黃俊克，張麗君，張躍華*

(1.河南省濟(jì)源產(chǎn)城融合示范區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，河南 濟(jì)源 459000；2.浙江大學(xué)公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310058)

中國(guó)是世界農(nóng)業(yè)大國(guó)，更是畜牧業(yè)大國(guó)。我國(guó)肉類和禽蛋產(chǎn)量多年位居世界第一，畜牧業(yè)總產(chǎn)值約占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的1/3。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2016年我國(guó)畜牧業(yè)產(chǎn)值約3.05萬(wàn)億元，2017年超過(guò)3.20萬(wàn)億元。受非洲豬瘟疫情影響，2018年我國(guó)畜牧業(yè)產(chǎn)值有所下降，但仍高達(dá)2.87萬(wàn)億元。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計(jì)，中國(guó)人均肉類占有量已達(dá)64 kg，畜禽養(yǎng)殖的直接收入為家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金收入的1/6。作為我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中的支柱產(chǎn)業(yè)，畜牧業(yè)對(duì)保障肉類食品安全、增加農(nóng)民收入以及促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有重要意義。然而，近年來(lái)頻發(fā)的動(dòng)物疫病，對(duì)畜牧業(yè)的發(fā)展構(gòu)成了嚴(yán)重威脅。據(jù)估計(jì)，每年由于動(dòng)物發(fā)病死亡造成的直接經(jīng)濟(jì)損失近400億元，相當(dāng)于養(yǎng)殖業(yè)總產(chǎn)值增量的60%左右[1]。重大動(dòng)物疫病是嚴(yán)重威脅養(yǎng)殖戶(場(chǎng))生產(chǎn)的主要問(wèn)題，也是關(guān)乎食品安全與社會(huì)穩(wěn)定的重要問(wèn)題。在近30年感染人類的新發(fā)病中，75%是來(lái)自于動(dòng)物源性病原體，全世界每年約1 700萬(wàn)人死于傳染病，且主要為人獸共患病[2]。

鑒于動(dòng)物疫情的危害性，中國(guó)政府高度重視突發(fā)動(dòng)物疫情快速反應(yīng)機(jī)制的建立[3]?？紤]到突發(fā)動(dòng)物疫情具有傳染性強(qiáng)和傳播速度快的特點(diǎn)，因此疫情報(bào)告的及時(shí)性顯得尤為重要。養(yǎng)殖戶作為畜牧生產(chǎn)和疫病防控的主體，處于疫情控制的第一線，其是否及時(shí)主動(dòng)報(bào)告疫情直接關(guān)乎政府能否及時(shí)采取疫情防控措施，從而影響突發(fā)動(dòng)物疫情的可控程度?！吨腥A人民共和國(guó)動(dòng)物防疫法》、《重大動(dòng)物疫情應(yīng)急條例》等均對(duì)養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告的責(zé)任和義務(wù)進(jìn)行了相關(guān)規(guī)定，并明確了不履行報(bào)告義務(wù)的法律處罰。然而，在政府補(bǔ)貼政策激勵(lì)性不足或養(yǎng)殖戶對(duì)動(dòng)物疫情撲殺補(bǔ)貼政策不知曉的情況下，對(duì)于養(yǎng)殖戶而言，報(bào)告疫情后政府對(duì)動(dòng)物進(jìn)行撲殺、隔離以及緊急免疫等將給其帶來(lái)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)損失。因此，部分養(yǎng)殖戶會(huì)選擇隱瞞動(dòng)物疫情[4-5]，導(dǎo)致動(dòng)物疫情得不到及時(shí)控制，病死動(dòng)物無(wú)法得到妥善處置甚至可能流入市場(chǎng)，從而造成個(gè)體理性與集體非理性的矛盾。

