食用菌散戶參與橫向合作意愿影響因素的實(shí)證分析

李敏 胡繼連

摘要：通過對山東省10地市18縣市區(qū)316位食用菌散戶的問卷調(diào)查，對其參與橫向合作意愿的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。首先利用單因素分析法進(jìn)行變量篩選，繼而利用二元Logistic回歸模型對篩選后的變量進(jìn)行分析。結(jié)果表明，被調(diào)查散戶的性別、文化程度、食用菌年產(chǎn)量、從事食用菌種植的年限、食用菌收入占家庭總收入比重、所在地距農(nóng)貿(mào)市場距離、政府宣傳推廣和周邊散戶參與橫向合作的比例7個變量對散戶參與橫向合作意愿的影響顯著。其中，影響最為顯著的是政府宣傳推廣、從事食用菌種植的年限和食用菌年產(chǎn)量。

關(guān)鍵詞：食用菌；散戶；橫向合作意愿；影響因素；二元Logistic模型

中圖分類號：F306.4文獻(xiàn)標(biāo)識號：A文章編號：1001-4942（2016）09-0168-05

AbstractBased on 316 surveys of small-scale farmers who engage in edible mushroom cultivation from 18 counties of 10 cities in Shandong Province， the empirical study on factors affecting the willingness to cooperate horizontally was performed. Firstly， single factor analysis was conducted to screen potential variables， and then the screened variables were analyzed using binary Logistic regression model. The regression results showed that 7 variables， namely gender， educational background， annual edible mushroom output， years engaged in edible mushroom cultivation， ratio of income derived from edible mushroom cultivation to annual household income， distance from residence to grocery markets， promotion from government and cooperative enrollment ratio of surrounding farmers， had significant influences on the willingness of farmers to cooperate horizontally. Among them， promotion from government， years engaged in edible mushroom cultivation and annual edible mushroom output had the most significant influences.

KeywordsEdible mushroom； Small-scale farmers； Willingness of horizontal cooperation； Influencing factors； Binary Logistic model

食用菌產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)主體劃分為食用菌種植戶和工廠化種植企業(yè)，其中以家庭為單位從事食用菌種植行業(yè)的農(nóng)戶統(tǒng)稱為種植戶，按照行業(yè)習(xí)慣簡稱散戶。為解決自身生產(chǎn)經(jīng)營過程中的各種問題，提高競爭能力，部分食用菌散戶走上了橫向合作的道路。該制度安排可以帶領(lǐng)散戶有效擴(kuò)大原材料與最終產(chǎn)品的交易規(guī)模，提高議價能力；強(qiáng)化技術(shù)支持，提高生產(chǎn)效率；完善市場信息，降低市場風(fēng)險；拓展產(chǎn)品銷售渠道，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)各環(huán)節(jié)的縱向一體化；切實(shí)提高農(nóng)戶的競爭力，增加農(nóng)民收入[1]。然而從山東省食用菌發(fā)展現(xiàn)狀來看，橫向合作化程度較低，食用菌散戶的競爭能力和組織化程度有待提高。

許多學(xué)者對農(nóng)戶參與橫向合作意愿的影響因素進(jìn)行了定性和定量分析[2-8]。但現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶參與橫向合作意愿問題的研究成果大多停留在宏觀層面，具體到產(chǎn)業(yè)層面的研究較少，產(chǎn)業(yè)層面的實(shí)證研究更是屈指可數(shù)。本文從影響散戶參與橫向合作的因素角度進(jìn)行研究，以期為提高山東省食用菌產(chǎn)業(yè)組織化程度、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)組織形式提供決策依據(jù)。1調(diào)查基本情況與研究假設(shè)

1.1調(diào)查基本情況

為深入了解和準(zhǔn)確把握山東省食用菌散戶的經(jīng)營狀況和橫向合作情況，在山東省農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣總站和山東省農(nóng)業(yè)創(chuàng)新體系食用菌崗位專家的協(xié)助下，課題組于2015年3-6月進(jìn)行了問卷調(diào)查。本次調(diào)查覆蓋了山東省10個地市的18個縣市區(qū)，共計發(fā)放調(diào)查問卷500份，回收問卷388份，回收率為77.6%；其中有效問卷316份，有效問卷率為81.44%。樣本散戶的描述統(tǒng)計量詳見表1。

市場距離km3160.5049.004.575.61周邊散戶參與

橫向合作比率%3160.101.000.520.19政府宣傳推廣否=0，是=1316010.430.491.2研究假設(shè)

