茶葉種植戶參與產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作意愿的影響因素分析

李 雯，左小林，周 通

江蘇大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212013

中國作為世界上茶葉生產(chǎn)規(guī)模最大與品種最多的國家[1]，茶葉產(chǎn)業(yè)鏈已經(jīng)呈現(xiàn)出不同的協(xié)作模式，如從開始的銷售合同、市場交易模式到合作社模式再到縱向一體化協(xié)作模式。產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作指協(xié)調(diào)產(chǎn)品從生產(chǎn)到銷售整個(gè)過程中相互連接的各環(huán)節(jié)的聯(lián)系形式[2]，涉及到農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后三個(gè)階段。茶葉種植戶作為產(chǎn)業(yè)鏈上游的重要主體，其縱向協(xié)作行為和選擇意愿直接影響產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作水平。

國內(nèi)外對農(nóng)牧戶參與縱向協(xié)作意愿影響因素的研究，在種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)都有涉及，分析視角從農(nóng)戶視角到合作社視角再到企業(yè)視角、產(chǎn)品從最初種植的農(nóng)產(chǎn)品到深加工包裝的高附加值產(chǎn)品、從縱向協(xié)作影響因素的理論研究到理論與實(shí)際相結(jié)合的實(shí)證研究、研究方法從最初的定性分析到定量研究再到定性與定量相結(jié)合分析等，這些研究為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作提供了重要的借鑒與引導(dǎo)。農(nóng)戶參與縱向協(xié)作受年齡、信貸渠道、勞工、協(xié)會會員資格、機(jī)構(gòu)買家等因素的影響[3]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作分為市場交易模式、縱向一體化模式以及處于兩者中間狀態(tài)的協(xié)作模式，交易時(shí)間、交易價(jià)格、交易地點(diǎn)以及市場信息等因素影響農(nóng)戶參與縱向協(xié)作[4]。Fernandez-Olmos等分析了RiojaDOCa產(chǎn)區(qū)葡萄酒產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作的影響因素，認(rèn)為交易成本和產(chǎn)品質(zhì)量是影響農(nóng)戶參與縱向協(xié)作的重要影響因素[5]；Lo通過構(gòu)建模型分析龍頭企業(yè)與農(nóng)戶之間的縱向協(xié)作模式，認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)周期是影響農(nóng)戶選擇參與不同縱向協(xié)作模式的重要影響因素[6]；常倩等研究畜牧業(yè)縱向協(xié)作的基本特征與制約因素，認(rèn)為養(yǎng)羊戶參與畜牧產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作的意愿主要受家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征和交易費(fèi)用的影響[7]；張瑩等基于羊絨產(chǎn)業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)在對農(nóng)牧戶產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模式及其影響因素分析中認(rèn)為，農(nóng)牧戶的年齡、養(yǎng)殖年限、兼業(yè)化程度、信息可獲得性、家庭人員是否擔(dān)任村干部以及收購者是熟人或親戚的重要性等因素顯著影響農(nóng)牧戶縱向協(xié)作模式的選擇意愿[8]；陳強(qiáng)強(qiáng)等通過對河西走廊葡萄酒產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶參與縱向協(xié)作模式選擇的影響因素進(jìn)行分析，構(gòu)建了農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模式分析的7個(gè)基本假設(shè)，認(rèn)為專用性投資、企業(yè)與農(nóng)戶之間的監(jiān)督管理、有效溝通和利益分配是影響農(nóng)戶參與縱向協(xié)作的重要影響因素[9]。本文基于產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作理論，以鎮(zhèn)江市150戶茶葉種植戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用二元Logistic回歸模型分析茶葉種植戶參與產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作的意愿及其影響因素，旨在為促進(jìn)茶葉產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展及提升產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作水平等提供參考。

1 研究方法

1.1 研究假說

基于對國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的回顧，結(jié)合目前茶葉產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模式，農(nóng)戶主的個(gè)人及家庭特征、生產(chǎn)特征、市場因素、資源因素等四個(gè)方面的因素是影響農(nóng)戶參與縱向協(xié)作意愿的主要因素。結(jié)合前人的研究成果和經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)，針對農(nóng)戶參與縱向協(xié)作模式意愿的影響因素，本文提出如下假說：

