翟 欣，陳素云，董安瑋，代昌明，陳 鵬，趙翠萍，程傳興

(1．貴州省煙草公司畢節(jié)市公司，貴州畢節(jié)551700;2．河南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南鄭州450002)

影響煙農(nóng)專(zhuān)業(yè)合作社發(fā)展成敗的因素有很多，回顧農(nóng)民合作經(jīng)濟(jì)組織方面的相關(guān)文獻(xiàn)，不難發(fā)現(xiàn)，多數(shù)學(xué)者把這些原因歸于管理成本、經(jīng)營(yíng)策略、資本問(wèn)題和制度設(shè)計(jì)等，更多的是注重對(duì)農(nóng)民合作組織制度和經(jīng)濟(jì)因素研究，而對(duì)于制度供給和需求的研究則相對(duì)缺乏．事實(shí)上，成員需求對(duì)農(nóng)民合作組織的成敗有很大影響，缺乏足夠的成員和交易量往往是合作組織失敗的關(guān)鍵原因之一［1］，它和低效的管理同樣致命．成員的忠誠(chéng)對(duì)合作組織成功至關(guān)重要［2］，而不同年齡的成員對(duì)合作組織有著不同的觀(guān)點(diǎn)，并且這些觀(guān)點(diǎn)隨著市場(chǎng)環(huán)境和個(gè)人素質(zhì)的變化而不斷的改變［3］．成員的信念和知識(shí)也會(huì)影響到他們?cè)诤献鹘M織中的態(tài)度和行為［4］，忽視成員的需求和滿(mǎn)意度將導(dǎo)致合作組織的失?。?］．國(guó)內(nèi)有學(xué)者運(yùn)用行為決策的理論模型［6］、二元 Logistic 回歸模型［7］、Probit模型［8，9］探討了不同地區(qū)和領(lǐng)域農(nóng)戶(hù)參與合作社的意愿，認(rèn)為，農(nóng)戶(hù)參與合作社主要受到戶(hù)主文化水平、年齡、生產(chǎn)商品化程度、經(jīng)營(yíng)規(guī)模和政府支持等多方面因素影響．事實(shí)上，任何一項(xiàng)制度創(chuàng)新過(guò)程中，如果不能及時(shí)發(fā)現(xiàn)并銜接供需之間的均衡點(diǎn)，都有可能導(dǎo)致制度創(chuàng)新的失?。壳靶袠I(yè)作為專(zhuān)業(yè)合作社的推動(dòng)主體，或者說(shuō)作為制度的供給主體，厘清與所謂制度“需求方”，即農(nóng)戶(hù)，之間在諸多方面的差異，是進(jìn)一步推動(dòng)專(zhuān)業(yè)合作社發(fā)展的關(guān)鍵和根本．本研究旨在以煙草綜合型服務(wù)合作社為例從“供－需”對(duì)比視角探求服務(wù)型合作社服務(wù)供給與煙農(nóng)需求之間的契合點(diǎn)，通過(guò)對(duì)畢節(jié)市煙農(nóng)合作社的調(diào)研，綜合了解合作社服務(wù)的供給狀況，并在分析農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社服務(wù)需求的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Logistic模型探尋影響農(nóng)戶(hù)需求的深層因素．

1 調(diào)研組織及數(shù)據(jù)來(lái)源

項(xiàng)目組于2012－07－23—2012－08－08，在畢節(jié)市的威寧、金沙、大方、黔西4縣，圍繞煙農(nóng)專(zhuān)業(yè)合作社的建設(shè)情況，從煙站層面、合作社理事長(zhǎng)等負(fù)責(zé)人層面、社員(農(nóng)戶(hù))、村集體層面做了大量的問(wèn)卷訪(fǎng)談．調(diào)研過(guò)程中，項(xiàng)目組共發(fā)放完成問(wèn)卷300份，剔除明顯錯(cuò)誤問(wèn)卷13份，獲取有效樣本287份．

