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)大學經(jīng)濟與管理學院，河南鄭州450002)

影響煙農(nóng)專業(yè)合作社發(fā)展成敗的因素有很多，回顧農(nóng)民合作經(jīng)濟組織方面的相關文獻，不難發(fā)現(xiàn)，多數(shù)學者把這些原因歸于管理成本、經(jīng)營策略、資本問題和制度設計等，更多的是注重對農(nóng)民合作組織制度和經(jīng)濟因素研究，而對于制度供給和需求的研究則相對缺乏．事實上，成員需求對農(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鍵原因之一［1］，它和低效的管理同樣致命．成員的忠誠對合作組織成功至關重要［2］，而不同年齡的成員對合作組織有著不同的觀點，并且這些觀點隨著市場環(huán)境和個人素質的變化而不斷的改變［3］．成員的信念和知識也會影響到他們在合作組織中的態(tài)度和行為［4］，忽視成員的需求和滿意度將導致合作組織的失?。?］．國內有學者運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)和領域農(nóng)戶參與合作社的意愿，認為，農(nóng)戶參與合作社主要受到戶主文化水平、年齡、生產(chǎn)商品化程度、經(jīng)營規(guī)模和政府支持等多方面因素影響．事實上，任何一項制度創(chuàng)新過程中，如果不能及時發(fā)現(xiàn)并銜接供需之間的均衡點，都有可能導致制度創(chuàng)新的失?。壳靶袠I(yè)作為專業(yè)合作社的推動主體，或者說作為制度的供給主體，厘清與所謂制度“需求方”，即農(nóng)戶，之間在諸多方面的差異，是進一步推動專業(yè)合作社發(fā)展的關鍵和根本．本研究旨在以煙草綜合型服務合作社為例從“供－需”對比視角探求服務型合作社服務供給與煙農(nóng)需求之間的契合點，通過對畢節(jié)市煙農(nóng)合作社的調研，綜合了解合作社服務的供給狀況，并在分析農(nóng)戶對合作社服務需求的基礎上，運用Logistic模型探尋影響農(nóng)戶需求的深層因素．

1 調研組織及數(shù)據(jù)來源

項目組于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)專業(yè)合作社的建設情況，從煙站層面、合作社理事長等負責人層面、社員(農(nóng)戶)、村集體層面做了大量的問卷訪談．調研過程中，項目組共發(fā)放完成問卷300份，剔除明顯錯誤問卷13份，獲取有效樣本287份．

對農(nóng)戶的調研以分層隨機抽樣方式展開，按種植規(guī)模將農(nóng)戶分為普通煙農(nóng)(0．067～0．67 hm2)、種煙大戶(0．067～3．33 hm2)和家庭農(nóng)場(3．33 hm2以上)3類．調研農(nóng)戶中家庭農(nóng)場占樣本總數(shù)的3%，種煙大戶占樣本總數(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?shù)貞艟厮經(jīng)Q定，其另一個重要決定因素是家庭勞動力狀況．即使耕地數(shù)量多的鄉(xiāng)村，有些農(nóng)戶主要勞力外出打工，留守的輔助勞力在家種煙，這樣的農(nóng)戶多數(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)戶主租用別人耕地種煙，種植規(guī)模也能達到1～1．33 hm2．

2 合作社專業(yè)化服務供給與需求狀況

2．1 合作社專業(yè)化服務供給

調研結果顯示:畢節(jié)市現(xiàn)有煙草綜合服務合作社20個，入社農(nóng)戶5 054戶，育苗服務面積19 547 hm2，機耕服務面積15 689 hm2，植保服務面積19 502 hm2，烘烤服務面積7 713 hm2，分級服務面積4 393 hm2(表1)．育苗服務隊以育苗工場為載體，依托育苗大棚、配套育苗機械開展專業(yè)化服務，以“專業(yè)化育苗、商品化供苗、社會化服務”的方式，為單元內烤煙育苗提供專業(yè)化服務，按人均服務面積33．33 hm2的標準配備專業(yè)服務人員．機耕服務隊依托煙草公司提供的整地機、旋耕機、翻犁起壟覆膜機、拔稈機，為單元內煙農(nóng)提供機耕服務．烘烤專業(yè)服務隊以工場、烤房群組為載體，為煙農(nóng)提供烤煙服務．植保服務隊為煙農(nóng)提供統(tǒng)一的病蟲害防治服務．分級專業(yè)服務隊人員經(jīng)煙草公司培訓，熟練掌握分級加工技術，并獲得煙葉分級加工上崗資格證書后，為煙農(nóng)提供分級服務［2］．

