王興國，王新志，杜志雄

(1.山東社會科學(xué)院，山東 濟南 250002；2.中國社會科學(xué)院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100028)

一、引　言

中國早已成為全球農(nóng)藥使用第一大國，全世界約一半的農(nóng)藥用在了中國。農(nóng)藥使用量從1996年的114.08萬噸，增長到2014年的180.69萬噸，近20年間增加了66.61萬噸，增長率達到58.39%。而同時期，英國農(nóng)藥使用量降低了44%，法國降低了38%，日本降低了32%，意大利降低了26%，越南降低了24%。據(jù)《科學(xué)周刊》測算，2005～2009年美國每公頃耕地使用農(nóng)藥2.2公斤，法國2.9公斤，英國3公斤，而中國每公頃耕地使用農(nóng)藥10.3公斤，約為美國的4.7倍，世界平均水平的2.5倍①數(shù)據(jù)來自于搜狐財經(jīng)。。2015年我國水稻、玉米、小麥三大糧食作物的農(nóng)藥利用率僅為36.6%，而歐美發(fā)達國家三大糧食作物的農(nóng)藥利用率約為50%～60%，高出中國約15%～25%②王克：《中國畝均化肥用量是美國2.6倍農(nóng)藥利用率僅為35%》，《中國經(jīng)濟周刊》，2017年8月29日。。

誠然，農(nóng)藥在提高我國農(nóng)作物產(chǎn)量和保障糧食安全方面發(fā)揮了巨大作用，據(jù)農(nóng)業(yè)部農(nóng)藥檢定所的數(shù)據(jù)，通過防治病蟲草鼠害等植保措施，中國每年挽回糧食損失2000億斤左右，占總產(chǎn)量的15%以上，相當于增加1億多畝耕地產(chǎn)出的糧食③周喜應(yīng)：《淺談我國的農(nóng)藥與糧食安全》，《今日農(nóng)藥》，2014年第11期。。然而，過量使用農(nóng)藥也對我國農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展造成了較為嚴重的威脅，不僅關(guān)系到農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全，直接威脅人民群眾的身體健康，更是通過徑流、滲漏污染了土壤和水環(huán)境，影響農(nóng)田生態(tài)環(huán)境安全：農(nóng)藥污染耕地土壤面積已經(jīng)超過了1億畝，中國農(nóng)業(yè)面臨的資源和環(huán)境的約束，可以說已經(jīng)接近極限*尹晶晶：《韓?。褐袊瘜W(xué)農(nóng)藥使用量增速驚人》，《人民網(wǎng)》，2005年3月21日。。為了切實推進農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，有效控制農(nóng)藥使用量，保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安全、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全和生態(tài)環(huán)境安全，促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，2015年農(nóng)業(yè)部出臺《到2020年農(nóng)藥使用量零增長行動方案》指出：“到2020年，單位防治面積農(nóng)藥使用量控制在近三年平均水平以下，力爭實現(xiàn)農(nóng)藥使用總量零增長?！?資料來源于農(nóng)業(yè)部網(wǎng)站《農(nóng)業(yè)部關(guān)于印發(fā)〈到2020年化肥使用量零增長行動方案〉和〈到2020年農(nóng)藥使用量零增長行動方案〉的通知》。

農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營是中國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的必然趨勢(周應(yīng)恒等，2015)*周應(yīng)恒，胡凌嘯，嚴斌劍：《農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和經(jīng)營規(guī)模演化的國際經(jīng)驗分析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》，2015年第9期。。作為農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營主體，家庭農(nóng)場保留了家庭經(jīng)營的內(nèi)核，堅持了農(nóng)業(yè)家庭生產(chǎn)經(jīng)營的優(yōu)勢，能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)業(yè)資源的優(yōu)化配置，符合中國農(nóng)村基本經(jīng)營制度(杜志雄、王新志，2013)*杜志雄，王新志：《中國農(nóng)業(yè)基本經(jīng)營制度變革的理論思考》，《理論探討》，2013年第4期。，已經(jīng)成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的骨干力量(張照新、趙海，2013；蘇昕、劉昊龍，2017)*張照新，趙海：《新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的困境擺脫及其體制機制創(chuàng)新》，《改革》，2013年第2期。*蘇昕，劉昊龍：《中國特色家庭農(nóng)場的時代特征辯析》，《經(jīng)濟社會體制比較》，2017年第2期。。因此，對于到2020年農(nóng)藥使用總量零增長的短期目標和中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的長遠目標，家庭農(nóng)場應(yīng)該是而且能夠是完成政策目標的重點群體。如蔡穎萍、杜志雄(2016)通過實證分析表明，家庭農(nóng)場比普通農(nóng)戶更具生態(tài)自覺性，是發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的“合意”主體*蔡穎萍，杜志雄：《家庭農(nóng)場生產(chǎn)行為的生態(tài)自覺性及其影響因素分析——基于全國家庭農(nóng)場監(jiān)測數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》，2016年第12期。；朱啟臻等(2013)也認為，家庭農(nóng)場主具有高度的社會責任感和現(xiàn)代觀念，其行為能夠?qū)ι鷳B(tài)、環(huán)境、社會和后人負責，更有利于耕地保護和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展*朱啟臻，趙楊昕：《新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營體系構(gòu)建的基礎(chǔ)》，《中國農(nóng)業(yè)信息》，2013年第3期。。因此，本文將以371個糧食類家庭農(nóng)場作為研究對象，實證分析家庭農(nóng)場主個體特征、家庭農(nóng)場資源稟賦、外部生產(chǎn)環(huán)境等因素對家庭農(nóng)場施藥行為的影響，為中國制定相關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟政策提供理論依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源與研究假設(shè)

