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(guó)作為世界上茶葉生產(chǎn)規(guī)模最大與品種最多的國(guó)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(kāi)始的銷(xiāo)售合同、市場(chǎng)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(xiāo)售整個(gè)過(guò)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(hù)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(guó)內(nèi)外對(duì)農(nóng)牧戶(hù)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(hù)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(hù)參與縱向協(xié)作受年齡、信貸渠道、勞工、協(xié)會(huì)會(huì)員資格、機(jī)構(gòu)買(mǎi)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(chǎng)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(chǎng)信息等因素影響農(nóng)戶(hù)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(hù)參與縱向協(xié)作的重要影響因素[5]；Lo通過(guò)構(gòu)建模型分析龍頭企業(yè)與農(nóng)戶(hù)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(hù)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(hù)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(yíng)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(duì)農(nóng)牧戶(hù)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(hù)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(gòu)者是熟人或親戚的重要性等因素顯著影響農(nóng)牧戶(hù)縱向協(xié)作模式的選擇意愿[8]；陳強(qiáng)強(qiáng)等通過(guò)對(duì)河西走廊葡萄酒產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)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(hù)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(zhuān)用性投資、企業(yè)與農(nóng)戶(hù)之間的監(jiān)督管理、有效溝通和利益分配是影響農(nóng)戶(hù)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(hù)茶葉種植戶(hù)問(wèn)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(hù)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(shuō)

基于對(duì)國(guó)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(hù)主的個(gè)人及家庭特征、生產(chǎn)特征、市場(chǎng)因素、資源因素等四個(gè)方面的因素是影響農(nóng)戶(hù)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(duì)農(nóng)戶(hù)參與縱向協(xié)作模式意愿的影響因素，本文提出如下假說(shuō)：

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

（2）生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征對(duì)茶葉種植戶(hù)縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

（3）市場(chǎng)因素對(duì)茶葉種植戶(hù)縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

（4）資源因素對(duì)茶葉種植戶(hù)縱向協(xié)作模式選擇意愿有影響。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)自于課題組2020年以問(wèn)卷的形式對(duì)鎮(zhèn)江市茶葉種植戶(hù)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(wàn)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(hù)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(guò)程中，采用逐一入戶(hù)的調(diào)查方式，對(duì)每個(gè)茶葉種植戶(hù)的戶(hù)主或者主要經(jīng)營(yíng)人員進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。共發(fā)放問(wèn)卷150份，獲得有效問(wèn)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(hù)年齡偏大，50 ～ 59歲占56.03%，60歲及以上占41.13%；茶葉種植戶(hù)的受教育程度普遍偏低，受過(guò)高中及以上教育僅占13.48%；茶葉種植戶(hù)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(xiāo)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(yíng)特征變量與賦值

生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征變量與賦值見(jiàn)表3。家庭中經(jīng)營(yíng)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(hù)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(yíng)特征變量與賦值Table 3 Production and operation characteristic variables and their assignments

1.3.3 市場(chǎng)因素變量與賦值

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

表4 市場(chǎng)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(jiàn)表5。農(nóng)戶(hù)運(yùn)輸能力越強(qiáng)，越不愿意參與縱向協(xié)作；樣本可見(jiàn)，利用電動(dòng)車(chē)或摩托車(chē)的占36.90%，三輪車(chē)的占34.00%。

1.4 模型構(gòu)建

基于上述假設(shè)以及對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的回顧，農(nóng)戶(hù)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(chǎng)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(hù)在產(chǎn)銷(xiāo)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(hù)戶(hù)主個(gè)人及家庭特征；X2為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征；X3為市場(chǎng)因素；X4為資源因素；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

茶葉種植戶(hù)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(hù)愿意參與緊密縱向協(xié)作賦值為1，茶葉種植戶(hù)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(hù)參與縱向協(xié)作的意愿，為自變量。Pi為農(nóng)戶(hù)愿意參與緊密縱向協(xié)作的概率，則種植戶(hù)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(xiàn)性函數(shù)。

對(duì)1式進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，得到Logistic回歸模型的線(xiàn)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(hù)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(duì)問(wèn)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(duì)數(shù)似然值為123.457，總的預(yù)測(cè)百分比為80.902%。

表6 茶葉種植戶(hù)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(hù)的年齡對(duì)參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，農(nóng)戶(hù)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(shuō)農(nóng)戶(hù)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(hù)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?cè)瓉?lái)的種植與銷(xiāo)售方式。相對(duì)而言，年齡越小的農(nóng)戶(hù)，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(xiāo)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(hù)的兼業(yè)程度對(duì)參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，種植戶(hù)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(yíng)茶葉種植銷(xiāo)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(hù)本身也是當(dāng)?shù)氐牟柝溩?，有穩(wěn)定的茶葉來(lái)源和銷(xiāo)售渠道，兼業(yè)使他們收益更大，因而不愿意改變?cè)瓉?lái)的生產(chǎn)銷(xiāo)售方式，參與緊密縱向協(xié)作的意愿也就較低。

