第
30
卷
摇
第
1
期
赵晓飞
,
潘泽江
:
心理契约对农户交易模式选择的影响分析
表
2摇
样本特征
项目
选项
农户
数
农户
占比
/ %
交易模式选择意愿
合作模式
295 71郾 43
合同模式
118 28郾 57
实际交易模式
合作模式
47 11郾 48
合同模式
366 88郾 52
性别
男性
321 77郾 72
女性
92 22郾 28
40
岁以下
75 18郾 16
年龄
40 ~ 60
岁
284 68郾 76
60
岁以上
54 13郾 08
小学以下
34 8郾 23
小学
123 29郾 78
文化水平
初中
134 32郾 45
高中或中专
102 24郾 70
大专及以上
20 4郾 84
农户家庭主要收入来源
农业
337 81郾 59
非农业
76 18郾 41
茶叶
33 7郾 99
粮食
76 18郾 41
农户销售农产品种类 蔬菜
116 28郾 08
水果
125 30郾 26
其他
31 7郾 51
两种以上作物
32 7郾 75
摇 摇
注
:
这里的合作模式主要指一体化模式和联盟模式
。
摇 摇
另外
,
表
2
显示
,70%
以上的农户愿意选择合
作交易模式
,
但实际交易模式多为合同模式
。
农
户的选择意愿与其现实选择存在显著差异
,
反映
了现实中农户的交易以合同模式为主
,
但其交易
模式选择意愿则向合作式等紧密型一体化模式转
变
。
受访者中男性多于女性
;
年龄集中在
40 ~ 60
岁
,
多为中老年劳动力
;
文化水平普遍偏低
,
高中
以上的仅占不到
30% ;
家庭最主要收入来源多为
农业
(81郾 59% );
大部分农户销售的农产品为蔬
菜水果等经济作物
(58郾 34% )。
(
二
)
心理契约的测量
借鉴
Rousseau
和
Parks (1993)
[18]
以及蔡文
著和叶善青
(2012)
[6]
等的研究
,
可以从心理契约
的二维结构来对农户心理契约进行测量
,
测量变
量和问卷设计如表
3
所示
。
(
三
)
模型设定与变量选取
本研究的因变量是农户交易模式选择意愿
,
把农户选择
“
合同交易模式
冶
定义为
y
= 0,
把农户
选择
“
合作交易模式
冶
定义为
y
= 1。
应用王济川
和郭志刚
(2001)
[19]
的二项
Logistic
模型进行实证
分析
,
二项
Logistic
模型可以表述为
:
ln
P
(
Z
1
)
P
(
Z
0
) =
琢
1
+
移
n
k =
1
茁
k
x
k
(1)
式
(1)
中
,
P
为农户选择某种交易模式的概
率
,
Z
0
为合同交易模式
,
Z
1
为合作交易模式
,
琢
1
为
常量
,
x
k
和
茁
k
分别为解释变量及其回归系数
。
本文把农户感知的交易型和关系型心理契约
作为解释变量
,
把农户特征变量作为控制变
量
[20 - 21]
。
其中解释变量的测量采用的是李克特
5
级量表法
,1 ~ 5
分别表示
“
非常不同意
冶 ~ “
非
常同意
冶。
变量定义及描述性统计如表
4
所示
。
(
四
)
结果分析
1郾
因子分析
为避免可能出现的解释变量
(
交易型心理契
约和关系型心理契约
)
之间的多重共线性
,
本文
首先应用
SPSS17郾 0
软件包对其进行因子分析
。
应用特征值大于
1
的最大方差法共提取
2
个公因
子
,
解释方差达
60郾 72% ,
且
Bartlett
球体检验的卡
方
= 1 041郾 226,
p
= 0郾 000,KMO = 0郾 834 > 0郾 8,
旋
转后因子载荷矩阵如表
5
所示
。
从表
5
可以看出
,
问项在各公因子上没有交
叉载荷
,
显示出良好的区别效度
,
并且各问项在相
关联的因子上的载荷均大于
0郾 5,
具有良好的聚
合效度
。
交易型和关系型心理契约两解释变量之
间不存在多重共线性
,
可以进行下面的分析
。
摇 摇 2郾
二项
Logistic
回归分析
在因子分析结果的基础上
,
应用
SPSS 17郾 0
软件包
,
得到农户交易模式选择的二项
Logistic
模
型分析结果
(
表
6)。
模型的似然比值为
309郾 369,
Chi鄄Square
值为
77郾 878(Sig. = 0郾 001),
表明模型
整体上具有显著性意义
。
从表
6
可以看出
:(1)
文化程度和家庭收入
来源对农户交易模式的选择具有显著影响
,
其中
影响最大的是家庭收入来源
。
农户的文化程度越
高
,
越倾向于选择合作式交易模式
;
越是以
“
农
业
冶
为主要收入来源的农户越倾向于选择合作式
交易模式
。
可能的解释是
,
以
“
农业
冶
为主要收入
·52·
