林圣蒙++趙悅云++黃嘉濱

摘 要：本文利用對(duì)隨州市“泡泡青”主產(chǎn)地進(jìn)行實(shí)地調(diào)研所獲得的數(shù)據(jù)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)種植農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素進(jìn)行分析，所得結(jié)論是農(nóng)戶受教育程度年限越長(zhǎng)，“泡泡青”的種植面積越大，種植“泡泡青”的主要目的是用于銷售而非其他用途以及認(rèn)為“泡泡青”較難銷售等對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單生產(chǎn)的可能性越大，農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限越長(zhǎng)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的可能性越低，另外“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)大小，農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度高低以及農(nóng)戶是否有兼職這幾個(gè)因素實(shí)際影響不顯著。

關(guān)鍵詞：泡泡青；農(nóng)業(yè)訂單；Logistic模型

一、已有研究的文獻(xiàn)綜述

學(xué)界對(duì)農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的影響因素的研究已取得一定的成果。祝宏輝和王秀清（2007） 利用新疆天山北坡經(jīng)濟(jì)帶中部地區(qū)5個(gè)縣（市）481個(gè)番茄種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，得出農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，對(duì)訂單的了解程度，政府的支持和農(nóng)戶所處地區(qū)這幾個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶是否參與農(nóng)業(yè)訂單有顯著影響；郭紅娟，王建和李林（2009）采用河北省11個(gè)地區(qū)201戶肉雞養(yǎng)殖戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，認(rèn)為養(yǎng)殖戶的固定投資額越高，養(yǎng)雞收入占家庭收入的比重越大，肉雞的商品化程度越高以及當(dāng)?shù)厝怆u養(yǎng)殖業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)越激烈都對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單有顯著促進(jìn)作用；張艷平，呂平和程杰（2011）采用對(duì)上東膠州和青州2個(gè)地區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)方法得出政府的態(tài)度，農(nóng)戶家庭固定資產(chǎn)量，農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重以及膠州青州2個(gè)地區(qū)變量都對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單呈現(xiàn)正相關(guān)的作用，另外紀(jì)夢(mèng)晨（2010），盧昆（2010），黃文義（2011）則分別就北京密云，吉林和黑龍江兩省，浙江省進(jìn)行了各自的研究并得出相應(yīng)的結(jié)論。

可以看出，已有的研究大多注重樣本的廣泛性，調(diào)查的區(qū)域往往以省為單位，這樣的做法固然保證了樣本的可信度，但是對(duì)于與農(nóng)戶是否參與農(nóng)業(yè)訂單相關(guān)的更細(xì)致的因素往往難以涉及，比如農(nóng)戶種植年限，市場(chǎng)銷售價(jià)格波動(dòng)幅度等等因素。本文基于對(duì)湖北省隨州市“泡泡青”蔬菜主要種植村鎮(zhèn)——張家畈村，王家沙灣和陳家灣進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查回收的181份有效問(wèn)卷，利用 Logistic模型，對(duì)“泡泡青”蔬菜種植參與農(nóng)業(yè)訂單生產(chǎn)的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，力圖更細(xì)致地把握農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單生產(chǎn)的影響因素。

二、農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響因素的一般理論分析

借鑒新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本理論，本文認(rèn)為，農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的行為是理性經(jīng)濟(jì)人采取的行為，農(nóng)戶在外部環(huán)境如自然，經(jīng)濟(jì)，社會(huì)等刺激下結(jié)合自身的條件進(jìn)行決策，農(nóng)戶是否參與訂單農(nóng)業(yè)決策的最主要在于其參與農(nóng)業(yè)訂單前后收益的比較，這里的收益指的是凈收益，參與訂單農(nóng)業(yè)往往存在機(jī)會(huì)成本，在市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)明顯的情況下機(jī)會(huì)成本的波動(dòng)也會(huì)很大，另外由于合約的簽訂，企業(yè)能夠從農(nóng)產(chǎn)品規(guī)?；瑯?biāo)準(zhǔn)化中獲取收益，農(nóng)戶也能夠得到一筆相對(duì)穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)后的收益減去需要付出的代價(jià)就得到凈收益。

根據(jù)已有的研究成果，本文認(rèn)為農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的影響因素可以從兩個(gè)視角展開(kāi)，一個(gè)視角是從農(nóng)戶自身的條件出發(fā)進(jìn)行考察，另一個(gè)視角是從農(nóng)戶所處的外部環(huán)境出發(fā)進(jìn)行考察。具體因素假設(shè)如下：

