茶葉種植戶參與產業鏈縱向協作意愿的影響因素分析

李 雯，左小林，周 通

江蘇大學 管理學院，江蘇 鎮江 212013

中國作為世界上茶葉生產規模最大與品種最多的國家[1]，茶葉產業鏈已經呈現出不同的協作模式，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作模式。產業鏈縱向協作指協調產品從生產到銷售整個過程中相互連接的各環節的聯系形式[2]，涉及到農產品的產前、產中和產后三個階段。茶葉種植戶作為產業鏈上游的重要主體，其縱向協作行為和選擇意愿直接影響產業鏈縱向協作水平。

國內外對農牧戶參與縱向協作意愿影響因素的研究，在種植業、林業、畜牧業都有涉及，分析視角從農戶視角到合作社視角再到企業視角、產品從最初種植的農產品到深加工包裝的高附加值產品、從縱向協作影響因素的理論研究到理論與實際相結合的實證研究、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合分析等，這些研究為農業產業鏈縱向協作提供了重要的借鑒與引導。農戶參與縱向協作受年齡、信貸渠道、勞工、協會會員資格、機構買家等因素的影響[3]。農業產業鏈縱向協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的協作模式，交易時間、交易價格、交易地點以及市場信息等因素影響農戶參與縱向協作[4]。Fernandez-Olmos等分析了RiojaDOCa產區葡萄酒產業鏈縱向協作的影響因素，認為交易成本和產品質量是影響農戶參與縱向協作的重要影響因素[5]；Lo通過構建模型分析龍頭企業與農戶之間的縱向協作模式，認為農產品生產周期是影響農戶選擇參與不同縱向協作模式的重要影響因素[6]；常倩等研究畜牧業縱向協作的基本特征與制約因素，認為養羊戶參與畜牧產業鏈縱向協作的意愿主要受家庭特征、生產經營特征和交易費用的影響[7]；張瑩等基于羊絨產業的調查數據在對農牧戶產業鏈縱向協作模式及其影響因素分析中認為，農牧戶的年齡、養殖年限、兼業化程度、信息可獲得性、家庭人員是否擔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牧戶縱向協作模式的選擇意愿[8]；陳強強等通過對河西走廊葡萄酒產區農戶參與縱向協作模式選擇的影響因素進行分析，構建了農戶參與產業鏈縱向協作模式分析的7個基本假設，認為專用性投資、企業與農戶之間的監督管理、有效溝通和利益分配是影響農戶參與縱向協作的重要影響因素[9]。本文基于產業鏈縱向協作理論，以鎮江市150戶茶葉種植戶問卷調查數據為基礎，運用二元Logistic回歸模型分析茶葉種植戶參與產業鏈縱向協作的意愿及其影響因素，旨在為促進茶葉產業鏈發展及提升產業鏈縱向協作水平等提供參考。

1 研究方法

1.1 研究假說

基于對國內外相關文獻的回顧，結合目前茶葉產業鏈縱向協作模式，農戶主的個人及家庭特征、生產特征、市場因素、資源因素等四個方面的因素是影響農戶參與縱向協作意愿的主要因素。結合前人的研究成果和經濟理論基礎，針對農戶參與縱向協作模式意愿的影響因素，本文提出如下假說：

（1）個人及家庭特征對茶葉種植戶縱向協作模式選擇意愿有影響。

（2）生產經營特征對茶葉種植戶縱向協作模式選擇意愿有影響。

（3）市場因素對茶葉種植戶縱向協作模式選擇意愿有影響。

（4）資源因素對茶葉種植戶縱向協作模式選擇意愿有影響。

1.2 數據來源

數據來自于課題組2020年以問卷的形式對鎮江市茶葉種植戶的調研數據。鎮江市四季分明，丘陵地形遍布全市，2019年累計擁有茶園0.5萬hm2，名茶品種多達十余種，選擇調研鎮江市茶葉種植戶具有代表性。

課題組共選取鎮江市七個村落以及鎮江市南山茶林研究所、鎮江市水木年華現代農業科技有限公司為調研點。調研過程中，采用逐一入戶的調查方式，對每個茶葉種植戶的戶主或者主要經營人員進行問卷調查。共發放問卷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 個人及家庭特征變量與賦值

從表2可看出，鎮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%；茶葉種植戶的兼業化程度較高，靠種植茶葉為主業的僅占24.82%；茶葉銷售收入占家庭總收入的比例偏低，20%以下的達65.20%，而80%以上的僅占9.21%。