對(duì)農(nóng)戶(hù)的調(diào)研以分層隨機(jī)抽樣方式展開(kāi)，按種植規(guī)模將農(nóng)戶(hù)分為普通煙農(nóng)(0．067～0．67 hm2)、種煙大戶(hù)(0．067～3．33 hm2)和家庭農(nóng)場(chǎng)(3．33 hm2以上)3類(lèi)．調(diào)研農(nóng)戶(hù)中家庭農(nóng)場(chǎng)占樣本總數(shù)的3%，種煙大戶(hù)占樣本總數(shù)的30%，普通煙農(nóng)占樣本總數(shù)的67%．種煙規(guī)模的大小并非完全由當(dāng)?shù)貞?hù)均耕地水平?jīng)Q定，其另一個(gè)重要決定因素是家庭勞動(dòng)力狀況．即使耕地?cái)?shù)量多的鄉(xiāng)村，有些農(nóng)戶(hù)主要?jiǎng)诹ν獬龃蚬?，留守的輔助勞力在家種煙，這樣的農(nóng)戶(hù)多數(shù)規(guī)模僅在0．67 hm2以下;反之，一些人均耕地少的鄉(xiāng)村，部分農(nóng)戶(hù)主租用別人耕地種煙，種植規(guī)模也能達(dá)到1～1．33 hm2．

2 合作社專(zhuān)業(yè)化服務(wù)供給與需求狀況

2．1 合作社專(zhuān)業(yè)化服務(wù)供給

調(diào)研結(jié)果顯示:畢節(jié)市現(xiàn)有煙草綜合服務(wù)合作社20個(gè)，入社農(nóng)戶(hù)5 054戶(hù)，育苗服務(wù)面積19 547 hm2，機(jī)耕服務(wù)面積15 689 hm2，植保服務(wù)面積19 502 hm2，烘烤服務(wù)面積7 713 hm2，分級(jí)服務(wù)面積4 393 hm2(表1)．育苗服務(wù)隊(duì)以育苗工場(chǎng)為載體，依托育苗大棚、配套育苗機(jī)械開(kāi)展專(zhuān)業(yè)化服務(wù)，以“專(zhuān)業(yè)化育苗、商品化供苗、社會(huì)化服務(wù)”的方式，為單元內(nèi)烤煙育苗提供專(zhuān)業(yè)化服務(wù)，按人均服務(wù)面積33．33 hm2的標(biāo)準(zhǔn)配備專(zhuān)業(yè)服務(wù)人員．機(jī)耕服務(wù)隊(duì)依托煙草公司提供的整地機(jī)、旋耕機(jī)、翻犁起壟覆膜機(jī)、拔稈機(jī)，為單元內(nèi)煙農(nóng)提供機(jī)耕服務(wù)．烘烤專(zhuān)業(yè)服務(wù)隊(duì)以工場(chǎng)、烤房群組為載體，為煙農(nóng)提供烤煙服務(wù)．植保服務(wù)隊(duì)為煙農(nóng)提供統(tǒng)一的病蟲(chóng)害防治服務(wù)．分級(jí)專(zhuān)業(yè)服務(wù)隊(duì)人員經(jīng)煙草公司培訓(xùn)，熟練掌握分級(jí)加工技術(shù)，并獲得煙葉分級(jí)加工上崗資格證書(shū)后，為煙農(nóng)提供分級(jí)服務(wù)［2］．

表1 2011年畢節(jié)市煙草合作社情況統(tǒng)計(jì)Table 1 Tobacco cooperatives statistics of Bijie area in 2011

2．2 合作社專(zhuān)業(yè)化服務(wù)需求

300戶(hù)農(nóng)戶(hù)調(diào)研問(wèn)卷顯示，97%的農(nóng)戶(hù)接受了育苗服務(wù)，煙農(nóng)認(rèn)為工場(chǎng)漂浮育苗的成活率高，煙葉生長(zhǎng)優(yōu)于農(nóng)戶(hù)育苗．23．66%的農(nóng)戶(hù)接受了機(jī)耕服務(wù)，農(nóng)戶(hù)未接受機(jī)耕服務(wù)的原因中，認(rèn)為服務(wù)價(jià)格過(guò)高占56%，自有機(jī)耕設(shè)備的占36%，認(rèn)為機(jī)耕質(zhì)量不能保證占8%．植保、烘烤和分級(jí)服務(wù)目前的接受量較少，煙農(nóng)這3項(xiàng)服務(wù)接受較少的原因，一是認(rèn)為服務(wù)價(jià)格較高，二是這3項(xiàng)服務(wù)對(duì)煙葉質(zhì)量的影響較大，尤其是烘烤，分級(jí)則直接關(guān)系到煙農(nóng)的收入．

不同種植規(guī)模的農(nóng)戶(hù)對(duì)專(zhuān)業(yè)服務(wù)的需求不同，家庭農(nóng)場(chǎng)和種煙大戶(hù)對(duì)專(zhuān)業(yè)化服務(wù)的接受程度很高，對(duì)專(zhuān)業(yè)化服務(wù)的價(jià)格認(rèn)同度較高，而普通農(nóng)戶(hù)對(duì)專(zhuān)業(yè)化服務(wù)的接受程度較低(表2)．