（一）農(nóng)戶戶主的特征。本文中主要考察農(nóng)戶戶主以下幾個(gè)方面的特征：農(nóng)戶戶主的受教育年限，種植“泡泡青”的年限以及種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。一般來(lái)說(shuō)，受教育年限高的戶主對(duì)于農(nóng)業(yè)訂單的接受度會(huì)更高，也會(huì)更主動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)訂單進(jìn)行了解，因此其參與的幾率會(huì)更高。種植“泡泡青”的年限長(zhǎng)短以及專業(yè)化程度高低都會(huì)影響農(nóng)戶生產(chǎn)“泡泡青”的產(chǎn)量與品質(zhì)，當(dāng)農(nóng)戶生產(chǎn)“泡泡青”的規(guī)模穩(wěn)定且品質(zhì)穩(wěn)定在較高品質(zhì)時(shí)，農(nóng)戶面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)便會(huì)隨之降低，其參與農(nóng)業(yè)訂單以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的欲望也隨之降低，即參與的可能性降低。

（二）農(nóng)產(chǎn)品銷售狀況。判斷農(nóng)產(chǎn)品銷售狀況的兩個(gè)基本指標(biāo)分別是農(nóng)戶感知到的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)幅度狀況和農(nóng)產(chǎn)品銷售難易程度。一般而言，越大的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)幅度意味著農(nóng)戶面臨的越高的價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)，為了使得自身的收益趨于平穩(wěn)，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的欲望也會(huì)更高。對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品銷售難易程度來(lái)說(shuō)，如果農(nóng)戶能夠以接受的價(jià)格輕松完成自產(chǎn)自銷，那么其對(duì)更大市場(chǎng)的渴望越不強(qiáng)烈，對(duì)參與農(nóng)業(yè)訂單的興趣是較低的。

（三）農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況。農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況的衡量指標(biāo)主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：農(nóng)戶是否有兼職，“泡泡青”的種植面積以及種植“泡泡青”的主要目的。當(dāng)農(nóng)戶有從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)以外的兼職時(shí)，參與農(nóng)業(yè)訂單有利于農(nóng)戶免去運(yùn)輸、銷售等繁瑣環(huán)節(jié)，節(jié)約大量時(shí)間和精力，因而農(nóng)戶若有兼職會(huì)對(duì)其參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單有正向作用，即傾向于參與農(nóng)業(yè)訂單?！芭菖萸唷钡姆N植面積越大，農(nóng)戶更傾向于農(nóng)業(yè)訂單，參與農(nóng)業(yè)訂單可以減少運(yùn)輸環(huán)節(jié)的費(fèi)用和銷售環(huán)節(jié)的庫(kù)存費(fèi)用，另外越大的種植面積意味著越高的專有資產(chǎn)投入，農(nóng)戶面臨更大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，因而農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的動(dòng)機(jī)越大。當(dāng)種植“泡泡青”的主要目的是用于銷售時(shí)，農(nóng)戶對(duì)參與農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)有需求，而主要自己食用，對(duì)外銷售的部分占比不高，其參與農(nóng)業(yè)訂單的幾率也會(huì)更小。

三、農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單生產(chǎn)影響因素的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明。本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自對(duì)湖北省隨州市“泡泡青”蔬菜主要種植村鎮(zhèn)進(jìn)行的實(shí)地問(wèn)卷調(diào)研。該調(diào)研從2013年6月開(kāi)始準(zhǔn)備，于2013年7月—8月期間正式進(jìn)行。正式調(diào)研之前，入戶調(diào)研人員先進(jìn)入主要村鎮(zhèn)進(jìn)行訪談，了解當(dāng)?shù)赜嘘P(guān)“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單的信息，并進(jìn)行了小范圍的試問(wèn)卷，根據(jù)反饋對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行了修改完善，隨后正式進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放，共發(fā)出問(wèn)卷200份，收回問(wèn)卷189份，剔除無(wú)效問(wèn)卷8份，最終得到有效問(wèn)卷為181份。

表1 調(diào)查區(qū)域農(nóng)戶數(shù)量分布及其參與農(nóng)業(yè)訂單概率（戶，%）

（二）計(jì)量模型。對(duì)農(nóng)戶而言，是否參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單，只有兩種選擇，要么參與農(nóng)業(yè)訂單，要么不參與農(nóng)業(yè)訂單，而影響其參與農(nóng)業(yè)訂單的因素則有許多。

二項(xiàng)邏輯斯諦（Binary Logistic）回歸模型是對(duì)二分類變量進(jìn)行回歸分析時(shí)最為普遍應(yīng)用的多元量化分析方法。該方法可把分類的因變量轉(zhuǎn)換成分類變量的概率比，從而成為連續(xù)的有區(qū)間限制的變量（王濟(jì)川 等，2001；郭志剛，2004）。因此，本文將采用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶是否參與泡泡青農(nóng)業(yè)訂單的選擇進(jìn)行回歸分析。endprint

