浙江麗水三縣茶農(nóng)的農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為分析

婁艷華 嚴(yán)芳 何衛(wèi)中 葉火香 朱彩虹 劉祝安

[摘 要]本文利用因子分析法與聚類分析法對浙江省麗水市3縣807戶茶農(nóng)的農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為進(jìn)行分析。結(jié)果表明，從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)、雇工金額、采茶工時、家庭總收入、種茶收入、茶青價格是影響茶農(nóng)農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的主要因素，其影響程度為從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)>種茶收入>家庭總收入>采茶工時>雇工金額>茶青價格。相關(guān)性分析表明，影響茶農(nóng)農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的5個主要因素（從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)、雇工金額、采茶工時、家庭總收入和茶青價格）與種茶收入均有極顯著相關(guān)性。

[關(guān)鍵詞]浙江麗水;農(nóng)戶特征;經(jīng)營行為;因子分析

[中圖分類號]F326.12 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

茶農(nóng)作為茶園經(jīng)營的主體，在茶樹種植和生產(chǎn)環(huán)節(jié)中占重要地位。農(nóng)戶特征是影響茶農(nóng)經(jīng)營行為的關(guān)鍵因素，也是茶農(nóng)本身所擁有的，包括個人特征和家庭特征，其中個人特征主要包括性別、年齡、文化程度和技術(shù)培訓(xùn)，家庭特征主要包括家庭人口數(shù)、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人口數(shù)、農(nóng)業(yè)種植面積和家庭總收入。茶農(nóng)的經(jīng)營行為受諸多因素影響，包括區(qū)位條件、生產(chǎn)條件、技術(shù)水平和勞動力等。大量學(xué)者在對農(nóng)戶特征研究中，主要就農(nóng)村就業(yè)能力、農(nóng)村剩余勞動力、農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村人口轉(zhuǎn)移等方面進(jìn)行分析，對茶農(nóng)經(jīng)營水平方面的研究微乎其微。而在經(jīng)營行為方面研究中，主要研究對象為糧農(nóng)、果農(nóng)和菜農(nóng)等經(jīng)營者，而對茶農(nóng)的經(jīng)營行為分析甚少。由于對茶農(nóng)的農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的研究分析相對缺乏。因此，本文通過對浙江省麗水市三縣807戶茶農(nóng)的調(diào)查數(shù)據(jù)，對茶農(nóng)的農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為進(jìn)行全面分析。

1 數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究選擇浙江省麗水市松陽縣、遂昌縣和景寧縣為調(diào)查地點(diǎn)。以上三縣是麗水主要茶產(chǎn)區(qū)，其松陽縣茶園面積為0.83萬公頃，遂昌和景寧縣分別為0.79萬公頃和0.41萬公頃。采用參與式農(nóng)村評估技術(shù)（PRA）開展調(diào)查。根據(jù)以上三縣的經(jīng)營技術(shù)水平差異，共選擇9個茶葉重點(diǎn)產(chǎn)區(qū)村為調(diào)查村，為保證所選擇的樣本村能夠反映樣本縣的實(shí)際情況，在所選擇的樣本村中必須有1個山區(qū)村。采取隨機(jī)抽樣的方法在樣本村中抽取30個以上農(nóng)戶進(jìn)行參與式農(nóng)村評估，每戶派1人參加。采取半結(jié)構(gòu)訪談的形式，按照實(shí)際情況選擇8～10人作為訪談對象。對調(diào)查結(jié)果進(jìn)行較為全面的了解。

1.2 模型構(gòu)建

因子分析是一種將多個觀測變量轉(zhuǎn)換為少數(shù)幾個不相關(guān)綜合變量的統(tǒng)計分析方法。在實(shí)際研究問題中，所涉及的變量不僅繁多，而且各變量之間可能存在一定的相關(guān)性，通過因子分析方法可以從多個變量中提取少數(shù)的綜合變量，用較少相互獨(dú)立的因子變量來反映所研究問題的大部分信息。具體變量指標(biāo)見表1。

