葛鵬飛，呂 萍，楊 洵

(蘭州交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，甘肅 蘭州730070)

當(dāng)前，草原畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的供給、生產(chǎn)、加工及銷(xiāo)售等主要環(huán)節(jié)基本呈現(xiàn)出“U”型結(jié)構(gòu)，牧戶正處于價(jià)值最低端的生產(chǎn)養(yǎng)殖環(huán)節(jié)，而其他環(huán)節(jié)根本不受牧戶所控制，牧民與上下游各環(huán)節(jié)之間沒(méi)有話語(yǔ)權(quán)和議價(jià)能力，隨著我國(guó)草原牧區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展和牧區(qū)市場(chǎng)化需求的不斷提高，這種模式嚴(yán)重制約了牧民增收和草原牧區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐。如何使草原牧區(qū)的牧民盡快致富，唯一途徑就是讓牧戶加入并大力發(fā)展牧民合作社。牧民合作社是牧民利益的主體，只有讓牧戶加入牧民合作社，牧民的利益才能得到保障，盡可能使牧戶獲得最大的價(jià)值附加值，從而形成一個(gè)“直線”型產(chǎn)業(yè)鏈，打破傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式各個(gè)主體不均衡的狀態(tài)。牧民只有加入合作社，才能增強(qiáng)其議價(jià)能力和談判空間，控制產(chǎn)業(yè)鏈的上下游，減少傳統(tǒng)生產(chǎn)方式各環(huán)節(jié)對(duì)于牧戶的剝削與沖擊，也才能使牧民享受到的規(guī)模養(yǎng)殖效應(yīng)的益處。

國(guó)外專家和學(xué)者對(duì)于合作社與社員之間的關(guān)系研究起源于20 世紀(jì)40 年代。Helmberger 和Hoos［1］研究表明，合作經(jīng)濟(jì)組織可以限制農(nóng)牧民的數(shù)量以達(dá)到激勵(lì)的效果。Sexton［2］通過(guò)博弈論模型對(duì)于單一農(nóng)牧戶參與合作社經(jīng)濟(jì)組織的行為和動(dòng)機(jī)進(jìn)行了深入的分析。Andrea 等［3］的研究表明，人的情感等非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于農(nóng)牧戶參與合作社同樣具有重要的影響。Sexton和Iskow［4］認(rèn)為農(nóng)牧戶參與合作社的程度較低的主要原因是缺乏激勵(lì)機(jī)制，從而造成合作社沒(méi)有穩(wěn)定貨源供給。Karli 等［5］以土耳其農(nóng)牧戶為研究對(duì)象，對(duì)農(nóng)牧戶參與合作社經(jīng)濟(jì)進(jìn)行了分析，結(jié)果表明，新技術(shù)應(yīng)用情況以及信息的獲取情況對(duì)農(nóng)牧戶參與合作社具有顯著影響。Hakelius［6］研究發(fā)現(xiàn)，合作社作為一個(gè)整體經(jīng)營(yíng)主體，參與者面臨的共同問(wèn)題和價(jià)值取向使得社員更傾向于相信合作社。Bourgon 和Chambers［7］研究表明，由于信息不完全和不對(duì)稱的存在，社員可以通過(guò)不同的定價(jià)機(jī)制影響合作社。