(一)數(shù)據(jù)來源

自2013年和2014年中央一號文件連續(xù)兩年提出要加快家庭農(nóng)場發(fā)展后，特別是在各級政府的政策激勵下，全國的家庭農(nóng)場發(fā)展呈現(xiàn)出井噴之勢，發(fā)展質(zhì)量也在穩(wěn)步提升。為了從整體上把握全國家庭農(nóng)場發(fā)展的基本情況以及所面臨的困難，2014年7月農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟體制與經(jīng)營管理司委托中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所開展全國家庭農(nóng)場監(jiān)測工作。該監(jiān)測已經(jīng)持續(xù)3年，樣本覆蓋全國31個省(市、自治區(qū))，按照隨機抽樣分層原則在各省選擇3個樣本縣約100個家庭農(nóng)場進行監(jiān)測*按照農(nóng)業(yè)部經(jīng)管司要求，每個監(jiān)測縣(區(qū)市)在確定監(jiān)測家庭農(nóng)場時，要兼顧種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和種養(yǎng)結(jié)合型家庭農(nóng)場比例，原則上種植業(yè)家庭農(nóng)場占比不多于80%，糧食類家庭農(nóng)場占比不少于50%；樣本農(nóng)場應(yīng)是生產(chǎn)經(jīng)營情況比較穩(wěn)定、從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營2年以上的家庭農(nóng)場。*感謝課題組成員(郜亮亮、張宗毅、肖衛(wèi)東、蔡穎萍、危薇和劉文霞)的數(shù)據(jù)處理工作。。

2015年共獲取3073個家庭農(nóng)場樣本，通過邏輯檢驗，剔除嚴重填寫不規(guī)范、明顯錯誤、大量缺失值的樣本，獲得2903個樣本。其中，種植業(yè)類家庭農(nóng)場1972個，占樣本總數(shù)的67.93%，其中糧食類家庭農(nóng)場1188個，占全部樣本的40.92%；養(yǎng)殖業(yè)類家庭農(nóng)場406個，占樣本總數(shù)的13.99%；種養(yǎng)結(jié)合類家庭農(nóng)場516個，占樣本總數(shù)的17.77%。結(jié)合本研究的需要，剔除土地規(guī)模過大、以雇傭勞動為主、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入比例過低等樣本，獲得972個糧食類家庭農(nóng)場樣本，其中，313個糧食類家庭農(nóng)場的農(nóng)藥施用量要低于周邊農(nóng)戶(Ⅰ類家庭農(nóng)場)，58個糧食類家庭農(nóng)場的農(nóng)藥施用量要高于周邊農(nóng)戶(Ⅱ類家庭農(nóng)場)，601個糧食類家庭農(nóng)場的農(nóng)藥施用量與周邊農(nóng)戶持平(Ⅲ類家庭農(nóng)場)。本文將Ⅰ類和Ⅱ類共371家糧食類家庭農(nóng)場為樣本研究家庭農(nóng)場施藥行為的影響因素。

(二)研究假設(shè)

雖然影響家庭農(nóng)場施藥行為的因素繁多而復(fù)雜，家庭農(nóng)場主個體特征、家庭農(nóng)場資源稟賦、外部生產(chǎn)環(huán)境對其農(nóng)藥施用行為的影響更具有內(nèi)在的決定性和根本性影響。本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，將家庭農(nóng)場主個體特征、家庭農(nóng)場資源稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外部環(huán)境等變量納入一個統(tǒng)一的分析框架，并提出以下理論假設(shè)。