2 模型結(jié)果分析

對原始指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析可行性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。檢驗(yàn)結(jié)果中KMO度量值為0.77，接近0.80，說明該問卷調(diào)查結(jié)果適合做因子分析，Bartlett球形檢驗(yàn)值為4215.09，在自由度為105的條件下和0.000水平上達(dá)到顯著水平，說明原始變量之間存在公因子。

由表3可以看出，相關(guān)系數(shù)矩陣的前5個因子的特征值均大于1，表明這5個因子相對重要，將提取出的這5個主因子分別設(shè)為 F1、F2、F3、F4和F5，其對應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率分別為 24.59 %、15.65 %、8.73 %、7.75 %和7.73 %。累積方差貢獻(xiàn)率表示前5個因子所代表的變量信息占全部信息的比重，能反映15個原始指標(biāo)變量64.45 %的信息量，可以解釋原始指標(biāo)數(shù)據(jù)中的大部分變量，因此，可取其5個因子作為主成分的綜合指標(biāo)，來替代農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的原始指標(biāo)。

本研究采用Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法對因子載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，旋轉(zhuǎn)在7次迭代后收斂，最終得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣表明，每個因子只對少數(shù)幾個指標(biāo)的因子載荷較大，如表4所示，第一個主因子F1在變量X3、X4、X5、X6、X11和X12上載荷較大，這些指標(biāo)分別是種植面積、種植年限、雇工人數(shù)、雇工金額、家庭總收入和種茶收入，特別是在變量X5、X6和X12上更為明顯。第二主因子F2在變量X7、X8、X9和X10上具有較大系數(shù)，這些指標(biāo)分別是采茶工時、施肥工時、修剪工時和病蟲害防治工時。第三主因子F3主要負(fù)載體現(xiàn)在變量X4和X14上，分別是種植年限和茶青產(chǎn)量。第四主因子F4在變量X1和X2上載荷較大，分別是家庭總?cè)丝跀?shù)和從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)。第五主因子F5主要表現(xiàn)在變量X13和X15上，分別是施肥次數(shù)和茶青價格。

根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，計算樣本主因子得分矩陣與排名，具體結(jié)果見表5。通過分析可知，排在前6位的指標(biāo)分別為從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)（X2）、雇工金額（X6）、采茶工時（X7）、家庭總收入（X11）、種茶收入（X12）、茶青價格（X15）。再對比著6個指標(biāo)在F1主因子排名可以發(fā)現(xiàn)，雇工金額（X6）、家庭總收入（X11）、種茶收入（X12）、茶青價格（X15）的4個主因子得分排名均具有較大差異;F2主因子排名中，僅采茶工時（X7）得分排名具有較大差異;F3主因子排名中，從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)（X2）和種茶收入（X12）在排名中分別位于第3位和第5位;從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)（X2）、采茶工時（X7）、茶青價格（X15）在F4主因子排名中差異較大;F5主因子排名中，從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)（X2）、采茶工時（X7）、種茶收入（X12）、茶青價格（X15）分別在主因子排名中位于第3位、第4位、第5位、第2位。在綜合得分排名中，排在最后的3個指標(biāo)分別為家庭總?cè)丝跀?shù)（X1）、施肥工時（X8）、種植年限（X4）。對比5個主因子排名可以發(fā)現(xiàn)，在茶農(nóng)經(jīng)營行為方面均表現(xiàn)出較大優(yōu)勢，說明茶農(nóng)的經(jīng)營行為在5個主因子中呈現(xiàn)出不同程度的影響趨勢。

