)果顯示，3 個(gè)二級(jí)指標(biāo)的因子載荷分別為0. 768、0. 837 和0. 713，Cronbach s α 值為0. 661， KMO 值為0. 625， 均大于0. 6 的可接受閾值，表明對(duì)行為態(tài)度變量的測(cè)量具有良好的信度和效度。此外，主觀規(guī)范用題項(xiàng)“信任合作社中的企業(yè)”進(jìn)行測(cè)量，由5 級(jí)里克特量表進(jìn)行賦值，樣本農(nóng)戶選擇1 ～ 5 分別表示“ 完全不同意” 至“ 完全同意”。知覺(jué)行為控制的題項(xiàng)則為“ 此前參加過(guò)合作社”， 用來(lái)表示農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參與合作社的經(jīng)驗(yàn)，該變量為虛擬變量， 樣本農(nóng)戶回答“ 是” 則取1，“否”則取0。

為緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，模型中還加入一系列控制變量?？刂频氖茉L者個(gè)人特征包括年齡、性別、文化程度、外出打工等。用家庭年支出衡量樣本農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)狀況。此外，還控制了合作社固定效應(yīng)。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

三、回歸結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸采用OLS 方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如表2 所示。第（1） 至（3） 列分別將行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制作為核心解釋變量，并控制受訪者個(gè)人特征、家庭年支出和合作社固定效應(yīng)。第（4） 列則進(jìn)一步將上述三個(gè)維度的農(nóng)戶認(rèn)知同時(shí)作為核心解釋變量，考察其對(duì)合作社參與意愿的影響。

從第（4） 列的回歸結(jié)果看， 行為態(tài)度的系數(shù)為0. 443，且在1% 水平上顯著。這表明農(nóng)戶的行為態(tài)度即對(duì)合作社利潤(rùn)、產(chǎn)品或潛力的認(rèn)知會(huì)提升其參與合作社的意愿，行為態(tài)度增加1 會(huì)導(dǎo)致合作社參與意愿增加0. 443。主觀規(guī)范的系數(shù)為0. 301 并通過(guò)1% 水平的顯著性檢驗(yàn)， 可見(jiàn)農(nóng)戶的主觀規(guī)范即對(duì)合作社中企業(yè)的信任每增加1，將導(dǎo)致合作社參與意愿增加0. 301。假說(shuō)1 和2 均得到初步證實(shí)。

與上述變量不同的是，知覺(jué)行為控制的系數(shù)不顯著，假說(shuō)3 并未得到相應(yīng)的支持。為什么知覺(jué)行為控制即此前參加合作社的經(jīng)驗(yàn)，無(wú)助于提升農(nóng)戶的合作社參與意愿？本研究認(rèn)為，這可能是由于農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)業(yè)扶貧政策存在成見(jiàn)，使其在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期的合作社中未獲得良好體驗(yàn)。本研究的樣本中，有33 戶農(nóng)戶在脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參加過(guò)合作社，其中的部分農(nóng)戶在訪談過(guò)程中表達(dá)了對(duì)產(chǎn)業(yè)扶貧的不理解，認(rèn)為縣政府與其花費(fèi)扶貧資金建立合作社，不如直接把補(bǔ)貼發(fā)到他們手中。這一現(xiàn)象折射出貧困戶存在較嚴(yán)重的“等靠要”心理， 更偏好轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)的“ 輸血式” 扶貧政策［24?25］。盡管產(chǎn)業(yè)扶貧作為典型的“造血式”扶貧， 是實(shí)現(xiàn)脫貧的根本之策， 但由于其難度大、周期長(zhǎng)、見(jiàn)效慢，往往難以調(diào)動(dòng)貧困戶的參與積極性。由此可見(jiàn)，脫貧攻堅(jiān)時(shí)期參加合作社的經(jīng)驗(yàn)并不會(huì)自動(dòng)轉(zhuǎn)化為鄉(xiāng)村振興背景下的合作社參與意愿，進(jìn)而成為推進(jìn)產(chǎn)業(yè)興旺的動(dòng)力。這也說(shuō)明脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興有效銜接這一任務(wù)的艱巨性。