1.家庭農(nóng)場主個體特征。家庭農(nóng)場主個體特征主要包括家庭農(nóng)場主的性別、年齡、受教育水平、從業(yè)經(jīng)歷、技術(shù)水平和從事規(guī)模經(jīng)營年限等因素。

(1)性別。由于受到社會傳統(tǒng)意識影響和約束，女性更多地從事家庭內(nèi)部日常事務(wù)，獲取信息資源的能力要弱于男性(Tenge等，2002)*Tenge J.，De G.，Hella J.P.“Social and Economic Factors Affecting the Adoption of Soil and Water Conservation in West Usambara Highlands，Tanzania”.Land Degradation and Development，2004，15(2):p.99-114.。CheryI和Morris(2001)通過研究加納玉米種植者的施藥行為發(fā)現(xiàn)，性別是影響農(nóng)戶施藥風險狀況的重要因素，女性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者更容易造成施藥行為風險*Morris，M.L.，and C.R.Doss.“How Does Gender Affect the Adoption of Agricultural Innovations? The Case of Improved Maize Technology in Ghana”.Agricultural Economics，2001，25(5):p.27-39.。因此，本文傾向于認為男性家庭農(nóng)場主比女性家庭農(nóng)場主更會減少農(nóng)藥的施用量。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，男性家庭農(nóng)場主占比為90.57%，女性家庭農(nóng)場主占比為9.43%，男性家庭農(nóng)場主的比例要遠遠高于女性家庭農(nóng)場主。

(2)年齡。Ntow等(2006)通過調(diào)研訪談加納地區(qū)137個農(nóng)戶的施藥行為發(fā)現(xiàn)，由于種植與施藥經(jīng)驗缺乏，45歲以下農(nóng)戶更易過量施用農(nóng)藥*Ntow，W.J，H J.Gijzen，P.Kelderman，and D.Pay.“Farmer Perceptions and Pesticide Use Practices in Vegetable Production in Ghana”.Pest Management Science，2006，62(4):p.356-365.。因此，本文預(yù)期家庭農(nóng)場主的“年齡”變量對其施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，家庭農(nóng)場主平均年齡為45.29歲，30歲以下的家庭農(nóng)場主占比為4.58%，31歲～40歲的占比為23.99%，41歲～50歲的占比為46.36%，51歲～60歲的占比為20.49%，61歲以上的占比為4.58%。

(3)受教育程度。受教育程度是客觀反映家庭農(nóng)場主人力資本存量的重要指標，也是影響農(nóng)藥施用量的重要因素之一。Karisson(2004)和Isin(2007)等認為，農(nóng)戶的受教育程度會對其認知水平產(chǎn)生較為重要的影響，有些農(nóng)戶因為不能理解農(nóng)藥施用說明書，而造成他們過度施用農(nóng)藥*Karisson,S.“Agricultural Pesticides in Developing Countries:A Multilevel Governance”.Environment，2004，45(4)：p.23-42.*Isin S,Yildirim I.“Fruit-Growers’ Perceptions on the Harmful Effects of Pesticides and Their Reflection on Practices:The Case of Kemalpasa,Turkey”.Crop Protection,2007,26(7):p.917-922.。而且，農(nóng)戶受教育程度的提高能夠增強他們自身利用、吸收和消化技術(shù)的能力，從而更為高效的施用農(nóng)藥*史常亮，朱俊峰，欒江：《我國小麥化肥投入效率及其影響因素分析——基于全國15個小麥主產(chǎn)省的實證》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》，2015年第11期。。因此，本文預(yù)期認為家庭農(nóng)場主的“受教育程度”變量對家庭農(nóng)場施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，具有小學(xué)及以下文化程度的家庭農(nóng)場主占比為4.31%，具有初中文化程度的占比為45.28%，具有高中文化程度的占比為40.17%，具有大專及以上文化程度的占比為10.24%。

(4)從業(yè)經(jīng)歷。目前，家庭農(nóng)場主的身份主要有普通農(nóng)民、村干部、專業(yè)大戶、農(nóng)機手、農(nóng)民合作社主要負責人和企業(yè)管理層等。一般而言，不同的從業(yè)經(jīng)歷意味著所擁有的人脈資源不同，獲取新技術(shù)、新知識的渠道不同，其農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理水平也存在著較大的差異性。本文把家庭農(nóng)場主的從業(yè)經(jīng)歷分為以下四個層次：普通農(nóng)民，村干部，專業(yè)大戶和農(nóng)機手，農(nóng)民合作社主要負責人和企業(yè)管理層。本文預(yù)期“從業(yè)經(jīng)歷”變量對農(nóng)藥施用行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，家庭農(nóng)場主身份為普通農(nóng)民的占比為7.82%，為村干部的占比為8.63%，為專業(yè)大戶和農(nóng)機手的占比為52.56%，為農(nóng)民合作社主要負責人和企業(yè)管理層的占比為30.99%。

