农业生产性服务外包与棉农植棉行为分析

李鹏程，闵义岚，米 巧，李先东

（1.新疆国有资产投资经营有限责任公司，乌鲁木齐 830002；2.西北农林科技大学经济管理学院，陕西 杨陵 712100；3.新疆农业大学经济与贸易学院，乌鲁木齐 830052）

棉花作为中国第一大经济作物和重要战略物资，对稳定国民生计起到了难以替代的作用。然而，近年来中国棉花种植面积逐渐减少，从2007 年的888.92 万hm2下 降 到2017 年 的479.21 万hm2，2018有所回升，上升至502.85 万hm2，但总体呈下降趋势，棉产量缩减严重［1］。究其原因，一方面受宏观政策影响，棉花目标价格呈逐年下降趋势。同时，其他经济作物的生产对棉花种植利润具有挤出效应，缩减了农户的获利空间。另一方面，棉花生产成本和劳动强度的上升导致棉农获利的风险增加，棉农植棉退出意愿愈发强烈，给中国棉花生产的稳定性带来了极大的威胁。随着传统棉区棉产量的缩减，中国棉花生产总体呈向优势区域集中的趋势，新疆棉花生产比较优势凸显［2］。作为全国最大的棉产地，新疆棉区的产棉量直接影响着全国棉花总供给，而棉农的植棉意愿又直接影响到植棉行为，进而影响着该地区总的棉花种植水平。作为理性的“经济人”，农户的生产行为在某种程度上即一种利润理性、规避风险的生产决策行为［3］，探寻棉农植棉意愿影响因素以及如何减缓农户退出意愿、调动农民种植积极性成为当前面临的重要问题。

1 文献回顾

生产环节的专业化服务在降低成本、提高生产效率、优化资源配置等方面优势凸显，逐渐受到农户认可，催生出一种新型生产关系——农业生产性服务外包［4］。农业生产性服务外包是指农户将产前、产中、产后三大主要环节进行细分处理，通过雇佣的形式将部分生产环节交付于他人进行代为生产的行为。部分学者曾尝试从资源禀赋约束与节约交易成本的视角对农业生产外包的发展趋势、必要性和可行性进行分析。王志刚等［5］认为从劳动力密集型生产环节外包到技术密集型生产环节外包，再到全生产环节外包也成为推进中国农业规模经营的路径之一。

当前，关于农业外包主要侧重于外包的影响因素［6］、外包价格的决定机制［7］、单一环节外包的决策［8］以及外包的影响效果［9］等方面。把生产性服务作为一种生产要素投入农业，不仅可以促进农业分工的进一步细分，还能通过带动整个农业行业的产业化和市场化，提高农产品的市场竞争力和农民收入［10］。党的十九大报告也指出，必须加快农业现代化进程，以提高中国农产品的核心竞争力。尽管现代化的生产手段以及劳作方式对实现中国农业可持续发展至关重要，但若作为农业生产行为主体的农民都不愿继续务农，空有现代化手段也依旧于事无补。因此，如何在拥有现代化生产方式的同时最大化地调动农户种植意愿也成为学者和政府关注的问题。

从现有文献来看，国内外关于农户种植意愿的研究主要集中在影响因素方面，研究方法多为回归模型分析法以及Logistic 模型，刘芳等［11］对油茶种植的影响因素进行研究，范垄基等［12］对农户蔬菜种植行为及其影响因素进行测度分析，王玉斌等［13］通过转基因信息来源对农户转基因作物种植意愿的影响因素进行分析。作为一种较为特殊的作物，棉花的生长地理特征较为明显，受到环境的影响较大，因而较一般作物而言，其种植意愿也可能受到更为广泛因素的影响。张立杰［14］指出，棉农的种植意愿受到个人因素、政策因素、其他因素及市场因素4 个方面的影响，且前3 个指标表现出显著特征。通过进一步分析发现，务农人数、户主文化水平和地块位置与农户意愿呈反向关系，家庭总人口、对农业技术服务的态度［15］、农户是否接受技术培训、是否参加合作社［16］则正向显著影响种植意愿。在时代发展和技术进步的推动下，农业外包改变了传统农业的生产组织方式，极大地影响着农户的生产行为，增强了农户的农业耕作信心和意愿。

