葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式農(nóng)戶選擇影響因素*
——以河西走廊葡萄酒產(chǎn)區(qū)為例

陳強強，邴 芳，楊婕妤

(1.甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)財經(jīng)學(xué)院，蘭州 730070； 2.審計署蘭州特派辦，甘肅蘭州 730030)

0 引言

葡萄酒產(chǎn)業(yè)是由加工企業(yè)、釀酒葡萄種植戶、相關(guān)企業(yè)或機構(gòu)等利益主體為實現(xiàn)“通過產(chǎn)業(yè)鏈整合實現(xiàn)自身利潤最大化”，根據(jù)產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)生邏輯，彼此影響制約，協(xié)同發(fā)展而構(gòu)成的完整的利益價值鏈[1]。其中，位于產(chǎn)業(yè)鏈上游的釀酒葡萄的質(zhì)量直接決定著葡萄酒的品質(zhì)，素有“七分原料、三分工藝”之說。因此，葡萄酒企業(yè)無一例外地將穩(wěn)定的優(yōu)質(zhì)原料供給視為發(fā)展的長久之計，在建立專有種植基地的同時，積極與農(nóng)戶合作，通過組織模式創(chuàng)新，鼓勵農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)鏈整合，形成穩(wěn)定的原料來源。新中國成立尤其改革開放以來，中國葡萄酒產(chǎn)業(yè)得到了長足的發(fā)展，現(xiàn)已發(fā)展成為全球第九大葡萄酒生產(chǎn)國和最大的消費國[2]。伴隨著葡萄酒消費市場的不斷升溫，人們對產(chǎn)品質(zhì)量和行業(yè)有序運行給予極大的關(guān)注。深層次分析，各類葡萄酒新聞事件所折射出的是葡萄酒產(chǎn)業(yè)鏈結(jié)構(gòu)松散或斷環(huán)的狀況。

縱向協(xié)作指協(xié)調(diào)產(chǎn)品從生產(chǎn)到銷售整個過程中相互連接的各環(huán)節(jié)的聯(lián)系形式[3]。產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作有利于優(yōu)化資源配置、降低交易成本、提高整鏈效應(yīng)，成為產(chǎn)業(yè)組織研究領(lǐng)域的熱點之一。成德寧[4]總結(jié)出我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈整合模式：集貿(mào)市場直接交易型、專業(yè)市場批發(fā)交易型、農(nóng)民合作組織型、“公司+農(nóng)戶”型，并對其進行了對比分析。劉增金等[5]概括了農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的縱向協(xié)作模式：市場交易模式、合作社模式、口頭協(xié)議模式、銷售合同模式、生產(chǎn)合同模式、縱向一體化模式。關(guān)于產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作水平的決定因素歷來是學(xué)界爭議的重大議題[6， 7]。交易成本經(jīng)濟學(xué)代表人物Williamson強調(diào)從交易類型視角探討縱向一體化，進而從資產(chǎn)專用性、不確定程度和交易頻率3個方面提出分析影響交易的經(jīng)典范式。萬俊毅和歐曉明[8]研究認為，溫氏集團與農(nóng)戶為合作生產(chǎn)投入的專用性資產(chǎn)是保障雙方成功合作的關(guān)鍵，尤其在不完全契約條件下，為了避免因?qū)Ｓ眯酝顿Y的增大而產(chǎn)生的敲竹杠問題，縱向一體化成為必須[9]。科斯用交易成本解釋在相繼生產(chǎn)階段或相繼產(chǎn)業(yè)之間，為什么既存在長期合同關(guān)系，又存在縱向一體化現(xiàn)象，認為縱向協(xié)作產(chǎn)生的根本原因在于節(jié)約交易成本[10]。Fernandez-Olmos[11]基于交易成本經(jīng)濟學(xué)視角分析了RiojaDOCa產(chǎn)區(qū)葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作影響因素，認為交易成本與產(chǎn)品質(zhì)量為該產(chǎn)區(qū)葡萄酒產(chǎn)業(yè)的縱向一體化提供了有力的解釋。黃宗智[12]指出，由于不完全契約，“公司+農(nóng)戶”模式下的“訂單”和“契約”農(nóng)業(yè)進行的是權(quán)力極不平等的交易，實質(zhì)上是不平等的壟斷，或近乎壟斷對弱勢的關(guān)系。王冬和呂延方[7]認為企業(yè)縱向一體化研究應(yīng)考慮產(chǎn)業(yè)和企業(yè)的具體特征，進而分析了交易環(huán)境、主體特征對縱向一體化的影響。