該模型如下：Pi=F（bo+biXi）=■

（1）其中：bo為常數(shù)，bi（i=1，2，3，…..）為自變量X的系數(shù)，為自然對(duì)數(shù)的底數(shù)，對(duì)于給定的解釋變量Xi，Pi是第i個(gè)決策體做出某一選擇的概率（則該決策主體不做出這一選擇的概率為

1-Pi）。而解釋變量Xi是影響第i個(gè)決策主體做出這一特定選擇的影響因素。

（三）模型設(shè)定與變量說(shuō)明。模型影響變量的選擇上，本文通過(guò)借鑒國(guó)內(nèi)外已有的相關(guān)研究成果，結(jié)合隨州泡泡青的特點(diǎn)，將影響隨州地區(qū)農(nóng)戶參與“泡泡青”訂單的變量歸納為以下幾個(gè)方面：（1）農(nóng)戶是否有兼職。（2） 農(nóng)戶受教育程度年限。（3） 農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限。（4）農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。（5） “泡泡青”的種植面積。（6）種植“泡泡青”的主要目的。（7）是否認(rèn)為“泡泡青”較難銷售。（8）是否認(rèn)為“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)較大。根據(jù)選定的影響因素，設(shè)定的二元Logistic模型的變量詳見(jiàn)表2：

表2 模型變量描述

將公式（1）通過(guò)logit轉(zhuǎn)換，然后加入所設(shè)定的變量，具體模型構(gòu)建如下：Zi=ln■=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+μ 上式中，Pi為事件的發(fā)生概率，Zi為概率比的自然對(duì)數(shù)，bo為常數(shù)項(xiàng)，bi為待估參數(shù)，u為殘差項(xiàng)。

四、結(jié)果與分析

本文通過(guò)EViews軟件，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸，回歸結(jié)果如表3。本文通過(guò)EViews軟件，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行

Logistic回歸，回歸結(jié)果如表3。

表3 模型回歸結(jié)果

運(yùn)用EViews7.0軟件對(duì)樣本進(jìn)行了Logistic回歸處理，處理過(guò)程中采用了向后篩選法，共進(jìn)行了5次回歸，回歸結(jié)果較穩(wěn)定，并且回歸出來(lái)得到的LR統(tǒng)計(jì)值和McFadden R-squared統(tǒng)計(jì)指標(biāo)顯示結(jié)果較為可靠。

（一）農(nóng)戶是否有兼職。自變量X1回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期，但是z統(tǒng)計(jì)值較小，表明回歸并不顯著，這可能與所調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶絕大多數(shù)為全職、統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)無(wú)法客觀反映此變量與因變量關(guān)系有關(guān)，因而導(dǎo)致出現(xiàn)回歸系數(shù)符合預(yù)期、顯著性卻不通過(guò)的結(jié)果。

（二）農(nóng)戶受教育程度年限。自變量X2的回歸系數(shù)為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶受教育程度年限越長(zhǎng)則農(nóng)戶參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單的意愿也更強(qiáng)，符合預(yù)期。

（三）農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限。自變量X3回歸系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期相符，統(tǒng)計(jì)值較大，回歸顯著，證明種植“泡泡青”年限越長(zhǎng)的農(nóng)戶，對(duì)自己的種植技術(shù)和產(chǎn)品質(zhì)量水平信心較高，不懼銷路問(wèn)題，更傾向于自產(chǎn)自銷等其他方式。

（四）農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。 回歸結(jié)果顯示該自變量的回歸系數(shù)為正向回歸并不顯著，與預(yù)期的負(fù)向作用矛盾。出現(xiàn)這種情況，與隨州地區(qū)農(nóng)戶普遍采用傳統(tǒng)的方式種植“泡泡青”、專業(yè)化種植水平較低的實(shí)際情況相符合，也說(shuō)明對(duì)于隨州地區(qū)“泡泡青”種植農(nóng)戶而言，專業(yè)化程度高低對(duì)是否參與農(nóng)業(yè)訂單這一決策的影響不大。

（五）“泡泡青”的種植面積。由回歸結(jié)果可知“泡泡青”種植面積這個(gè)自變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)并且符合預(yù)期影響方向，農(nóng)戶種植“泡泡青”面積越大，所投入的的時(shí)間、金錢(qián)等成本越高，農(nóng)戶面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)相應(yīng)增加，此時(shí)農(nóng)戶選擇與龍頭企業(yè)簽訂農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)是理性的選擇。

（六）種植“泡泡青”的主要目的。該變量回歸系數(shù)為正，z統(tǒng)計(jì)值較大，與預(yù)期相符合， 當(dāng)種植“泡泡青”的主要目的是用于銷售時(shí)，農(nóng)戶對(duì)參與農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)有需求，而主要自己食用，對(duì)外銷售的部分占比不高，其參與農(nóng)業(yè)訂單的幾率也會(huì)更小。