(5)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平。Andrea和Evaldice(2007)通過調(diào)研巴西亞馬遜河地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)藥施用情況后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)藥外包裝上的專業(yè)術(shù)語晦澀難懂，農(nóng)戶難以理解農(nóng)藥本身的屬性、藥效，導(dǎo)致不合理的用藥行為*Andrea V W,Evaldice E.“Do Farmers Understand the Information Displayed on Pesticide Product Labels? A Key Question to Reduce Pesticides Exposure and Risk of Poisoning in the Brazilian Amazon”.Crop Protection,2007,26:p.576-583.，而通過相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)能夠讓農(nóng)戶深入了解農(nóng)藥的屬性，從而有效地施用農(nóng)藥。張偉等(2013)通過對陜西省楊凌示范區(qū)211個農(nóng)戶的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，政府指導(dǎo)培訓(xùn)越多，農(nóng)戶越注重生產(chǎn)中農(nóng)藥施用安全*張偉，朱玉春：《基于Logistic模型的蔬菜種植戶農(nóng)藥安全施用行為影響因素分析》，《廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)》，2013年第4期。。因此本文預(yù)期“農(nóng)業(yè)技術(shù)水平”變量對家庭農(nóng)場施藥行為具有正向影響，在371個糧食類家庭農(nóng)場中，未接受過相關(guān)農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的家庭農(nóng)場主占比為5.12%，接受過相關(guān)農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的占比為68.84%。

(6)從事規(guī)模經(jīng)營年限。一般而言，家庭農(nóng)場主從事農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的時間越長，越能夠深入了解農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的規(guī)律，農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營經(jīng)驗越豐富，越能夠有效地施用農(nóng)藥。因此本文預(yù)期“從事規(guī)模經(jīng)營年限”變量對農(nóng)藥施用行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，家庭農(nóng)場主從事規(guī)模經(jīng)營的平均年限為5.98年，40.16%的從事規(guī)模經(jīng)營年限在3年以下，64.69%的在6年以下，87.87%的在10年以下。從整體上看，家庭農(nóng)場主從事規(guī)模經(jīng)營的年限相對比較短。

表1　家庭農(nóng)場主的個體特征變量

2.家庭農(nóng)場資源稟賦。家庭農(nóng)場資源稟賦主要包括家庭農(nóng)場自有勞動力個數(shù)、土地經(jīng)營規(guī)模、是否有完整的收支記錄、是否示范類家庭農(nóng)場、是否有注冊商標、是否三品一標認證和種植作物品種等諸多因素。

(1)自有勞動力個數(shù)。一般情況下，擁有勞動力個數(shù)更多的家庭農(nóng)場在施藥過程中能夠投入更多的精力，更容易精耕細作；但是如果家庭農(nóng)場勞動力資源比較豐富，就可能不采用較為先進的技術(shù)設(shè)備降低農(nóng)藥施用量。因而本文無法預(yù)期“自有勞動力個數(shù)”變量對家庭農(nóng)場施藥行為的影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，家庭農(nóng)場主自有勞動力的平均個數(shù)為4.8人，27.22%的家庭農(nóng)場自有勞動力個數(shù)少于3人，67.12%的少于5人。

(2)土地經(jīng)營規(guī)模。王全忠等(2013)實證分析2010年江蘇水稻農(nóng)戶的生產(chǎn)要素投入與種植面積的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，化肥、農(nóng)藥、稻種投入與種植面積的替代彈性顯著，水稻種植面積擴大能有效地降低化肥、農(nóng)藥和稻種投入費用*王全忠，周宏，朱曉莉：《規(guī)模擴大能否帶來要素投入節(jié)約？——以江蘇農(nóng)戶水稻為例》，《科技和產(chǎn)業(yè)》，2013年第11期。。吳林海等(2011)通過實證分析河南省233個農(nóng)戶農(nóng)藥施用行為的影響因素發(fā)現(xiàn)，種植面積也是影響農(nóng)藥施用行為非常重要的因素之一，兩者呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系*吳林海等：《農(nóng)藥施藥者經(jīng)濟與社會特征對施用行為的影響：河南省的案例》，《自然辯證法通訊》，2011年第3期。。因此，本文預(yù)期“土地經(jīng)營規(guī)?！弊兞繉彝マr(nóng)場的施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，家庭農(nóng)場的平均經(jīng)營規(guī)模為292.22畝，39.89%的家庭農(nóng)場經(jīng)營規(guī)模在200畝以下，64.96%的在300畝以下，84.37%的在500畝以下。