家庭農(nóng)場(chǎng)和種煙大戶(hù)對(duì)合作社專(zhuān)業(yè)化服務(wù)接受程度較高的主要原因是基于對(duì)雇工成本的考慮，專(zhuān)業(yè)化服務(wù)1 hm2減少用工210個(gè)，減工率達(dá)到60%，減少用工成本8 400元·hm2(表3)，而普通農(nóng)戶(hù)主要依賴(lài)家庭勞動(dòng)力，成本計(jì)算不考慮用工價(jià)格．

表2 不同規(guī)模農(nóng)戶(hù)對(duì)專(zhuān)業(yè)化服務(wù)需求對(duì)比Table 2 Demand contrast of different farm size for professional services %

表3 不同組織形式的用工對(duì)比Table 3 Labor contrast table of different organizational forms

續(xù)表3Continuing Table 3

3 影響農(nóng)戶(hù)專(zhuān)業(yè)化服務(wù)需求的因素

3．1 模型與研究方法

在自變量和因變量沒(méi)有線(xiàn)性關(guān)系時(shí)，Logistic模型是較好的選擇，該模型避開(kāi)了分類(lèi)型變量的分布問(wèn)題，分析因變量(Y)取某個(gè)值的概率(P)與自變量(X)的關(guān)系，估計(jì)出在其他自變量固定不變的情況下，每個(gè)自變量對(duì)因變量取某個(gè)值概率的數(shù)值影響大?。芯哭r(nóng)戶(hù)是否愿意接受合作社服務(wù)，分析農(nóng)戶(hù)參與合作社的意愿與各影響因素之間的聯(lián)系，適宜采用二項(xiàng)分類(lèi)logistic回歸．假定X是回歸變量，P是因變量Y發(fā)生的概率，P關(guān)于X的非線(xiàn)性函數(shù)模型如下:

上式可轉(zhuǎn)換為logit P關(guān)于X的線(xiàn)性函數(shù)，概率P的取值范圍在0～1之間，logit(P)的取值沒(méi)有界限．

式中:P/1－P表示農(nóng)戶(hù)參與合作社發(fā)生概率與不參與合作社發(fā)生概率之比(oddsratio)，其值大于1，表示該因素取值越大，事件發(fā)生的概率越大;其值小于1，表示該因素取值越大，事件發(fā)生的概率越?。?/p>

本研究應(yīng)用SPSS17．0統(tǒng)計(jì)軟件，采用最大似然法估計(jì)回歸系數(shù)，數(shù)據(jù)處理運(yùn)用Wald后項(xiàng)篩選法，采用PearsonX2、最大似然平方的對(duì)數(shù)和Hosmer-Lemeshow指標(biāo)進(jìn)行模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，設(shè)定顯著性水平為0．05．

3．2 變量構(gòu)造

依據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究經(jīng)驗(yàn)以及畢節(jié)市的實(shí)地調(diào)研情況，選取受訪(fǎng)者特征、家庭農(nóng)業(yè)狀況，家庭收入狀況、信息獲取情況和政府行為5類(lèi)指標(biāo)作為自變量(表4)．

3．3 實(shí)證結(jié)果

287個(gè)樣本中愿意接受合作社服務(wù)的農(nóng)戶(hù)為62個(gè)，占比21．6%;不愿意接受合作社服務(wù)的農(nóng)戶(hù)為225個(gè)，占比78．4%．具體情況如表5．

本研究通過(guò)數(shù)據(jù)后向篩選法，先將所有的解釋變量引入回歸方程，進(jìn)行模擬計(jì)量，得到估計(jì)模型(1)，然后將Wald值最小的解釋變量剔除，再進(jìn)行回歸，直到所有的解釋變量均達(dá)到顯著水平為止，一共得到了8個(gè)計(jì)量估計(jì)結(jié)果，本研究選取第1個(gè)和第8個(gè)結(jié)果進(jìn)行解釋?zhuān)?/p>

對(duì)于離散型數(shù)據(jù)通常采用Pearson χ2檢驗(yàn)，對(duì)總體分布進(jìn)行擬合性檢驗(yàn)和獨(dú)立性檢驗(yàn)．著性水平0．05，自由度12的卡方臨界值為 21．03，模型(1)的卡方值 34．82 ＞21．03，且 sig．值小于 0．05，通過(guò)檢驗(yàn);顯著性水平0．05，自由度5的卡方臨界值為11．07，模型(3)的卡方值 28．375 ＞11．07，且顯著性水平(sig．)值小于0．05，通過(guò)檢驗(yàn)(表6)．