（七）是否認(rèn)為“泡泡青”較難銷售。自變量X7回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為“泡泡青”較難銷售時(shí)，會(huì)傾向于選擇參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單擴(kuò)大銷路等。

（八）是否認(rèn)為“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)較大。自變量的回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期影響方向，但是z統(tǒng)計(jì)值較小，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，出現(xiàn)這種情況可能有這樣兩種原因：農(nóng)戶所認(rèn)為的銷售價(jià)格波動(dòng)程度與市場(chǎng)實(shí)際的價(jià)格波動(dòng)有一定出入，因而數(shù)據(jù)上就已經(jīng)失真了；或者是因?yàn)楫?dāng)銷售價(jià)格遠(yuǎn)高于或遠(yuǎn)低于正常價(jià)格時(shí)，農(nóng)戶面臨這兩種不同的價(jià)格波動(dòng)較大的市場(chǎng)行情時(shí)，會(huì)出現(xiàn)截然相反的選擇，如：價(jià)格波動(dòng)往高于正常市場(chǎng)價(jià)波動(dòng)時(shí)，農(nóng)戶傾向于不參與農(nóng)業(yè)訂單，價(jià)格波動(dòng)往低于正常市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)時(shí)，出于個(gè)人收益最大化原則，農(nóng)戶卻會(huì)傾向于選擇參與農(nóng)業(yè)訂單，這就打破了預(yù)期：價(jià)格波動(dòng)較大時(shí)，出于降低風(fēng)險(xiǎn)需求，農(nóng)戶會(huì)傾向于選擇參與農(nóng)業(yè)訂單。這一點(diǎn)有待進(jìn)一步的研究。

四、結(jié)論與啟示

分析結(jié)果表明，研究區(qū)“泡泡青”種植戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，“泡泡青”的商品化程度以及農(nóng)戶感知的銷售難易程度對(duì)農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)有顯著的促進(jìn)作用，另外隨著戶主受教育年限的提高其對(duì)農(nóng)業(yè)訂單的接受度也在提升。另一方面，當(dāng)“泡泡青”種植年限提升時(shí)，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的可能性將減小。

從政府的角度出發(fā)，為了推進(jìn)以訂單農(nóng)業(yè)為代表的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程，首先應(yīng)當(dāng)加大對(duì)訂單農(nóng)業(yè)的支持力度和宣傳力度。只有宣傳到位才能讓農(nóng)戶真正了解訂單農(nóng)業(yè)，產(chǎn)生參與的欲望，而政府的支持態(tài)度無(wú)論對(duì)于與農(nóng)戶簽訂農(nóng)業(yè)訂單的龍頭企業(yè)，還是農(nóng)戶都是一顆“定心丸”；其次是加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化和商品化?！芭菖萸唷弊鳛殡S州市當(dāng)?shù)氐奶厣卟说玫搅苏罅Φ姆龀郑⑶覟楫?dāng)?shù)剞r(nóng)戶帶來(lái)了客觀的收益。政府應(yīng)當(dāng)因地制宜，鼓勵(lì)農(nóng)戶專業(yè)化生產(chǎn)適合本地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，并且在技術(shù)，信息等方面給予相應(yīng)的支持，促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)模生產(chǎn)；最后是起到監(jiān)督者的作用，要求農(nóng)業(yè)訂單簽訂雙方切實(shí)履行契約。

從龍頭企業(yè)的角度出發(fā)，應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)農(nóng)戶形成專業(yè)合作社等組織，鼓勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)?；a(chǎn)，積極吸納經(jīng)營(yíng)規(guī)模不大但有發(fā)展?jié)摿Φ霓r(nóng)戶而不是光看重種植大戶，忽視種植小戶，積極和農(nóng)戶在合約履行過(guò)程中進(jìn)行溝通，最終實(shí)現(xiàn)互利共贏。

參考文獻(xiàn)：

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[5] 郭紅娟，王建，李林：《肉雞養(yǎng)殖參與訂單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素：基于201戶養(yǎng)殖戶的實(shí)證分析》2009

[6] 張艷平，呂平，程杰：《農(nóng)戶參與合同農(nóng)業(yè)的影響因素分析——以山東青州和膠州地區(qū)大白菜產(chǎn)業(yè)為例》2011endprint

該模型如下：Pi=F（bo+biXi）=■

（1）其中：bo為常數(shù)，bi（i=1，2，3，…..）為自變量X的系數(shù)，為自然對(duì)數(shù)的底數(shù)，對(duì)于給定的解釋變量Xi，Pi是第i個(gè)決策體做出某一選擇的概率（則該決策主體不做出這一選擇的概率為

