許登科 張艷榮

（甘肅農(nóng)業(yè)大學財經(jīng)學院 甘肅蘭州 730070）

花生產(chǎn)業(yè)鏈各項成本與農(nóng)民收入息息相關，傳統(tǒng)花生產(chǎn)業(yè)鏈較為簡單，如何降低花生產(chǎn)業(yè)鏈成本，促進農(nóng)民增收，成為當下農(nóng)業(yè)經(jīng)濟研究需要思考的重要問題。

目前，已有較多有關花生產(chǎn)業(yè)鏈的研究，張冬［1］、趙緒福［2］認為產(chǎn)業(yè)鏈是相關經(jīng)營活動主體之間由產(chǎn)品或服務相互交換形成的關聯(lián)關系，相關產(chǎn)業(yè)間的交流與合作構成了一個產(chǎn)業(yè)鏈體系，每個產(chǎn)業(yè)都是一個環(huán)節(jié)。周建華［3］認為花生價格是花生產(chǎn)業(yè)鏈成本和收益的關鍵因素，主要受國內(nèi)花生供需因素影響。張怡等［4］指出我國花生生產(chǎn)的合理化布局需要花生產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)主體的有效引導。劉萬霞［5］提出政府要加大資金投入和培訓力度，加大人才引進力度，提高農(nóng)民專業(yè)水平和文化素養(yǎng)，促進農(nóng)民收入增長。錢良澤［6］認為穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格可以保證農(nóng)民的收入穩(wěn)定。

1 研究區(qū)概況

農(nóng)業(yè)是駐馬店市經(jīng)濟的重要支柱，花生產(chǎn)業(yè)為其優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)之一，駐馬店市花生質(zhì)量、產(chǎn)量常年穩(wěn)居河南前列。由表1可知，2014～2021年，駐馬店市花生種植面積、產(chǎn)值呈逐年增加趨勢。2021 年駐馬店市花生種植面積4 814 550 畝（1 畝=667 m2，下同），相比于2014 年增加1 591 800 畝；產(chǎn)量150.64萬t，同比2014年增加54.81萬t。

表1 2014～2021年駐馬店市花生播種面積和產(chǎn)量

1.1 駐馬店農(nóng)村居民收入情況

由表2可知，2012～2020年，駐馬店市農(nóng)村人均可支配收入呈逐年上升的趨勢，2020 年人均可支配收入為13 867.00元，相比較于2012年增加了52.40%。工資性收入是駐馬店市農(nóng)村居民收入的主要來源，2020 年工資性收入為4 520.00 元，相較2012 年增長了1 836.33 元，增幅較大。經(jīng)營性收入也是駐馬店市農(nóng)村居民收入的重要來源，轉(zhuǎn)移性收入在農(nóng)村居民人均收入中占比較小，財產(chǎn)性收入增幅最大，從2012 年的427.01 元增長至2020年的4 231.00元。

表2 2012～2020年駐馬店市農(nóng)村居民人均收入 單位：元

1.2 駐馬店市花生產(chǎn)業(yè)鏈成本分析

花生產(chǎn)業(yè)鏈上游主要為花生的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，包括花生種植、采收等環(huán)節(jié)，主要生產(chǎn)成本有生產(chǎn)資料投入、服務費用、種植規(guī)模、種子成本、機械成本、肥料費用、人工成本等，對產(chǎn)業(yè)鏈上游成本影響較大?；ㄉa(chǎn)業(yè)鏈中游主要費用有人工成本、交易成本、管理成本等?；ㄉa(chǎn)業(yè)鏈下游主要成本為銷售費用。

2 研究假設

魏婷［7］認為提高受高等教育人口比重對工資收入具有改善作用。張寬等［8］構建了向量自回歸模型（PVAR），深入分析農(nóng)業(yè)技術進步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民收入的動態(tài)關系，發(fā)現(xiàn)技術進步對農(nóng)民收入有一定促進作用。李權荃［9］認為股份制合作社促進了農(nóng)民收入的多元化組成，提高了農(nóng)民收入。高貴富等［10］指出企業(yè)高管的薪酬水平與管理水平有一定的關系，但這種關系并不直觀。鄭素芳等［11］認為農(nóng)民收入也受非農(nóng)收入的影響，農(nóng)民往往受益于較低的交易成本和更快的商品周轉(zhuǎn)率。

