葛鵬飛，呂 萍，楊 洵

(蘭州交通大學經濟管理學院，甘肅 蘭州730070)

當前，草原畜牧業(yè)產業(yè)鏈的供給、生產、加工及銷售等主要環(huán)節(jié)基本呈現(xiàn)出“U”型結構，牧戶正處于價值最低端的生產養(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)之間沒有話語權和議價能力，隨著我國草原牧區(qū)經濟的持續(xù)發(fā)展和牧區(qū)市場化需求的不斷提高，這種模式嚴重制約了牧民增收和草原牧區(qū)經濟發(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值附加值，從而形成一個“直線”型產業(yè)鏈，打破傳統(tǒng)生產經營方式各個主體不均衡的狀態(tài)。牧民只有加入合作社，才能增強其議價能力和談判空間，控制產業(yè)鏈的上下游，減少傳統(tǒng)生產方式各環(huán)節(jié)對于牧戶的剝削與沖擊，也才能使牧民享受到的規(guī)模養(yǎng)殖效應的益處。

國外專家和學者對于合作社與社員之間的關系研究起源于20 世紀40 年代。Helmberger 和Hoos［1］研究表明，合作經濟組織可以限制農牧民的數量以達到激勵的效果。Sexton［2］通過博弈論模型對于單一農牧戶參與合作社經濟組織的行為和動機進行了深入的分析。Andrea 等［3］的研究表明，人的情感等非經濟因素對于農牧戶參與合作社同樣具有重要的影響。Sexton和Iskow［4］認為農牧戶參與合作社的程度較低的主要原因是缺乏激勵機制，從而造成合作社沒有穩(wěn)定貨源供給。Karli 等［5］以土耳其農牧戶為研究對象，對農牧戶參與合作社經濟進行了分析，結果表明，新技術應用情況以及信息的獲取情況對農牧戶參與合作社具有顯著影響。Hakelius［6］研究發(fā)現(xiàn)，合作社作為一個整體經營主體，參與者面臨的共同問題和價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稱的存在，社員可以通過不同的定價機制影響合作社。

國內專家和學者對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證兩個方面。趙雪雁［8］以甘南高寒牧區(qū)為研究對象，運用Logistic 模型對牧民的參與意愿進行實證分析，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］以內蒙古鄂溫克旗等4 個地區(qū)牧民合作社為研究對象，對牧戶合作社參與草原生態(tài)保護進行了因子分析，結果表明，牧民合作社的發(fā)展、合作社對草原利用、合作社對草原生態(tài)的投入對草原生態(tài)保護具有顯著影響。楊伊儂［11］根據對內蒙古牧區(qū)170 戶牧戶的問卷調查，對牧民參與合作社的意愿進行了實證分析，結果表明，產品銷售渠道、牧戶對資金借貸的需求對牧戶參與合作經濟組織有顯著影響。姜冬梅等［12］研究表明，家庭總收入、家庭勞動力負擔系數、產品銷售、財務問題和合作社牧戶的認知程度對牧戶參與合作意愿有顯著影響。張少春等［13］以錫林郭勒盟為調查對象，實證分析結果表明，社會地位、家庭規(guī)模等對其參與意愿均具有顯著的影響。王杰和句芳［14］從牧戶土地流轉視角對農牧戶參與農牧業(yè)合作社的影響因素進行了分析，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，國內外專家和學者對牧戶參與合作社經濟組織的行為已進行了一定的理論和定量研究，但研究方法較為單一，且只能說明單一因素對其參與意愿的影響程度，而無法反映某一類因素的整體影響程度，同時對其參與意愿影響因素指標的選取也不具有整體概括性，為此，本研究在借鑒我國大力規(guī)范發(fā)展農業(yè)合作社經驗的基礎上，以國家研究課題項目為平臺，通過對新疆、內蒙古、青海、甘肅四大牧區(qū)牧戶的實地訪談和問卷調查數據的梳理，從產業(yè)鏈的視角對牧戶參與合作社行為進行實證研究，運用結構方程模型來反映單一或整體因素對其參與行為的影響程度，該計量方法不僅可以解釋潛變量之間的關系，而且可以反映潛變量和測量指標之間的關系［15］，從而使得研究更具有實際意義。從而通過了解牧戶參與的行為意愿和哪些因素會直接或間接影響其行為，對于大力發(fā)展牧區(qū)的牧民合作社、牧民增收和草原畜牧業(yè)產業(yè)鏈的良性健康發(fā)展都具有非常重要的現(xiàn)實意義。