中國(guó)擁有全球最大的豬肉消費(fèi)市場(chǎng)，也是生豬養(yǎng)殖和豬肉生產(chǎn)大國(guó)。因此關(guān)注突發(fā)動(dòng)物疫情風(fēng)險(xiǎn)下養(yǎng)殖戶的報(bào)告行為，識(shí)別該行為的影響因素，對(duì)提高我國(guó)重大動(dòng)物疫情的防控能力，保障肉類食品安全和公共衛(wèi)生安全都具有重要意義。本研究利用河南省濟(jì)源產(chǎn)城融合示范區(qū)(原濟(jì)源市)的入戶跟蹤調(diào)查資料，以生豬養(yǎng)殖戶為研究對(duì)象，通過(guò)面板隨機(jī)效應(yīng)Probit模型對(duì)養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為的影響因素進(jìn)行分析，并結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況和相關(guān)政策進(jìn)行可能的機(jī)理解釋，以期根據(jù)實(shí)證結(jié)果提出激勵(lì)養(yǎng)殖戶主動(dòng)報(bào)告動(dòng)物疫情，改善突發(fā)動(dòng)物疫情控制水平的政策建議，為政府制定相關(guān)政策提供微觀實(shí)證依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

所使用的數(shù)據(jù)為2013至2016年河南省濟(jì)源產(chǎn)城融合示范區(qū)(原濟(jì)源市)生豬養(yǎng)殖戶跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，所有樣本皆通過(guò)嚴(yán)格的分層隨機(jī)抽樣獲得，代表性強(qiáng)。通過(guò)4次調(diào)查，共獲得了4 436個(gè)樣本。在具體篩選數(shù)據(jù)時(shí)，首先剔除了因各種原因當(dāng)年不再養(yǎng)豬的農(nóng)戶，最終確定樣本量為2 276個(gè)。

1.2 理論分析標(biāo)準(zhǔn)

針對(duì)養(yǎng)殖戶面臨突發(fā)動(dòng)物疫情時(shí)的報(bào)告決策行為，依據(jù)計(jì)劃行為理論，將該行為放入相關(guān)分析框架中，可確定影響?zhàn)B殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告與否的因素主要有養(yǎng)殖戶的個(gè)人特征、信仰特征、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、養(yǎng)殖經(jīng)營(yíng)特征以及政策環(huán)境5個(gè)方面[6]。具體來(lái)看，年齡、教育程度等個(gè)人特征因素以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度主要會(huì)影響?zhàn)B殖戶對(duì)動(dòng)物疫情報(bào)告所持的態(tài)度以及對(duì)該行為的知覺控制，進(jìn)而影響報(bào)告意愿。宗教信仰、黨員身份等帶來(lái)的信仰差異將使得養(yǎng)殖戶受到特殊的價(jià)值引導(dǎo)和不同團(tuán)體的社會(huì)壓力，通過(guò)行為態(tài)度和主觀規(guī)范對(duì)其動(dòng)物疫情報(bào)告行為產(chǎn)生影響。不同養(yǎng)殖戶飼養(yǎng)經(jīng)驗(yàn)、飼養(yǎng)規(guī)模等養(yǎng)殖特征差異決定了其抵抗和處理疫情的水平與規(guī)范程度的不同，對(duì)養(yǎng)殖戶知覺行為控制和主觀規(guī)范產(chǎn)生影響，進(jìn)而導(dǎo)致報(bào)告意愿的不同。是否參加過(guò)培訓(xùn)、對(duì)基層政府承諾的信任程度等環(huán)境因素使得不同養(yǎng)殖戶對(duì)動(dòng)物疫情報(bào)告的重要性、政府疫情處理能力的認(rèn)知存在差異，通過(guò)作用于其對(duì)報(bào)告行為的態(tài)度和知覺控制來(lái)影響報(bào)告與否的決定。