作為我國十大葡萄酒產(chǎn)區(qū)和六大釀酒葡萄產(chǎn)地之一的甘肅河西走廊，葡萄酒產(chǎn)業(yè)得到了長足的發(fā)展，各類產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)作模式不斷創(chuàng)新、完善發(fā)展，但產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展起步晚、規(guī)模小、產(chǎn)業(yè)鏈短而松散，與當?shù)匦酆竦馁Y源基礎(chǔ)不匹配，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)競爭力弱。因此，走產(chǎn)業(yè)鏈整合發(fā)展之路成為葡萄酒產(chǎn)業(yè)在現(xiàn)有資源與政策環(huán)境條件下整體競爭力提升的必然選擇，也是實現(xiàn)資源大省向產(chǎn)業(yè)大省、產(chǎn)業(yè)強省轉(zhuǎn)變的重要途徑。文章以“中國葡萄酒城”武威產(chǎn)區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，借鑒、吸收相關(guān)文獻與前期研究成果，采用判別分析法對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式農(nóng)戶選擇及影響因素進行判別和綜合分析，弄清縱向協(xié)作模型的農(nóng)戶選擇偏好，農(nóng)戶選擇特定模式的影響因素有哪些？這些因素對農(nóng)戶行為的影響機理如何？這些問題的解決對于制訂針對性的產(chǎn)業(yè)政策，理順企業(yè)與農(nóng)戶合作關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義。

1 理論框架與研究假設(shè)

從交易成本經(jīng)濟學(xué)視角看，縱向協(xié)作其本質(zhì)是不同利益主體之間基于交易成本最小原則而進行的一種組織安排。交易成本經(jīng)濟學(xué)的代表人物Williamson[13]強調(diào)從資產(chǎn)專用性、不確定程度和交易頻率3個方面分析縱向一體化。該研究在梳理、參考借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合研究區(qū)葡萄酒產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況，從不確定性、資產(chǎn)專用性、非正式溝通、監(jiān)督管理和產(chǎn)品質(zhì)量5個方面構(gòu)建了葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式農(nóng)戶選擇的分析框架(圖1)，以期綜合識別影響農(nóng)戶參與不同縱向協(xié)作的所有可行因素。

1.1 資產(chǎn)專用性對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響

資產(chǎn)專用性是指在不犧牲其生存價值的條件下，某項資產(chǎn)能夠被重新配置于其他替代用途或是被替代使用者重新調(diào)配使用的程度[14]。當資產(chǎn)從既定用途(或使用者)轉(zhuǎn)向其他用途(或其他使用者)重新調(diào)配時，其價值損失越大，說明資產(chǎn)專用性程度越高。尹云松等[15]研究表明，農(nóng)戶投入資產(chǎn)的專用性越高，違約率相對較低。然而，更多研究表明[16-18]，并非所有專用性資產(chǎn)都能抑制機會主義，只有那些功能互補的資產(chǎn)才有助于農(nóng)戶與企業(yè)之間的穩(wěn)定合作。企業(yè)擁有的專用性資產(chǎn)的總價值越高，企業(yè)間的依賴關(guān)系越強，企業(yè)越傾向緊密型縱向一體化戰(zhàn)略擴大規(guī)模和提高企業(yè)競爭力[19]。葡萄酒素有“三分工藝，七分原料”之說，從農(nóng)戶視角看，專有性投資主要有，建園投資(架拉絲、水泥柱投入等)、葡萄良種苗木繁育體系和種苗標準化生產(chǎn)體系建設(shè)、病蟲害防治以及葡萄信息化技術(shù)等，投資類型多、投資額大。基于以上分析，該文提出假設(shè)1：

H1：專用性資產(chǎn)投資對農(nóng)戶選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式具有正向影響。

1.2 不確定性對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響

不確定性是影響交易成本的重要因素。在一定條件下不確定性才會對組織產(chǎn)生影響，只有特殊投資交易才會因為不確定性的逐漸增大，迫使交易雙方必須設(shè)計某種機制來解決問題，這個機制或者是長期契約或者是縱向一體化的內(nèi)部組織[13]。德姆塞茨[20]則認為，沒有證據(jù)表明不確定性能夠成為解釋縱向一體化的重要原因。不確定性可分為行為不確定性和環(huán)境不確定性。行為不確定性主要體現(xiàn)在市場價格波動對農(nóng)戶行為的影響。一方面，農(nóng)戶為規(guī)避市場風(fēng)險而愿意協(xié)作。另一方面，基于對高風(fēng)險背后所蘊含的高收益的追求刺激自主銷售。自然風(fēng)險是農(nóng)戶生產(chǎn)中面臨的最大不可控的環(huán)境不確定性。生產(chǎn)中一旦遇到自然不可抗力事件，可能對農(nóng)戶造成毀滅性打擊，因此，在自然風(fēng)險很高的情況下，農(nóng)戶更傾向于與企業(yè)合作，以實現(xiàn)部分自然風(fēng)險向企業(yè)的轉(zhuǎn)嫁，維護其自身利益。基于以上分析，該文提出假設(shè)2和假設(shè)3：