(3)是否有完整的收支記錄。尚未查到有相關(guān)文獻研究“是否有完整的收支記錄”變量對施藥行為的影響。一般來說，是否有完整的收支記錄是衡量家庭農(nóng)場經(jīng)營管理水平高低的重要指標之一，而經(jīng)營管理水平高的農(nóng)戶傾向于更高效率的施用農(nóng)藥。因此本文預(yù)期“是否有完整的收支記錄”變量對家庭農(nóng)場的施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，具有完整收支記錄的家庭農(nóng)場占比為76.55%，沒有完整收支記錄的家庭農(nóng)場占比為23.45%。

(4)是否示范類家庭農(nóng)場。一般來說，示范類家庭農(nóng)場都是經(jīng)營管理水平比較高的農(nóng)場，也是各級政府資金、技術(shù)等的重點扶持對象，這更會激勵家庭農(nóng)場提高自身的經(jīng)營管理水平和農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，從而在農(nóng)藥的施用中進行有效的控制。因此本文預(yù)期“是否示范類家庭農(nóng)場”變量對家庭農(nóng)場的施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，屬于示范類家庭農(nóng)場的占比為49.87%，不屬于示范類家庭農(nóng)場的占比為50.13%，從整體上看示范類家庭農(nóng)場呈現(xiàn)出快速發(fā)展的勢頭。

(5)是否有注冊商標。注冊商標是無形的財富，能夠提高家庭農(nóng)場產(chǎn)品的知名度、信譽度，增強農(nóng)場經(jīng)營者的歸屬感。而為了維護自身農(nóng)場的聲譽，擁有注冊商標的農(nóng)場經(jīng)營者會更加注重農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量，避免過多過度施用農(nóng)藥。因此，本文預(yù)期“是否有注冊商標”變量對家庭農(nóng)場的施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，有注冊商標的家庭農(nóng)場占比為13.21%，沒有注冊商標的家庭農(nóng)場占比為86.79%，從整體上看有注冊商標的家庭農(nóng)場相對較少。

(6)是否“三品一標”認證。無公害農(nóng)產(chǎn)品、綠色食品、有機食品和農(nóng)產(chǎn)品地理標志(簡稱“三品一標”)已經(jīng)成為衡量農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的標尺和規(guī)范。一般來講，“三品一標”認證對農(nóng)作物的農(nóng)藥殘留已經(jīng)做出了較為嚴格的規(guī)定，農(nóng)戶必須按照標準程序從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此，本文預(yù)期“是否三品一標認證”變量對家庭農(nóng)場施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，獲得“三品一標”認證的家庭農(nóng)場占比為16.44%，沒有獲得“三品一標”認證的家庭農(nóng)場占比為83.56%，從整體上看獲得“三品一標”認證的家庭農(nóng)場數(shù)量較少。

(7)種植作物品種。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實踐看，種植作物品種與農(nóng)藥的施用強度有著較為密切的關(guān)系，某些品種的作物的確比其他作物要多施用農(nóng)藥。姜培紅(2005)利用2001～2003年福建省的農(nóng)藥數(shù)據(jù)分析了福建省農(nóng)藥施用的影響因素，發(fā)現(xiàn)種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整也能顯著地減少農(nóng)藥施用*姜培紅：《影響農(nóng)藥使用的經(jīng)濟因素分析——以福建省為例》，碩士學(xué)位論文，福建農(nóng)林大學(xué)，2005年。。雖然種植作物品種對家庭農(nóng)場施藥行為有影響，但是本文無法預(yù)期小麥類家庭農(nóng)場、水稻類家庭農(nóng)場、玉米類家庭農(nóng)場對施藥行為的具體影響方向。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，小麥類家庭農(nóng)場占比為22.64%，水稻類家庭農(nóng)場占比為47.98%，玉米類家庭農(nóng)場占比為29.38%。

表2　家庭農(nóng)場的資源稟賦變量

表3　家庭農(nóng)場的外部生產(chǎn)環(huán)境變量

3.外部生產(chǎn)環(huán)境。本文以是否參加農(nóng)民合作社、是否與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系、是否獲得政府補貼來代表家庭農(nóng)場所面臨的外部生產(chǎn)環(huán)境。