（1）個(gè)人及家庭特征對茶葉種植戶縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

（2）生產(chǎn)經(jīng)營特征對茶葉種植戶縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

（3）市場因素對茶葉種植戶縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

（4）資源因素對茶葉種植戶縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

1.2 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自于課題組2020年以問卷的形式對鎮(zhèn)江市茶葉種植戶的調(diào)研數(shù)據(jù)。鎮(zhèn)江市四季分明，丘陵地形遍布全市，2019年累計(jì)擁有茶園0.5萬hm2，名茶品種多達(dá)十余種，選擇調(diào)研鎮(zhèn)江市茶葉種植戶具有代表性。

課題組共選取鎮(zhèn)江市七個(gè)村落以及鎮(zhèn)江市南山茶林研究所、鎮(zhèn)江市水木年華現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技有限公司為調(diào)研點(diǎn)。調(diào)研過程中，采用逐一入戶的調(diào)查方式，對每個(gè)茶葉種植戶的戶主或者主要經(jīng)營人員進(jìn)行問卷調(diào)查。共發(fā)放問卷150份，獲得有效問卷139份，有效樣本率為92.67%（表1）。

表1 樣本分布狀況Table 1 Sample distribution

1.3 變量選取與含義

1.3.1 個(gè)人及家庭特征變量與賦值

從表2可看出，鎮(zhèn)江市茶葉種植戶年齡偏大，50 ～ 59歲占56.03%，60歲及以上占41.13%；茶葉種植戶的受教育程度普遍偏低，受過高中及以上教育僅占13.48%；茶葉種植戶的兼業(yè)化程度較高，靠種植茶葉為主業(yè)的僅占24.82%；茶葉銷售收入占家庭總收入的比例偏低，20%以下的達(dá)65.20%，而80%以上的僅占9.21%。

表2 個(gè)人及家庭特征變量與賦值Table 2 Individual and family characteristic variables and assignments

1.3.2 生產(chǎn)經(jīng)營特征變量與賦值

生產(chǎn)經(jīng)營特征變量與賦值見表3。家庭中經(jīng)營茶葉種植人數(shù)1 ～ 2人的占78.70%，種植人數(shù)偏少；茶園種植面積1.33 hm2以上的僅占5.70%，大部分農(nóng)戶為0.67 ～ 1.33 hm2，占比53.90%；在茶葉種植年限上，種植年限較低和較高的占比都較低，年限5 ～ 10年的占比較大，為52.49%。

表3 生產(chǎn)經(jīng)營特征變量與賦值Table 3 Production and operation characteristic variables and their assignments

1.3.3 市場因素變量與賦值

茶葉價(jià)格波動程度小于15%的占62.40%，而波動程度大于30%的僅有7.80%；銷售距離越近，種植戶面臨的風(fēng)險(xiǎn)越低，越不愿意參與縱向協(xié)作，樣本中銷售距離大于16 km的僅占8.5%（表4）。

表4 市場因素變量與賦值Table 4 Market factor variables and assignments

1.3.4 資源因素變量與賦值

資源因素變量與賦值見表5。農(nóng)戶運(yùn)輸能力越強(qiáng)，越不愿意參與縱向協(xié)作；樣本可見，利用電動車或摩托車的占36.90%，三輪車的占34.00%。

1.4 模型構(gòu)建

基于上述假設(shè)以及對相關(guān)文獻(xiàn)的回顧，農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)鏈縱向協(xié)作模式主要受家庭特征、生產(chǎn)特征、市場因素、資源因素等四個(gè)方面的因素影響，本文建立理論模型為：

茶葉種植戶在產(chǎn)銷環(huán)節(jié)緊密縱向協(xié)作影響因素Y=f (X1, X2, X3, X4) +ε。其中，X1為茶葉種植戶戶主個(gè)人及家庭特征；X2為生產(chǎn)經(jīng)營特征；X3為市場因素；X4為資源因素；ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

