摘 要：基于安徽省黃山市黃山區(qū)的農戶數(shù)據(jù)，運用Logistic二元回歸模型分析影響農戶加入茶葉合作社的因素。研究發(fā)現(xiàn)，農戶的年齡對其參與合作社的意愿產生顯著影響，農戶的受教育程度、農業(yè)勞動人口數(shù)、家庭種植茶葉年收入以及種植面積也產生較為顯著的影響，然而農戶對于合作社的了解程度因為某些地區(qū)因素沒有產生顯著性影響；較少農戶真正參與到合作社的運營過程之中，原因在于多數(shù)合作社都屬于松散型組織。因此，一方面需要提高農民素質，進一步深入宣傳；另一方面應改造原有松散型合作組織，使農戶利益與合作社緊密聯(lián)系，進而提高農戶參與的積極性。
　　關鍵詞：農戶；專業(yè)化；茶葉合作社；入社意愿
　　中圖分類號：F326.12 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）31-0019-04
　　引言
　　農業(yè)作為關系民生的基礎產業(yè)，重要性不容忽視，在當前國內農業(yè)雙重比較優(yōu)勢喪失的背景下，農業(yè)的發(fā)展與保護顯得尤為重要。而農業(yè)合作社作為農業(yè)未來專業(yè)化發(fā)展的一條可行性道路，在2007年《中華人民共和國農業(yè)專業(yè)合作社法》正式頒布后，便如雨后春筍般在各地破土而出。國內對于合作社的研究，從早期對國外合作社的學習探索和對國內合作社的內部制度研究（國魯來，2001；秦中春，2007），轉變?yōu)槟壳皩�國內合作社真實性和�?guī)范性的探討研究，有學者認為，由于異質性和政策性因素現(xiàn)實中難以存在真實的合作社（鄧衡山等，2014），但大部分學者對于合作社仍持樂觀態(tài)度。
　　農民專業(yè)合作社是指農民自愿聯(lián)合起來，通過共同所有和民主控制的事業(yè)來滿足他們共同的經濟、社會和文化需求，開發(fā)和保護自己正當利益的自治聯(lián)合體或經濟組織（秦中春，2007）。
　　一般認為，農業(yè)合作社的農戶參與數(shù)越多，農戶參與程度越高，那么合作社發(fā)展越穩(wěn)定，對于農業(yè)的專業(yè)化發(fā)展越有利。而目前我國農業(yè)合作社的農戶參與度并不高，對推動農業(yè)專業(yè)化所起的作用并不十分顯著。截至2014年12月底，全國依法在工商部門注冊登記的合作社128.88萬個入社農戶約9 400萬戶，占全國農戶總數(shù)的35%左右。而根據(jù)黃山區(qū)農業(yè)委員會截至2015年6月底的統(tǒng)計數(shù)據(jù)推算，安徽黃山區(qū)的茶葉合作社農戶入戶率僅為4.5%～6.8%，遠遠不及全國農戶入社率水平，茶葉合作社的作用并沒有得到發(fā)揮。因此，研究希望通過調查分析對提高黃山地區(qū)的茶葉合作社農戶入社率提出可行性建議，推動黃山地區(qū)的茶葉產業(yè)化發(fā)展，在“一帶一路”的政策背景下發(fā)揮安徽黃山地區(qū)的名優(yōu)茶優(yōu)勢，實現(xiàn)茶農的增收、茶葉產業(yè)化的發(fā)展以及茶文化的傳播。
　　一、理論分析與數(shù)據(jù)描述
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　　農戶作為茶葉合作社的主體，他們的加入意愿受到以成本收益分析為主的一系列因素的影響，這里主要考察影響農戶加入合作社的內部因素，具體分為以下幾點：
　　1.農戶戶主特征。農戶戶主特征主要包括農戶的年齡、農戶的性別、農戶的受教育程度以及農戶對合作社的了解程度這4個變量，研究把主導家庭發(fā)展的的農戶作為戶主，認為他們在決定家庭茶葉生產經營的相關事宜上具有主導作用。
　　2.農戶家庭特征。農戶的家庭特征比較寬泛，此處主要針對農戶的家庭人口數(shù)、農戶家庭的農業(yè)勞動人口數(shù)以及農戶的家庭茶葉種植年收入3個變量進行分析討論，劃分家庭人口數(shù)與家庭農業(yè)勞動人口數(shù)主要是出于對農業(yè)兼業(yè)的考慮，理論上農業(yè)勞動人口數(shù)越多，即同等規(guī)模下的農戶家庭兼業(yè)程度越低，對茶葉種植的自主性越強，那么對于合作社的依賴程度越低，加入合作社的意愿越低。
　　3.農戶生產特征。農戶的生產特征主要考察農戶的茶葉種植年數(shù)以及農戶的茶葉種植面積，前者關系農戶的生產經驗和對市場的了解程度，后者反映農戶的生產規(guī)模。
　　（二）數(shù)據(jù)描述
　　1.數(shù)據(jù)來源。研究根據(jù)調研需求進行樣本選擇，最終確定了新明鄉(xiāng)舉坑村和譚家橋聶家山為樣本村。新明鄉(xiāng)舉坑村位于黃山區(qū)東北部，靠近太平猴魁的生產發(fā)源地猴坑，而黃山區(qū)譚家橋鎮(zhèn)聶家山地處黃山區(qū)東部，以黃山毛峰為其特產。兩個地區(qū)均符合樣本村選擇的條件，具有較好的樣本代表性。研究者在兩個村共發(fā)放問卷100份，收回有效問卷86份，有效率為86%，樣本村的大致概況（見表1）。
　　2.樣本數(shù)據(jù)描述。研究依照前述理論分析的影響因素討論和二元模型建立的需要，將調研得到的農戶數(shù)據(jù)進行整理，表2是整理后的樣本數(shù)據(jù)結果。
　　二、實證分析結果
　　研究運用Eviews計量分析軟件建立一個二元的Logit Regression（Robust Covariances：Huber/White）模型，模型表達式如下式（1）：
　　Ln（pi/1-pi）=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9+μi （1）
　�。�1）式中，pi表示農戶參與合作社的概率，X1～X9分別如表2所示，β0表示常數(shù)項，β1～β9為待估系數(shù)，μi 為隨機誤差項，最終的二元Logistic模型回歸結果（見下頁表3）。
　　綜合上表分析，對于影響農戶加入合作社的因素主要有以下幾點：
　�。ㄒ唬┺r戶戶主特征對農戶是否加入合作社的影響
　　首先，農戶的年齡對農戶加入合作社意愿產生負影響，即說明農戶的年齡越高，他們對于合作社這一新型組織的接受程度越低，他們越傾向于傳統(tǒng)的小農經營，對于接受新事物的風險偏好程度更低，故而加入意愿較弱。其次，農戶的受教育程度對農戶加入合作社意愿產生正影響，反映出農戶的受教育程度越高對于合作社的接納程度越強，越能從長遠角度分析合作社利弊，加入意愿也越強烈。此外，農戶對于合作社的了解程度對農戶是否加入合作社不產生影響，結果與預期不符。研究認為，這可能是因為樣本農戶對于合作社的了解程度均比較低，而且農戶之間是否加入合作社的結果是彼此產生影響，故而與預期不符。

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