个人和家庭属性特征对烟农参与合作组织行为的影响

邓蒙芝

(河南农业大学经济与管理学院，河南 郑州 450002)

联合寻找产品销售市场，规避巨大的市场风险，提高农户的议价能力和农产品价格，改善农户自身经济利益被认为是农民合作经济组织建立的重要起因[1～3].从国内外合作社的发展实践来看，牛奶、水果、蔬菜等商品率高，面临较高市场风险的农产品合作组织吸引了更多的农户参与[4～6].与水果、蔬菜等农产品不同的是，烟叶生产是典型的计划订单产业，实行计划种植、合同收购，这样，在上游与下游均被固定化的情况下，烟农联合组建合作组织的目的就不再是解决农产品“卖难”的问题，而是着重于解决生产环节中的问题.

烟叶生产具有投入大、风险高，用工多、强度大，周期长、环节多、技术密集的特点.发展烟农合作组织一方面可以有效整合烟区物资、技术、信息、劳动力甚至土地等，通过生产要素互补来满足生产条件需求；一方面通过提供育苗、机耕、植保、烘烤、分级等重点生产环节的专业化服务来减少劳动用工、降低劳动强度，降低生产成本，实现减工降本增效.近年来在建设现代烟草农业的背景下，烟草行业加大了对烟农合作组织的扶持力度，烟农合作组织有了较快发展，也产生了较好的社会经济效果.但其覆盖面仍然较低，烟农入社率不高，许多烟农合作组织在发展过程中面临着一系列的问题.目前，全国工商登记注册的各类烟农合作组织6 919家，入社农户41.05万户，入社率仅为31.2%[7～11].

烟农是烟叶生产的主体，也是烟农合作组织发展和最终实施的主体，烟农合作组织的健康、持续发展应以尊重烟农的意愿为前提，以满足烟农发展需求为根本目的.烟农参与合作组织的行为决策既是一种基于个人理性的行为更是以家庭为单位来进行的，势必会受到烟农个人属性和家庭属性的共同影响.因此，从微观农户层面揭示个人属性和家庭属性特征对烟农参与合作组织行为的影响，对于提高烟农入社率，把握烟农合作组织发展方向和制定有关政策具有十分重要的意义.

1 数据来源

贵州省是我国重要的烟叶主产区之一，毕节市是贵州省第一大烟叶产区，也是我国第三大烟叶产区，常年烤烟种植面积为4.7万hm2左右，烟叶收购量10万t左右，种烟农户5万余户.为了深入研究烟农个人和家庭属性特征对其参与合作组织行为的影响，本研究选择毕节市烟叶生产大县威宁县和黔西县作为样本县.威宁县是毕节市也是贵州省烟叶生产第一大县，2012年烤烟收购量4万t，共有烟叶生产基地单元8个；黔西县是国家烟草专卖局确定的首批整县推进现代烟草农业建设县，2012年烤烟收购量0.8万吨，共有烟叶生产基地单元5个.

本研究于2013-05对贵州省毕节市威宁县秀水、牛棚和黑石以及黔西县林泉和甘棠共5个烟叶生产基地单元300户烟农家庭基本情况和生产经营方式进行了实地调研.调查样本的选取结合应用分层抽样和随机抽样2种方法.首先按照分层抽样的方法根据烤烟种植规模将威宁县8个烟叶生产基地单元分成3组，黔西县5个烟叶生产基地单元分成2组，从每组中随机抽取1个基地单元，共确定5个基地单元样本；然后在每个基地单元随机抽取5个样本村，每个村又随机抽取12户作为调查的样本户，这样共有25个样本村，烟农样本数量为300户.

2 烟农个人和家庭属性特征的比较分析

调查数据表明，烟农的入社率并不高.在被调查的300户烟农中，加入合作组织的烟农只有81户，占27%；没有加入的有219户，占73%.从微观农户角度来看，由于个人属性、家庭属性存在的差异必然会产生烟农在是否参与烟农合作组织行为及动机上的差异.

2.1烟农个人属性特征的比较分析

在中国农村特别是贫困、落后地区农村家庭结构具有一定的家长专制特征，户主在很大程度拥有农户行为的话语权和决策权.因此，这里的个人属性特征主要强调户主的年龄、民族、政治身份(是否为党员)、受教育程度、以及户主从事农业的程度等特征.烟农的家庭属性特征主要指家庭人口结构和家庭生产经营特征.家庭人口结构主要用抚养比(即每1个劳动力所负担的不具有劳动能力的人口数量)来衡量；家庭生产经营特征，用家庭中从事农业劳动的人数、农户的种烟面积和转入土地的面积来表示.