茶葉種植戶參與緊密縱向協(xié)作只有愿意和不愿意兩個(gè)選擇，本文將茶葉種植戶愿意參與緊密縱向協(xié)作賦值為1，茶葉種植戶不愿意參與緊密縱向協(xié)作賦值為0。根據(jù)收集的數(shù)據(jù)特征，采用二元Logistic回歸模型進(jìn)行分析。其構(gòu)建如下：

其中，X1，X2，X3，……Xn為影響農(nóng)戶參與縱向協(xié)作的意愿，為自變量。Pi為農(nóng)戶愿意參與緊密縱向協(xié)作的概率，則種植戶不愿意參與緊密縱向協(xié)作的概率為1-Pi，它們均是由自變量向量X（X1，X2，……Xn）構(gòu)成的非線性函數(shù)。

對1式進(jìn)行對數(shù)變換，得到Logistic回歸模型的線性表達(dá)式為：

式中，Pi=P（y=1|X1,X2,……Xn|）為在給定自變量X1，X2，……Xn時(shí)農(nóng)戶參與縱向協(xié)作的概率，n為自變量的個(gè)數(shù)，βj（j=1,2,3……n）為自變量的回歸系數(shù)，ν為不確定項(xiàng)，a為回歸截距。

2 結(jié)果及分析

運(yùn)用SPSS 26.0對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，運(yùn)用Logistic二元回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，得到如下分析結(jié)果（表6）。其中，模型的似然比卡方統(tǒng)計(jì)量為142.653，Prob > chi2的值為0.000，霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)顯著性為0.902，在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著性較高。-2倍對數(shù)似然值為123.457，總的預(yù)測百分比為80.902%。

表6 茶葉種植戶參與緊密縱向協(xié)作的意愿影響因素二元Logistic模型估計(jì)結(jié)果Table 6 Estimation results of Binary Logistic model on influencing factors of tea growers' willingness to participate in close vertical cooperation

2.1 家庭特征的影響

種植戶的年齡對參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，農(nóng)戶的年齡在模型中5%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為-0.304（表6），也就是說農(nóng)戶的年齡越大越不愿意參與緊密縱向協(xié)作。這與前文中的假設(shè)一致，農(nóng)戶的年齡越大，其越傾向于求穩(wěn)心理，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越低，越不愿意改變原來的種植與銷售方式。相對而言，年齡越小的農(nóng)戶，其接受新鮮事物的能力較高，比較能夠接受并且嘗試新的茶葉生產(chǎn)和銷售方式，其參與緊密縱向協(xié)作的可能性和意愿越大。

種植戶的兼業(yè)程度對參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，種植戶的兼業(yè)程度在模型中10%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為-0.629（表6）。表明在其他條件都不產(chǎn)生明顯的變化時(shí)，從事的職業(yè)越多，參與緊密縱向協(xié)作的意愿就越低，越不愿意參與緊密縱向協(xié)作。單一經(jīng)營茶葉種植銷售的人數(shù)僅占調(diào)查總?cè)藬?shù)的24.80%，有一份兼業(yè)的占63.10%，這是由于有些茶葉種植戶本身也是當(dāng)?shù)氐牟柝溩?，有穩(wěn)定的茶葉來源和銷售渠道，兼業(yè)使他們收益更大，因而不愿意改變原來的生產(chǎn)銷售方式，參與緊密縱向協(xié)作的意愿也就較低。

銷售收入占家庭總收入比對參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的正向作用，銷售收入占家庭總收入比在模型中10%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為0.356（表6）。茶葉銷售收入比越高，種植戶參與縱向協(xié)作的意愿越強(qiáng)。這主要是因?yàn)椴枞~銷售收入為家庭主要收入來源時(shí)面臨的風(fēng)險(xiǎn)越高，這時(shí)如果企業(yè)或合作社能夠在其茶葉種植和銷售過程中提供一定的幫助并為其規(guī)避一些風(fēng)險(xiǎn)，種植戶參與緊密縱向協(xié)作的意愿就越強(qiáng)。

種植戶的受教育程度對參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生的影響并不顯著，這一研究結(jié)果與劉慶博[10]和唐銀珍[11]等人的研究結(jié)論一致。受教育程度影響不明顯可能是本次所調(diào)查的種植戶受教育程度在初中及以下的占86.5%，茶葉種植戶的受教育程度普遍偏低，樣本差異性較小，因而結(jié)果顯示為受教育程度對參與緊密縱向協(xié)作的意愿并不顯著。