此外， 第（4） 列的回歸結(jié)果表明， 年齡、性別、文化程度、外出打工等受訪者個(gè)人特征，以及家庭年支出等變量對(duì)合作社參與意愿缺乏顯著影響。這也從側(cè)面說(shuō)明，農(nóng)戶認(rèn)知才是合作社參與意愿的決定性因素。

（二）行為態(tài)度類型的異質(zhì)性影響

基準(zhǔn)回歸中，行為態(tài)度采用降維后的一級(jí)指標(biāo)加以測(cè)量。事實(shí)上，該指標(biāo)由3 個(gè)二級(jí)指標(biāo)構(gòu)成：行為態(tài)度—利潤(rùn)、行為態(tài)度—產(chǎn)品測(cè)量農(nóng)戶對(duì)合作社當(dāng)前盈利能力的概念性評(píng)價(jià)，而行為態(tài)度—潛力則測(cè)量農(nóng)戶對(duì)合作社未來(lái)發(fā)展前景的概念性評(píng)價(jià)。那么，不同的行為態(tài)度類型對(duì)合作社參與意愿的影響是否存在差異？為此，本研究用3 個(gè)二級(jí)指標(biāo)分別替換基準(zhǔn)回歸中的行為態(tài)度變量，所得回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 中，行為態(tài)度利潤(rùn)、行為態(tài)度產(chǎn)品的系數(shù)分別為0. 306 和0. 497，且均通過(guò)了1% 水平的顯著檢驗(yàn)； 行為態(tài)度 潛力的系數(shù)則為0. 137，僅在10% 水平上具有顯著性。系數(shù)大小、顯著性上的差異表明，農(nóng)戶在決定是否參加合作社時(shí)明顯更看重合作社當(dāng)前的盈利能力，而非合作社未來(lái)的發(fā)展前景。

（三）分位數(shù)回歸

接下來(lái)考慮的問(wèn)題是，對(duì)不同水平的合作社參與意愿而言， 農(nóng)戶認(rèn)知的影響是否存在差異？為回答這一問(wèn)題，本研究改用分位數(shù)回歸進(jìn)行估計(jì)。與基準(zhǔn)回歸的OLS 估計(jì)反映參數(shù)在樣本分布上的平均水平不同，分位數(shù)回歸能揭示參數(shù)在樣本分布的不同分位點(diǎn)上的變化路徑。本研究在0. 1、0. 25、0. 5、0. 75 和0. 9 分位點(diǎn)上進(jìn)行分位數(shù)回歸，結(jié)果如表4 所示。

表4 中， 行為態(tài)度的系數(shù)從0. 1 分位點(diǎn)的0. 297 一直增加到0. 9 分位點(diǎn)的0. 542， 且均在1% 水平上顯著。這表明對(duì)合作社參與意愿更高的農(nóng)戶而言， 行為態(tài)度的影響會(huì)更大。在0. 1、0. 25 和0. 5 分位點(diǎn)上， 主觀規(guī)范的系數(shù)均大于0. 3， 并通過(guò)了1% 的顯著性檢驗(yàn)； 而在0. 75 和0. 9 分位點(diǎn)上，主觀規(guī)范的系數(shù)小于0. 2 且部分缺乏顯著性?？梢?jiàn)主觀規(guī)范主要對(duì)合作社參與意愿較低的農(nóng)戶樣本起作用。此外，知覺(jué)行為控制的系數(shù)在所有分位點(diǎn)上均不顯著，對(duì)合作社參與意愿缺乏影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。考慮到作為被解釋變量的合作社參與意愿是具有內(nèi)在排序特征的離散整數(shù)變量，改用排序模型進(jìn)行極大似然估計(jì)：隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布時(shí)應(yīng)采用oprobit 模型， 服從邏輯分布時(shí)采用ologit 模型更為合理。表5 的第（1） 和（2） 列報(bào)告排序模型的回歸結(jié)果，其中核心解釋變量系數(shù)的符號(hào)和顯著性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似。

