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農(nóng)民參與茶葉合作社影響因素的實證研究

發(fā)布時間:2019-09-02 來源: 散文精選 點擊:

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  摘 要:基于安徽省黃山市黃山區(qū)的農(nóng)戶數(shù)據(jù),運用Logistic二元回歸模型分析影響農(nóng)戶加入茶葉合作社的因素。研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶的年齡對其參與合作社的意愿產(chǎn)生顯著影響,農(nóng)戶的受教育程度、農(nóng)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(chǎn)生較為顯著的影響,然而農(nóng)戶對于合作社的了解程度因為某些地區(qū)因素沒有產(chǎn)生顯著性影響;較少農(nóng)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(nóng)民素質(zhì),進一步深入宣傳;另一方面應(yīng)改造原有松散型合作組織,使農(nóng)戶利益與合作社緊密聯(lián)系,進而提高農(nóng)戶參與的積極性。
  關(guān)鍵詞:農(nóng)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(nóng)業(yè)作為關(guān)系民生的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè),重要性不容忽視,在當前國內(nèi)農(nóng)業(yè)雙重比較優(yōu)勢喪失的背景下,農(nóng)業(yè)的發(fā)展與保護顯得尤為重要。而農(nóng)業(yè)合作社作為農(nóng)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(nóng)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(nèi)對于合作社的研究,從早期對國外合作社的學(xué)習(xí)探索和對國內(nèi)合作社的內(nèi)部制度研究(國魯來,2001;秦中春,2007),轉(zhuǎn)變?yōu)槟壳皩鴥?nèi)合作社真實性和規(guī)范性的探討研究,有學(xué)者認為,由于異質(zhì)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(xué)者對于合作社仍持樂觀態(tài)度。
  農(nóng)民專業(yè)合作社是指農(nóng)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(jīng)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(jīng)濟組織(秦中春,2007)。
  一般認為,農(nóng)業(yè)合作社的農(nóng)戶參與數(shù)越多,農(nóng)戶參與程度越高,那么合作社發(fā)展越穩(wěn)定,對于農(nóng)業(yè)的專業(yè)化發(fā)展越有利。而目前我國農(nóng)業(yè)合作社的農(nóng)戶參與度并不高,對推動農(nóng)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(nóng)戶約9 400萬戶,占全國農(nóng)戶總數(shù)的35%左右。而根據(jù)黃山區(qū)農(nóng)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(nóng)戶入戶率僅為4.5%~6.8%,遠遠不及全國農(nóng)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(diào)查分析對提高黃山地區(qū)的茶葉合作社農(nóng)戶入社率提出可行性建議,推動黃山地區(qū)的茶葉產(chǎn)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(nóng)的增收、茶葉產(chǎn)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(nóng)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(nóng)戶加入合作社的內(nèi)部因素,具體分為以下幾點:
  1.農(nóng)戶戶主特征。農(nóng)戶戶主特征主要包括農(nóng)戶的年齡、農(nóng)戶的性別、農(nóng)戶的受教育程度以及農(nóng)戶對合作社的了解程度這4個變量,研究把主導(dǎo)家庭發(fā)展的的農(nóng)戶作為戶主,認為他們在決定家庭茶葉生產(chǎn)經(jīng)營的相關(guān)事宜上具有主導(dǎo)作用。
  2.農(nóng)戶家庭特征。農(nóng)戶的家庭特征比較寬泛,此處主要針對農(nóng)戶的家庭人口數(shù)、農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)以及農(nóng)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(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)主要是出于對農(nóng)業(yè)兼業(yè)的考慮,理論上農(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)越多,即同等規(guī)模下的農(nóng)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(nóng)戶生產(chǎn)特征。農(nóng)戶的生產(chǎn)特征主要考察農(nóng)戶的茶葉種植年數(shù)以及農(nóng)戶的茶葉種植面積,前者關(guān)系農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)驗和對市場的了解程度,后者反映農(nóng)戶的生產(chǎn)規(guī)模。
 。ǘ⿺(shù)據(jù)描述
  1.數(shù)據(jù)來源。研究根據(jù)調(diào)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(chǎn)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(chǎn)。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(diào)研得到的農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行整理,表2是整理后的樣本數(shù)據(jù)結(jié)果。
  二、實證分析結(jié)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(nóng)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(jié)果(見下頁表3)。
  綜合上表分析,對于影響農(nóng)戶加入合作社的因素主要有以下幾點:
  (一)農(nóng)戶戶主特征對農(nóng)戶是否加入合作社的影響
  首先,農(nóng)戶的年齡對農(nóng)戶加入合作社意愿產(chǎn)生負影響,即說明農(nóng)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(nóng)經(jīng)營,對于接受新事物的風(fēng)險偏好程度更低,故而加入意愿較弱。其次,農(nóng)戶的受教育程度對農(nóng)戶加入合作社意愿產(chǎn)生正影響,反映出農(nóng)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(nóng)戶對于合作社的了解程度對農(nóng)戶是否加入合作社不產(chǎn)生影響,結(jié)果與預(yù)期不符。研究認為,這可能是因為樣本農(nóng)戶對于合作社的了解程度均比較低,而且農(nóng)戶之間是否加入合作社的結(jié)果是彼此產(chǎn)生影響,故而與預(yù)期不符。

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