表7用最大似然比函數(shù)的自然對(duì)數(shù)值檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合優(yōu)度．模型(1)最大似然對(duì)數(shù)值291．061大于卡方臨界值21．03，最大似然對(duì)數(shù)值檢驗(yàn)通過(guò);模型(3)最大似然對(duì)數(shù)值294．061大于卡方臨界值11．07，最大似然對(duì)數(shù)值檢驗(yàn)通過(guò)．

似然比函數(shù)的自然對(duì)數(shù)值對(duì)樣品數(shù)目很敏感，作為補(bǔ)充和參照，表8用Hosmer–Lemeshow指標(biāo)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合優(yōu)度．該檢驗(yàn)依然以卡方分布為標(biāo)準(zhǔn)，但檢驗(yàn)的方向與常規(guī)檢驗(yàn)不同，要求其卡方值低于臨界值．顯著性水平0．05，自由度為8的卡方臨界值為15．51．模型 1 卡方值 8．801 ＜15．51，檢驗(yàn)通過(guò);模型(3)卡方值 8．591 ＜15．51，檢驗(yàn)通過(guò)．

表4 自變量賦值及假定Table 4 Assignment and assumption of independent variable

表5 問(wèn)卷調(diào)查統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 5 Result of questionnaire survey

表6 模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)Table 6 Omnibus tests of model coefficients

表7 模型匯總Table 7 Model summary

表8 Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)Table 8 Hosmer and Lemeshow test

模型通過(guò)檢驗(yàn)后，進(jìn)行回歸，回歸變量結(jié)果如表8，通過(guò)逐步剔除模型1中wald較小的量，最終得出模型8中的變量，模型8中的影響變量顯著性水平均在0．05以下，從而得出回歸方程:

表9 方程中的變量Table 9 Variables in the equation

3．4 結(jié)果分析

在沒(méi)有其他因素影響下，農(nóng)戶(hù)傾向于不接受合作社服務(wù)．這意味著農(nóng)戶(hù)出于風(fēng)險(xiǎn)的考慮對(duì)新制度持否定態(tài)度．

農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)意愿的重要因素．農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力數(shù)量與農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)意愿正相關(guān)，與原假設(shè)相反，表明經(jīng)濟(jì)作物的種植需要大量的勞動(dòng)用工，勞動(dòng)力人數(shù)較多的家庭適宜種植經(jīng)濟(jì)作物，由此對(duì)合作社服務(wù)的需求增加;牲畜數(shù)量與農(nóng)戶(hù)加入合作社意愿負(fù)相關(guān)，與原假設(shè)相符，表明農(nóng)戶(hù)家庭生產(chǎn)性物資越多，對(duì)合作社服務(wù)的依賴(lài)性越低，接受合作社服務(wù)意愿降低;人均收入與農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)意愿正相關(guān)，與原假設(shè)相符，表明隨著農(nóng)戶(hù)收入的提升，對(duì)合作社服務(wù)的需求增加;工資性收入占家庭收入比重與農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)意愿負(fù)相關(guān)，與原假設(shè)相反，表明隨著工資性收入的上升，農(nóng)戶(hù)對(duì)煙草類(lèi)用工較多的經(jīng)濟(jì)作物種植興趣降低，減少甚至放棄了該類(lèi)作物的種植，對(duì)合作社的需求亦降低;對(duì)合作社的認(rèn)知程度與農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)意愿正相關(guān)，與原假設(shè)相符，表明認(rèn)知程度的增加有利于農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)．

教育程度、年齡、人均土地面積、煙葉收入占農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)業(yè)收入占總收入比重、是否獲得過(guò)生產(chǎn)性貸款、烤煙用煤量對(duì)農(nóng)戶(hù)接受合作社服務(wù)意愿影響不大．農(nóng)戶(hù)受教育程度同農(nóng)戶(hù)參與意愿相關(guān)性較弱，說(shuō)明合作社相較于其他新制度復(fù)雜性較低，通過(guò)宣傳即可為農(nóng)戶(hù)認(rèn)知;人均土地面積與農(nóng)戶(hù)接受服務(wù)意愿相關(guān)性較低，原因可能為農(nóng)戶(hù)提升土地產(chǎn)出率的動(dòng)能不足;煙葉收入占農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)業(yè)收入占總收入比重同農(nóng)戶(hù)接受意愿相關(guān)性不強(qiáng)的原因同畢節(jié)煙葉收入占農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)業(yè)收入占總收入比重普遍較高有關(guān);年用煤量同農(nóng)戶(hù)參與意愿相關(guān)性不強(qiáng)的原因?yàn)?，煙農(nóng)均采用集體烤房烘烤煙葉，與烘烤服務(wù)隊(duì)烘烤的用煤量相差無(wú)幾．