考慮到農(nóng)戶對(duì)合作社所處行政村的認(rèn)知也可能影響其合作社參與意愿，忽略這一因素可能導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。為此，引入村農(nóng)業(yè)認(rèn)知、村物流認(rèn)知這兩個(gè)新的控制變量，分別表示農(nóng)戶對(duì)行政村農(nóng)業(yè)和物流發(fā)展水平的概念性評(píng)價(jià)。變量仍采用5 級(jí)里克特量表進(jìn)行賦值，農(nóng)戶選擇1～5 表示“非常差”至“非常好”。表5 中的第（3） 和（4）列分別加入村農(nóng)業(yè)認(rèn)知、村物流認(rèn)知， 第（5）列則同時(shí)加入這兩個(gè)變量。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，核心解釋變量系數(shù)的符號(hào)和顯著性并未發(fā)生變化。至此，本研究完全證實(shí)了假說(shuō)1 和2，假說(shuō)3則未得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

四、結(jié)論及政策含義

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的首要目標(biāo)是產(chǎn)業(yè)興旺，從而為鄉(xiāng)村全面振興提供物質(zhì)基礎(chǔ)。實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺的重要途徑是繼續(xù)發(fā)展合作社這一農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的典型形式。本研究基于農(nóng)戶認(rèn)知視角，研究在鄉(xiāng)村振興背景下如何增強(qiáng)農(nóng)戶的合作社參與意愿。首先，依據(jù)計(jì)劃行為理論，將農(nóng)戶認(rèn)知分為三個(gè)維度：行為態(tài)度指農(nóng)戶對(duì)合作社利潤(rùn)、產(chǎn)品和潛力的認(rèn)知，主觀規(guī)范指農(nóng)戶對(duì)合作社中企業(yè)的信任程度，知覺(jué)行為控制則指農(nóng)戶參與合作社的經(jīng)驗(yàn)。進(jìn)一步地，利用2021 年廣西壯族自治區(qū)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，有如下發(fā)現(xiàn)：行為態(tài)度顯著增強(qiáng)了合作社參與意愿，對(duì)參與意愿高的農(nóng)戶影響更大，且合作社利潤(rùn)、產(chǎn)品認(rèn)知的影響強(qiáng)于合作社潛力認(rèn)知的影響；主觀規(guī)范對(duì)合作社參與意愿有顯著促進(jìn)作用，這一作用主要集中于低參與意愿的農(nóng)戶；知覺(jué)行為控制對(duì)合作社參與意愿的影響則不顯著。

本研究的研究結(jié)論具有明確的政策含義。全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下，要激發(fā)農(nóng)戶的合作社參與意愿，相關(guān)政策制定中應(yīng)把握以下基本原則。第一，發(fā)展真正具備競(jìng)爭(zhēng)力的合作社。集中培育有盈利能力和發(fā)展前景的合作社，同時(shí)堅(jiān)持寧缺毋濫的原則，淘汰無(wú)市場(chǎng)、無(wú)利潤(rùn)的合作社，避免公共資源的浪費(fèi)。第二，以制度建設(shè)優(yōu)化合作社運(yùn)營(yíng)環(huán)境。規(guī)范合作社各參與主體尤其是企業(yè)的運(yùn)營(yíng)行為，加大對(duì)違約、欺詐、挪用資金等行為的處罰力度，在合作社中建立起相互信任的和諧氛圍。第三， 做好合作社的轉(zhuǎn)型工作。農(nóng)戶此前參加合作社的經(jīng)驗(yàn)并不能增強(qiáng)今后的合作社參與意愿，為脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的有效銜接提出了挑戰(zhàn)，當(dāng)前的合作社政策應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)戶的組織認(rèn)同， 切實(shí)提升其獲得感、滿意度［26］，真正實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶的長(zhǎng)期可持續(xù)參與。

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（編輯：程俐萍）