按照是否加入烟农合作组织把被调查的烟农分为2组，即加入烟农合作组织和未加入合作组织，并将这2组烟农的个人属性和家庭属性进行对比分析和显著性检验(表1、表2).分析结果表明，在我们所调查的300户烟农中，户主的平均年龄为44.5岁；而加入合作组织的烟农年龄偏轻一些，为43.7岁，比没有加入的低1.1岁；t检验结果则表明，两组烟农在年龄上并没有显著差异.样本农户中，少数民族有101户，所占比例达到37%；汉族有199户，占63%.从民族上看，有64户汉族加入了合作组织，占所有加入合作组织79%；加入合作组织的少数民族有17户，占21%，少数民族加入合作组织的数量和比重明显低于汉族.

户主是否为党员在两组中差异并不明显，在加入合作组织的农户中，户主为党员的占11%，在没有加入合作组织的农户中，户主为党员的占7%.户主的平均受教育年限为4.8年，接近小学5年级的水平，加入合作组织的烟农户主的平均受教育年限为6.2 a，达到小学毕业的水平，而没有加入合作组织烟农户主的平均受教育年限只有4.2 a，即小学4年级水平，2组之间具有明显的差异.从职业特征来看，烟农户主主要以农业为主，从事农业生产的程度非常高，接近于完全从事烟叶生产，具有非农工作的户主较少，在两组烟农中，户主从事农业的程度基本上是一样的，在加入合作组织的烟农中，91%的烟农户主是完全从事农业生产的，在没有加入合作组织的烟农中，85%的烟农户主是完全从事农业生产的.

表1 户主个人属性特征比较

2.2烟农家庭属性特征的比较分析

农户的行为决策通常是以家庭为单位来进行，追求的是家庭利益的最大化，而并不仅仅是基于个人理性来进行，因此，还需要进一步研究家庭特征在两组农户之间是否存在一定差异.从烟农的家庭人口结构来看(表2)，样本中每一个劳动力平均需要负担的非劳动力人口数量为0.73个，其中加入合作组织的烟农家庭人口负担较重，抚养比为0.84，没有加入合作组织的烟农家庭人口负担相对较轻，抚养比为0.69，两组差异显著.

加入与没有加入烟农合作组织的两组农户在家庭的生产经营特征上表现出明显的差异.加入合作组织的烟农家庭中从事农业劳动的人数为1.96人，明显少于没有加入合作组织的烟农家庭(2.21人).加入合作组织的烟农家庭中转入土地的面积为0.47 hm2，种烟面积为1.06 hm2，都明显多于没有加入合作组织的烟农家庭.

表2 烟农家庭属性特征比较

3 烟农家庭属性特征的计量模型及结果分析

3.1模型设定

比较分析结果表明，烟农对是否参与合作组织的行为选择是不尽相同的，为了准确地将烟农个人特征、家庭特征等多种因素的影响分解出来，有必要建立计量模型做进一步的深入分析.

考虑到被解释变量是一个二元变量，即烟农没有参加合作组织，被解释变量值为0，烟农参与合作组织，被解释变量值为1，本研究采用二元Logit模型[12]运用最大似然估计法，定量分析烟农个人特征和家庭特征对其是否参与合作组织行为的影响.

Logit模型是逻辑概率分布函数，其基本形式为：

(1)

(1)式中，Zi=α+βX1i+γX2i+μ.(1)式的估计式为：

(2)

(2)式中，pi表示烟农是否参加合作组织的概率，解释变量X1为表征烟农个人特征的一组变量，包括户主年龄、民族、受教育水平、是否党员以及从事农业的程度等，为了捕捉年龄的非线性影响，加入年龄的平方项；X2为表征烟农家庭特征的一组变量，包括家庭抚养比、从事农业的劳动力人数、种烟面积和转入土地的面积等.由于样本数据是采用分层抽样的方法获得的，为了保证估计结果的稳健性，对标准误差进行了聚类(cluster)校正.由于转入土地面积和种烟面积2个变量之间具有较强的相关性，因此出于稳健性的考虑，模型设计了纳入转入土地面积变量、剔除种烟面积变量，或纳入种烟面积变量、剔除转入土地面积变量等几种情景.作为对比，模型A为纳入全部变量的情景；模型B为纳入转入地面积变量、剔除种烟面积变量的情景；模型C为纳入种烟面积变量、剔除转入地面积变量的情景.