國(guó)內(nèi)專家和學(xué)者對(duì)于牧戶參與合作社的意愿方面的研究較少，主要集中在理論和實(shí)證兩個(gè)方面。趙雪雁［8］以甘南高寒牧區(qū)為研究對(duì)象，運(yùn)用Logistic 模型對(duì)牧民的參與意愿進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)牧戶戶主受教育程度、專業(yè)化程度、商品化程度等因素對(duì)牧戶參與意愿具有非常重要的影響。王玉新等［9］研究表明，專業(yè)化程度、畜牧良種狀況以及牧業(yè)收入占總收入的比例等對(duì)生態(tài)畜牧業(yè)視角下牧戶的行為具有重要的影響。高利芳［10］以內(nèi)蒙古鄂溫克旗等4 個(gè)地區(qū)牧民合作社為研究對(duì)象，對(duì)牧戶合作社參與草原生態(tài)保護(hù)進(jìn)行了因子分析，結(jié)果表明，牧民合作社的發(fā)展、合作社對(duì)草原利用、合作社對(duì)草原生態(tài)的投入對(duì)草原生態(tài)保護(hù)具有顯著影響。楊伊儂［11］根據(jù)對(duì)內(nèi)蒙古牧區(qū)170 戶牧戶的問(wèn)卷調(diào)查，對(duì)牧民參與合作社的意愿進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，產(chǎn)品銷(xiāo)售渠道、牧戶對(duì)資金借貸的需求對(duì)牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織有顯著影響。姜冬梅等［12］研究表明，家庭總收入、家庭勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)系數(shù)、產(chǎn)品銷(xiāo)售、財(cái)務(wù)問(wèn)題和合作社牧戶的認(rèn)知程度對(duì)牧戶參與合作意愿有顯著影響。張少春等［13］以錫林郭勒盟為調(diào)查對(duì)象，實(shí)證分析結(jié)果表明，社會(huì)地位、家庭規(guī)模等對(duì)其參與意愿均具有顯著的影響。王杰和句芳［14］從牧戶土地流轉(zhuǎn)視角對(duì)農(nóng)牧戶參與農(nóng)牧業(yè)合作社的影響因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)牧草地面積、草地肥沃程度等有非常重要的影響。

可以看出，國(guó)內(nèi)外專家和學(xué)者對(duì)牧戶參與合作社經(jīng)濟(jì)組織的行為已進(jìn)行了一定的理論和定量研究，但研究方法較為單一，且只能說(shuō)明單一因素對(duì)其參與意愿的影響程度，而無(wú)法反映某一類(lèi)因素的整體影響程度，同時(shí)對(duì)其參與意愿影響因素指標(biāo)的選取也不具有整體概括性，為此，本研究在借鑒我國(guó)大力規(guī)范發(fā)展農(nóng)業(yè)合作社經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，以國(guó)家研究課題項(xiàng)目為平臺(tái)，通過(guò)對(duì)新疆、內(nèi)蒙古、青海、甘肅四大牧區(qū)牧戶的實(shí)地訪談和問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)的梳理，從產(chǎn)業(yè)鏈的視角對(duì)牧戶參與合作社行為進(jìn)行實(shí)證研究，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型來(lái)反映單一或整體因素對(duì)其參與行為的影響程度，該計(jì)量方法不僅可以解釋潛變量之間的關(guān)系，而且可以反映潛變量和測(cè)量指標(biāo)之間的關(guān)系［15］，從而使得研究更具有實(shí)際意義。從而通過(guò)了解牧戶參與的行為意愿和哪些因素會(huì)直接或間接影響其行為，對(duì)于大力發(fā)展牧區(qū)的牧民合作社、牧民增收和草原畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的良性健康發(fā)展都具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本數(shù)據(jù)的描述性分析

1．1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)全部由筆者所在課題組對(duì)我國(guó)四大牧區(qū)實(shí)地調(diào)研匯總得來(lái)。2014 年7 －9 月筆者所在課題組選取了新疆、內(nèi)蒙古、青海、甘肅四省(區(qū))草原畜牧業(yè)發(fā)達(dá)的4 市(州)，再?gòu)拿總€(gè)市(州)選取2 ～3個(gè)畜牧業(yè)發(fā)達(dá)的縣，然后從每個(gè)縣選取多個(gè)村(鄉(xiāng)、蘇木、嘎查)，再?gòu)拿總€(gè)村(鄉(xiāng)、蘇木、嘎查)選取牧戶進(jìn)行調(diào)查，調(diào)研采用隨機(jī)抽樣的入戶方式，調(diào)研小組共發(fā)放牧戶問(wèn)卷300 份，剔除因個(gè)別關(guān)鍵因素缺失的調(diào)查問(wèn)卷，有效問(wèn)卷共計(jì)295 份。問(wèn)卷有效率為98．33%。