H2：市場風(fēng)險對農(nóng)戶選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作的影響方向不確定。

H3：自然風(fēng)險對農(nóng)戶選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作具有正向影響。

1.3 產(chǎn)品質(zhì)量對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響

產(chǎn)品質(zhì)量是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條中的關(guān)鍵競爭因素。對于葡萄酒產(chǎn)業(yè)而言，不同類型葡萄酒對葡萄品種的要求也不同，釀酒葡萄原料質(zhì)量直接決定葡萄酒品質(zhì)與特色。只有具備良好的適合葡萄生長并表現(xiàn)出其優(yōu)良特性的生態(tài)條件，才能釀造出品質(zhì)獨特的葡萄酒。因此，加強農(nóng)戶與企業(yè)合作，并按企業(yè)規(guī)范要求進行生產(chǎn)，保證企業(yè)獲得所需原料，農(nóng)戶也不必為“賣難”問題而困擾。基于以上分析，該文提出假設(shè)4：

H4：產(chǎn)品質(zhì)量對農(nóng)戶選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作具有正向影響。

1.4 監(jiān)督管理對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響

監(jiān)管能夠加強信息交流，提升雙方的信任度與滿意度，有利于契約的順利執(zhí)行。企業(yè)與農(nóng)戶的相互監(jiān)管能夠及時了解農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營管理狀況，確保釀酒葡萄的質(zhì)量。Marta Fernandez-Olmos[21]研究表明，監(jiān)管本質(zhì)上可以反映出產(chǎn)品質(zhì)量，有利于農(nóng)戶與企業(yè)間契約關(guān)系的存續(xù)。為了提升河西走廊葡萄酒產(chǎn)業(yè)競爭力，相繼成立了《葡萄酒協(xié)會》《中國河西走廊有機葡萄產(chǎn)業(yè)自律公約》等，倡導(dǎo)企業(yè)之間的良性競爭，加強企業(yè)與基地、合作社、農(nóng)戶等建立利益共享、分險共擔的合作機制，從源頭保證葡萄酒質(zhì)量。基于以上分析，該文提出假設(shè)5：

H5：監(jiān)督管理對農(nóng)戶選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式具有正向影響。

1.5 非正式溝通對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響

Williamson認為[13]，對于反復(fù)發(fā)生的大額交易，為建立專用治理結(jié)構(gòu)所花費的成本很容易得到補償，交易愈頻繁的專用交易，將會正向影響縱向一體化程度。另外，農(nóng)戶與企業(yè)前期合作越順利越有利于提高雙方的信任度，增強雙方繼續(xù)合作的熱情，未來合作預(yù)期也越好。相反，雙方前期合作基礎(chǔ)差，會極大損害雙方的信任感，打擊繼續(xù)合作的熱情。基于以上分析，該文提出假設(shè)6：

H6：非正式溝通對農(nóng)戶參與葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作具有正向影響。

1.6 自主銷售能力對葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響

當農(nóng)戶參與市場能力較強時，能夠找到多種銷售途徑如專業(yè)批發(fā)市場、收購商、企業(yè)等及時銷售產(chǎn)品，則對企業(yè)的依賴度較弱，農(nóng)戶可根據(jù)市場價格變化，選擇是否合作。因此，農(nóng)戶參與市場能力的高低也會影響雙方合作關(guān)系。尤其是2012年中國實行節(jié)儉政策以來，葡萄酒消費市場出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性過剩，葡萄酒終端市場倒逼釀酒葡萄的收購和種植，尤其對于自主銷售能力低且沒有簽訂合同的農(nóng)戶，葡萄滯銷在所難免。基于以上分析，該文提出假設(shè)7：

H7：自主銷售能力對農(nóng)戶選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式具有負向影響。

綜上所述，該文研究假設(shè)和理論模型如圖1 所示。

圖1 葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇及其影響因素分析模型

2 模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)說明與變量描述

2.1 模型構(gòu)建

從交易成本經(jīng)濟學(xué)視角看，葡萄酒產(chǎn)業(yè)鏈運行中種植戶基于交易成本最小原則，選擇某種具體組織形式參與葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作。基于河西走廊葡萄酒產(chǎn)區(qū)的實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，市場交易、口頭協(xié)議和書面協(xié)議是農(nóng)戶參與葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作的主要模式。因此，以市場交易、口頭協(xié)議和書面協(xié)議3種可供選擇的葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式作為因變量，來分析葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式農(nóng)戶選擇的影響因素。由于該研究涉及的因變量為三分名義變量，故采用判別分析法進行[22]。Fisher 判別分析法的基本思想是投影，即根據(jù)類間距離最大、類內(nèi)距離最小的原則將高維數(shù)據(jù)點投影到低維空間中，以此確定判別函數(shù)，然后依據(jù)適當?shù)呐袆e準則判定待判樣品的類別[23]。最后，建立如下線性判別基本模型，分析農(nóng)戶在不同縱向協(xié)作模式之間選擇的行為策略。