結(jié)合現(xiàn)有研究成果和食用菌產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)合作社發(fā)展的現(xiàn)實(shí)，本文將影響食用菌散戶參與橫向合作意愿的因素大致概括為個人特征、經(jīng)營特征和環(huán)境特征三方面，具體理論假設(shè)如下。

1.2.1散戶的個人特征變量許多學(xué)者在研究農(nóng)戶參與橫向合作意愿影響因素時，將受訪農(nóng)戶的性別、年齡、文化程度、身份等個人特征納入了研究范圍[2，3]。由于受訪散戶中具備村干部身份的數(shù)量極少，本文只選取了受訪散戶的性別、年齡、文化程度3個變量進(jìn)行分析。具體影響預(yù)期為：（1）受訪散戶性別對參與橫向合作意愿的影響關(guān)系不明確。男性對于新事物的接受能力較強(qiáng)[4]，但女性的低風(fēng)險偏好程度也可能在一定程度上增強(qiáng)其參與橫向合作的意愿，因此性別對合作意愿的作用方向不明確。（2）年齡對參與橫向合作意愿的作用方向不明確。年齡越大對新的產(chǎn)業(yè)組織形式接受程度越差，然而受自身勞動能力等條件的限制，也許會因?yàn)楸憷赃x擇參與橫向合作。（3）文化程度對散戶的橫向合作意愿有正向影響。一般而言，文化程度越高對參與橫向合作的必要性認(rèn)知程度越高[5]，合作意愿越強(qiáng)。

1.2.2散戶的生產(chǎn)經(jīng)營特征變量諸多研究表明經(jīng)營規(guī)模和農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比重對農(nóng)戶參與橫向合作意愿有顯著影響[6，7]。（1）經(jīng)營規(guī)模方面本文以食用菌年產(chǎn)量為衡量標(biāo)準(zhǔn)，認(rèn)為食用菌年產(chǎn)量越高，參與橫向合作的意愿越強(qiáng)。（2）結(jié)合食用菌種植的特點(diǎn)，本文增加了種植經(jīng)驗(yàn)（即食用菌種植年限）這一變量，認(rèn)為其對合作意愿影響不明確。因?yàn)榉N植年限越長，對食用菌種植的技術(shù)掌握水平越高，銷售渠道越穩(wěn)定，對合作組織的依賴性可能會降低；與此同時，受自身資源限制，可能參與橫向合作來尋求更加先進(jìn)的技術(shù)和廣泛的銷售渠道。但是，種植年限較短的散戶也可能為了追求技術(shù)支持和多樣化的銷售渠道選擇參與橫向合作。（3）食用菌散戶的專業(yè)化程度對散戶參與橫向合作有正向影響。食用菌散戶的專業(yè)化程度主要通過種植食用菌收入占家庭年總農(nóng)業(yè)收入的比重來進(jìn)行衡量，本文假定專業(yè)化程度越高，散戶專業(yè)化程度越高，希望通過種植食用菌提高收入的需求越高，因此參與橫向合作的意愿也越強(qiáng)。

1.2.3散戶面臨的環(huán)境特征變量根據(jù)已有研究，農(nóng)戶所處的環(huán)境特征如所在地道路狀況、政府的宣傳和政策扶持等對其合作意愿有一定程度的影響[8，9]。本文做出了如下假定：（1）距離農(nóng)貿(mào)市場距離越遠(yuǎn)，運(yùn)輸成本越高，銷售困難越大，合作意愿越高，因此散戶所在地距農(nóng)貿(mào)市場的距離對合作意愿有正向影響。（2）基于從眾心理和集群效應(yīng)，周邊散戶參與橫向的比例越高，散戶參與橫向合作的意愿越強(qiáng)烈。（3）政府宣傳推廣與合作意愿呈正相關(guān)，當(dāng)?shù)卣男麄魍茝V力度越大，散戶對橫向合作的認(rèn)知度越好，合作意愿就越高。

綜上所述，影響食用菌散戶參與橫向合作意愿的9個因素及其預(yù)期作用方向可以歸納為表2。

2.1變量選擇

根據(jù)研究假說，初步選取的自變量為受訪散戶的性別、年齡、文化程度、食用菌年產(chǎn)量、食用菌種植經(jīng)驗(yàn)、食用菌種植的專業(yè)化程度、散戶所在地?fù)?jù)農(nóng)貿(mào)市場距離、周邊散戶參與橫向合作比例和政府的宣傳推廣。采用單因素分析對9個自變量進(jìn)行進(jìn)一步篩選。通過獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對數(shù)值變量的分布進(jìn)行差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)顯示除年齡變量外，食用菌年產(chǎn)量、食用菌收入比重、所在地?fù)?jù)農(nóng)貿(mào)市場距離、周邊散戶參與橫向合作比例均存在顯著影響。

