中图分类号：F325.2 文献标识码：A 文章编号：1671-6523(2006)04-0001-05
    市场营销合作是指生产者为实现和提高产品价值而以各种合作形式进入市场的行为，我国目前的农业产业化经营组织形式都是农户与其他主体联合进入市场的营销合作行为[1]。它在解决我国小生产与大市场问题方面进行了有效的探索，但是，有些地方没有按照农户的意愿进行，结果产生一些不尽如人意的结局。那么，哪些因素影响着农产品营销中农户的合作意愿？探明这些影响因素，对有效引导农户合作意义重大。
    一、理论依据与影响因素假设
    从新制度经济学的理论来看，现阶段我国农户与其他主体联合进入市场的营销合作行为，是农户在外部利润的诱导下进行的一项制度创新。当农户意识到在目前农户分散入市的制度安排下，一家一户的小生产难以适应千变万化的大市场，只有通过合作才能解决他们在农产品销售过程中所遇到的问题时，他们就产生了制度创新需求，期望通过合作，获得一家一户所不能获得的收益[2]。假定农户的预期收益是纯收入最大化，那么其目标函数是：农户的预期收益＝产品销售收入－生产成本－交易费用。农产品价格水平的提高受到国内外农产品供求关系的制约，不可能有多大的空间，加之决定生产成本的要素投入价格水平和决定产量的技术水平不是随时发生变化。在一定的生产技术和价格水平下，无论农户分散入市还是合作入市不会对销售收入和生产成本产生影响，在这两者不变的情况下，决定农户收益大小的主要因素就是交易费用。如果合作从事农产品营销的交易费用小于单独入市的交易费用，农户的收益就更大，农户当然会选择合作。因此，我们只要考察清楚影响农户交易费用的因素，就能判别农户是否愿意合作。交易费用经济学告诉我们，交易费用决定交易主体的选择，交易费用主要由交易特性（有限理性、机会主义、资产专用性、不确定性和交易频率）决定的，交易特性又与交易主体的特性、交易客体的特性和交易环境有关。据此，我们可以认为影响农户交易特性的这些因素就是影响农户合作意愿的因素。
    国外学者运用交易费用理论对农产品营销中农户 （场）纵向协作影响因素进行过验证，得到了与理论相一致的结论。他们的研究结论是，农场主（农户）的受教育程度、农场主（农户）的风险态度、农场主（农户）生产经营规模、农场主（农户）生产该农产品的历史、农场主（农户）距产品消费中心市场的距离、当地农村基础设施、当地政府的支持力度、不同类型农产品等因素会影响农户（场）营销合作的愿望(David Rusten, 1996; Lajili, 1997; David A Henessy, 1999; Rachael E Goodhue, 2000; Rehber, 2000; Ea ton, 2001; Key,2003)[3～9]。这些成果对研究我国农户营销合作意愿问题很有帮助，但国情不一样，我国农户营销合作意愿的影响因素是否也是这些，必须通过对我国农户的实证考察才能知道。
    国内学者对此进行实证研究的相对较少，只有郭红东(2005)对影响农户参与农业龙头企业订单行为的因素进行了实证研究，认为农户特征、农产品特征、交易环境特征等会影响农户的参与行为[2]。订单只是农户在农产品营销中与其他营销主体纵向合作方式中的一种，不能全面反映农产品营销中农户的纵向协作问题，有一定的局限性。再者，郭红东研究的是行为，农户应先有合作意愿才可能会有合作行为，有合作意愿的农户因受约束条件的限制不一定能实施合作行为。从逻辑上讲，我们应该先探明意愿的影响因素，再去探明行为的影响因素，找出差别之处和限制农户合作的约束条件，使得有合作意愿的农户都能实施合作行为。
    因此，本文在总结国内外已有研究成果的基础上，依据交易费用理论，假设影响农产品营销中农户合作意愿的因素主要有以下这些，这些因素的影响程度和影响方向有待于通过实证来检验。
    (1)农户户主特征(HZ)。主要用农户户主的文化程度、风险态度、对营销合作的认知程度来反映。
    (2)农户生产特征(SC)。主要用农户的专用农业设施投入、农户生产经营规模以及生产经验来反映。调查数据显示，99%的农户表明生产历史长，已没有分析的意义，因此该变量不引入模型。
    (3)农产品市场特征(M)。主要用当地该农产品集中度、农产品价格波动和产品销售难度来反映。
    (4)农户所处环境特征(HJ)。主要用距离市场的远近、政府支持、交通条件和通讯条件是否方便来反映。调查数据显示，95.6%的农户反映其所在地通讯条件好， 93.2%的农户反映其所在地交通条件好，已没有分析的意义，因此这两个变量不引入模型。
    (5)农产品类型特征(LX)。根据研究的需要，我们选择粮食类、水果类、蔬菜类、水产类、家禽类等几大类型为考察对象，其他类型农产品作为参照。
    二、方法与变量的选取及其模型选择
    本文所使用的数据资料来源于2005～2006年课题组对江西省11个地市40多个县的1400户农户所做的调查，调查涉及的地区类别包括平原、丘陵和山区；涉及的农产品包括粮食、水果、蔬菜、水产、家禽和其他类等；涉及的农户主要是商业倾向农户。调查采用的是随机抽样、整群抽样和典型调查相结合的方法，因此，样本总体上具有较好的代表性。调查共回收调查问卷1132份，根据研究需要对数据进行了筛选和剔除，剩下有效问卷 1085份。
    本研究选取农户营销合作意愿作为被解释变量，选取户主文化程度、认知程度、户主风险态度、专用农业设施投入、农户的生产经营规模、生产集中度、农产品价格波动、产品销售难度、距离市场的远近、政府支持、农产品类型等作为解释变量。在传统的回归模型中，因变量的取值范围为(-∞，+∞)，在此处不适用。本文采用二元 Logit模型，将因变量的取值限制在[0,1]的范围内。将“愿意合作”定义为Y=1，“不愿意合作”定义为Y=0。 Logit模型的一般形式为：
    