(1)是否參加農(nóng)民合作社。蔡榮等(2012)基于山東省348個蘋果種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用Heckman兩步估計模型實證分析了合作社對農(nóng)戶施藥行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民合作社能夠通過農(nóng)藥殘留檢測、農(nóng)藥施用控制、價格確定方式和生產(chǎn)過程監(jiān)督等激勵措施來影響農(nóng)戶農(nóng)藥施用決策，降低農(nóng)戶農(nóng)藥施用量*蔡榮，韓洪云：《農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶農(nóng)藥施用的影響及作用機制分析———基于山東省蘋果種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)》，《中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》，2012年第5期。。但是，魏欣和李世平(2012)運用二元Logistic回歸模型分析影響楊凌示范區(qū)220個蔬菜種植戶施用農(nóng)藥的主要因素發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民合作社只是提高了區(qū)域蔬菜種植的知名度，并沒有實質(zhì)的權(quán)力制約農(nóng)戶的蔬菜生產(chǎn)行為，并不能有效減少農(nóng)戶在生產(chǎn)過程中的用藥量*魏欣，李世平：《蔬菜種植戶農(nóng)藥使用行為及其影響因素研究》，《統(tǒng)計與決策》，2012年第24期。。因此，本文無法預(yù)測“是否參加農(nóng)民合作社”變量對家庭農(nóng)場施藥行為的影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，已經(jīng)加入農(nóng)民合作社的家庭農(nóng)場占比為40.16%，沒有參加農(nóng)民合作社的家庭農(nóng)場占比為59.84%。

(2)是否與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系。黃祖輝等(2005)利用浙江省杭州市164個茶農(nóng)的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析茶農(nóng)施藥行為的影響因素，發(fā)現(xiàn)茶葉企業(yè)及行業(yè)協(xié)會系促進茶農(nóng)使用無公害及綠色等安全農(nóng)藥的主要推動力量*黃祖輝，錢峰燕：《茶農(nóng)行為對茶葉安全性的影響分析》，《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》(社會科學(xué)版)，2005年第5期。。因此，本文預(yù)期“是否與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系”變量對家庭農(nóng)場的施藥行為具有正向影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系的家庭農(nóng)場占比為23.45%，與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)沒有聯(lián)系的家庭農(nóng)場占比為76.55%。

(3)是否獲得政府補貼。Shumway和Chesser(1994)實證分析了美國德克薩斯州中南部農(nóng)戶施藥行為，研究發(fā)現(xiàn)政府對農(nóng)藥征稅而非補貼能夠有效降低農(nóng)藥的施用量*Shumway R，Chesser R R.“Pesticide Tax，Cropping Patterns and Water Quality in South Central Texas”.Journal of Agricultural and Applied Economics，1994，26(1):p.224-240.。而Therdor等(2012)通過對荷蘭農(nóng)戶施藥行為的研究表明，征稅和罰款并不能有效降低農(nóng)藥的施用量，對低毒農(nóng)藥的補貼也不能降低高毒農(nóng)藥的施用量*Theodor Skevas,Spiro E.“Stefanou,Alfons Oude Lansink.Can Economic Incentives Encourage Actual Reductions in Pesticide Use and Environmental Spillovers”.Agricultural Economics，2012，43(3):p.267-276.。因此，本文無法預(yù)期“是否獲得政府補貼”變量對家庭農(nóng)場施藥行為的影響。在371個糧食類家庭農(nóng)場中，獲得政府補貼的家庭農(nóng)場占比為61.73%，沒有獲得政府補貼的家庭農(nóng)場占比為38.27%。

表4　變量的定義、賦值與描述性統(tǒng)計

三、影響家庭農(nóng)場施藥行為的實證研究

本文以糧食類家庭農(nóng)場施藥行為作為被解釋變量，以家庭農(nóng)場主個體特征(性別、年齡、受教育水平、從業(yè)經(jīng)歷、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、從事規(guī)模經(jīng)營年限)、家庭農(nóng)場資源稟賦(自有勞動力個數(shù)、土地經(jīng)營規(guī)模、是否有完整的收支記錄、是否示范類家庭農(nóng)場、是否有注冊商標、是否三品一標認證、種植作物品種)和家庭農(nóng)場外部生產(chǎn)環(huán)境(是否加入農(nóng)民合作社、是否與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系、是否獲得政府補貼)為解釋變量，利用stata13.0計量軟件運用logistics回歸方法實證分析影響家庭農(nóng)場施藥行為的因素。