1.3 變量定義及賦值

結(jié)合問(wèn)卷調(diào)查資料，對(duì)養(yǎng)殖戶戶主個(gè)人特征、信仰特征、養(yǎng)殖特征、環(huán)境特征以及養(yǎng)殖戶的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這5方面影響因素的具體變量選取如下：個(gè)人特征變量包括年齡、教育程度、戶口以及其是否為村干部；信仰特征變量包括是否為黨員和是否有宗教信仰；養(yǎng)殖特征變量包括養(yǎng)豬經(jīng)驗(yàn)、養(yǎng)豬收入占家庭總收入的比例、養(yǎng)殖場(chǎng)的能繁母豬存欄數(shù)、是否為養(yǎng)殖大戶、養(yǎng)殖場(chǎng)是否有臺(tái)賬記錄以及生豬養(yǎng)殖是否有貸款，其中是否為養(yǎng)殖大戶系根據(jù)當(dāng)年育肥豬出欄量是否大于200頭進(jìn)行劃分，是否有臺(tái)賬記錄反映了養(yǎng)殖場(chǎng)的飼養(yǎng)是否規(guī)范；環(huán)境特征變量包括是否參加過(guò)政府培訓(xùn)以及對(duì)基層政府承諾的信任程度，其中信任程度根據(jù)問(wèn)卷設(shè)計(jì)分為“不信任”、“一般信任”和“信任”三級(jí)；風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的衡量以養(yǎng)殖戶受調(diào)查年份是否醉酒作為代理變量，醉酒過(guò)的養(yǎng)殖戶表示更偏好風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)于養(yǎng)殖戶的動(dòng)物疫情報(bào)告行為，問(wèn)卷中的相關(guān)問(wèn)題為“如果豬場(chǎng)里發(fā)生重大動(dòng)物疫情，您是否會(huì)及時(shí)向政府有關(guān)部門報(bào)告，設(shè)有“不報(bào)告”、“看情況”、“報(bào)告”以及“沒(méi)有想過(guò)”4個(gè)可選項(xiàng)。由于回答“沒(méi)有想過(guò)”的養(yǎng)殖戶其動(dòng)物疫情報(bào)告行為的選擇無(wú)法明確，故剔除了回答這一選項(xiàng)的樣本。因此本研究中被解釋變量疫情報(bào)告情況根據(jù)問(wèn)卷設(shè)計(jì)分為“不報(bào)告”、“看情況”與“報(bào)告”三級(jí)。進(jìn)而，將前兩者選項(xiàng)進(jìn)行合并后與“報(bào)告”選項(xiàng)生成虛擬變量是否報(bào)告動(dòng)物疫情。所有變量的定義及賦值見表1。

表1 變量定義及賦值

變量名定義及賦值被解釋變量 是否報(bào)告疫情虛擬變數(shù):發(fā)生重大疫情時(shí)養(yǎng)殖戶向政府報(bào)告=1 疫情報(bào)告情況分為1,2,3三級(jí),發(fā)生重大疫情時(shí)養(yǎng)殖戶選擇不向政府報(bào)告=1,看情況=2,向政府報(bào)告=3個(gè)人特征變量 年齡養(yǎng)殖戶戶主的年齡(單位:歲) 教育程度養(yǎng)殖戶戶主的受教育年限(單位:年) 戶口虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主的戶口為非農(nóng)戶口=1 是否為村干部虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主為村干部=1信仰特征變量 是否為黨員虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主為黨員=1 是否有宗教信仰虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主有宗教信仰=1養(yǎng)殖特征變量 養(yǎng)豬經(jīng)驗(yàn)養(yǎng)豬的年限(單位:年) 養(yǎng)豬收入占比養(yǎng)豬收入占家庭總收入的比例(單位:%) 能繁母豬數(shù)量調(diào)查年份截止調(diào)查時(shí)間的能繁母豬存欄量(單位:頭) 是否為養(yǎng)殖大戶虛擬變數(shù):目標(biāo)調(diào)查年份生豬出欄量為200頭以上=1 是否有臺(tái)賬記錄虛擬變數(shù):有臺(tái)賬(疾病)記錄=1 是否有貸款虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶有生產(chǎn)性貸款=1環(huán)境特征變量 是否參加過(guò)培訓(xùn)虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶參加過(guò)政府組織的培訓(xùn)=1 基層政府信任度分為1,2,3三級(jí),對(duì)基層政府承諾不信任=1,一般信任=2,信任=3風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度 是否醉酒虛擬變數(shù):目標(biāo)調(diào)查年份喝醉過(guò)=1,醉酒過(guò)表示更偏好風(fēng)險(xiǎn)