Y1=β1X+ε1

(1)

Y2=β2X+ε2

(2)

Y3=β3X+ε3

(3)

式(1)～(3)中，Y1、Y2、Y3分別表征市場交易、口頭協(xié)議和書面協(xié)議3種縱向協(xié)作模式運行的交易成本。X為影響成本的可觀測的交易屬性向量，β1、β2、β3為系數(shù)向量，ε1、ε2、ε3為符合正態(tài)分布的隨機變量。

在相同市場條件下，農(nóng)戶作為經(jīng)濟人，必然選擇最小交易成本下的縱向協(xié)作模式。據(jù)此，對葡萄種植戶而言，具有3個產(chǎn)業(yè)協(xié)作總體G1、G2、G3的選擇問題，可建立以交易成本最低為標準的判別規(guī)則：

則選擇葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式X∈Gi(i=1， 2， 3)

(4)

表1 樣本分布狀況

縣域地區(qū)發(fā)放問卷(份)收回問卷(份)問卷有效率(%)民勤縣大灘鄉(xiāng)上泉村292586.21蘇武鄉(xiāng)羊路村615793.44涼州區(qū)黃羊河農(nóng)場353291.43皇臺基地3030100.00古浪縣泗水鎮(zhèn)光輝村353497.14合計19017893.68

2.2 數(shù)據(jù)說明

該研究基于前期研究成果，選擇河西走廊產(chǎn)區(qū)種植時間最早，產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對成熟的“中國葡萄酒城”武威市作為調(diào)查地區(qū)。調(diào)查采取分層隨機抽樣方法，首先依據(jù)武威釀酒葡萄主要種植基地“一縣兩區(qū)”民勤縣、涼州區(qū)以及古浪縣沿沙區(qū)，抽取了民勤縣大灘鄉(xiāng)上泉村和蘇武鄉(xiāng)羊路村，涼州區(qū)黃羊河農(nóng)場和皇臺基地，古浪縣泗水鎮(zhèn)光輝村，等共5個村(農(nóng)場)，每個村隨機抽取農(nóng)戶進行入戶調(diào)查。課題組分別于2015年7月和2017年12月分兩期進行入戶調(diào)查。同時，深入河西走廊產(chǎn)區(qū)莫高、紫軒、祁連、國風(fēng)和皇臺等重要葡萄酒企業(yè)進行深度訪談，獲得第一手資料。共發(fā)放問卷190份，剔除無效問卷12份，共收回有效問卷178份，問卷有效率為93.68%，問卷具體發(fā)放情況如表1。調(diào)研收集農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營狀況、交易情況、技術(shù)合作、專用性資產(chǎn)投資、協(xié)作方式、管理等方面。

2.3 描述性統(tǒng)計

為定量檢驗所提出的研究假設(shè)，對所選指標進行了評分賦值，分析農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式的影響因素。首先，根據(jù)調(diào)查結(jié)果將農(nóng)戶參與縱向協(xié)作模式分為“市場交易”、“口頭協(xié)議”和“書面合同”3個組作為分類因變量，分別對應(yīng)A組、B組、C組，并依此賦值為1、2、3。其次，采用李斯特量表對假設(shè)分析提出的變量進行評分賦值，“非常不同意”、“不同意”、“不確定”、“贊同”、“非常贊同”分別取值為1、2、3、4、5，從而分析不同組別農(nóng)戶各指標數(shù)值的差異(表2)。

全新極光還引入全球首創(chuàng)的“地面視圖技術(shù)”，可將攝像頭獲取的影像信息顯示在觸控屏上，使發(fā)動機艙蓋近乎“隱形”。此外，路虎在全新極光上首次使用“智能高清廣角流媒體內(nèi)后視鏡”取代傳統(tǒng)的鏡式物理后視鏡。

表2看出，“市場交易”(A)，“口頭協(xié)議”(B)，“書面合同”(C)3個組別的樣本比例分別為33.15%、40.45%、26.40%，反映出當前農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式以口頭協(xié)議為主，自發(fā)的、隨機的市場交易仍占相當分量。書面合同模式下，產(chǎn)品質(zhì)量、非正式溝通、監(jiān)督管理3個指標的均值高于所有樣本的總體均值，說明這3個指標對農(nóng)戶選擇緊密的協(xié)作模式具有正向作用，與前期研究假設(shè)相符合。而市場風(fēng)險、自然風(fēng)險、自主銷售能力和專用性投資均值小于樣本總體均值，說明該4個指標不利于農(nóng)戶參與緊密的協(xié)作。為什么會出現(xiàn)自然風(fēng)險越大不合作傾向越強？自然風(fēng)險越大，理應(yīng)為了實現(xiàn)風(fēng)險轉(zhuǎn)嫁而參與緊密協(xié)作，但是，不合作本身具有一種考驗和“篩選”作用，一旦選擇了不合作，說明這些農(nóng)戶在某些方面具有優(yōu)勢，所謂“來者不善、善者不來”。這些人往往有能力突破生產(chǎn)中遇到的障礙，他們獲得額外收益的機會和可能性大，所以，風(fēng)險越大，合作意愿越低。