1．2 樣本數(shù)據(jù)的描述性分析

1．2．1 變量設(shè)定 根據(jù)有關(guān)專家學(xué)者相關(guān)方面的研究并結(jié)合本研究的視角，將與牧戶自身生活和家庭特征有關(guān)指標(biāo)變量歸納為潛變量自身因素，將與牧戶進(jìn)行畜牧業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的指標(biāo)變量歸納為潛變量生產(chǎn)因素，將牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織后的影響及評(píng)價(jià)歸納為主觀因素，繼而構(gòu)成模型的3 個(gè)潛變量。其中，自身因素具體包括的指標(biāo)為牧戶文化程度、勞動(dòng)力數(shù)量、畜牧業(yè)人數(shù)、生活消費(fèi)、牧業(yè)收入5 個(gè)變量;生產(chǎn)因素具體包括的指標(biāo)為牧草地面積、生產(chǎn)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)成本、直銷(xiāo)比重4 個(gè)變量;主觀因素具體包括的指標(biāo)為對(duì)合作社的認(rèn)可程度、收入影響、成本影響3 個(gè)變量(表1)。

1．2．2 數(shù)據(jù)的描述性分析 1)自身因素 在樣本數(shù)據(jù)中，通過(guò)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)可以得出，牧戶家庭人口數(shù)均值為4．83，家庭的勞動(dòng)力人口數(shù)均值為3．62，由表1 可以看出，牧戶家庭從事畜牧業(yè)人口數(shù)平均為2．06，表明在大部分牧戶家庭成員中有專門(mén)從事畜牧業(yè)以外的生產(chǎn)活動(dòng)獲得收入，從事草原畜牧業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力以每戶兩人為主;牧戶家庭勞動(dòng)力最高文化程度的均值為3．78，基本處于初中文化水平，表明大部分牧區(qū)牧戶的文化程度偏低;在樣本數(shù)據(jù)中，純牧戶家庭181 戶，占總數(shù)的61．36%，農(nóng)牧戶家庭108 戶，占總數(shù)的27．12%，表明大部分牧戶家庭專門(mén)從事草原畜牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，牧業(yè)收入也是其家庭收入的主要來(lái)源;牧戶家庭生活消費(fèi)支出均值為2．60，表明大部分牧戶的生活消費(fèi)都在30 000 ～40 000元，而牧戶家庭的牧業(yè)經(jīng)營(yíng)年收入均值為2．46，說(shuō)明大部分牧戶家庭的牧業(yè)收入主要用于維持家庭生活消費(fèi)等基本需求。

2)生產(chǎn)因素 在樣本數(shù)據(jù)中，草原牧區(qū)牧戶家庭所擁有的牧草地面積均值為2．90，表明大部分牧戶都有非常充足的畜牧業(yè)生產(chǎn)所需的草地資源，這就為牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織提供了基本的生產(chǎn)前提;經(jīng)營(yíng)成本均值為2．65，表明大部分牧戶家庭為進(jìn)行草原畜牧業(yè)生產(chǎn)都需要固定性成本的投入，從而提高牧戶畜牧業(yè)成本;生產(chǎn)規(guī)模均值為2．85，表明大部分為進(jìn)行畜牧業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)都必須有相應(yīng)的成本投入，從而保證畜牧業(yè)生產(chǎn)的順利進(jìn)行;直銷(xiāo)比重均值為3．26，表明直銷(xiāo)比重在40% ～50%，大部分牧戶畜產(chǎn)品銷(xiāo)售主要是上門(mén)商販的直接收購(gòu)。

2 模型構(gòu)建和結(jié)果分析

2．1 模型構(gòu)建與假設(shè)

結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)作為現(xiàn)代進(jìn)行量化研究的重要統(tǒng)計(jì)方法，其實(shí)現(xiàn)了統(tǒng)計(jì)分析中的因素分析和線性模型中的回歸分析有機(jī)結(jié)合，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)各種因果模型的模型辨識(shí)、估計(jì)和驗(yàn)證。