1-Pi）。而解釋變量Xi是影響第i個(gè)決策主體做出這一特定選擇的影響因素。

（三）模型設(shè)定與變量說(shuō)明。模型影響變量的選擇上，本文通過(guò)借鑒國(guó)內(nèi)外已有的相關(guān)研究成果，結(jié)合隨州泡泡青的特點(diǎn)，將影響隨州地區(qū)農(nóng)戶參與“泡泡青”訂單的變量歸納為以下幾個(gè)方面：（1）農(nóng)戶是否有兼職。（2） 農(nóng)戶受教育程度年限。（3） 農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限。（4）農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。（5） “泡泡青”的種植面積。（6）種植“泡泡青”的主要目的。（7）是否認(rèn)為“泡泡青”較難銷售。（8）是否認(rèn)為“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)較大。根據(jù)選定的影響因素，設(shè)定的二元Logistic模型的變量詳見(jiàn)表2：

表2 模型變量描述

將公式（1）通過(guò)logit轉(zhuǎn)換，然后加入所設(shè)定的變量，具體模型構(gòu)建如下：Zi=ln■=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+μ 上式中，Pi為事件的發(fā)生概率，Zi為概率比的自然對(duì)數(shù)，bo為常數(shù)項(xiàng)，bi為待估參數(shù)，u為殘差項(xiàng)。

四、結(jié)果與分析

本文通過(guò)EViews軟件，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸，回歸結(jié)果如表3。本文通過(guò)EViews軟件，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行

Logistic回歸，回歸結(jié)果如表3。

表3 模型回歸結(jié)果

運(yùn)用EViews7.0軟件對(duì)樣本進(jìn)行了Logistic回歸處理，處理過(guò)程中采用了向后篩選法，共進(jìn)行了5次回歸，回歸結(jié)果較穩(wěn)定，并且回歸出來(lái)得到的LR統(tǒng)計(jì)值和McFadden R-squared統(tǒng)計(jì)指標(biāo)顯示結(jié)果較為可靠。

（一）農(nóng)戶是否有兼職。自變量X1回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期，但是z統(tǒng)計(jì)值較小，表明回歸并不顯著，這可能與所調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶絕大多數(shù)為全職、統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)無(wú)法客觀反映此變量與因變量關(guān)系有關(guān)，因而導(dǎo)致出現(xiàn)回歸系數(shù)符合預(yù)期、顯著性卻不通過(guò)的結(jié)果。

（二）農(nóng)戶受教育程度年限。自變量X2的回歸系數(shù)為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶受教育程度年限越長(zhǎng)則農(nóng)戶參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單的意愿也更強(qiáng)，符合預(yù)期。

（三）農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限。自變量X3回歸系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期相符，統(tǒng)計(jì)值較大，回歸顯著，證明種植“泡泡青”年限越長(zhǎng)的農(nóng)戶，對(duì)自己的種植技術(shù)和產(chǎn)品質(zhì)量水平信心較高，不懼銷路問(wèn)題，更傾向于自產(chǎn)自銷等其他方式。

（四）農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。 回歸結(jié)果顯示該自變量的回歸系數(shù)為正向回歸并不顯著，與預(yù)期的負(fù)向作用矛盾。出現(xiàn)這種情況，與隨州地區(qū)農(nóng)戶普遍采用傳統(tǒng)的方式種植“泡泡青”、專業(yè)化種植水平較低的實(shí)際情況相符合，也說(shuō)明對(duì)于隨州地區(qū)“泡泡青”種植農(nóng)戶而言，專業(yè)化程度高低對(duì)是否參與農(nóng)業(yè)訂單這一決策的影響不大。

（五）“泡泡青”的種植面積。由回歸結(jié)果可知“泡泡青”種植面積這個(gè)自變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)并且符合預(yù)期影響方向，農(nóng)戶種植“泡泡青”面積越大，所投入的的時(shí)間、金錢(qián)等成本越高，農(nóng)戶面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)相應(yīng)增加，此時(shí)農(nóng)戶選擇與龍頭企業(yè)簽訂農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)是理性的選擇。

（六）種植“泡泡青”的主要目的。該變量回歸系數(shù)為正，z統(tǒng)計(jì)值較大，與預(yù)期相符合， 當(dāng)種植“泡泡青”的主要目的是用于銷售時(shí)，農(nóng)戶對(duì)參與農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)有需求，而主要自己食用，對(duì)外銷售的部分占比不高，其參與農(nóng)業(yè)訂單的幾率也會(huì)更小。

（七）是否認(rèn)為“泡泡青”較難銷售。自變量X7回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為“泡泡青”較難銷售時(shí)，會(huì)傾向于選擇參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單擴(kuò)大銷路等。