(一)家庭農(nóng)場主個體特征的影響

從家庭農(nóng)場主的個體特征對施藥行為的影響看，家庭農(nóng)場主的“性別”變量沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于女性之所以能夠成為家庭農(nóng)場主，大多都綜合素質(zhì)較高、社會資本較為豐富、經(jīng)營管理水平比較高，她們數(shù)量雖然不多但是屬于典型的女強人，反映在施藥行為上其有效施用農(nóng)藥的能力并不弱于男性家庭農(nóng)場主；家庭農(nóng)場主的“年齡”變量通過了1%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與Andres和Ntow的研究結(jié)論相一致，也符合預(yù)測結(jié)果，這表明家庭農(nóng)場主的年齡越大，農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理水平越高，其有效施用農(nóng)藥的能力越強；家庭農(nóng)場主的“受教育水平”變量通過了1%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與Karisson和Isin的研究結(jié)論相一致，也符合預(yù)測結(jié)果，這表明家庭農(nóng)場主的受教育水平越高，其有效施用農(nóng)藥的能力越強；家庭農(nóng)場主的“從業(yè)經(jīng)歷”變量通過了10%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與預(yù)測結(jié)果一致，這表明家庭農(nóng)場主的從業(yè)經(jīng)歷越豐富，從業(yè)層次越高，其經(jīng)營管理水平越高，其有效施用農(nóng)藥的能力越強；家庭農(nóng)場主的“農(nóng)業(yè)技術(shù)水平”變量沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于家庭農(nóng)場主雖然接受了政府提供的培訓(xùn)，但培訓(xùn)的內(nèi)容、方式、方法都比較單一，缺乏針對性，培訓(xùn)效果較差；家庭農(nóng)場的“從事規(guī)模經(jīng)營年限”變量通過了10%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與預(yù)測結(jié)果一致，這表明從事農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營年限越長的家庭農(nóng)場主，越了解規(guī)模農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)律，其有效施用農(nóng)藥的能力越強。

表5　家庭農(nóng)場施藥行為影響因素的實證結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

(二)家庭農(nóng)場資源稟賦的影響

從家庭農(nóng)場的資源稟賦對施藥行為的影響看，家庭農(nóng)場的“自有勞動力個數(shù)”變量沒有通過顯著性檢驗，這與本文的假設(shè)基本一致，“自有勞動力個數(shù)”變量對家庭農(nóng)場的施藥行為既有正向影響，又有負向影響，無法形成統(tǒng)一的作用力；家庭農(nóng)場的“土地經(jīng)營規(guī)?！弊兞繘]有通過顯著性檢驗，原因可能在于當前家庭農(nóng)場的發(fā)展正處于初期階段，有些家庭農(nóng)場的經(jīng)營規(guī)模超過了自身的經(jīng)營管理能力，只能采取粗放式發(fā)展方式，從而導(dǎo)致“土地經(jīng)營規(guī)?！弊兞繉κ┧幮袨闆]有顯著影響；家庭農(nóng)場“是否有完整的收支記錄”變量沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于具有完整的收支記錄是大部分地區(qū)家庭農(nóng)場認定的標準，很多家庭農(nóng)場只是為了滿足認定的門檻而進行收支記錄，并沒有從根本上提高家庭農(nóng)場的管理水平；家庭農(nóng)場的“是否示范類家庭農(nóng)場”變量沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于當前各級政府制定示范性家庭農(nóng)場的標準時，僅僅注重于家庭農(nóng)場的經(jīng)營者身份、土地經(jīng)營規(guī)模、土地租賃期限、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)條件等一些外在的衡量標準，而忽視了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全這一內(nèi)在的衡量標準；家庭農(nóng)場的“是否有注冊商標”變量沒有通過顯著性檢驗，原因可能在于家庭農(nóng)場尚處于初級階段，只注重了擁有注冊商標的虛名，而未從根本上提高農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量；家庭農(nóng)場的“是否三品一標認證”變量通過了5%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與預(yù)測結(jié)果一致，這說明擁有三品一標認證的家庭農(nóng)場的確注重其施藥行為，能夠有效地施用農(nóng)藥；家庭農(nóng)場的“種植作物品種”變量通過了5%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與預(yù)測結(jié)果一致，這說明玉米類家庭農(nóng)場比水稻類家庭農(nóng)場更注重其施藥行為，水稻類家庭農(nóng)場比小麥類家庭農(nóng)場更注重其施藥行為。