結(jié)構(gòu)模型(Structural Model)和測(cè)量模型(Measured Model)是結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)的核心構(gòu)成［16］。結(jié)構(gòu)模型主要是用來(lái)反映潛變量間的關(guān)系，用橢圓形或圓形加以表示(圖1)。對(duì)于結(jié)構(gòu)模型中變量的假設(shè)，本研究認(rèn)為影響牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織意愿的3 個(gè)方面因素之間具有一定的相關(guān)性和共變關(guān)系，因此，本研究旨在通過(guò)模型的適配和擬合對(duì)相關(guān)假設(shè)進(jìn)行實(shí)際的驗(yàn)證。測(cè)量模型主要用來(lái)反映潛變量與外顯變量間的關(guān)系［7］，用長(zhǎng)方形加以表示(圖1)。對(duì)于測(cè)量模型中的測(cè)量指標(biāo)的假設(shè)，本研究根據(jù)前人的研究及相關(guān)理論經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為牧業(yè)年收入、經(jīng)營(yíng)成本和對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的認(rèn)可程度對(duì)牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織的意愿具有直接的影響，因此，需將這3 個(gè)測(cè)量指標(biāo)的路徑系數(shù)設(shè)定為固定系數(shù)1。在前述相關(guān)理論和變量定義的基礎(chǔ)上，本研究設(shè)定了牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織的假設(shè)路徑模型圖(圖1)。

表1 牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織行為影響因素變量設(shè)定及注釋Table 1 Herdsmen participate in cooperative economy organization behavior variables set and comments

簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型的公式如下:

式(1)中，ε 與η、δ 及ξ 無(wú)相關(guān)性;δ 與ε、η 及ξ 無(wú)相關(guān)性?！腦與∧Y分別為X 和Y 的因子矩陣，δ、ε 為測(cè)量誤差項(xiàng)，ξ 和η 分別為因變量和自變量。

或

式(2)中，Г 表示因變量與自變量的結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣，B表示自變量與因變量的結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣，ξ 為潛在變量間無(wú)法解釋的部分，即為結(jié)構(gòu)方程的誤差項(xiàng)［17］。

2．2 模型整體適配度和擬合檢驗(yàn)

關(guān)于結(jié)構(gòu)方程模型適配及擬合檢驗(yàn)的研究有很多結(jié)論，Bogozzi 和Yi［18］認(rèn)為假設(shè)的概念模型與實(shí)際數(shù)據(jù)資料是否相符合，主要來(lái)自3 個(gè)方面:絕對(duì)擬合指數(shù)、相對(duì)擬合指數(shù)和簡(jiǎn)單適配指數(shù)，他們認(rèn)為模型整體擬合及適配檢驗(yàn)即為模型的外在質(zhì)量檢驗(yàn)，模型內(nèi)在結(jié)構(gòu)擬合和適配檢驗(yàn)即為模型的內(nèi)在質(zhì)量檢驗(yàn)。此外，Hair等［19］提出模型適配和擬合驗(yàn)證，需同時(shí)考慮到以上3 種指標(biāo)，這樣能夠產(chǎn)生更加符合實(shí)際的結(jié)果，從而得到與數(shù)據(jù)比較適配的模型。