4 結(jié)論和討論

供需均衡是制度創(chuàng)新成敗的關(guān)鍵，煙農(nóng)綜合型服務(wù)合作社為農(nóng)戶(hù)供給了育苗、機(jī)耕、植保、分級(jí)和烘烤等服務(wù)，但調(diào)研結(jié)果顯示除育苗服務(wù)需求達(dá)到93%以外，其他服務(wù)的需求均低，供需的不均衡或許是制約煙農(nóng)綜合型專(zhuān)業(yè)合作社推進(jìn)的主要原因．影響農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社需求的主要因素中，與需求意愿正相關(guān)的為家庭勞動(dòng)力、人均收入和信息獲取情況，與需求意愿負(fù)相關(guān)的為牲畜數(shù)量、工資性收入占家庭收入比重．上述結(jié)論表明:

(1)應(yīng)通過(guò)適宜的宣傳方式強(qiáng)化農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社的認(rèn)知．煙區(qū)多位于偏遠(yuǎn)山區(qū)，農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社的認(rèn)知程度較低，一些農(nóng)戶(hù)甚至將合作社等同于人民公社，不認(rèn)可合作社的服務(wù)性質(zhì)．

(2)組建發(fā)展煙草合作社的目的是實(shí)現(xiàn)“種植在戶(hù)，服務(wù)在社”，通過(guò)專(zhuān)業(yè)服務(wù)降低煙農(nóng)的勞動(dòng)強(qiáng)度，穩(wěn)定煙葉種植面積，而煙葉種植面積穩(wěn)定的核心在于煙農(nóng)收入的提升，在煙葉種植規(guī)模效益無(wú)法凸顯的背景下，合作社的服務(wù)費(fèi)用反而降低煙農(nóng)的收益，由此可見(jiàn)，煙草合作社成功運(yùn)行的前提為適宜的煙葉種植規(guī)模．家庭農(nóng)場(chǎng)和種煙大戶(hù)對(duì)合作社服務(wù)需求遠(yuǎn)高于普通煙農(nóng)的調(diào)研結(jié)果亦佐證了上述結(jié)論．

(3)盡管煙草合作社提供了育苗、機(jī)耕、植保、分級(jí)和烘烤等服務(wù)，煙葉移植、抑芽等大田管理依然需要較多的勞動(dòng)用工，家庭勞動(dòng)力較多的農(nóng)戶(hù)較適宜發(fā)展為種煙大戶(hù)．

(4)本研究采用牲畜數(shù)量為變量是基于秀水單元的耕作習(xí)慣，該結(jié)論同樣適用于家庭農(nóng)機(jī)，家庭農(nóng)機(jī)較多的地區(qū)對(duì)機(jī)耕服務(wù)的需求降低，而就耕作效率而言，家庭小型農(nóng)機(jī)具更適宜連片面積較小的山區(qū)，政府對(duì)小型農(nóng)機(jī)的補(bǔ)貼適合于山區(qū)，而相對(duì)平整連片的區(qū)域補(bǔ)貼對(duì)象以大型農(nóng)機(jī)為宜．

(5)當(dāng)農(nóng)民外出務(wù)工的收益高于煙葉種植收益時(shí)，理性農(nóng)戶(hù)的選擇是外出務(wù)工，勞動(dòng)力成本較高的煙草類(lèi)經(jīng)濟(jì)作物必然面臨種植面積減少的風(fēng)險(xiǎn)，培養(yǎng)職業(yè)農(nóng)民或許是解決該問(wèn)題的出路，考慮合作社的服務(wù)功能，計(jì)量農(nóng)戶(hù)種植規(guī)模的邊際收益，界定農(nóng)戶(hù)最適宜的種植規(guī)模，在此種植規(guī)模下，農(nóng)戶(hù)的種植收益應(yīng)高于農(nóng)戶(hù)的務(wù)工收入．

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［9］ 李 麗，高 鑫．林農(nóng)參與林業(yè)專(zhuān)業(yè)合作社的意愿與調(diào)查分析［J］．林業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011(2):107－109．