表2 個人及家庭特征變量與賦值Table 2 Individual and family characteristic variables and assignments

1.3.2 生產經營特征變量與賦值

生產經營特征變量與賦值見表3。家庭中經營茶葉種植人數1 ～ 2人的占78.70%，種植人數偏少；茶園種植面積1.33 hm2以上的僅占5.70%，大部分農戶為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 生產經營特征變量與賦值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，種植戶面臨的風險越低，越不愿意參與縱向協作，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。農戶運輸能力越強，越不愿意參與縱向協作；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 模型構建

基于上述假設以及對相關文獻的回顧，農戶參與產業鏈縱向協作模式主要受家庭特征、生產特征、市場因素、資源因素等四個方面的因素影響，本文建立理論模型為：

茶葉種植戶在產銷環節緊密縱向協作影響因素Y=f (X1, X2, X3, X4) +ε。其中，X1為茶葉種植戶戶主個人及家庭特征；X2為生產經營特征；X3為市場因素；X4為資源因素；ε為隨機擾動項。

茶葉種植戶參與緊密縱向協作只有愿意和不愿意兩個選擇，本文將茶葉種植戶愿意參與緊密縱向協作賦值為1，茶葉種植戶不愿意參與緊密縱向協作賦值為0。根據收集的數據特征，采用二元Logistic回歸模型進行分析。其構建如下：

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

對1式進行對數變換，得到Logistic回歸模型的線性表達式為：

式中，Pi=P（y=1|X1,X2,……Xn|）為在給定自變量X1，X2，……Xn時農戶參與縱向協作的概率，n為自變量的個數，βj（j=1,2,3……n）為自變量的回歸系數，ν為不確定項，a為回歸截距。

2 結果及分析

運用SPSS 26.0對問卷調查數據進行統計分析，運用Logistic二元回歸模型進行實證分析，得到如下分析結果（表6）。其中，模型的似然比卡方統計量為142.653，Prob > chi2的值為0.000，霍斯默-萊梅肖檢驗顯著性為0.902，在5%的統計水平下顯著性較高。-2倍對數似然值為123.457，總的預測百分比為80.902%。

表6 茶葉種植戶參與緊密縱向協作的意愿影響因素二元Logistic模型估計結果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作的意愿產生顯著的負向作用，農戶的年齡在模型中5%的顯著性水平下的回歸系數為-0.304（表6），也就是說農戶的年齡越大越不愿意參與緊密縱向協作。這與前文中的假設一致，農戶的年齡越大，其越傾向于求穩心理，風險偏好程度越低，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和銷售方式，其參與緊密縱向協作的可能性和意愿越大。

種植戶的兼業程度對參與縱向協作的意愿產生顯著的負向作用，種植戶的兼業程度在模型中10%的顯著性水平下的回歸系數為-0.629（表6）。表明在其他條件都不產生明顯的變化時，從事的職業越多，參與緊密縱向協作的意愿就越低，越不愿意參與緊密縱向協作。單一經營茶葉種植銷售的人數僅占調查總人數的24.80%，有一份兼業的占63.10%，這是由于有些茶葉種植戶本身也是當地的茶販子，有穩定的茶葉來源和銷售渠道，兼業使他們收益更大，因而不愿意改變原來的生產銷售方式，參與緊密縱向協作的意愿也就較低。

銷售收入占家庭總收入比對參與縱向協作的意愿產生顯著的正向作用，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為0.356（表6）。茶葉銷售收入比越高，種植戶參與縱向協作的意愿越強。這主要是因為茶葉銷售收入為家庭主要收入來源時面臨的風險越高，這時如果企業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避一些風險，種植戶參與緊密縱向協作的意愿就越強。

種植戶的受教育程度對參與縱向協作的意愿產生的影響并不顯著，這一研究結果與劉慶博[10]和唐銀珍[11]等人的研究結論一致。受教育程度影響不明顯可能是本次所調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，因而結果顯示為受教育程度對參與緊密縱向協作的意愿并不顯著。

2.2 生產特征的影響

茶葉的種植面積對參與縱向協作的意愿產生顯著的正向影響，在5%的顯著性水平下的回歸系數為0.312（表6）。茶葉種植規模越大，越傾向于參與縱向協作。這是因為茶葉種植面積越大，生產經營的風險越大，為了規避風險，其越樂意接受企業或合作社提供的幫助來降低這些風險。