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

2．2 合作社專業(yè)化服務需求

300戶農(nóng)戶調研問卷顯示，97%的農(nóng)戶接受了育苗服務，煙農(nóng)認為工場漂浮育苗的成活率高，煙葉生長優(yōu)于農(nóng)戶育苗．23．66%的農(nóng)戶接受了機耕服務，農(nóng)戶未接受機耕服務的原因中，認為服務價格過高占56%，自有機耕設備的占36%，認為機耕質量不能保證占8%．植保、烘烤和分級服務目前的接受量較少，煙農(nóng)這3項服務接受較少的原因，一是認為服務價格較高，二是這3項服務對煙葉質量的影響較大，尤其是烘烤，分級則直接關系到煙農(nóng)的收入．

不同種植規(guī)模的農(nóng)戶對專業(yè)服務的需求不同，家庭農(nóng)場和種煙大戶對專業(yè)化服務的接受程度很高，對專業(yè)化服務的價格認同度較高，而普通農(nóng)戶對專業(yè)化服務的接受程度較低(表2)．

家庭農(nóng)場和種煙大戶對合作社專業(yè)化服務接受程度較高的主要原因是基于對雇工成本的考慮，專業(yè)化服務1 hm2減少用工210個，減工率達到60%，減少用工成本8 400元·hm2(表3)，而普通農(nóng)戶主要依賴家庭勞動力，成本計算不考慮用工價格．

表2 不同規(guī)模農(nóng)戶對專業(yè)化服務需求對比Table 2 Demand contrast of different farm size for professional services %

表3 不同組織形式的用工對比Table 3 Labor contrast table of different organizational forms

續(xù)表3Continuing Table 3

3 影響農(nóng)戶專業(yè)化服務需求的因素

3．1 模型與研究方法

在自變量和因變量沒有線性關系時，Logistic模型是較好的選擇，該模型避開了分類型變量的分布問題，分析因變量(Y)取某個值的概率(P)與自變量(X)的關系，估計出在其他自變量固定不變的情況下，每個自變量對因變量取某個值概率的數(shù)值影響大?。芯哭r(nóng)戶是否愿意接受合作社服務，分析農(nóng)戶參與合作社的意愿與各影響因素之間的聯(lián)系，適宜采用二項分類logistic回歸．假定X是回歸變量，P是因變量Y發(fā)生的概率，P關于X的非線性函數(shù)模型如下:

上式可轉換為logit P關于X的線性函數(shù)，概率P的取值范圍在0～1之間，logit(P)的取值沒有界限．

式中:P/1－P表示農(nóng)戶參與合作社發(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>

本研究應用SPSS17．0統(tǒng)計軟件，采用最大似然法估計回歸系數(shù)，數(shù)據(jù)處理運用Wald后項篩選法，采用PearsonX2、最大似然平方的對數(shù)和Hosmer-Lemeshow指標進行模型擬合優(yōu)度檢驗，設定顯著性水平為0．05．

3．2 變量構造

依據(jù)國內外學者的研究經(jīng)驗以及畢節(jié)市的實地調研情況，選取受訪者特征、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類指標作為自變量(表4)．

3．3 實證結果

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

本研究通過數(shù)據(jù)后向篩選法，先將所有的解釋變量引入回歸方程，進行模擬計量，得到估計模型(1)，然后將Wald值最小的解釋變量剔除，再進行回歸，直到所有的解釋變量均達到顯著水平為止，一共得到了8個計量估計結果，本研究選取第1個和第8個結果進行解釋．

對于離散型數(shù)據(jù)通常采用Pearson χ2檢驗，對總體分布進行擬合性檢驗和獨立性檢驗．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，通過檢驗;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，通過檢驗(表6)．