(三)外部生產(chǎn)環(huán)境的影響

從家庭農(nóng)場的外部生產(chǎn)環(huán)境對施藥行為的影響看，家庭農(nóng)場的“是否參加合作社”變量沒有通過顯著性檢驗，這與本文的預(yù)期結(jié)果相一致，這也充分說明了雖然近些年來農(nóng)民合作社發(fā)展速度很快，但發(fā)展質(zhì)量令人擔憂，農(nóng)民合作社并沒有發(fā)揮出其應(yīng)有的作用，家庭農(nóng)場無法從中得到有效的服務(wù)；家庭農(nóng)場的“是否與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系”變量通過了10%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，與黃祖輝等的研究結(jié)論相一致，也符合預(yù)測結(jié)果，這表明與農(nóng)民合作社的徒有虛表相比，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)確實帶動了家庭農(nóng)場的發(fā)展，為家庭農(nóng)場提供了有效的服務(wù)；家庭農(nóng)場的“是否獲得政府補貼”變量通過了5%的顯著性檢驗且系數(shù)為正，這與Shumway和Chesse的研究結(jié)論相反，原因可能在于能夠獲得政府補貼的家庭農(nóng)場大多經(jīng)營管理水平比較高，能夠較為有效地施用農(nóng)藥。

四、結(jié)論與建議

本文利用我國2015年371個糧食類家庭農(nóng)場的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，以家庭農(nóng)場的施藥行為作為被解釋變量，以家庭農(nóng)場主的個體特征、家庭農(nóng)場的資源稟賦、外部生產(chǎn)環(huán)境等變量作為解釋變量，運用logistic回歸方法實證分析了影響家庭農(nóng)場施藥行為的主要因素，得到以下結(jié)論：家庭農(nóng)場主的年齡、受教育水平、從業(yè)經(jīng)歷、從事規(guī)模經(jīng)營年限和家庭農(nóng)場的是否三品一標認證、種植作物品種以及是否與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有聯(lián)系、是否獲得政府補貼等變量對家庭農(nóng)場施藥行為具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，家庭農(nóng)場主的性別、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和家庭農(nóng)場的自有勞動力個數(shù)、土地經(jīng)營規(guī)模、是否有完整的收支記錄、是否示范類家庭農(nóng)場、是否有注冊商標、是否加入農(nóng)民合作社等變量則沒有通過顯著性檢驗。

本文的研究結(jié)論對促進家庭農(nóng)場的綠色健康快速發(fā)展具有積極的參考價值。依據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下有針對性的政策建議：(1)注重提高家庭農(nóng)場主培訓(xùn)的有效性。從培訓(xùn)內(nèi)容上講，既要能夠提高家庭農(nóng)場主的規(guī)模種植實用技術(shù)，也要能提高他們的經(jīng)營管理能力、市場營銷能力；從培訓(xùn)方式上講，要堅持集中授課和靈活指導(dǎo)相結(jié)合的原則，特別要組織專業(yè)技術(shù)人員深入田間地頭給家庭農(nóng)場主開展接地氣、通俗易懂的實用技術(shù)培訓(xùn)*蘇昕，王可山，張淑敏：《我國家庭農(nóng)場發(fā)展及其規(guī)模探討——基于資源稟賦視角》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》，2014年第5期。。(2)切實發(fā)揮農(nóng)民合作社的帶動示范作用。要完善農(nóng)民合作社的內(nèi)部治理機制，推動農(nóng)民合作社從粗放型的數(shù)量發(fā)展向集約型的質(zhì)量發(fā)展，避免內(nèi)部人控制使得合作社成為少數(shù)幾個人牟利的工具，讓農(nóng)戶(家庭農(nóng)場)更多地參與合作社的經(jīng)營管理，也要鼓勵家庭農(nóng)場之間聯(lián)合或者與農(nóng)戶聯(lián)合成立合作社，有效地促進農(nóng)戶(家庭農(nóng)場)真正融入農(nóng)民合作社。(3)強化農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的輻射帶動作用。農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)資金科技實力都比較雄厚，精深加工能力比較強，已經(jīng)是農(nóng)業(yè)一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的重要載體，要構(gòu)建有效的利益聯(lián)結(jié)機制充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)對家庭農(nóng)場的輻射帶動作用*王興國：《推進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的思路與政策研究》，《東岳論叢》，2016年第2期。。(4)加大對家庭農(nóng)場的政策扶持力度。各級政府要繼續(xù)加大對那些運作規(guī)范、經(jīng)營管理水平高、經(jīng)濟效益好的家庭農(nóng)場的政策扶持力度，使他們成為家庭農(nóng)場發(fā)展的標桿，引導(dǎo)家庭農(nóng)場健康發(fā)展。