銷(xiāo)售收入占家庭總收入比對(duì)參與縱向協(xié)作的意愿產(chǎn)生顯著的正向作用，銷(xiāo)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(xiāo)售收入比越高，種植戶(hù)參與縱向協(xié)作的意愿越強(qiáng)。這主要是因?yàn)椴枞~銷(xiāo)售收入為家庭主要收入來(lái)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(xiāo)售過(guò)程中提供一定的幫助并為其規(guī)避一些風(fēng)險(xiǎn)，種植戶(hù)參與緊密縱向協(xié)作的意愿就越強(qiáng)。

種植戶(hù)的受教育程度對(duì)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(hù)受教育程度在初中及以下的占86.5%，茶葉種植戶(hù)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(duì)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(duì)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(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)越大，為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，其越樂(lè)意接受企業(yè)或合作社提供的幫助來(lái)降低這些風(fēng)險(xiǎn)。

茶葉的種植年限對(duì)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(hù)種植茶葉的年限越長(zhǎng)，其參與緊密縱向協(xié)作的意愿越低。這是由于茶葉種植戶(hù)種植茶葉的年限越長(zhǎng)，種植經(jīng)驗(yàn)越豐富，能較好地把握茶葉的種植和銷(xiāo)售，能較好地應(yīng)對(duì)一定的風(fēng)險(xiǎn)，因此他們更傾向于選擇原來(lái)的茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式而不愿意參與緊密縱向協(xié)作。

家庭中經(jīng)營(yíng)茶葉的人數(shù)對(duì)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(zhǎng)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(duì)種植規(guī)模較小的農(nóng)戶(hù)來(lái)講，僅靠種植銷(xiāo)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(xiāo)售，年輕人多數(shù)不會(huì)子承父業(yè)，而是更愿意選擇從事其他職業(yè)。農(nóng)戶(hù)家中經(jīng)營(yíng)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(yíng)茶葉種植的人數(shù)對(duì)參與緊密縱向協(xié)作產(chǎn)生的影響并不顯著。

2.3 市場(chǎng)因素的影響

茶葉價(jià)格的波動(dòng)程度對(duì)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(xiāo)售價(jià)格的波動(dòng)程度越大，種植戶(hù)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)椋枞~價(jià)格的波動(dòng)程度越大，種植戶(hù)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(hù)越愿意選擇原來(lái)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(xiāo)售市場(chǎng)的距離對(duì)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(xiāo)售市場(chǎng)的距離越遠(yuǎn)越愿意參與縱向協(xié)作。種植戶(hù)離最近銷(xiāo)售市場(chǎng)的距離越遠(yuǎn)，運(yùn)輸成本和銷(xiāo)售成本都將會(huì)增加，為了規(guī)避遠(yuǎn)距離運(yùn)輸和銷(xiāo)售所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，種植戶(hù)更傾向于與企業(yè)或合作社形成緊密縱向協(xié)作來(lái)降低風(fēng)險(xiǎn)。反之，若種植戶(hù)離最近銷(xiāo)售市場(chǎng)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(xiāo)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(duì)種植戶(hù)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(hù)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(xiāo)售過(guò)程中，種植戶(hù)常常會(huì)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(hù)能夠很容易地從其他渠道獲得資金支持來(lái)種植和銷(xiāo)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(duì)種植戶(hù)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(hù)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(hù)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(méi)有合適的渠道來(lái)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(duì)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(hù)在銷(xiāo)售過(guò)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(hù)的年齡普遍偏大，消費(fèi)水平較低，更不會(huì)選擇汽車(chē)來(lái)作為交通出行工具，而是更愿意選擇便捷的電動(dòng)車(chē)或三輪車(chē)來(lái)運(yùn)輸茶葉。因此，由于樣本差異性不大，運(yùn)輸工具的類(lèi)型對(duì)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(yíng)茶葉種植銷(xiāo)售的普遍都是年紀(jì)較大的中老年人，其對(duì)市場(chǎng)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(guò)建立Logistic回歸模型，探討并分析種植戶(hù)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(hù)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(chǎng)因素以及資源因素對(duì)農(nóng)戶(hù)參與縱向協(xié)作都有一定的影響。其中農(nóng)戶(hù)年齡、兼業(yè)程度、茶葉銷(xiāo)售收入、種植面積、種植年限、茶葉價(jià)格的穩(wěn)定性、銷(xiāo)售距離、資金和技術(shù)的獲得等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)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(lèi)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(tái)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(lì)社會(huì)資金流入，對(duì)種植戶(hù)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(zhuān)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(lì)龍頭企業(yè)與合作社對(duì)種植戶(hù)進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)、資金扶持、拓寬銷(xiāo)售渠道等扶持，帶動(dòng)種植戶(hù)參與縱向協(xié)作模式；（4）相關(guān)監(jiān)管部門(mén)應(yīng)明確龍頭企業(yè)、合作社以及種植戶(hù)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(zhǎng)期協(xié)作及利益共贏的縱向協(xié)作模式。