（八）是否認(rèn)為“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)較大。自變量的回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期影響方向，但是z統(tǒng)計(jì)值較小，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，出現(xiàn)這種情況可能有這樣兩種原因：農(nóng)戶所認(rèn)為的銷售價(jià)格波動(dòng)程度與市場(chǎng)實(shí)際的價(jià)格波動(dòng)有一定出入，因而數(shù)據(jù)上就已經(jīng)失真了；或者是因?yàn)楫?dāng)銷售價(jià)格遠(yuǎn)高于或遠(yuǎn)低于正常價(jià)格時(shí)，農(nóng)戶面臨這兩種不同的價(jià)格波動(dòng)較大的市場(chǎng)行情時(shí)，會(huì)出現(xiàn)截然相反的選擇，如：價(jià)格波動(dòng)往高于正常市場(chǎng)價(jià)波動(dòng)時(shí)，農(nóng)戶傾向于不參與農(nóng)業(yè)訂單，價(jià)格波動(dòng)往低于正常市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)時(shí)，出于個(gè)人收益最大化原則，農(nóng)戶卻會(huì)傾向于選擇參與農(nóng)業(yè)訂單，這就打破了預(yù)期：價(jià)格波動(dòng)較大時(shí)，出于降低風(fēng)險(xiǎn)需求，農(nóng)戶會(huì)傾向于選擇參與農(nóng)業(yè)訂單。這一點(diǎn)有待進(jìn)一步的研究。

四、結(jié)論與啟示

分析結(jié)果表明，研究區(qū)“泡泡青”種植戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，“泡泡青”的商品化程度以及農(nóng)戶感知的銷售難易程度對(duì)農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)有顯著的促進(jìn)作用，另外隨著戶主受教育年限的提高其對(duì)農(nóng)業(yè)訂單的接受度也在提升。另一方面，當(dāng)“泡泡青”種植年限提升時(shí)，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的可能性將減小。

從政府的角度出發(fā)，為了推進(jìn)以訂單農(nóng)業(yè)為代表的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程，首先應(yīng)當(dāng)加大對(duì)訂單農(nóng)業(yè)的支持力度和宣傳力度。只有宣傳到位才能讓農(nóng)戶真正了解訂單農(nóng)業(yè)，產(chǎn)生參與的欲望，而政府的支持態(tài)度無(wú)論對(duì)于與農(nóng)戶簽訂農(nóng)業(yè)訂單的龍頭企業(yè)，還是農(nóng)戶都是一顆“定心丸”；其次是加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化和商品化?！芭菖萸唷弊鳛殡S州市當(dāng)?shù)氐奶厣卟说玫搅苏罅Φ姆龀?，并且為?dāng)?shù)剞r(nóng)戶帶來(lái)了客觀的收益。政府應(yīng)當(dāng)因地制宜，鼓勵(lì)農(nóng)戶專業(yè)化生產(chǎn)適合本地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，并且在技術(shù)，信息等方面給予相應(yīng)的支持，促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)模生產(chǎn)；最后是起到監(jiān)督者的作用，要求農(nóng)業(yè)訂單簽訂雙方切實(shí)履行契約。

從龍頭企業(yè)的角度出發(fā)，應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)農(nóng)戶形成專業(yè)合作社等組織，鼓勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)?；a(chǎn)，積極吸納經(jīng)營(yíng)規(guī)模不大但有發(fā)展?jié)摿Φ霓r(nóng)戶而不是光看重種植大戶，忽視種植小戶，積極和農(nóng)戶在合約履行過(guò)程中進(jìn)行溝通，最終實(shí)現(xiàn)互利共贏。

參考文獻(xiàn)：

[1] 祝宏輝，王秀清：《新疆番茄產(chǎn)業(yè)中農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的影響因素分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2007

[2] 紀(jì)夢(mèng)晨，袁立璜，魏福全：《農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的影響因素分析——以密云為例》，《安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)》2010

[3] 盧昆，馬九杰：《農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的行為選擇與決定因素實(shí)證研究》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2010

[4] 趙翠萍：《農(nóng)戶參與糧食訂單影響因素的實(shí)證分析——以河

南省小麥訂單為例》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2009

[5] 郭紅娟，王建，李林：《肉雞養(yǎng)殖參與訂單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素：基于201戶養(yǎng)殖戶的實(shí)證分析》2009

[6] 張艷平，呂平，程杰：《農(nóng)戶參與合同農(nóng)業(yè)的影響因素分析——以山東青州和膠州地區(qū)大白菜產(chǎn)業(yè)為例》2011endprint

該模型如下：Pi=F（bo+biXi）=■

（1）其中：bo為常數(shù)，bi（i=1，2，3，…..）為自變量X的系數(shù)，為自然對(duì)數(shù)的底數(shù)，對(duì)于給定的解釋變量Xi，Pi是第i個(gè)決策體做出某一選擇的概率（則該決策主體不做出這一選擇的概率為