本文基于駐馬店市的2種花生產(chǎn)業(yè)鏈模式，參考前人研究成果，結合調(diào)研數(shù)據(jù)，從種植成本（Z）、采摘成本（C）、人工成本（R）、管理成本（G）、銷售成本節(jié)約（X）、農(nóng)民勞動收入（L）、農(nóng)民非勞動收入（U）等7 個維度，分析花生產(chǎn)業(yè)鏈各成本對農(nóng)民收入的影響，提出以下假設。

假設一：節(jié)約種植成本與農(nóng)民勞動收入具有顯著正向影響。

假設二：節(jié)約種植成本與農(nóng)民非勞動收入具有顯著正向影響。

假設三：節(jié)約采摘成本與農(nóng)民勞動收入具有顯著正向影響。

假設四：節(jié)約采摘成本與農(nóng)民非勞動收入具有顯著正向影響。

假設五：節(jié)省人工成本對農(nóng)民勞動收入具有顯著正向影響。

假設六：節(jié)省人工成本對農(nóng)民非勞動收入具有顯著正向影響。

假設七：節(jié)約管理成本對農(nóng)民勞動收入具有顯著正向影響。

假設八：節(jié)約管理成本對農(nóng)民非勞動收入具有顯著正向影響。

假設九：節(jié)約銷售成本對農(nóng)民勞動收入具有顯著正向影響。

假設十：節(jié)約銷售成本對農(nóng)民非勞動收入具有顯著正向影響。

3 數(shù)據(jù)來源與變量設置

3.1 調(diào)研樣本基本信息

2022 年4 月，對駐馬店市9 縣1 區(qū)進行調(diào)研，主要方式為電話調(diào)研、問卷調(diào)研。基本信息如表3所示。

表3 有效樣本基本信息

3.2 測度項目與變量設置

基于假設，建立駐馬店市花生產(chǎn)業(yè)鏈成本節(jié)約與農(nóng)民收入測度項目。節(jié)約種植成本測度項目：加強教育投資（Z1）、培育新型職業(yè)農(nóng)民（Z2）、推廣適用技術（Z3）；節(jié)約采摘成本測度項目：發(fā)展適度農(nóng)業(yè)經(jīng)營（C1）、制定農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展戰(zhàn)略（C2）、建立農(nóng)業(yè)風險防范機制（C3）；節(jié)省人工成本測度項目：形成良好的激勵機制（R1）、優(yōu)化人員選拔（R2）、加強職業(yè)技能培訓（R3）；節(jié)約管理成本測度項目：產(chǎn)品質(zhì)量與成本控制相結合（G1）、加強人才培養(yǎng)（G2）、建立成本風險預警機制（G3）；節(jié)約銷售成本測度項目為：建立成本控制機制（X1）、控制銷售布局成本（X2）、加強現(xiàn)代銷售渠道建設（X3）；農(nóng)民勞動收入測度項目為：主要職業(yè)工資收入（L1）、兼職收入（L2）、除工資和兼職外的其他收入（L3）；農(nóng)民非勞動收入測度項目為：經(jīng)營性收入（U1）、財產(chǎn)性收入（U2）、轉(zhuǎn)移性收入（U3）。

4 模型構建與分析

對有效樣本信息進行描述性統(tǒng)計，結果如表4所示，由表4可以看出，樣本數(shù)據(jù)觀察變量極小值為1，極大值均為5，均值為2.81～4.22；偏度最大絕對值為1.059，小于3，峰度最大絕對值為1.496，小于10，說明樣本數(shù)據(jù)基本為正態(tài)分布。

表4 描述性統(tǒng)計結果

4.1 信度檢驗

Cronbachalpha系數(shù)是通過量表中所有可能的項目劃分方法獲得的折半信度系數(shù)平均值，表示項目分數(shù)之間的一致性。采用Cronbachalpha信度系數(shù)法，計算公式如下。

式（1）中，K為評估項目綜述，Si2為第i個項目的表內(nèi)方差；Sx2為全部項目的表內(nèi)方差。Cronbachalpha系數(shù)評價標準如表5 所示。本研究Cronbachalpha系數(shù)為0.923，各子量表測試結果如表6 所示，可以看出各子表Cronbachalpha系數(shù)均大于0.8，項的刪除Cronbachalpha值小于Cronbachalpha系數(shù)， 項目校正的總相關性（CITC）均大于0.5，表明調(diào)查表項內(nèi)部一致性、可靠性在可接受范圍內(nèi)。

表5 Cronbachalpha系數(shù)評價標準

表6 子分量表信度分析結果

4.2 效度檢驗

KMO檢驗值的評價如表7 所示?？偭勘磉M行KMO和Bartlett球形度檢驗，結果如表8 所示。由表8 可知，KMO值為0.869，遠大于0.500，可以看到變量間相關程度沒有太大差異，數(shù)據(jù)可以做因子分析。