表7用最大似然比函數(shù)的自然對數(shù)值檢驗模型的擬合優(yōu)度．模型(1)最大似然對數(shù)值291．061大于卡方臨界值21．03，最大似然對數(shù)值檢驗通過;模型(3)最大似然對數(shù)值294．061大于卡方臨界值11．07，最大似然對數(shù)值檢驗通過．

似然比函數(shù)的自然對數(shù)值對樣品數(shù)目很敏感，作為補充和參照，表8用Hosmer–Lemeshow指標檢驗模型的擬合優(yōu)度．該檢驗依然以卡方分布為標準，但檢驗的方向與常規(guī)檢驗不同，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，檢驗通過;模型(3)卡方值 8．591 ＜15．51，檢驗通過．

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

表5 問卷調查統(tǒng)計結果Table 5 Result of questionnaire survey

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

表7 模型匯總Table 7 Model summary

表8 Hosmer和Lemeshow檢驗Table 8 Hosmer and Lemeshow test

模型通過檢驗后，進行回歸，回歸變量結果如表8，通過逐步剔除模型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 結果分析

在沒有其他因素影響下，農(nóng)戶傾向于不接受合作社服務．這意味著農(nóng)戶出于風險的考慮對新制度持否定態(tài)度．

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

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、是否獲得過生產(chǎn)性貸款、烤煙用煤量對農(nóng)戶接受合作社服務意愿影響不大．農(nóng)戶受教育程度同農(nóng)戶參與意愿相關性較弱，說明合作社相較于其他新制度復雜性較低，通過宣傳即可為農(nóng)戶認知;人均土地面積與農(nóng)戶接受服務意愿相關性較低，原因可能為農(nóng)戶提升土地產(chǎn)出率的動能不足;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)戶接受意愿相關性不強的原因同畢節(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;年用煤量同農(nóng)戶參與意愿相關性不強的原因為，煙農(nóng)均采用集體烤房烘烤煙葉，與烘烤服務隊烘烤的用煤量相差無幾．

4 結論和討論

供需均衡是制度創(chuàng)新成敗的關鍵，煙農(nóng)綜合型服務合作社為農(nóng)戶供給了育苗、機耕、植保、分級和烘烤等服務，但調研結果顯示除育苗服務需求達到93%以外，其他服務的需求均低，供需的不均衡或許是制約煙農(nóng)綜合型專業(yè)合作社推進的主要原因．影響農(nóng)戶對合作社需求的主要因素中，與需求意愿正相關的為家庭勞動力、人均收入和信息獲取情況，與需求意愿負相關的為牲畜數(shù)量、工資性收入占家庭收入比重．上述結論表明:

(1)應通過適宜的宣傳方式強化農(nóng)戶對合作社的認知．煙區(qū)多位于偏遠山區(qū)，農(nóng)戶對合作社的認知程度較低，一些農(nóng)戶甚至將合作社等同于人民公社，不認可合作社的服務性質．

(2)組建發(fā)展煙草合作社的目的是實現(xiàn)“種植在戶，服務在社”，通過專業(yè)服務降低煙農(nóng)的勞動強度，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)模效益無法凸顯的背景下，合作社的服務費用反而降低煙農(nóng)的收益，由此可見，煙草合作社成功運行的前提為適宜的煙葉種植規(guī)模．家庭農(nóng)場和種煙大戶對合作社服務需求遠高于普通煙農(nóng)的調研結果亦佐證了上述結論．

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

(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慣，該結論同樣適用于家庭農(nóng)機，家庭農(nóng)機較多的地區(qū)對機耕服務的需求降低，而就耕作效率而言，家庭小型農(nóng)機具更適宜連片面積較小的山區(qū)，政府對小型農(nóng)機的補貼適合于山區(qū)，而相對平整連片的區(qū)域補貼對象以大型農(nóng)機為宜．

(5)當農(nóng)民外出務工的收益高于煙葉種植收益時，理性農(nóng)戶的選擇是外出務工，勞動力成本較高的煙草類經(jīng)濟作物必然面臨種植面積減少的風險，培養(yǎng)職業(yè)農(nóng)民或許是解決該問題的出路，考慮合作社的服務功能，計量農(nóng)戶種植規(guī)模的邊際收益，界定農(nóng)戶最適宜的種植規(guī)模，在此種植規(guī)模下，農(nóng)戶的種植收益應高于農(nóng)戶的務工收入．

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