1 數據來源和樣本數據的描述性分析

1．1 數據來源

本研究所用數據全部由筆者所在課題組對我國四大牧區(qū)實地調研匯總得來。2014 年7 －9 月筆者所在課題組選取了新疆、內蒙古、青海、甘肅四省(區(qū))草原畜牧業(yè)發(fā)達的4 市(州)，再從每個市(州)選取2 ～3個畜牧業(yè)發(fā)達的縣，然后從每個縣選取多個村(鄉(xiāng)、蘇木、嘎查)，再從每個村(鄉(xiāng)、蘇木、嘎查)選取牧戶進行調查，調研采用隨機抽樣的入戶方式，調研小組共發(fā)放牧戶問卷300 份，剔除因個別關鍵因素缺失的調查問卷，有效問卷共計295 份。問卷有效率為98．33%。

1．2 樣本數據的描述性分析

1．2．1 變量設定 根據有關專家學者相關方面的研究并結合本研究的視角，將與牧戶自身生活和家庭特征有關指標變量歸納為潛變量自身因素，將與牧戶進行畜牧業(yè)生產相關的指標變量歸納為潛變量生產因素，將牧戶參與合作經濟組織后的影響及評價歸納為主觀因素，繼而構成模型的3 個潛變量。其中，自身因素具體包括的指標為牧戶文化程度、勞動力數量、畜牧業(yè)人數、生活消費、牧業(yè)收入5 個變量;生產因素具體包括的指標為牧草地面積、生產規(guī)模、經營成本、直銷比重4 個變量;主觀因素具體包括的指標為對合作社的認可程度、收入影響、成本影響3 個變量(表1)。

1．2．2 數據的描述性分析 1)自身因素 在樣本數據中，通過實地調研數據可以得出，牧戶家庭人口數均值為4．83，家庭的勞動力人口數均值為3．62，由表1 可以看出，牧戶家庭從事畜牧業(yè)人口數平均為2．06，表明在大部分牧戶家庭成員中有專門從事畜牧業(yè)以外的生產活動獲得收入，從事草原畜牧業(yè)生產勞動力以每戶兩人為主;牧戶家庭勞動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;在樣本數據中，純牧戶家庭181 戶，占總數的61．36%，農牧戶家庭108 戶，占總數的27．12%，表明大部分牧戶家庭專門從事草原畜牧業(yè)生產經營活動，牧業(yè)收入也是其家庭收入的主要來源;牧戶家庭生活消費支出均值為2．60，表明大部分牧戶的生活消費都在30 000 ～40 000元，而牧戶家庭的牧業(yè)經營年收入均值為2．46，說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等基本需求。

2)生產因素 在樣本數據中，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)生產所需的草地資源，這就為牧戶參與合作經濟組織提供了基本的生產前提;經營成本均值為2．65，表明大部分牧戶家庭為進行草原畜牧業(yè)生產都需要固定性成本的投入，從而提高牧戶畜牧業(yè)成本;生產規(guī)模均值為2．85，表明大部分為進行畜牧業(yè)生產活動都必須有相應的成本投入，從而保證畜牧業(yè)生產的順利進行;直銷比重均值為3．26，表明直銷比重在40% ～50%，大部分牧戶畜產品銷售主要是上門商販的直接收購。

2 模型構建和結果分析

2．1 模型構建與假設

結構方程模型(SEM)作為現(xiàn)代進行量化研究的重要統(tǒng)計方法，其實現(xiàn)了統(tǒng)計分析中的因素分析和線性模型中的回歸分析有機結合，從而實現(xiàn)對各種因果模型的模型辨識、估計和驗證。

結構模型(Structural Model)和測量模型(Measured Model)是結構方程模型(SEM)的核心構成［16］。結構模型主要是用來反映潛變量間的關系，用橢圓形或圓形加以表示(圖1)。對于結構模型中變量的假設，本研究認為影響牧戶參與合作經濟組織意愿的3 個方面因素之間具有一定的相關性和共變關系，因此，本研究旨在通過模型的適配和擬合對相關假設進行實際的驗證。測量模型主要用來反映潛變量與外顯變量間的關系［7］，用長方形加以表示(圖1)。對于測量模型中的測量指標的假設，本研究根據前人的研究及相關理論經驗認為牧業(yè)年收入、經營成本和對合作經濟組織的認可程度對牧戶參與合作經濟組織的意愿具有直接的影響，因此，需將這3 個測量指標的路徑系數設定為固定系數1。在前述相關理論和變量定義的基礎上，本研究設定了牧戶參與合作經濟組織的假設路徑模型圖(圖1)。

表1 牧戶參與合作經濟組織行為影響因素變量設定及注釋Table 1 Herdsmen participate in cooperative economy organization behavior variables set and comments

簡單來說，測量模型和結構模型的公式如下:

式(1)中，ε 與η、δ 及ξ 無相關性;δ 與ε、η 及ξ 無相關性?！腦與∧Y分別為X 和Y 的因子矩陣，δ、ε 為測量誤差項，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構系數矩陣，B表示自變量與因變量的結構系數矩陣，ξ 為潛在變量間無法解釋的部分，即為結構方程的誤差項［17］。

2．2 模型整體適配度和擬合檢驗

關于結構方程模型適配及擬合檢驗的研究有很多結論，Bogozzi 和Yi［18］認為假設的概念模型與實際數據資料是否相符合，主要來自3 個方面:絕對擬合指數、相對擬合指數和簡單適配指數，他們認為模型整體擬合及適配檢驗即為模型的外在質量檢驗，模型內在結構擬合和適配檢驗即為模型的內在質量檢驗。此外，Hair等［19］提出模型適配和擬合驗證，需同時考慮到以上3 種指標，這樣能夠產生更加符合實際的結果，從而得到與數據比較適配的模型。

圖1 假設路徑模型圖Fig．1 Assuming that path model diagram

本研究采用AMOS 22．0 軟件對模型整體的適配度和擬合度進行檢驗，對所構建的結構方程模型路徑分析圖(圖1)進行全面的驗證，從而判斷用于評價所設定的路徑分析圖與所搜集的數據是否互相適配，根據首次模型的擬合和適配情況，通過增加或刪除路徑對模型進行修正。通過三次擬合并根據相關研究成果，增加了誤差項e2和誤差項e3、誤差項e3和誤差項e7以及誤差項e7和誤差項e11三條路徑，表明牧戶家庭的勞動力規(guī)模與從事畜牧業(yè)勞動力、從事畜牧業(yè)勞動力與經營成本以及經營成本與合作經濟組織對收入影響的共變關系，經過3 次擬合使得模型得到最大可能的優(yōu)化，各指標均達到允許界限范圍內，從而得出較好的模型適配度和擬合結果(表2)。

2．3 SEM 實證結果分析

2．3．1 結構模型結果分析 通過對所構建模型三次適配和擬合，得到的結構模型結果與實際預測的結果基本保持一致(表3)。自身因素、生產因素以及主觀因素三者間兩兩相互影響，因此，進一步驗證了所構建的假設路徑。其中，自身因素和主觀因素的路徑系數最大，且達到顯著水平(P ＜0．01)。即牧戶的自身條件發(fā)揮越充分，其對合作經濟組織的就越滿意。自身因素與生產因素的路徑系數最小，且達到顯著水平(P＜0．01)，相對而言，兩者之間的相互影響較小。誤差變量e2與e3、e3與e7、e7與e11均達到顯著水平(P ＜0．01)，表明牧戶家庭勞動力與從事畜牧業(yè)勞動力、從事畜牧業(yè)勞動力與經營成本以及經營成本與合作社對收入影響具有共變關系，這與本研究在實際調研的情況相吻合，因為牧戶家庭勞動力基本都是來自于自身家庭，從事畜牧業(yè)勞動力的多少在一定程度上影響著畜牧業(yè)經營成本，而經營成本的提高同時也影響著牧戶對目前收入水平的深刻認識。從而進一步說明本研究所構建模型的科學性和合理性。

2．3．2 測量模型結果分析 根據路徑模型圖(圖2)及標準化的回歸系數參數結果(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，未達到顯著水平，其余測量指標均達到顯著水平(P ＜0．05)。

根據以最大似然法估計各回歸系數參數結果，影響牧戶參與合作經濟組織意愿的影響因素進行分析如下:

1)自身因素中牧戶的最高文化程度(WHCD)變量達到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)生產的牧戶文化程度越高，其參與合作經濟組織的意愿就越強烈，同時也間接影響牧戶畜牧業(yè)的生產以及對合作經濟組織的評價。家庭勞動力數量(LDSL)指標達到5%的顯著水平，但是其回歸系數僅0．343，這表明牧戶家庭勞動力數量對牧戶參與意愿影響不大，但其對牧戶家庭生活消費和經營成本都有一定的間接影響。畜牧業(yè)勞動力數量(XMSL)達到1%的顯著水平，對于畜牧勞動力較少的牧戶一方面會采取較小的經營規(guī)模，從而間接影響其經營成本的大小，另一方面家庭其他勞動力從其他行業(yè)取得收入一旦遠高于來自牧業(yè)收入時，牧戶不斷減少畜牧勞動力的投入，繼而逐漸縮減其經營規(guī)模，因此，畜牧業(yè)勞動力數量也是影響其參與意愿的主要因素之一。生活消費支出(SHXF)對牧戶參與行為具有非常顯著的影響。從計量的結果可以看出，P 值達到顯著水平，表明，在其他條件不變的情況下，牧戶家庭生活消費越高，為不斷提高家庭生活消費水平，牧戶參與意愿就越強烈，從而也間接影響牧戶對合作經濟組織的主觀評價。