    本文对选定的解释变量进行多重共线性检验，发现户主文化程度和认知程度之间、专用实施和生产经营规模之间存在较严重的共线性，于是，我们引入文化程度和生产经营规模变量，剔除认知程度和专用实施变量。其余解释变量方差膨胀因子VIF均小于10，不存在显著的多重共线性，全部进入模型。那么，农户营销合作意愿 Logit模型可以表达为：
    
    分别表示户主文化程度、户主风险态度、农户的生产经营规模、生产集中度、农产品价格波动、产品销售难度、距离市场的远近、政府支持、粮食类、水果类、蔬菜类、水产类、家禽类。
    模型中各变量的定义、统计数据及预期影响见表1。
    表1 模型的变量说明
    
    注：①由于“生产经营规模”变量的单位不同，本文对其进行了定性处理，先求出样本的平均规模，为样本平均规模数100%的以下记为1=很小；100%～200%记为2=较小；200%～300%记为3=一般；300%～400%记为4=较大；大于400%记为5=很大。②生产集中度变量我们定义为，10%及以下农户生产记为1=很低；30%～10%记为2=较低；50%～30%记为3=一般；80%～50%记为4=较高；80%以上记为5=很高。③价格波动1=10%之内波动；2=10%～20%之间波动；3=20%～30%之间波动；4=30%～50%之间波动；5=50%以上波动。④预期符号中“正号(+)”表示正相关；“-”表示负相关；“？”表示不清楚。
    三、模型结果分析
    本文应用SPSS11.5统计软件对1085个样本的截面数据进行了二元Logistic回归处理。在处理过程中，采用后向筛选法，即将所有变量先全部引入回归方程，然后进行变量的显著性检验，在一个或多个不显著的变量中，剔除t检验值最小的变量，直到方程中所有变量的t检验值基本显著为止，这样一共有2种计量估计结果。从各种模型的计量结果看，模型整体检验显著，不同统计模型的计量结果相似和相对稳定（表2）。运用SPSS11.5统计软件对样本数据进行二元Logistic回归处理，得出的是非标准化回归系数，还须计算标准化回归系数：
    
    根据表2的模型回归结果，模型2各统计数值变动不大，为了同时分析文化程度变量，计量分析以模型1为主。影响农户农产品营销合作意愿的主要因素、显著性和影响程度归纳分析如下：
    第一，农户户主的文化程度对农户合作意愿的影响不明显，户主的风险偏好对合作意愿有显著的负向影响。从模型计量结果看，户主文化程度变量t检验值不显著，不能得出一个明确的结论。如果通过回归系数来分析，户主文化程度变量回归系数为正，表明户主的文化程度越高，对合作营销的重要性认知越好，其合作意愿有可能越强。户主风险态度变量t检验值显著，回归系数为负。说明在其他条件不变的情况下，户主属于风险偏好者其合作意愿更差，户主属于风险规避者则越倾向于合作。尽管市场波动导致交易不确定性的存在，农户自己直接入市进行交易风险较大。但是，农户直接入市交易有时可以为其增加收入，而风险偏好者应对风险的能力又更强，所以愿意冒险的农户可能会更倾向于自己入市交易。
    第二，生产规模变量t检验值在1%水平上显著，且回归系数为正，说明生产规模越大的农户合作意愿越强。因为，农户生产规模越大，其商业化倾向越浓，需要销售出去的农产品数量越多，农户很难依靠自己的能力销售全部农产品。而且，农产品易腐烂的特性又要求农户必须尽快把产品销售出去，显然该类农户与其他主体合作的愿望更强烈。另外，农户生产经营规模越大，其为农业生产经营活动而投入的专用设施越多，表明该农户的家庭收入对其生产经营的这种农产品的依赖程度也相应增加。那么，该农户所生产的农产品能否顺利销售出去就成为他经营活动中的关键，该类农户当然更愿意合作以确保产品的销路。
    表2 农户营销合作意愿影响因素的模型回归结果
    

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