综上，在当今农业生产逐渐趋于专业化、规模化、现代化的情况下，积极探寻现代化生产方式与农业生产活动主体意愿间的关系正是中国农业经济领域所需要的。尽管当前对农业外包行为以及农户种植意愿的研究较为广泛，但对农户种植意愿或外包行为的研究主要侧重于从宏观层面探寻各自的影响因素，少有研究将二者结合起来以一种有针对性的微观化视角从农业生产性服务外包角度来分析农户的种植意愿。因此，本研究在对新疆维吾尔自治区棉花种植户进行广泛调查的基础上，分析棉农植棉意愿的影响因素，把生产过程中部分环节的外包倾向作为重点关注对象纳入分析框架，采用结构方程模型，以期探究出棉农外包行为与其植棉意愿之间的作用机理，为减缓棉农植棉退出行为、提高棉农种植意愿给予有益的参考。

2 研究机理分析

2.1 分工理论与外包理论

亚当·斯密最早在1776 年就提出了著名的“分工理论”，指出分工起源于人才能的差异性以及人类独有的交换和易货倾向，分工有利于劳动生产率的提高［17］。在工商业领域主要表现为各类工种的出现，农业领域则体现为农户从单一的纯农户逐渐向兼业农户过渡。农户专业化是农业分工的标志，本研究对行为主体的类型划分主要参考Mi 等［18］的研究，即非农户、专业型农户、自给型农户、本地兼业农户和外地兼业农户5 类，农户职能的分工进一步推动着各类生产服务的分工演化。随着生产和服务环节分工的逐渐精细化，为节约生产成本，增强外部竞争力、控制力、国际化［19］以及与目标企业建立长期友好的合作伙伴关系［20］，各行为主体开始考虑将一些劳动密集型或资本密集型的环节交付给专门的组织代为实施，外包理论应运而生。

Prahalad 等［21］首次明确提出服务外包（Outsourc⁃ing）的概念：企业应专注于自身核心业务与核心资源的管理和发展，而将非核心业务分包给具有专业化优势的外部企业，从而实现并保持自身的核心竞争力。当前国外学者对外包理论的研究重点集中在制度理论、交易成本理论、资源基础理论等方面，国内学者则侧重于从国家、地区、行业等不同视角对外包行为的影响因素、产业外包的效应及外包理论在不同领域的应用等方面进行研究。具体到农业领域，农户是否选择外包受到农户种植意愿的影响。对棉农而言，一方面当其植棉意愿强烈时，如果从事植棉劳动带来的综合收益远大于从事非农行业，棉农则倾向于选择继续植棉，进而也会开始考虑采取一些措施节省成本来提高效益。另一方面，若选择外包给棉农带来正向效果感知，预期外包能够提高棉花种植的经济效益、减小农户压力与劳动强度，同时还可以使农户在家便可取得与外出务工同样的收益，农户自然也就愿意继续从事棉花种植。

2.2 计划行为理论

计划行为理论（Theory of planned behavior，TPB）最早是由Ajzen［22］提出的，主要包含5 个基本要素：行为态度（Attitude toward the behavior，AB）、主观规范（Subjective norms，SN）、知觉行为控制（Perceived behavior control，PBC）、行为意向（Behavior intention）及决策行为（Behavior），该理论认为，行为意向是影响个体行为的最主要因素，而态度、主观规范、知觉行为控制则通过对个体意向的影响进而影响主体的行为。行为态度是指个人对采取某项特定行为所持有的想法，如果农民对植棉外包能够获利的正面评价越高，棉农种植意愿也越强烈，随之也更愿意外包，反之，若农民认为种植棉花不能获利，则主观上会不愿意种植棉花，也就不存在外包这一行为；主观规范是个人在采取某一行为时对周围环境及社会压力的认知，若农民对植棉的社会作用认知越强，则越可能愿意种植棉花；知觉行为控制是行为主体在预期采取某一行为时对自我控制程度的认知，主要受到过去经验或预期阻碍的影响，包括内在控制因素（如个人缺点、技术、能力等）和外在控制因素（如机会、障碍等）；行为意向即行为主体采取某种行为愿望的强度，表现为棉农外包倾向的强烈程度；决策行为则指主体最终的做法，倘若棉农对植棉外包这一举措具有较为强烈的意愿，在不同程度上体现出棉农植棉倾向的概率变化。

基于上述理论分析，结合棉农实际状况，构建出棉农的计划行为理论并提出假设。H1，棉农积极的行为态度能够正向影响其植棉意愿；H2，棉农对植棉行为的社会价值认可情况与植棉意愿呈正相关；H3，棉农强烈的知觉行为控制能够反向影响植棉意愿；H4，政府相关植棉政策能够正向影响农户植棉外包倾向的强度，同时正向影响棉农的植棉行为；H5，植棉外包意愿驱动植棉行为的产生，内外部环境通过作用于棉农意愿进而最终影响棉农的植棉行为。具体行为理论如图1 所示。