1-Pi）。而解釋變量Xi是影響第i個(gè)決策主體做出這一特定選擇的影響因素。

（三）模型設(shè)定與變量說(shuō)明。模型影響變量的選擇上，本文通過(guò)借鑒國(guó)內(nèi)外已有的相關(guān)研究成果，結(jié)合隨州泡泡青的特點(diǎn)，將影響隨州地區(qū)農(nóng)戶參與“泡泡青”訂單的變量歸納為以下幾個(gè)方面：（1）農(nóng)戶是否有兼職。（2） 農(nóng)戶受教育程度年限。（3） 農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限。（4）農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。（5） “泡泡青”的種植面積。（6）種植“泡泡青”的主要目的。（7）是否認(rèn)為“泡泡青”較難銷售。（8）是否認(rèn)為“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)較大。根據(jù)選定的影響因素，設(shè)定的二元Logistic模型的變量詳見(jiàn)表2：

表2 模型變量描述

將公式（1）通過(guò)logit轉(zhuǎn)換，然后加入所設(shè)定的變量，具體模型構(gòu)建如下：Zi=ln■=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+μ 上式中，Pi為事件的發(fā)生概率，Zi為概率比的自然對(duì)數(shù)，bo為常數(shù)項(xiàng)，bi為待估參數(shù)，u為殘差項(xiàng)。

四、結(jié)果與分析

本文通過(guò)EViews軟件，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸，回歸結(jié)果如表3。本文通過(guò)EViews軟件，將所得數(shù)據(jù)進(jìn)行

Logistic回歸，回歸結(jié)果如表3。

表3 模型回歸結(jié)果

運(yùn)用EViews7.0軟件對(duì)樣本進(jìn)行了Logistic回歸處理，處理過(guò)程中采用了向后篩選法，共進(jìn)行了5次回歸，回歸結(jié)果較穩(wěn)定，并且回歸出來(lái)得到的LR統(tǒng)計(jì)值和McFadden R-squared統(tǒng)計(jì)指標(biāo)顯示結(jié)果較為可靠。

（一）農(nóng)戶是否有兼職。自變量X1回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期，但是z統(tǒng)計(jì)值較小，表明回歸并不顯著，這可能與所調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶絕大多數(shù)為全職、統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)無(wú)法客觀反映此變量與因變量關(guān)系有關(guān)，因而導(dǎo)致出現(xiàn)回歸系數(shù)符合預(yù)期、顯著性卻不通過(guò)的結(jié)果。

（二）農(nóng)戶受教育程度年限。自變量X2的回歸系數(shù)為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶受教育程度年限越長(zhǎng)則農(nóng)戶參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單的意愿也更強(qiáng)，符合預(yù)期。

（三）農(nóng)戶種植“泡泡青”的年限。自變量X3回歸系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期相符，統(tǒng)計(jì)值較大，回歸顯著，證明種植“泡泡青”年限越長(zhǎng)的農(nóng)戶，對(duì)自己的種植技術(shù)和產(chǎn)品質(zhì)量水平信心較高，不懼銷路問(wèn)題，更傾向于自產(chǎn)自銷等其他方式。

（四）農(nóng)戶種植“泡泡青”的專業(yè)化程度。 回歸結(jié)果顯示該自變量的回歸系數(shù)為正向回歸并不顯著，與預(yù)期的負(fù)向作用矛盾。出現(xiàn)這種情況，與隨州地區(qū)農(nóng)戶普遍采用傳統(tǒng)的方式種植“泡泡青”、專業(yè)化種植水平較低的實(shí)際情況相符合，也說(shuō)明對(duì)于隨州地區(qū)“泡泡青”種植農(nóng)戶而言，專業(yè)化程度高低對(duì)是否參與農(nóng)業(yè)訂單這一決策的影響不大。

（五）“泡泡青”的種植面積。由回歸結(jié)果可知“泡泡青”種植面積這個(gè)自變量通過(guò)顯著性檢驗(yàn)并且符合預(yù)期影響方向，農(nóng)戶種植“泡泡青”面積越大，所投入的的時(shí)間、金錢(qián)等成本越高，農(nóng)戶面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)相應(yīng)增加，此時(shí)農(nóng)戶選擇與龍頭企業(yè)簽訂農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)是理性的選擇。

（六）種植“泡泡青”的主要目的。該變量回歸系數(shù)為正，z統(tǒng)計(jì)值較大，與預(yù)期相符合， 當(dāng)種植“泡泡青”的主要目的是用于銷售時(shí)，農(nóng)戶對(duì)參與農(nóng)業(yè)訂單以分散風(fēng)險(xiǎn)有需求，而主要自己食用，對(duì)外銷售的部分占比不高，其參與農(nóng)業(yè)訂單的幾率也會(huì)更小。

（七）是否認(rèn)為“泡泡青”較難銷售。自變量X7回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為“泡泡青”較難銷售時(shí)，會(huì)傾向于選擇參與“泡泡青”農(nóng)業(yè)訂單擴(kuò)大銷路等。