2.2 生產(chǎn)特征的影響

茶葉的種植面積對參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，在5%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為0.312（表6）。茶葉種植規(guī)模越大，越傾向于參與縱向協(xié)作。這是因?yàn)椴枞~種植面積越大，生產(chǎn)經(jīng)營的風(fēng)險(xiǎn)越大，為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，其越樂意接受企業(yè)或合作社提供的幫助來降低這些風(fēng)險(xiǎn)。

茶葉的種植年限對參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，在5%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為-0.178（表6）。表明茶葉種植戶種植茶葉的年限越長，其參與緊密縱向協(xié)作的意愿越低。這是由于茶葉種植戶種植茶葉的年限越長，種植經(jīng)驗(yàn)越豐富，能較好地把握茶葉的種植和銷售，能較好地應(yīng)對一定的風(fēng)險(xiǎn)，因此他們更傾向于選擇原來的茶葉生產(chǎn)經(jīng)營方式而不愿意參與緊密縱向協(xié)作。

家庭中經(jīng)營茶葉的人數(shù)對參與緊密縱向協(xié)作產(chǎn)生的影響并不顯著。調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，鎮(zhèn)江市擁有較長的茶葉種植歷史，擁有一定的知名度，但是經(jīng)濟(jì)發(fā)展相比蘇南仍然落后，對種植規(guī)模較小的農(nóng)戶來講，僅靠種植銷售茶葉不能獲得高收益，一般都是家中年齡較大的老人依舊從事茶葉種植與銷售，年輕人多數(shù)不會子承父業(yè)，而是更愿意選擇從事其他職業(yè)。農(nóng)戶家中經(jīng)營茶葉的人數(shù)在1 ～ 2人的就占了78.7%，樣本差異性小，所以家庭中經(jīng)營茶葉種植的人數(shù)對參與緊密縱向協(xié)作產(chǎn)生的影響并不顯著。

2.3 市場因素的影響

茶葉價(jià)格的波動程度對參與縱向協(xié)作產(chǎn)生顯著的正向影響，在10%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為0.583（表6）。這表明，茶葉銷售價(jià)格的波動程度越大，種植戶參與緊密縱向協(xié)作的意愿越強(qiáng)。若茶葉價(jià)格越穩(wěn)定，越不愿意參與緊密的縱向協(xié)作。這是因?yàn)?，茶葉價(jià)格的波動程度越大，種植戶越希望第三方提供穩(wěn)定的價(jià)格保障，越傾向于參與緊密的縱向協(xié)作。若茶葉價(jià)格越穩(wěn)定，種植戶越愿意選擇原來的自由交易模式，參與緊密縱向協(xié)作的意愿也就較低。

離最近銷售市場的距離對參與縱向協(xié)作產(chǎn)生顯著的正向影響，在5%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為0.053（表6），表明離銷售市場的距離越遠(yuǎn)越愿意參與縱向協(xié)作。種植戶離最近銷售市場的距離越遠(yuǎn)，運(yùn)輸成本和銷售成本都將會增加，為了規(guī)避遠(yuǎn)距離運(yùn)輸和銷售所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，種植戶更傾向于與企業(yè)或合作社形成緊密縱向協(xié)作來降低風(fēng)險(xiǎn)。反之，若種植戶離最近銷售市場的距離越近，參與緊密縱向協(xié)作的意愿越低，這是因?yàn)榫嚯x越近，運(yùn)輸和銷售成本也相應(yīng)較低，其更愿意選擇自己掌控力較大的自由交易模式。

2.4 資源因素的影響

資金的獲得對種植戶參與縱向協(xié)作產(chǎn)生顯著的正向影響，在10%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為0.249（表6），表明茶葉種植戶獲得資金的難度越大，其參與緊密縱向協(xié)作的意愿就越大。在茶葉的生產(chǎn)和銷售過程中，種植戶常常會面臨資金困難，若其獲得資金支持的難度越大，如有企業(yè)或者合作社能夠提供一定的資金幫助，其越愿意參與緊密的縱向協(xié)作。相反，若茶葉種植戶能夠很容易地從其他渠道獲得資金支持來種植和銷售茶葉，其越不愿意受企業(yè)或合作社的束縛，參與緊密縱向協(xié)作的意愿就越低。