图1 棉农计划行为理论

3 变量选取与模型构建

3.1 数据来源

本研究所用数据来源于对新疆维吾尔自治区1 036 户农户的实地访谈调研。调查区的选择主要考虑2 个因素：一是棉花对生长环境有着较高的要求，受其耐盐碱、喜干、喜热等特点的影响，适宜其生长的地区主要分布在长江流域、黄河流域以及西北三大棉区；二是被调查区域在全国棉花总产量中所占份额较高，新疆作为全国最大最具代表性的棉产区，棉花生产面积占全国棉花生产总面积的50% 以上，其产量占比高达70% 左右。调研种植户样本的选择遵循分层逐级抽样和随机原则相结合的方法，根据当地棉产量及经济发展状况，分别抽取3 地州8个棉花种植大县（南疆）和2 地州5 个棉花种植大县（北疆），并在上述各市县按照分层逐级抽样法选取2～3 个有代表性的乡镇，在每个代表乡镇选取2～3 个样本村，按照随机原则在每个样本村抽取10～20 户，最终获得本研究的有效样本1 036 份，共涉及南、北疆5 地州13 个市县45 个乡镇102 个行政村。

3.2 变量选取与定义

本研究所构建的模型共包含6 个潜变量：行为态度、主观规范、知觉行为控制、植棉政策、外包倾向、植棉强度，其中，行为态度、主观规范、知觉行为控制、植棉政策为外生潜变量，分别由4、4、5、3 个观测变量进行测度，各题项均采用李克特五级量表法进行计量，1～5 分别表示完全不同意、比较不同意、一般、比较同意、完全同意，相关潜变量的内涵及描述性统计如表1 所示。

3.3 模型构建

基于对所研究问题及数据的统计分析，本研究选取结构方程模型（Structural equation model，SEM）进行后续分析，估计模型整体拟合度，进而清晰分析各项指标的相互关系及其对总体的影响。相比于传统的Logistic、线性回归以及因子分析等方法，结构方程模型能够很好地处理研究中所涉及的无法被直观测量的多组潜变量，结构方程模型的一般形式如下：

表1 变量的描述性统计

其中，公式（1）为结构方程，体现潜变量（行为态度、主观规范、知觉行为控制、植棉政策、外包倾向、植棉强度）之间的相互关系；公式（2）与公式（3）为测量方程，主要描述各潜变量及其观测变量之间的关系。式中，y、β 表示测量方程和结构方程中的内生变量与内生潜在变量之间的关系；x 和Γ 表示测量方程和结构方程中的外生变量和外生潜变量之间的关系；δ 和ε 分别表示与内生变量和外生变量的误差项；η 和ξ 分别表示结构方程中的内生潜在变量和外生潜在变量，ξ 表示结构方程的残差项。

基于分工理论、外包理论及计划行为理论，构建结构方程模型如图2 所示，模型共包含农户行为态度AB、主观规范SN、知觉行为控制PBC、植棉政策GP、外包倾向OB、植棉强度W 6 个潜变量及其观测变量，进一步构建本研究的结构方程和测量方程，具体公式如下。

结构模型：

测量模型：

其中，∂1、∂2、…、∂5、∂6分别表示各潜变量之间的路径系数，μ5、μ6表示结构模型方程的残差；x1i、x2i、x3i、x4i、x5i、yi为 相 应 潜 变 量 的 观 测 变 量，βj（j = 1，2，…，22）表示相应可观测变量的载荷系数，ej（j=1，2，…，22）则表示各回归方程的残差。

图2 结构方程模型

4 模型估计结果与分析

4.1 信度、效度检验与模型适配度

信度即测量的可信程度，表现为同一潜变量各观测变量的内部一致性程度，效度即体现测量的准确性。为保证问卷质量，首先应对所得数据进行信度与效度分析。本研究采用SPSS 24.0 软件对6 个潜变量及其22 个观测变量进行信度和效度分析，采用Cronbach’s Alpha 值评价量表的可靠性，一般认为Cronbach’s Alpha＞0.600 即可信度较高，信度较好。结果显示，问卷整体的Cronbach’s Alpha 为0.740，且各潜变量的Cronbach’s Alpha 均大于0.600，说明6 个潜变量均具有较好的信度水平；同时对问卷进行效度分析，6 个潜变量的KMO 都大于0.600，表明效度检验结果可接受，样本分布的Bartlett 球体检验值显著，说明问卷的结构效度较好且变量之间具有很好的相关性，适宜进行下一步分析（表2）。