然后采用卡方檢驗(yàn)對分類變量的分布進(jìn)行差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)顯示僅性別、文化程度、從事食用菌種植經(jīng)驗(yàn)、政府宣傳推廣均對散戶是否參與橫向合作存在顯著影響。

表5影響散戶參與橫向合作意愿

各變量的定義和賦值變量類型變量定義變量賦值因變量合作意愿（Y）參與橫向合作=1，不參與橫向合作=0自變量性別（X1）女=1，男=2文化程度（X2）小學(xué)及以下=1，初中=2，高中=3，大專及以上=4食用菌年產(chǎn)量（X3）×104 kg食用菌種植經(jīng)驗(yàn)（X4）1～3年=1，4～6年=2，7～10年=3，

10～15年=4，15年以上=5專業(yè)化程度（X5）%所在地距農(nóng)貿(mào)市場距離（X6）km周邊散戶參與橫向合作比例（X7）%政府宣傳推廣（X8）否=0，是=1

2.2模型構(gòu)建

二元Logistic回歸模型（Binary Logistic Regression）是將邏輯分布作為隨機(jī)誤差項(xiàng)概率分布的二元離散選擇模型[10]，常用于選擇行為問題的分析。本研究以食用菌散戶是否參與橫向合作為因變量Yi，不參與橫向合作為0，參與橫向合作為1。模型具體取值和回歸方程如下：

式中，Pi為食用菌散戶選擇參與橫向合作的概率；Xi（i=1，2，…，n）為解釋變量，即上文假設(shè)的各個主要影響因素；βi（i=1，2，…，n）為影響因素的系數(shù)；α為截距；μ表示誤差項(xiàng)。

2.3結(jié)果與分析

通過上述理論假設(shè)和變量選擇，本文利用SPSS20.0軟件采用進(jìn)入法對食用菌散戶參與橫向合作意愿的影響因素進(jìn)行了二元Logistic回歸分析。回顧性檢驗(yàn)結(jié)果顯示Logistic 模型對山東省食用菌散戶參與橫向合作意愿的預(yù)測準(zhǔn)確率為82%，準(zhǔn)確率較高；對回歸方程模型擬合優(yōu)度作Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果對應(yīng)P=0.662>0.05，接受模型能夠很好地擬合數(shù)據(jù)的零假設(shè)；因此認(rèn)為模型能夠很好擬合總體樣本數(shù)據(jù)，自變量對因變量能夠進(jìn)行很好的解釋。模型估計結(jié)果見表6。

根據(jù)表6的回歸結(jié)果，具體分析如下：

第一，個人特征中的性別、文化程度對散戶參與橫向合作的意愿均有顯著影響。受訪散戶的性別變量在10%水平上差異顯著，根據(jù)變量的賦值，男性參與橫向合作的意愿較高。一方面男性的風(fēng)險偏好程度高，敢于嘗試新的產(chǎn)業(yè)組織形式；另一方面可能也與食用菌產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的性別構(gòu)成中男性居多有關(guān)。文化程度在10%水平上差異顯著，且與散戶參與橫向合作意愿呈正相關(guān)關(guān)系。具體而言，文化程度每提高1個百分點(diǎn)，散戶參與橫向合作的意愿相應(yīng)提高0.305個百分點(diǎn)。隨著文化程度的增加，散戶對合作社的認(rèn)知程度和接受能力越高，參與橫向合作的意愿越強(qiáng)。

第二，3個經(jīng)營特征變量對散戶的合作意愿均有十分顯著的影響，且作用方向皆為正向。食用菌年產(chǎn)量在1%水平上差異顯著，從回歸系數(shù)的值來看，食用菌年產(chǎn)量每增加1個百分點(diǎn)，散戶參與橫向合作的意愿相應(yīng)增加0.614個百分點(diǎn)。食用菌年產(chǎn)量越高，經(jīng)營規(guī)模越大，面臨的市場風(fēng)險越大，則提高生產(chǎn)效率、降低風(fēng)險的需求越高，參與橫向合作的意愿越強(qiáng)烈。食用菌種植經(jīng)驗(yàn)在1%水平上差異顯著，食用菌種植年限每增加1個百分點(diǎn)，散戶參與橫向合作的意愿隨之增加0.621個百分點(diǎn)。從現(xiàn)實(shí)情況來看，種植食用菌年限越長，意味著散戶從事食用菌種植這一行業(yè)的專業(yè)化程度越高，試圖通過參與橫向合作來提高食用菌種植效益的需求相應(yīng)提高。食用菌收入占家庭總收入的比重在1%水平上差異顯著，專業(yè)化程度每增加1個百分點(diǎn)，散戶將參與橫向合作的意愿即增加3.022個百分點(diǎn)。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，未參與和參與橫向合作的散戶的專業(yè)化程度均值分別為69.9%和80.7% 。食用菌收入占家庭年總收入的比重越高，說明散戶的專業(yè)化程度越高，種植食用菌對其家庭的生活水平影響越大，則試圖通過參與橫向合作提高生產(chǎn)經(jīng)營水平、增加收入的意愿越高。