茶葉的種植年限對參與縱向協作的意愿產生顯著的負向影響，在5%的顯著性水平下的回歸系數為-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，種植經驗越豐富，能較好地把握茶葉的種植和銷售，能較好地應對一定的風險，因此他們更傾向于選擇原來的茶葉生產經營方式而不愿意參與緊密縱向協作。

家庭中經營茶葉的人數對參與緊密縱向協作產生的影響并不顯著。調查分析發現，鎮江市擁有較長的茶葉種植歷史，擁有一定的知名度，但是經濟發展相比蘇南仍然落后，對種植規模較小的農戶來講，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，年輕人多數不會子承父業，而是更愿意選擇從事其他職業。農戶家中經營茶葉的人數在1 ～ 2人的就占了78.7%，樣本差異性小，所以家庭中經營茶葉種植的人數對參與緊密縱向協作產生的影響并不顯著。

2.3 市場因素的影響

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

離最近銷售市場的距離對參與縱向協作產生顯著的正向影響，在5%的顯著性水平下的回歸系數為0.053（表6），表明離銷售市場的距離越遠越愿意參與縱向協作。種植戶離最近銷售市場的距離越遠，運輸成本和銷售成本都將會增加，為了規避遠距離運輸和銷售所帶來的風險，種植戶更傾向于與企業或合作社形成緊密縱向協作來降低風險。反之，若種植戶離最近銷售市場的距離越近，參與緊密縱向協作的意愿越低，這是因為距離越近，運輸和銷售成本也相應較低，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作產生顯著的正向影響，在10%的顯著性水平下的回歸系數為0.249（表6），表明茶葉種植戶獲得資金的難度越大，其參與緊密縱向協作的意愿就越大。在茶葉的生產和銷售過程中，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，其越不愿意受企業或合作社的束縛，參與緊密縱向協作的意愿就越低。

種植技術的獲得對種植戶參與縱向協作產生顯著的正向影響，在10%的顯著性水平下的回歸系數為0.207（表6），表明種植戶越難獲得種植技術，其參與緊密縱向協作的意愿越強。在茶葉種植環節，種植戶如果自身缺乏生產技術導致茶葉的品質降低，且自身沒有合適的渠道來獲得相應技術培訓即獲得種植技術的難度較大，這時如果能夠得到企業或合作社提供技術培訓，其越傾向于參與緊密的縱向協作。

運輸工具和信息的獲得對參與縱向協作產生的影響不顯著，這與徐家鵬等[12]的研究結果一致。調查發現，茶葉屬于高品質小體積小質量產品，種植戶在銷售過程中很少選擇較為先進的交通工具運送茶葉；其次，種植戶的年齡普遍偏大，消費水平較低，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輸茶葉。因此，由于樣本差異性不大，運輸工具的類型對參與緊密縱向協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為經營茶葉種植銷售的普遍都是年紀較大的中老年人，其對市場信息的訴求并不強烈，更愿意選擇之前販子或者同村人的口頭傳達模式。

3 結論與建議

本文以鎮江市茶產業為例，通過建立Logistic回歸模型，探討并分析種植戶參與緊密縱向協作意愿的影響因素。結果表明，茶葉種植戶愿意參與緊密縱向協作意愿的占78.9%；家庭特征、生產特征、市場因素以及資源因素對農戶參與縱向協作都有一定的影響。其中農戶年齡、兼業程度、茶葉銷售收入、種植面積、種植年限、茶葉價格的穩定性、銷售距離、資金和技術的獲得等因素對農戶參與縱向協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、運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。

基于以上結論，提出以下幾點建議：（1）政府應提供相應的政策支持，出臺相應的利農政策，吸引更多的年輕人從事茶葉種植產業；（2）政府在提供財政扶持的基礎上，應建立相應的茶葉價格保護制度，鼓勵社會資金流入，對種植戶進行補貼以降低生產風險，擴大茶葉生產基地規模，提高茶葉生產的標準化程度和專業化程度；（3）龍頭企業和合作社應提升服務功能，鼓勵龍頭企業與合作社對種植戶進行技術培訓、資金扶持、拓寬銷售渠道等扶持，帶動種植戶參與縱向協作模式；（4）相關監管部門應明確龍頭企業、合作社以及種植戶的責任和義務，在保障合作方利益的前提下，建立相應機制促進合作方形成長期協作及利益共贏的縱向協作模式。