在样本数据满足相应质量要求的基础上，运用AMOS 23.0 对模型进行验证性因子分析以确保维度划分的合理性，从模型检验结果（表3）来看，绝对拟合度、相对拟合度均达到建议的取值范围，初步证明量表划分成6个维度是合适的，每个维度包含的题项也是合适的，模型具有较好的适配度，同时本研究架构的模型图及观测数据整体拟合情况是可以接受的。

4.2 结构方程模型分析

由结构方程模型的估计结果可知（表4 和表5），模型各潜变量之间P 均小于0.05，表明各潜变量均通过了显著性检验，农户对棉花种植的行为态度、知觉行为控制、主观规范、植棉政策对棉农继续从事植棉行为有显著影响，具体分析如下。

表3 SEM 整体适配度检验结果

1）行为态度。棉花种植户的行为态度对其棉花外包倾向的标准化路径系数为0.451，通过1%的显著性检验，只存在0.451 的直接效应，说明棉花种植户对种植棉花的态度越积极，其选择植棉外包的可能性也就越大，假设H1得到验证；行为态度对植棉强度只存在0.553 的间接效应。

2）主观规范。棉农主观规范对其外包倾向的标准化路径系数为0.846，且通过1%的显著性检验，只存在0.846 的直接效应，说明棉农对植棉的社会价值认同感越高，则在植棉过程中选择农业生产性服务外包的意愿也越强烈，假设H2得到验证；主观规范对植棉强度则只存在0.906 的间接效应。

3）知觉行为控制。棉农知觉行为控制对其植棉意愿的标准化路径系数为负，且通过5%的显著性检验，只存在-0.317 的直接效应，说明行为主体在预期采取某一行为时对自我控制程度的负面认知和其植棉外包倾向之间存在反向关系，主体对未来的负面感知越高，则越不可能倾向选择某一环节外包来增加家庭植棉总支出，假设H3得到验证；知觉行为控制对植棉强度只存在-0.339 的间接效应。

4）植棉政策。植棉政策一方面正向影响着行为主体的外包倾向，另一方面也对农户植棉意愿强度存在影响。具体来讲，植棉政策对外包倾向和植棉强度的直接效应分别为0.353 和0.102，对植棉强度的间接效应为0.378，因此，植棉政策对植棉强度的总效应为0.480，且通过显著性检验。说明政府相关政策的实施，既能直接增加当地棉农的植棉行为，也能在一定程度上通过提高当地棉农的外包倾向间接增加当地棉农的植棉行为，假设H4得到验证。

5）外包倾向。外包倾向作为一个中介变量，最终作用于农户的植棉行为，其标准化路径系数为0.953，且通过1%的显著性检验，即外包倾向对棉农的植棉强度存在0.953 的直接效应，说明当棉农的外包倾向每提高1个单位，其植棉行为发生的可能也随之提高0.953个单位，呈正相关，假设H5得到验证。

表4 标准化路径系数及估计结果

表5 不同变量对植棉意愿及外包行为的影响效应

5 小结与讨论

新疆棉区棉农在农业生产服务外包与其植棉意愿之间的行动逻辑遵循“认知-意愿-行为”这一路径形式，行为态度、主观规范、知觉行为控制以及政府相关植棉政策等因素对其继续从事棉花种植意向有显著影响，并且通过中介变量-外包倾向间接影响棉农最终的植棉行为。其中，行为态度、主观规范和植棉政策显著正向影响外包倾向，知觉行为控制则与外包倾向呈负相关，说明棉农是否愿意在植棉过程中选择外包很大程度上与其对继续植棉及环节外包的正向作用感知大小相关，农户对自身情况的认识程度以及对外包部分环节继续植棉所能带来作用的预期认知水平的提升能够增强农户继续从事植棉意愿和外包行为的发生。因此，棉农应在充分把握自身情况的基础上选择最佳种植面积，不可一概而论，政府可继续从各个维度加强农户对植棉价值的认可度，大力支持鼓励农户植棉，进而增强农户的植棉行为。

棉农植棉意愿与其农业生产性服务外包行为倾向呈正相关，外包倾向直接影响农户植棉强度，驱动着植棉行为的产生。具体来讲，在原有植棉行为的基础上，受利润驱动，棉农愿意继续保持原有植棉行为，为进一步获利，农户会开始考虑采取诸如减少成本或劳动量等措施，继而考虑外包。同时，结合逆向思维考虑，若选择外包给棉农带来正向的效果感知，预期外包能够提高棉花种植的经济效益、减小农户压力与劳动强度，还能够使农户在家便可取得与外出务工同样的收益，农户自然也就愿意继续从事棉花种植，也即外包倾向促进植棉意愿的产生。因此，应加快建立和完善农业服务外包平台，在农业生产性外包服务平台上建立双方信用档案，从而减少道德风险，保障双方权益。