圖1 假設(shè)路徑模型圖Fig．1 Assuming that path model diagram

本研究采用AMOS 22．0 軟件對(duì)模型整體的適配度和擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型路徑分析圖(圖1)進(jìn)行全面的驗(yàn)證，從而判斷用于評(píng)價(jià)所設(shè)定的路徑分析圖與所搜集的數(shù)據(jù)是否互相適配，根據(jù)首次模型的擬合和適配情況，通過(guò)增加或刪除路徑對(duì)模型進(jìn)行修正。通過(guò)三次擬合并根據(jù)相關(guān)研究成果，增加了誤差項(xiàng)e2和誤差項(xiàng)e3、誤差項(xiàng)e3和誤差項(xiàng)e7以及誤差項(xiàng)e7和誤差項(xiàng)e11三條路徑，表明牧戶家庭的勞動(dòng)力規(guī)模與從事畜牧業(yè)勞動(dòng)力、從事畜牧業(yè)勞動(dòng)力與經(jīng)營(yíng)成本以及經(jīng)營(yíng)成本與合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)收入影響的共變關(guān)系，經(jīng)過(guò)3 次擬合使得模型得到最大可能的優(yōu)化，各指標(biāo)均達(dá)到允許界限范圍內(nèi)，從而得出較好的模型適配度和擬合結(jié)果(表2)。

2．3 SEM 實(shí)證結(jié)果分析

2．3．1 結(jié)構(gòu)模型結(jié)果分析 通過(guò)對(duì)所構(gòu)建模型三次適配和擬合，得到的結(jié)構(gòu)模型結(jié)果與實(shí)際預(yù)測(cè)的結(jié)果基本保持一致(表3)。自身因素、生產(chǎn)因素以及主觀因素三者間兩兩相互影響，因此，進(jìn)一步驗(yàn)證了所構(gòu)建的假設(shè)路徑。其中，自身因素和主觀因素的路徑系數(shù)最大，且達(dá)到顯著水平(P ＜0．01)。即牧戶的自身?xiàng)l件發(fā)揮越充分，其對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的就越滿意。自身因素與生產(chǎn)因素的路徑系數(shù)最小，且達(dá)到顯著水平(P＜0．01)，相對(duì)而言，兩者之間的相互影響較小。誤差變量e2與e3、e3與e7、e7與e11均達(dá)到顯著水平(P ＜0．01)，表明牧戶家庭勞動(dòng)力與從事畜牧業(yè)勞動(dòng)力、從事畜牧業(yè)勞動(dòng)力與經(jīng)營(yíng)成本以及經(jīng)營(yíng)成本與合作社對(duì)收入影響具有共變關(guān)系，這與本研究在實(shí)際調(diào)研的情況相吻合，因?yàn)槟翍艏彝趧?dòng)力基本都是來(lái)自于自身家庭，從事畜牧業(yè)勞動(dòng)力的多少在一定程度上影響著畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，而經(jīng)營(yíng)成本的提高同時(shí)也影響著牧戶對(duì)目前收入水平的深刻認(rèn)識(shí)。從而進(jìn)一步說(shuō)明本研究所構(gòu)建模型的科學(xué)性和合理性。

2．3．2 測(cè)量模型結(jié)果分析 根據(jù)路徑模型圖(圖2)及標(biāo)準(zhǔn)化的回歸系數(shù)參數(shù)結(jié)果(表4)可以看出，成本影響(CBYX)的C．R．值小于1．96，且顯著概率P ＞0．05，未達(dá)到顯著水平，其余測(cè)量指標(biāo)均達(dá)到顯著水平(P ＜0．05)。

根據(jù)以最大似然法估計(jì)各回歸系數(shù)參數(shù)結(jié)果，影響牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織意愿的影響因素進(jìn)行分析如下:

1)自身因素中牧戶的最高文化程度(WHCD)變量達(dá)到1%的顯著水平，這表明，在模型中其他條

件不變的條件下，從事草原畜牧業(yè)生產(chǎn)的牧戶文化程度越高，其參與合作經(jīng)濟(jì)組織的意愿就越強(qiáng)烈，同時(shí)也間接影響牧戶畜牧業(yè)的生產(chǎn)以及對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的評(píng)價(jià)。家庭勞動(dòng)力數(shù)量(LDSL)指標(biāo)達(dá)到5%的顯著水平，但是其回歸系數(shù)僅0．343，這表明牧戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)牧戶參與意愿影響不大，但其對(duì)牧戶家庭生活消費(fèi)和經(jīng)營(yíng)成本都有一定的間接影響。畜牧業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量(XMSL)達(dá)到1%的顯著水平，對(duì)于畜牧勞動(dòng)力較少的牧戶一方面會(huì)采取較小的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，從而間接影響其經(jīng)營(yíng)成本的大小，另一方面家庭其他勞動(dòng)力從其他行業(yè)取得收入一旦遠(yuǎn)高于來(lái)自牧業(yè)收入時(shí)，牧戶不斷減少畜牧勞動(dòng)力的投入，繼而逐漸縮減其經(jīng)營(yíng)規(guī)模，因此，畜牧業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量也是影響其參與意愿的主要因素之一。生活消費(fèi)支出(SHXF)對(duì)牧戶參與行為具有非常顯著的影響。從計(jì)量的結(jié)果可以看出，P 值達(dá)到顯著水平，表明，在其他條件不變的情況下，牧戶家庭生活消費(fèi)越高，為不斷提高家庭生活消費(fèi)水平，牧戶參與意愿就越強(qiáng)烈，從而也間接影響牧戶對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的主觀評(píng)價(jià)。

表2 模型修正后的整體擬合檢驗(yàn)結(jié)果匯總表Table 2 Model revised fitting test results summary table as a whole

表3 結(jié)構(gòu)模型協(xié)方差估計(jì)值及顯著性檢驗(yàn)Table 3 Covariance structure model estimates and significance test

表4 回歸系數(shù)Table 4 Regression coefficient

圖2 牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織意愿的結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果Fig．2 Herdsmen participating in the cooperative economy organization structural equation model results

2)生產(chǎn)因素中牧草地面積(MCMJ)達(dá)到1%的顯著水平，草地是進(jìn)行畜牧業(yè)生產(chǎn)的前提條件，表明牧草地面積對(duì)于其參與意愿具有一定的積極影響。在生產(chǎn)因素中經(jīng)營(yíng)成本(JYCB)的回歸系數(shù)最大，且達(dá)到顯著水平，這表明牧戶的經(jīng)營(yíng)成本越高其就越希望加入合作經(jīng)濟(jì)組織最大可能降低成本，其參與意愿就越高漲，同時(shí)經(jīng)營(yíng)成本指標(biāo)對(duì)于牧戶的收入影響和成本影響也有一定的間接影響。直銷(xiāo)比重(ZXBZ)的回歸系數(shù)在生產(chǎn)因素中是最低的，且P 達(dá)到5%的顯著水平，這表明畜產(chǎn)品銷(xiāo)售方式精細(xì)化能夠使牧戶獲得更多附加價(jià)值，繼而取得更多的收入，因此，其對(duì)牧戶參與意愿也具有一定的影響，而且牧戶通過(guò)加入合作經(jīng)濟(jì)組織可以提升其直銷(xiāo)比重，從而間接影響其對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的評(píng)價(jià)。

3)主觀因素中合作經(jīng)濟(jì)組織對(duì)收入影響(SRYX)回歸系數(shù)最大，并達(dá)到1%的顯著水平，這表明牧戶判斷自身加入合作社是否受益，首要的衡量指標(biāo)就是自身牧業(yè)收入較之以前是否有提高，同時(shí)也會(huì)間接影響牧戶對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的評(píng)價(jià)，所以，在其他條件不變的條件下，牧戶加入合作經(jīng)濟(jì)組織后收入的高低，對(duì)其參與意愿具有非常重要的影響。