表2 模型修正后的整體擬合檢驗結果匯總表Table 2 Model revised fitting test results summary table as a whole

表3 結構模型協(xié)方差估計值及顯著性檢驗Table 3 Covariance structure model estimates and significance test

表4 回歸系數Table 4 Regression coefficient

圖2 牧戶參與合作經濟組織意愿的結構方程模型結果Fig．2 Herdsmen participating in the cooperative economy organization structural equation model results

2)生產因素中牧草地面積(MCMJ)達到1%的顯著水平，草地是進行畜牧業(yè)生產的前提條件，表明牧草地面積對于其參與意愿具有一定的積極影響。在生產因素中經營成本(JYCB)的回歸系數最大，且達到顯著水平，這表明牧戶的經營成本越高其就越希望加入合作經濟組織最大可能降低成本，其參與意愿就越高漲，同時經營成本指標對于牧戶的收入影響和成本影響也有一定的間接影響。直銷比重(ZXBZ)的回歸系數在生產因素中是最低的，且P 達到5%的顯著水平，這表明畜產品銷售方式精細化能夠使牧戶獲得更多附加價值，繼而取得更多的收入，因此，其對牧戶參與意愿也具有一定的影響，而且牧戶通過加入合作經濟組織可以提升其直銷比重，從而間接影響其對合作經濟組織的評價。

3)主觀因素中合作經濟組織對收入影響(SRYX)回歸系數最大，并達到1%的顯著水平，這表明牧戶判斷自身加入合作社是否受益，首要的衡量指標就是自身牧業(yè)收入較之以前是否有提高，同時也會間接影響牧戶對合作經濟組織的評價，所以，在其他條件不變的條件下，牧戶加入合作經濟組織后收入的高低，對其參與意愿具有非常重要的影響。

3 討論和結論

目前，國內專家學者對于牧戶參與意愿的實證研究多采用多元回歸模型進行分析［20-22］，多元回歸模型單一變量對其參與意愿的影響度或貢獻度，卻忽略了某一類變量整體的影響度和貢獻度，而結構方程模型不僅保持多元回歸模型的優(yōu)勢，而且能夠反映作為某一大類變量的整體影響程度或貢獻率，同時，現(xiàn)有該方面的研究因選取地區(qū)和指標變量不具有整體概括性，所以其研究結果不具有廣泛適用性。本研究以新疆、內蒙古、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)產業(yè)鏈的視角進行指標的選取，以使得指標具有整體概括性，本研究通過實地調研和以上分析得出以下結論:1)自身因素、生產因素和主觀因素三者兩兩相互影響。2)最高文化程度、經營成本和對合作經濟組織的認可程度分別是自身因素、生產因素和主觀因素中路徑系數最大的，即其對牧戶參與行為影響最大。3)所有的測量指標除成本影響外均達到5%顯著水平。自身特征主要包括牧戶最高文化程度、家庭勞動力數量、畜牧業(yè)勞動力數量、生活消費以及牧業(yè)收入;生產因素主要包括牧草地面積、經營成本、生產規(guī)模以及直銷比重;主觀因素主要包括對合作社的認可程度以及收入影響。

根據以上對牧戶參與合作經濟組織行為的相關研究結果，提出以下幾點建議:

1)大力宣傳和培育牧民合作組織，不斷增強其帶動能力，繼而把單一的牧戶這一畜牧業(yè)經營主體納入以市場化為主體的合作經濟組織，使得廣大牧區(qū)牧民都能夠真正認識加入合作經濟組織所帶來的益處，繼而增強牧戶參與合作社的積極性，促進草原畜牧業(yè)生產要素的優(yōu)化配置和高效率合理流動，最終吸引更多的牧戶加入，從而推動草原牧區(qū)經濟的發(fā)展，最終促進牧民增收。

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

3)走規(guī)?；l(fā)展之路，大力降低經營成本，構建草原畜牧業(yè)產業(yè)鏈，草原畜牧業(yè)要走規(guī)?；陌l(fā)展道路，盡可能實現(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，要想實現(xiàn)畜牧規(guī)?；厝粠斫洜I成本的大幅度提高，而通過構建草原畜牧業(yè)產業(yè)鏈的方式，可以在較好地解決此矛盾的同時實現(xiàn)牧民收入的增加［23］，通過畜牧業(yè)產業(yè)鏈各主體間的密切合作，實現(xiàn)彼此的利益，最終促進草原牧區(qū)畜牧業(yè)發(fā)展。

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