2.1 各因子指標(biāo)相關(guān)性分析

從表6可以看出，在農(nóng)戶特征中，家庭總?cè)丝跀?shù)（X1）與X2呈顯著正相關(guān)，與X13、X14和X15呈顯著負(fù)相關(guān);從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)（X2）與X3、X4、X6、X7、X11、X12和X14呈顯著正相關(guān);種植面積（X3）與X5、X6、X7、X8、X9、X10、X11、X12和X13有極顯著正相關(guān)關(guān)系;茶樹種植年限（X4）與X11、X12和X14呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與X13呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。在經(jīng)營行為中，雇工人數(shù)（X5）與X6、X7、X8、X9、X10、X11和X12有極顯著正相關(guān)，與X13有極顯著負(fù)相關(guān);雇工金額（X6）與X7、X8、X9、X10、X11和X12呈極顯著正相關(guān);采茶工時（X7）與X8、X9、X10、X11和X12有極顯著的正相關(guān)關(guān)系;施肥工時（X8）與X9、X10、X11和X12呈極顯著正相關(guān);修剪工時（X9）與X10、X11、X12、X13和X14呈極顯著正相關(guān);病蟲害防治工時（X10）與X11、X12和X14有極顯著正相關(guān)關(guān)系;家庭總收入（X11）與X12呈極顯著正相關(guān);施肥次數(shù)（X13）與X15呈顯著正相關(guān)。

3 結(jié)果討論

本文利用因子分析法與聚類分析法對浙江省麗水市807戶茶農(nóng)的農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為進(jìn)行分析。從因子分析結(jié)果來看，15個變量濃縮為5個主因子，用提取的5個主因子來反映茶農(nóng)是農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的主要因素。其中，從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)、雇工金額、采茶工時、家庭總收入、種茶收入、茶青價格是影響農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的主要因素，其影響程度為從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)>種茶收入>家庭總收入>采茶工時>雇工金額>茶青（下轉(zhuǎn)頁）

（上接頁）價格。從相關(guān)性分析結(jié)果來看，從事茶葉生產(chǎn)人數(shù)與雇工金額、采茶工時、家庭總收入、種茶收入呈顯著正相關(guān)，其中與種茶收入相關(guān)程度最大，為0.22;雇工金額與采茶工時、家庭總收入、種茶收入呈顯著正相關(guān)，其中與種茶收入相關(guān)程度最大，為0.77;采茶用工與家庭總收入、種茶收入呈顯著正相關(guān)關(guān)系;家庭總收入與種茶收入相關(guān)程度最大，為0.73。由此可見，影響茶農(nóng)的農(nóng)戶特征和經(jīng)營行為的5個主要因素與種茶收入均有極顯著的相關(guān)性。茶農(nóng)的種茶收入是影響茶農(nóng)經(jīng)營行為的重要因素，也是茶農(nóng)進(jìn)一步經(jīng)營茶葉生產(chǎn)的顯著影響因素。

上述研究結(jié)論的政策啟示是：第一，通過增加財政補(bǔ)貼力度，提高茶農(nóng)從事茶葉生產(chǎn)和經(jīng)營的積極性。第二，提高茶農(nóng)生產(chǎn)效益，保持茶葉價格穩(wěn)定持續(xù)增長，保障茶農(nóng)獲得穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)收益。第三，農(nóng)業(yè)主管部門要加強(qiáng)茶葉技術(shù)培訓(xùn)和推廣工作，提高茶農(nóng)經(jīng)營水平，確保茶葉的產(chǎn)量和品質(zhì)，為茶農(nóng)大規(guī)模種植茶樹提供技術(shù)支持和保障。第四，提高茶農(nóng)生產(chǎn)的機(jī)械化水平，節(jié)省勞動力投入，尤其是采摘環(huán)節(jié)，減輕茶樹種植的勞動時間和勞動強(qiáng)度。第五，采取相應(yīng)激勵措施鼓勵青壯年從事茶葉生產(chǎn)，相對年輕的勞動力對新技術(shù)的采納程度和速度較快，在提高茶葉經(jīng)營和生產(chǎn)效率方面具有優(yōu)勢。第六，完善浙江省茶葉市場流通體系，發(fā)展壯大茶葉流通組織，擴(kuò)大市場流通渠道和流通量，為茶農(nóng)提供一個規(guī)范有序的茶葉交易環(huán)境。

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