3 討論和結(jié)論

目前，國(guó)內(nèi)專家學(xué)者對(duì)于牧戶參與意愿的實(shí)證研究多采用多元回歸模型進(jìn)行分析［20-22］，多元回歸模型單一變量對(duì)其參與意愿的影響度或貢獻(xiàn)度，卻忽略了某一類(lèi)變量整體的影響度和貢獻(xiàn)度，而結(jié)構(gòu)方程模型不僅保持多元回歸模型的優(yōu)勢(shì)，而且能夠反映作為某一大類(lèi)變量的整體影響程度或貢獻(xiàn)率，同時(shí)，現(xiàn)有該方面的研究因選取地區(qū)和指標(biāo)變量不具有整體概括性，所以其研究結(jié)果不具有廣泛適用性。本研究以新疆、內(nèi)蒙古、青海、甘肅四大牧區(qū)為例，以保證研究的具有廣泛代表性，從畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的視角進(jìn)行指標(biāo)的選取，以使得指標(biāo)具有整體概括性，本研究通過(guò)實(shí)地調(diào)研和以上分析得出以下結(jié)論:1)自身因素、生產(chǎn)因素和主觀因素三者兩兩相互影響。2)最高文化程度、經(jīng)營(yíng)成本和對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的認(rèn)可程度分別是自身因素、生產(chǎn)因素和主觀因素中路徑系數(shù)最大的，即其對(duì)牧戶參與行為影響最大。3)所有的測(cè)量指標(biāo)除成本影響外均達(dá)到5%顯著水平。自身特征主要包括牧戶最高文化程度、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、畜牧業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、生活消費(fèi)以及牧業(yè)收入;生產(chǎn)因素主要包括牧草地面積、經(jīng)營(yíng)成本、生產(chǎn)規(guī)模以及直銷(xiāo)比重;主觀因素主要包括對(duì)合作社的認(rèn)可程度以及收入影響。

根據(jù)以上對(duì)牧戶參與合作經(jīng)濟(jì)組織行為的相關(guān)研究結(jié)果，提出以下幾點(diǎn)建議:

1)大力宣傳和培育牧民合作組織，不斷增強(qiáng)其帶動(dòng)能力，繼而把單一的牧戶這一畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)主體納入以市場(chǎng)化為主體的合作經(jīng)濟(jì)組織，使得廣大牧區(qū)牧民都能夠真正認(rèn)識(shí)加入合作經(jīng)濟(jì)組織所帶來(lái)的益處，繼而增強(qiáng)牧戶參與合作社的積極性，促進(jìn)草原畜牧業(yè)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置和高效率合理流動(dòng)，最終吸引更多的牧戶加入，從而推動(dòng)草原牧區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，最終促進(jìn)牧民增收。

2)不斷提高牧戶的文化程度，增強(qiáng)其對(duì)合作社的信任。牧戶家庭中從事畜牧業(yè)生產(chǎn)成員最高文化程度以及對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的認(rèn)可度對(duì)其參與意愿具有非常顯著的影響，因此針對(duì)牧戶要大力開(kāi)展教育和技能培訓(xùn)，使牧戶真正掌握和了解畜牧業(yè)發(fā)展的專業(yè)技術(shù)以及草原畜牧業(yè)發(fā)展的最新趨勢(shì)，從而增強(qiáng)其對(duì)合作經(jīng)濟(jì)組織的信任度，繼而吸引更多牧戶加入其中。

3)走規(guī)模化發(fā)展之路，大力降低經(jīng)營(yíng)成本，構(gòu)建草原畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，草原畜牧業(yè)要走規(guī)模化的發(fā)展道路，盡可能實(shí)現(xiàn)其成本最低以及效益的最大化，但是在目前條件下，兩者是矛盾共同體，要想實(shí)現(xiàn)畜牧規(guī)?；厝粠?lái)經(jīng)營(yíng)成本的大幅度提高，而通過(guò)構(gòu)建草原畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的方式，可以在較好地解決此矛盾的同時(shí)實(shí)現(xiàn)牧民收入的增加［23］，通過(guò)畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈各主體間的密切合作，實(shí)現(xiàn)彼此的利益，最終促進(jìn)草原牧區(qū)畜牧業(yè)發(fā)展。

［1］ Helmberger P G，Hoos S．Cooperative enterprise and organization theory［J］．Journal of Farm Economics，1962(44):275-290．

［2］ Sexton R J．Perspectives on the development of the economics theory of cooperatives［J］．Canadian Journal of Agricultural Economics，1984，32:423-436．

［3］ Andrea H，Brenda S，Murray F．New generation cooperatives and cooperative theory［J］．Journal of Cooperatives，1996(11):15-27．