產(chǎn)品質(zhì)量、非正式溝通指標均值存在“書面合同”>“口頭協(xié)議”>“市場交易”，這個統(tǒng)計結(jié)果支持了研究假設(shè)，即產(chǎn)品質(zhì)量越高、溝通越頻繁，越有助于農(nóng)戶的緊密協(xié)作。自主銷售能力指標均值存在“口頭協(xié)議”>“市場交易”>“書面合同”，基本符合前文假設(shè)。市場風(fēng)險與專用性投資指標均值存在“市場交易”>“口頭協(xié)議”>“書面合同”，說明市場風(fēng)險越大，專用性投資越高，越不利于農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)鏈整合，與假設(shè)相符，反映出農(nóng)戶對高風(fēng)險下的高收益追求的愿望，以及合作雙方存在潛在的“敲竹杠”風(fēng)險。自然風(fēng)險與監(jiān)督管理指標均值存在“市場交易”>“書面合同”>“口頭協(xié)議”，說明自然風(fēng)險與監(jiān)管對農(nóng)戶協(xié)議的簽訂影響不確定。

表2 樣本分組描述性統(tǒng)計

合同類型產(chǎn)品質(zhì)量市場風(fēng)險自然風(fēng)險自主銷售能力非正式溝通專用性資產(chǎn)投資監(jiān)督管理市場交易均值2.153 83.269 23.230 82.884 62.230 82.192 33.076 9樣本量59595959595959標準差1.084 151.041 450.429 670.816 181.031 800.749 360.627 57極小值1.002.003.002.001.001.002.00極大值4.005.004.005.005.004.004.00合計N的%33.1533.1533.1533.1533.1533.1533.15口頭協(xié)議均值2.468 73.125 02.937 53.031 32.187 51.312 52.656 3樣本量72727272727272標準差1.106 711.184 580.618 920.309 460.859 010.592 290.827 33極小值1.001.002.002.001.001.001.00極大值5.005.004.004.004.003.004.00合計N的%40.4540.4540.4540.4540.4540.4540.45書面合同均值2.904 82.476 23.000 02.381 03.142 91.095 22.904 8樣本量47474747474747標準差1.135 990.813 580.447 211.071 271.152 640.436 440.624 88極小值1.001.002.001.001.001.002.00極大值5.004.004.005.005.003.004.00合計N的%26.4026.4026.4026.4026.4026.4026.40合計均值2.481 03.000 03.050 62.810 12.455 71.544 32.860 8樣本量178178178178178178178標準差1.130 701.086 040.528 630.785 701.071 750.764 560.729 14極小值1.001.002.001.001.001.001.00極大值5.005.004.005.005.004.004.00合計N的%100.0100.0100.0100.0100.0100.0100.0

3 模型估計結(jié)果與分析

將“市場交易”，“口頭協(xié)議”，“書面合同”3個組作為分類因變量，以假設(shè)分析提出的變量為解釋變量，采用Fisher判別法對農(nóng)戶縱向協(xié)作模型選擇進行判別。根據(jù)判別函數(shù)討論各個指標對產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的影響。具體模擬過程借助統(tǒng)計分析軟件SPSS17.0完成。將178個樣本在7項指標上的得分數(shù)據(jù)矩陣輸入SPSS中。調(diào)用DiscriminantAnalysis模塊，估計典則判別函數(shù)和費歇爾線性分類函數(shù)系數(shù)，從而分析農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式的影響因素。

3.1 典型判別函數(shù)的檢驗

表3 典型判別函數(shù)

函數(shù)特征值方差百分比(%)累積百分比(%)典型相關(guān)系數(shù)11.30573.073.00.75220.48427.0100.00.571函數(shù)檢驗Wilks′ Lambda卡方自由度df顯著性水平Sig.1 到 20.29291.002100.00020.67429.19040.000