種植技術(shù)的獲得對種植戶參與縱向協(xié)作產(chǎn)生顯著的正向影響，在10%的顯著性水平下的回歸系數(shù)為0.207（表6），表明種植戶越難獲得種植技術(shù)，其參與緊密縱向協(xié)作的意愿越強(qiáng)。在茶葉種植環(huán)節(jié)，種植戶如果自身缺乏生產(chǎn)技術(shù)導(dǎo)致茶葉的品質(zhì)降低，且自身沒有合適的渠道來獲得相應(yīng)技術(shù)培訓(xùn)即獲得種植技術(shù)的難度較大，這時(shí)如果能夠得到企業(yè)或合作社提供技術(shù)培訓(xùn)，其越傾向于參與緊密的縱向協(xié)作。

運(yùn)輸工具和信息的獲得對參與縱向協(xié)作產(chǎn)生的影響不顯著，這與徐家鵬等[12]的研究結(jié)果一致。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，茶葉屬于高品質(zhì)小體積小質(zhì)量產(chǎn)品，種植戶在銷售過程中很少選擇較為先進(jìn)的交通工具運(yùn)送茶葉；其次，種植戶的年齡普遍偏大，消費(fèi)水平較低，更不會選擇汽車來作為交通出行工具，而是更愿意選擇便捷的電動車或三輪車來運(yùn)輸茶葉。因此，由于樣本差異性不大，運(yùn)輸工具的類型對參與緊密縱向協(xié)作的意愿影響不是很明顯。獲得交易信息的影響不顯著可能是因?yàn)榻?jīng)營茶葉種植銷售的普遍都是年紀(jì)較大的中老年人，其對市場信息的訴求并不強(qiáng)烈，更愿意選擇之前販子或者同村人的口頭傳達(dá)模式。

3 結(jié)論與建議

本文以鎮(zhèn)江市茶產(chǎn)業(yè)為例，通過建立Logistic回歸模型，探討并分析種植戶參與緊密縱向協(xié)作意愿的影響因素。結(jié)果表明，茶葉種植戶愿意參與緊密縱向協(xié)作意愿的占78.9%；家庭特征、生產(chǎn)特征、市場因素以及資源因素對農(nóng)戶參與縱向協(xié)作都有一定的影響。其中農(nóng)戶年齡、兼業(yè)程度、茶葉銷售收入、種植面積、種植年限、茶葉價(jià)格的穩(wěn)定性、銷售距離、資金和技術(shù)的獲得等因素對農(nóng)戶參與縱向協(xié)作的意愿的影響均較顯著，而受教育程度、從事茶葉種植的人數(shù)、運(yùn)輸工具的類型以及獲得交易信息的難易程度等因素的影響并不顯著。

基于以上結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)建議：（1）政府應(yīng)提供相應(yīng)的政策支持，出臺相應(yīng)的利農(nóng)政策，吸引更多的年輕人從事茶葉種植產(chǎn)業(yè)；（2）政府在提供財(cái)政扶持的基礎(chǔ)上，應(yīng)建立相應(yīng)的茶葉價(jià)格保護(hù)制度，鼓勵社會資金流入，對種植戶進(jìn)行補(bǔ)貼以降低生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，擴(kuò)大茶葉生產(chǎn)基地規(guī)模，提高茶葉生產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)化程度和專業(yè)化程度；（3）龍頭企業(yè)和合作社應(yīng)提升服務(wù)功能，鼓勵龍頭企業(yè)與合作社對種植戶進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)、資金扶持、拓寬銷售渠道等扶持，帶動種植戶參與縱向協(xié)作模式；（4）相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)明確龍頭企業(yè)、合作社以及種植戶的責(zé)任和義務(wù)，在保障合作方利益的前提下，建立相應(yīng)機(jī)制促進(jìn)合作方形成長期協(xié)作及利益共贏的縱向協(xié)作模式。