第三，環(huán)境特征變量皆與散戶參與橫向合作的意愿呈正相關(guān)關(guān)系，且政府宣傳推廣變量的影響較為顯著。散戶所在地?fù)?jù)農(nóng)貿(mào)市場的距離在5%水平上差異顯著，從回歸系數(shù)的值來看，據(jù)農(nóng)貿(mào)市場的距離每增加1個百分點(diǎn)，散戶參與橫向合作的意愿提高0.098個百分點(diǎn)。散戶所在地距農(nóng)貿(mào)市場的距離越遠(yuǎn)，運(yùn)輸成本越高，銷售方式的局限性越高，為降低運(yùn)輸成本和銷售困難，橫向合作的意愿隨之增強(qiáng)。政府宣傳推廣在1%水平上差異顯著，且政府宣傳推廣力度每提高1個百分點(diǎn)，食用菌散戶參與橫向合作的意愿就提高1.349個百分點(diǎn)。從顯著性水平和回歸系數(shù)的值兩方面看，該變量對散戶參與橫向合作意愿的影響均較強(qiáng)。政府宣傳推廣的主要作用在于提高散戶對于合作組織的認(rèn)知程度，從而提高其合作意愿。周邊散戶參與橫向合作的比例在5%水平上差異顯著，且是周邊散戶參與橫向合作的比例每增加1個百分點(diǎn)，散戶的合作意愿會提高1.953個百分點(diǎn)。這一結(jié)論與研究假定一致，受從眾心理和集群效應(yīng)的影響，周邊散戶參與橫向合作的比例越高，散戶參與橫向合作的可能性越大。

3結(jié)論和政策啟示

本文以山東省316個食用菌散戶的調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用二元Logistic模型對散戶參與橫向合作意愿的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，被調(diào)查散戶的個人特征變量、經(jīng)營特征變量和環(huán)境特征變量皆對散戶參與橫向合作意愿的影響顯著。具體而言，散戶的性別、文化程度、食用菌年產(chǎn)量、食用菌種植經(jīng)驗(yàn)、專業(yè)化程度、所在地距農(nóng)貿(mào)市場距離、政府宣傳推廣和周邊散戶參與橫向合作的比例對散戶是否參與橫向合作有正向影響，其中，影響最為顯著的是政府宣傳推廣、食用菌種植經(jīng)驗(yàn)和食用菌年產(chǎn)量。

基于以上分析和結(jié)論，關(guān)于促進(jìn)食用菌產(chǎn)業(yè)組織形式優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的政策啟示如下：首先，應(yīng)加強(qiáng)對從業(yè)散戶的文化教育和技術(shù)培訓(xùn)?；貧w結(jié)果表明，受教育程度對散戶的橫向合作意愿有正向影響，因此，政府應(yīng)致力于提高散戶的文化素質(zhì)和技術(shù)水平，培育新型農(nóng)民，建設(shè)學(xué)習(xí)型農(nóng)村，提高散戶對橫向合作必要性的認(rèn)知。其次，通過提高散戶的專業(yè)化程度來促進(jìn)其參與橫向合作。食用菌種植經(jīng)驗(yàn)和食用菌年產(chǎn)量兩個變量反映了散戶的經(jīng)營專業(yè)化程度，且研究表明這兩個變量對散戶橫向合作意愿有十分顯著的正向影響。通過對生產(chǎn)規(guī)模較小、食用菌種植經(jīng)驗(yàn)較短的散戶進(jìn)行政策引導(dǎo)和扶持，提高散戶的專業(yè)化程度，從而增強(qiáng)其參與橫向合作的意愿。第三，加強(qiáng)宣傳推廣，提高散戶對橫向合作的認(rèn)知程度。散戶不參與橫向合作的行為多源于其對橫向合作的認(rèn)識不足，政府應(yīng)深化對橫向合作的宣傳與推廣，盡快提高散戶對橫向合作的認(rèn)知，強(qiáng)化散戶參與橫向合作的意愿和行為，進(jìn)而提升食用菌產(chǎn)業(yè)的組織化程度。

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