（八）是否認(rèn)為“泡泡青”的銷售價(jià)格波動(dòng)較大。自變量的回歸系數(shù)為正，符合預(yù)期影響方向，但是z統(tǒng)計(jì)值較小，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，出現(xiàn)這種情況可能有這樣兩種原因：農(nóng)戶所認(rèn)為的銷售價(jià)格波動(dòng)程度與市場(chǎng)實(shí)際的價(jià)格波動(dòng)有一定出入，因而數(shù)據(jù)上就已經(jīng)失真了；或者是因?yàn)楫?dāng)銷售價(jià)格遠(yuǎn)高于或遠(yuǎn)低于正常價(jià)格時(shí)，農(nóng)戶面臨這兩種不同的價(jià)格波動(dòng)較大的市場(chǎng)行情時(shí)，會(huì)出現(xiàn)截然相反的選擇，如：價(jià)格波動(dòng)往高于正常市場(chǎng)價(jià)波動(dòng)時(shí)，農(nóng)戶傾向于不參與農(nóng)業(yè)訂單，價(jià)格波動(dòng)往低于正常市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)時(shí)，出于個(gè)人收益最大化原則，農(nóng)戶卻會(huì)傾向于選擇參與農(nóng)業(yè)訂單，這就打破了預(yù)期：價(jià)格波動(dòng)較大時(shí)，出于降低風(fēng)險(xiǎn)需求，農(nóng)戶會(huì)傾向于選擇參與農(nóng)業(yè)訂單。這一點(diǎn)有待進(jìn)一步的研究。

四、結(jié)論與啟示

分析結(jié)果表明，研究區(qū)“泡泡青”種植戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模，“泡泡青”的商品化程度以及農(nóng)戶感知的銷售難易程度對(duì)農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)有顯著的促進(jìn)作用，另外隨著戶主受教育年限的提高其對(duì)農(nóng)業(yè)訂單的接受度也在提升。另一方面，當(dāng)“泡泡青”種植年限提升時(shí)，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的可能性將減小。

從政府的角度出發(fā)，為了推進(jìn)以訂單農(nóng)業(yè)為代表的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程，首先應(yīng)當(dāng)加大對(duì)訂單農(nóng)業(yè)的支持力度和宣傳力度。只有宣傳到位才能讓農(nóng)戶真正了解訂單農(nóng)業(yè)，產(chǎn)生參與的欲望，而政府的支持態(tài)度無(wú)論對(duì)于與農(nóng)戶簽訂農(nóng)業(yè)訂單的龍頭企業(yè)，還是農(nóng)戶都是一顆“定心丸”；其次是加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化和商品化?！芭菖萸唷弊鳛殡S州市當(dāng)?shù)氐奶厣卟说玫搅苏罅Φ姆龀?，并且為?dāng)?shù)剞r(nóng)戶帶來(lái)了客觀的收益。政府應(yīng)當(dāng)因地制宜，鼓勵(lì)農(nóng)戶專業(yè)化生產(chǎn)適合本地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，并且在技術(shù)，信息等方面給予相應(yīng)的支持，促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)模生產(chǎn)；最后是起到監(jiān)督者的作用，要求農(nóng)業(yè)訂單簽訂雙方切實(shí)履行契約。

從龍頭企業(yè)的角度出發(fā)，應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)農(nóng)戶形成專業(yè)合作社等組織，鼓勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)?；a(chǎn)，積極吸納經(jīng)營(yíng)規(guī)模不大但有發(fā)展?jié)摿Φ霓r(nóng)戶而不是光看重種植大戶，忽視種植小戶，積極和農(nóng)戶在合約履行過(guò)程中進(jìn)行溝通，最終實(shí)現(xiàn)互利共贏。

參考文獻(xiàn)：

[1] 祝宏輝，王秀清：《新疆番茄產(chǎn)業(yè)中農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)訂單的影響因素分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2007

[2] 紀(jì)夢(mèng)晨，袁立璜，魏福全：《農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的影響因素分析——以密云為例》，《安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)》2010

[3] 盧昆，馬九杰：《農(nóng)戶參與訂單農(nóng)業(yè)的行為選擇與決定因素實(shí)證研究》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2010

[4] 趙翠萍：《農(nóng)戶參與糧食訂單影響因素的實(shí)證分析——以河

南省小麥訂單為例》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2009

[5] 郭紅娟，王建，李林：《肉雞養(yǎng)殖參與訂單農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素：基于201戶養(yǎng)殖戶的實(shí)證分析》2009

[6] 張艷平，呂平，程杰：《農(nóng)戶參與合同農(nóng)業(yè)的影響因素分析——以山東青州和膠州地區(qū)大白菜產(chǎn)業(yè)為例》2011endprint