以X1-X7為自變量建立了兩個判別分類函數(shù)，其特征值分別為1.305和0.484，各自的方差解釋度為73.0%和27.0%。第一個判別函數(shù)的典型相關(guān)系數(shù)為0.752，第二個判別函數(shù)的典型相關(guān)系數(shù)是0.571(表3)。典型相關(guān)系數(shù)值越大代表在這一區(qū)別軸上分類效果越明顯，反之效果不明顯。顯然，第一個判別函數(shù)比第二個判別函數(shù)的效果更好。Wilks′ Lambda和卡方值均為特征值顯著性的進一步檢驗。兩個判別函數(shù)的Wilks′ Lambda值分別為0.292和0.674，卡方值分別為91.002和29.190，顯著性P=0.000<0.05，均達到顯著水平，表明兩個判別函數(shù)對因變量有顯著的解釋力。盡管第二個判別函數(shù)攜帶的信息量少，但也不能舍棄。

表4 逐步回歸時判別函數(shù)的引入變量

引入變量逐步判別 Wilks′ λ 值統(tǒng)計值精確F值 統(tǒng)計值自由度1自由度2顯著性水平專用性投資0.63022.321276.0000.000非正式溝通0.53113.9564150.0000.000市場風(fēng)險0.41313.7296148.0000.000自主銷售能力0.34712.7328146.0000.000監(jiān)督管理0.29212.23210144.0000.000 注:Wilks′ λ值的自由度1為1、2、3、4、5; 自由度2均為2; 自由度3均為76

7個待檢驗變量中，產(chǎn)品質(zhì)量和自然風(fēng)險兩個變量未達到顯著性檢驗而剔除于判別函數(shù)模型，其余變量均達到顯著(表4)。利用調(diào)查數(shù)據(jù)及賦值，以“書面合同”、“口頭協(xié)議”和“市場交易”為分類變量，計算得到標準化判別函數(shù)的系數(shù)，如表5。標準化判別系數(shù)是將原始變量值調(diào)整為標準值后得到的判別系數(shù)，不受度量單位的影響，故可比較效果的大小。變量的標準化系數(shù)絕對值大，表明它對判別值的影響越大。

表5 標準化的典型判別式函數(shù)系數(shù)

函數(shù)市場風(fēng)險(X1)自主銷售能力(X3)專用性投資(X4)非正式溝通(X5)監(jiān)督管理(X6)10.7080.2710.816-0.7540.2572-0.278-0.7680.5880.5560.684

從判別系數(shù)的絕對值大小來看，第一個判別函數(shù)中，專用性資產(chǎn)投資是影響農(nóng)戶參與縱向協(xié)作模式最重要影響因素，非正式溝通與市場風(fēng)險緊隨其后。自主銷售能力和監(jiān)督管理在第二個判別函數(shù)上的系數(shù)位居前二。

表6 分類函數(shù)系數(shù)

合同類型市場風(fēng)險(X1)自主銷售能力(X3)專有性投資(X4)非正式溝通(X5)監(jiān)督管理(X6)常數(shù)項A4.3832.7858.569-0.7877.334-32.079B3.8513.7225.482-0.5525.536-23.103C2.4071.7094.7081.4266.304-20.088

根據(jù)表6分類函數(shù)系數(shù)，寫出判別函數(shù)如下：

YA=4.383X1+2.785X3+8.569X4-0.787X5+7.334X6-32.079

(5)

(6)

YC=2.407X1+1.709X3+4.708X4+1.426X5+6.304X6-20.088

(7)

式(5)～(7)中，YA表示“市場交易”模式，YB表示“口頭協(xié)議”模式，YC表示“書面合同”模式。

將待判個案代入Fisher判別函數(shù)，哪個組值最大則為該組的類。最后，應(yīng)用交叉印證法對判別函數(shù)的準確性進行驗證，判別函數(shù)的判別效果如表7所示。

表7 判別分析的分類結(jié)果

合同類型預(yù)測組成員總數(shù)ABC最初判別數(shù)量A50 7 2 59B7 54 11 72C2 7 38 47百分比(%)A84.7511.863.39100.0B9.7275.0015.28100.0C4.2614.8980.85100.0

表7中，行表征實際的類組，列表征判別后的預(yù)測類組。對角線上的數(shù)字為正確分類的觀測值數(shù)目與百分比；非對角線的數(shù)字則為分類錯誤的觀測值數(shù)目與所占比重。交叉印證結(jié)果表明，59個選擇市場交易的農(nóng)戶樣本中，50個樣本判斷正確，準確率為84.75%。口頭協(xié)議類型的樣本分類準確率為75%，書面合同類型的樣本分類準確率為80.85%。交叉印證法所得總體樣本判別的有效率為79.78%，說明模型具有較理想的判別精度，能夠用來分析農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模型選擇行為。