3.2结果分析

模型估计结果表明，烟农(户主)个人特征中，年龄、民族、受教育程度以及户主从事农业的程度对于他们是否参加合作组织具有稳健的显著影响.而家庭人口结构和家庭经营特征对烟农是否参加合作组织也具有显著影响(表3).

表3 烟农参与合作组织行为的Logit模型估计结果

首先，从烟农(户主)个人特征来看，年龄对是否参加合作组织具有显著的非线性影响，烟农年龄越大，对合作组织的认知程度越低，参与合作组织的意愿可能就越低；但是，当烟农到了一定的年龄以后，受其自身能力和精力的限制，烟叶生产过程中面临的困难会比较多，就会更希望得到合作组织的帮助.与少数民族相比，更多的汉族参加了合作组织.少数民族由于语言、民族习惯等原因，一般来说，他们的合作意识和合作能力都相对较弱，参与合作组织的积极性不高.户主的文化程度也是影响烟农参与合作组织行为的重要因素之一.文化程度越高的户主，对合作组织的认知程度、合作意识和合作能力可能就越高，从他们的行为选择上看，就会更多地加入合作组织.户主的身份特征(比如是否党员)对烟农是否参加合作组织的影响并不显著.户主的职业特征对烟农是否参加合作组织的影响显著，户主从事农业程度越高，对农业收入的依赖程度越高，参加合作组织的积极性越高；而户主的离农化程度越高，参加合作组织的积极性就越低.

改善家庭的资源状况，获得利益上的帕累托改进是烟农参加合作组织的一个重要原因.在3个模型中，家庭扶养比对烟农是否参加合作组织具有明显的正向影响.扶养负担较重、劳动力相对缺乏的烟农渴望通过参加合作组织来获得烟叶生产方面的帮助，增加自己可能的获益空间，因此他们参加合作组织的积极性就高.家庭中农业劳动力人数越多，烟农加入合作组织的积极性越高，可能是因为家庭中从事农业的劳动力人数越多，烟农家庭依赖农业收入的程度越高，就会更积极地加入到合作组织中来.如果把家庭种烟面积和转入土地面积2个变量同时放入模型中，由于它们之间存在较强的正相关性，两个变量的系数都不显著.当把种烟面积和转入土地面积分别引入方程中进行估计时，种烟面积和转入土地面积的影响都变得显著起来.烟农烤烟生产的规模越大，其在生产中需要解决的问题就越多，尤其对合作组织提供的各项专业化服务需求越强烈，因此他们加入专业合作组织的积极性越高.由于烟农转入的土地主要用来种植烤烟，因此转入的土地面积越多，加入合作组织的积极性也越高.

4 结论及启示

本研究以贵州省威宁和黔西2县300户烟农为例，利用计量模型实证分析了影响烟农参加合作组织的决定因素.研究表明，烟农参与合作组织的行为受到户主的年龄、民族、受教育程度、从事农业的程度等个人属性的影响.同时，烟农家庭的人口负担和家庭生产经营特征(家庭中农业劳动力人数、种烟规模和转入土地面积)也对烟农参与合作组织的行为有重要影响.因此，提高烟农入社率，促进烟农合作组织发展，应从以下几个方面努力：

第1，烟农参与合作组织的行为受到烟农户主个人属性和家庭属性的影响，个人属性和家庭属性存在的较大差异导致烟农对合作社需求和行为的不同.因此，从烟农的异质性出发，深入了解不同层次的烟农对合作组织的诉求，提高烟农的入社率是烟草行业迫切需要解决的一个重要问题.

第2，在推动烟农合作组织发展的过程中，应重视烟区农业劳动力的人力资本建设.研究结果表明，烟农户主文化程度是影响烟农参与合作组织的重要决定因素.这就要求烟草行业增加对烟农的教育投资，进一步提高烟农的文化程度和组织经营能力.

第3，加大土地流转力度，提高规模化种植水平.各级烟草部门要积极协调地方政府，通过转包、出租、互换、转让、股份合作(土地银行)等多种方式，促进土地承包经营权流转，发展种植专业户、家庭农场、种植专业合作社等规模种植主体，推进适度规模种植，提高烟叶生产专业化服务需求.

第4，加大烟草公司对合作组织的支持力度，建立健全合作组织专业化服务的定价和分配机制.获得烟叶生产上的帮助，降低生产、交易成本，增加获益空间是烟农参与合作组织的主要原因.加大对合作组织建设的支持力度，提高合作组织服务能力的同时，建立健全定价和分配机制，在服务价格上给予合作社成员、社外烟农不同程度的优惠，使烟农切实感受到参加合作组织带来的好处，更好的激励烟农参加到合作组织中来.

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