［4］ Sexton R J，Iskow J．Imperfect competition in agricultural market and the role of cooperatives:A spatial analysis［J］．American Journal of Agricultural Economics，1998，72(3):709-720．

［5］ Karli B，Bilgic A，Celik Y．Factor affecting farmers’decision to enter agricultural cooperatives using random utility model in the south eastern Anatolian region of Turkey［J］．Journal of Agricultural and Rural Development in the Tropic and Subtropics，2006，107(3):115-127．

［6］ Hakelius K．Cooperative Values-farmers‘Cooperatives in the Minds of the Farmers’［M］．Uppsala:Swedish University of Agricultural Sciences，1996:1-85．

［7］ Bourgeon J M，Chambers R G．Producer organizations and asymmetric information［J］． American Journal of Agricultural Economics，1999(3):602-609．

［8］ 趙雪雁．甘南高寒牧區(qū)牧民參與合作經(jīng)濟(jì)組織的意愿及影響因素［J］．山地學(xué)報(bào)，2007(7):505-512．

［9］ 王玉新，呂萍，張艷榮．牧戶對(duì)生態(tài)畜牧業(yè)的認(rèn)知及其影響因素［J］．華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2011，10(4):11-16．

［10］ 高利芳．內(nèi)蒙古牧民參與草原生態(tài)保護(hù)研究［D］．呼和浩特:內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)博士學(xué)位論文，2012．

［11］ 楊伊儂．基于Logit 模型的牧民參與合作社的意愿研究:以內(nèi)蒙古為例［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012(8):80-81．

［12］ 姜冬梅，楊海鳳，李雁．鄂溫克旗牧民合作經(jīng)濟(jì)組織的參與意愿及影響因素研究［J］．內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2012(3):29-38．

［13］ 張少春，田艷麗，修長(zhǎng)柏．牧民對(duì)專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織參與意愿的影響因素分析［J］．中國(guó)證券期貨，2012(4):187-188．

［14］ 王杰，句芳．內(nèi)蒙古農(nóng)村牧區(qū)農(nóng)牧戶土地流轉(zhuǎn)影響因素研究［J］．干旱區(qū)資源與環(huán)境，2015(6):74-79．

［15］ 榮泰生．AMOS 與研究方法［M］．重慶:重慶大學(xué)出版社，2009:1-10．

［16］ 吳明?。Y(jié)構(gòu)方程模型——AMOS 的操作與應(yīng)用［M］．重慶:重慶大學(xué)出版社，2010:1-15．

［17］ 易丹輝．結(jié)構(gòu)方程模型的方法與應(yīng)用［M］．北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2008:4-47．

［18］ Bagozzi R P，Yi Y．On the evaluation of structural equation models［J］．Academic of Marketing Science，1988(16):76-94．

［19］ Hair J F Jr，Anderson R E，Tatham R L，Black W C．Multivariate Data Analysis［M］．Fifth Edition．NJ:Prentice Hall．1998:200-230．

［20］ 白爽，何晨曦，趙霞．草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施效果——基于生產(chǎn)性補(bǔ)貼政策的實(shí)證分析［J］．草業(yè)科學(xué)，2015，32(2):287-293．

［21］ 陶青德． 牧場(chǎng)整合下的牧戶博弈結(jié)構(gòu)分析與牧場(chǎng)治理反思——以法治與“公地”治理理論結(jié)合為視角［J］．草業(yè)科學(xué)，2015，32(3):470-481．

［22］ 吐?tīng)栠d娜依·熱依木，夏熱古麗·穆力達(dá)坤． 北疆牧區(qū)牧民定居后的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式——以昌吉市阿什里鄉(xiāng)為例［J］．草業(yè)科學(xué)，2014，31(12):2348-2355．

［23］ 呂萍，王玉新．基于產(chǎn)業(yè)鏈管理的甘南畜牧業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈組織模式設(shè)計(jì)［J］．甘肅農(nóng)業(yè)科技，2012(12):21-24．