3.2 葡萄酒產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式農(nóng)戶選擇影響因素分析

3.2.1 市場風(fēng)險(X1)對農(nóng)戶縱向協(xié)作模式選擇具有反向作用，與預(yù)期方向一致

3種模式下的市場風(fēng)險變量系數(shù)均為正值，但是市場交易模式下的系數(shù)值大于口頭協(xié)議和書面合同，一方面，說明市場風(fēng)險有助于推動農(nóng)戶參與緊密的產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式。另一方面，市場風(fēng)險越高，產(chǎn)品價格不確定性越大，那么雙方存在潛在的機會主義行為越大，農(nóng)戶對釀酒葡萄市場高風(fēng)險背后所蘊藏的高收益的追求愿望也越高，從而更傾向于在市場上“單打獨斗”。調(diào)查結(jié)果顯示， 64%農(nóng)戶認為市場風(fēng)險越高越不利于雙方合作關(guān)系穩(wěn)定性， 36%農(nóng)戶態(tài)度是不確定。

3.2.2 自主銷售能力(X3)系數(shù)為正值，與預(yù)期影響方向一致

農(nóng)戶參與市場能力是指農(nóng)戶自身通過其他渠道銷售農(nóng)產(chǎn)品的能力。在市場需求發(fā)生變化，農(nóng)產(chǎn)品價格高于與企業(yè)約定的收購價格時，農(nóng)戶如果能夠通過其他渠道銷售農(nóng)產(chǎn)品，則違約風(fēng)險越高。因此，農(nóng)戶參與市場能力對雙方合作關(guān)系穩(wěn)定性具有重大的影響。從分類函數(shù)系數(shù)看，正式合同組別下的該系數(shù)越小為1.709，口頭協(xié)議組別的系數(shù)最大為3.722，反映出農(nóng)戶與企業(yè)合作過程中的“雙重”心理。一方面，當市場不景氣時，農(nóng)戶渴望通過合作企業(yè)轉(zhuǎn)嫁風(fēng)險確保風(fēng)險最小化； 另一方面，市場緊俏時，農(nóng)戶存在違約心里，脫離企業(yè)的松散約束追求高利潤。

3.2.3 專用性資產(chǎn)投資(X4)回歸系數(shù)為正值，與預(yù)期影響方向不一致

專用性投資變量系數(shù)存在“市場交易”>“口頭協(xié)議”>“書面合同”與預(yù)期影響方向不一致。究其原因，河西走廊葡萄酒產(chǎn)業(yè)尚處于初級發(fā)展階段，市場交易和制度欠成熟，雙方協(xié)作基礎(chǔ)薄弱，導(dǎo)致機會主義普遍存在，當農(nóng)戶對企業(yè)“敲竹杠”時，后者因?qū)Ｓ眯再Y產(chǎn)既無法施加可置信的“退出威脅”，又不能釆取“以牙還牙”的冷酷措施，因此，企業(yè)常為農(nóng)戶高違約率問題所困擾，“訂單農(nóng)業(yè)”的發(fā)展步履艱難。從這個意義上說，書面合同模式下農(nóng)戶的專用性投資激勵不足。而市場交易模式下，農(nóng)戶較高程度的專用性投資可能會因維持重復(fù)市場交易的低成本及便于關(guān)系性契約的自我實施而導(dǎo)致重復(fù)的市場交易，而非選擇合同模式。

3.2.4 非正式溝通(X5)對農(nóng)戶選擇行為的影響與預(yù)期基本相符

在市場交易和口頭協(xié)議模式下的非正式溝通變量的系數(shù)均為負值，反應(yīng)農(nóng)戶與企業(yè)之間缺乏有效的溝通和交流，雙方聯(lián)系較為松散。只有加強農(nóng)戶與企業(yè)之間的非正式溝通與監(jiān)管，加強雙方情感，才有望使雙方更好地履行自身的權(quán)利與義務(wù)，從而提高契約執(zhí)行度與滿意度。調(diào)查結(jié)果顯示，從農(nóng)戶葡萄種苗的供給看， 7.59%的種苗來源于市場購買， 50.63%來源于自己栽培， 36.71%來源于政府供給，僅有5.06%來源于葡萄企業(yè)供給。另外，從企業(yè)對農(nóng)戶的服務(wù)指導(dǎo)看， 40.51%的農(nóng)戶認為企業(yè)為他們提供技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)，但59.49%農(nóng)戶否認企業(yè)提供技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)。

3.2.5 監(jiān)督管理(X6)回歸系數(shù)為正值，與預(yù)期影響方向一致

市場交易模式下的監(jiān)督管理系數(shù)最大，甚至大于書面合同模式下的對應(yīng)系數(shù)，反映出當?shù)蒯劸圃鲜袌鲋刃蜻\行不規(guī)范狀況。事實上，甘肅省為了規(guī)范葡萄酒產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，成立了葡萄酒協(xié)會，成功申報了地理標識產(chǎn)品，實施了葡萄酒分級制度以及制定實施了葡萄種植規(guī)范等系列政策制度，自主經(jīng)營的種植戶受限于這些硬性規(guī)定，無形中“壓力陡增”。而口頭協(xié)議模式下農(nóng)戶對企業(yè)的監(jiān)督管理產(chǎn)生明顯的“搭便車”心理。