表7 KMO值分布與效果評價

表8 KMO和Bartlett球形度檢驗

由表9 可知，分量表KMO和Bartlett球形度檢驗值均大于0.7，Bartlett球形檢驗顯著性均為0.000，說明該樣本數(shù)據(jù)有效。

表9 分量表檢驗結果

4.3 因子分析

采用探索性因子分析［12］對各影響因子進行分析，列出影響因子與結構變量的關系，并根據(jù)分析結果判斷前一個變量設計是否需要修正。

表10 中前6 個主成分的初始特征值均大于1，累計方差貢獻率高于社會科學研究調(diào)查樣本數(shù)據(jù)總變異大于70%的要求，其值為77.897%［13］。這6個主成分與潛在變量分組一致，可以有效解釋77.897%的方差，證明調(diào)查數(shù)據(jù)具有良好的結構有效性。

表10 解釋的總方差

結合SPSS 軟件對駐馬店市花生產(chǎn)業(yè)鏈成本節(jié)約與農(nóng)民增收21 個題項進行因子分析，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，如表10 所示，提取了6 個因子，解釋了總體方差的77.897%。

利用主成份分析法抽取因子，設定迭代次數(shù)為25，得出旋轉(zhuǎn)成分矩陣，如表11 所示，結果顯示，測度項目的因子載荷均大于0.5。根據(jù)因子題項歸屬特點，將題項分為因子1（U1、U2、U3）、因子2（X1、X2、X3）、因子3（Z1、Z2、Z3）、因子4（C1、C2、C3）、因子5（G1、G2、G3）、因子6（R1、R2、R3）。

表11 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

4.4 結構方程模型評價

4.4.1 結構方程模型路徑檢驗

將調(diào)研數(shù)據(jù)導入AMOS24中，利用圖1建立的結構方程模型進行路徑分析及顯著性檢驗，箭頭表示各個潛變量之間的關系。表12 為本研究10 個變量的路徑分析。

表12 結構方程模型路徑分析結果

4.4.2 結構方程模型適配度檢驗

模型適配度是運用所收集的問卷數(shù)據(jù)與假設的路徑系數(shù)來檢驗模型是否與所研究的假設項相匹配。采用CMIN/DF（卡方自由度比）、GFI（良性適配度指標值）、AGFI（調(diào)整后的良性適配度指標值）、RMSEA（近似誤差的均方根）、IFI（增值適配指數(shù)）、TLI（不規(guī)范適配指數(shù)）、CFI（比較擬合指數(shù)）對模型整體適配度進行檢驗。由表13可知，模型適配度指標中，CMIN/DF、GFI、AGFI、RMSEA、IFI、TLI、CFI均符合標準，模型不需要修正。

表13 模型適配度評價

4.5 假設檢驗結果

由表14 可知，花生產(chǎn)業(yè)鏈上游種植成本和采收成本節(jié)約可以提高農(nóng)民收入；中游人工成本節(jié)約和管理費用節(jié)約可以提高農(nóng)民收入；下游銷售成本節(jié)約可以提高農(nóng)民收入。

表14 假設檢驗結果

5 建議

本文通過分析駐馬店市花生產(chǎn)業(yè)鏈成本節(jié)約與農(nóng)民增收關系，提出以下建議。

花生產(chǎn)業(yè)鏈上游：相關部門應加大對農(nóng)民技術培訓的投入力度，培養(yǎng)本土職業(yè)農(nóng)民，加強對花生機械研發(fā)、引進、測試、推廣和補貼支持；實施花生適度規(guī)模經(jīng)營，不斷提升農(nóng)業(yè)機械化程度，建立和完善農(nóng)業(yè)風險應對機制。

花生產(chǎn)業(yè)鏈中游：相關部門應制定駐馬店市示范企業(yè)激勵政策，鼓勵企業(yè)建立內(nèi)部激勵機制，充分調(diào)動員工積極性，提高加工效率，同時加大人才引進力度，培養(yǎng)出一支高素質(zhì)的創(chuàng)業(yè)隊伍；優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)流程，加強成本管理和預警工作。

花生產(chǎn)業(yè)鏈下游：強化成本費用管理，完善現(xiàn)代分銷渠道，提升產(chǎn)業(yè)鏈效益，增加農(nóng)民收入；加強營銷環(huán)境調(diào)研，適應不斷變化的營銷環(huán)境，最大限度地發(fā)揮優(yōu)勢。