4 結(jié)論與政策啟示

該研究借鑒、參考相關(guān)研究成果，歸納、分析已有假設(shè)，從交易成本經(jīng)濟學(xué)視角提出理論基點，并結(jié)合前期研究成果，從不確定性、資產(chǎn)專用性、非正式溝通、監(jiān)督管理和產(chǎn)品質(zhì)量5個方面構(gòu)建了農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模式選擇的7個基本假設(shè)，基于河西走廊釀酒葡萄產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的入戶調(diào)查與葡萄酒企業(yè)的訪談數(shù)據(jù)資料，運用判別分析法對農(nóng)戶不同產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇意愿和影響因素進行了檢驗與綜合分析。結(jié)果表明，縱向協(xié)作模式作為不同利益主體選擇的組織形式，其核心問題是當事人之間的利益劃分方式。作為理性的企業(yè)和農(nóng)戶，均會選擇與其交易成本最小的組織安排。河西走廊釀酒葡萄產(chǎn)區(qū)，釀酒葡萄種植戶選擇“市場交易”、“口頭協(xié)議”和“書面合同”3種縱向協(xié)作模式的比例分別為33.15%、40.45%和26.40%，總體上以松散式口頭協(xié)議為主要形式參與產(chǎn)業(yè)鏈整合。市場風(fēng)險對農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式選擇的作用方向與預(yù)期一致。“市場交易”模式下的市場風(fēng)險變量的系數(shù)值大于“口頭協(xié)議”與“書面合同”模式，反映出農(nóng)戶對釀酒葡萄市場高風(fēng)險背后所蘊藏的高收益的追求愿望。自主銷售能力對農(nóng)戶縱向協(xié)作模式選擇的影響與假設(shè)一致。“正式合同”模式下的該系數(shù)最小，說明當?shù)剞r(nóng)戶參與市場能力較強，能夠通過自身能力將產(chǎn)品及時銷售出去，激勵其更傾向于在市場上“單打獨斗”。專用性投資變量系數(shù)存在“市場交易”>“口頭協(xié)議”>“書面合同”與預(yù)期影響方向不一致。究其原因，尚處于初級發(fā)展階段的河西走廊葡萄酒產(chǎn)業(yè)，市場發(fā)展還不成熟，雙方協(xié)作基礎(chǔ)薄弱，容易引發(fā)農(nóng)戶對企業(yè)的“敲竹杠”，企業(yè)常為農(nóng)戶高違約率問題所困擾，“訂單農(nóng)業(yè)”的發(fā)展步履艱難。非正式溝通與監(jiān)督管理對農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模式選擇的影響與預(yù)期基本相符。研究表明，當前產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中企業(yè)與農(nóng)戶之間的溝通交流極為缺乏，通過非正式交往，建立良好的關(guān)系性專用性投資對促進雙方合作具有重要意義。同時，對已簽訂協(xié)議的企業(yè)與農(nóng)戶建立嚴格的監(jiān)督管理機制，彼此約束，協(xié)同共進，對區(qū)域產(chǎn)業(yè)的規(guī)范、健康發(fā)展舉足輕重。農(nóng)戶選擇不同產(chǎn)業(yè)縱向協(xié)作模式的影響因素存在差異。專用性投資是農(nóng)戶選擇“市場交易模式”的最重要影響因素。“口頭協(xié)議模式”與“正式合同模式”下，企業(yè)與農(nóng)戶之間的監(jiān)督管理對于產(chǎn)業(yè)鏈穩(wěn)定尤為必要。另外，利用交叉印證法對模型的準確度進行驗證，表明判別分析法對總體樣本分類的有效率為79.78%，該模型具有較好的穩(wěn)定性和較強的應(yīng)用前景。

根據(jù)以上研究結(jié)論，該文得出以下政策啟示：為實現(xiàn)河西走廊當?shù)刭Y源優(yōu)勢向產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢轉(zhuǎn)變，將葡萄酒產(chǎn)業(yè)培育為當?shù)剞r(nóng)戶增收的特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，各級政府以國家發(fā)改委將“優(yōu)質(zhì)釀酒葡萄種植與制造”列為甘肅、寧夏、新疆3省區(qū)的“新增鼓勵產(chǎn)業(yè)”為契機，從政策、資金等方面加大支持力度，完善相關(guān)法律法規(guī)，為雙方合作提供良好的外部環(huán)境。充分發(fā)揮當?shù)仄咸丫茀f(xié)會的監(jiān)督管理職能，建立完善監(jiān)督機制，鼓勵企業(yè)農(nóng)戶互補性專用資產(chǎn)投資，著力打造“河西走廊”區(qū)域品牌，完善利益分配機制，促進合作雙方的協(xié)同共贏[24]。