2 結(jié)果與分析

2.1 生豬養(yǎng)殖戶樣本解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)表2統(tǒng)計(jì)的跟蹤調(diào)查生豬養(yǎng)殖戶總樣本的基本特征情況可知，被調(diào)查養(yǎng)殖戶的平均年齡為51.49歲，與從事養(yǎng)殖生產(chǎn)人員年齡偏大的現(xiàn)實(shí)情況一致；戶主的平均受教育年限為8.6年，平均養(yǎng)豬經(jīng)驗(yàn)為9.71年，其知識(shí)水平保證受訪者可以理解問(wèn)卷內(nèi)容并進(jìn)行作答；養(yǎng)豬收入占家庭總收入的平均占比為61.51%，表明養(yǎng)豬收入是養(yǎng)殖戶家庭收入的一個(gè)重要來(lái)源；受訪者中年生豬出欄量大于200頭的生豬養(yǎng)殖戶僅為11%，小規(guī)模生豬養(yǎng)殖戶仍占絕大多數(shù)；仍有50%的養(yǎng)殖戶未設(shè)臺(tái)賬記錄，養(yǎng)殖規(guī)范有待提高；高達(dá)89%的養(yǎng)殖戶參加過(guò)政府培訓(xùn)，養(yǎng)殖戶對(duì)基層政府承諾信任程度的平均值為2.75，表明當(dāng)?shù)匦姓鞴懿块T對(duì)生豬養(yǎng)殖行業(yè)的管理較為成功。

2.2 生豬養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告行為描述性統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)生豬養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告行為進(jìn)行的描述性統(tǒng)計(jì)分析(表3)顯示，全部樣本中不進(jìn)行動(dòng)物疫情“報(bào)告”的養(yǎng)殖戶比例為1.49%，其中當(dāng)年生豬出欄量小于200頭的“養(yǎng)豬小戶”的比例高于“養(yǎng)豬大戶”；有10.94%的養(yǎng)殖戶選擇“看情況”，即依據(jù)疫情發(fā)生情況進(jìn)行報(bào)告與否的判斷，同樣是養(yǎng)豬小戶的比例多于養(yǎng)豬大戶；而選擇“報(bào)告”的養(yǎng)殖戶占比為87.57%，養(yǎng)豬大戶的比例更高?？傮w看來(lái)，明確表示不報(bào)告的養(yǎng)殖戶比例較低，表明養(yǎng)殖戶對(duì)動(dòng)物疫情較為重視，在動(dòng)物疫情報(bào)告方面做得較為規(guī)范。但未明確表示報(bào)告的養(yǎng)殖戶比例仍有12.43%，說(shuō)明動(dòng)物疫情報(bào)告工作仍有較大的改進(jìn)空間，識(shí)別養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為的影響因素、進(jìn)而促使養(yǎng)殖戶更為主動(dòng)及時(shí)地報(bào)告動(dòng)物疫情具有現(xiàn)實(shí)意義。從養(yǎng)殖規(guī)?？矗B(yǎng)豬大戶的報(bào)告規(guī)范程度高于養(yǎng)豬小戶，但兩者差異不大。從時(shí)間上看，2013年與2014年樣本“報(bào)告”與否的差異較小，2015年和2016年動(dòng)物疫情報(bào)告的規(guī)范程度較前2年有所提高。

表2 2013—2016年間所有樣本解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量名樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)偏差中位數(shù)最大值最小值年齡227651.498.50519020教育程度22768.602.448200戶口22760.020.15010是否為黨員22760.080.28010是否為村干部22760.060.24010是否有宗教信仰22760.110.32010養(yǎng)豬經(jīng)驗(yàn)22769.713.9210351養(yǎng)豬收入占比227661.5125.396010010能繁母豬數(shù)量227612.1518.07105000是否為養(yǎng)殖大戶22760.110.31010是否有臺(tái)賬記錄22760.500.50010是否有貸款22760.430.49010是否參加過(guò)培訓(xùn)22760.890.31110基層政府信任22762.750.52331是否醉酒22760.080.28010

表3 生豬養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告情況 %

注：1)括號(hào)內(nèi)的數(shù)值表示對(duì)應(yīng)的樣本量；2)養(yǎng)豬大戶與小戶的劃分標(biāo)準(zhǔn)為調(diào)查當(dāng)年生豬出欄量是否大于200頭

2.3 生豬養(yǎng)殖戶“是否報(bào)告動(dòng)物疫情”影響因素的實(shí)證結(jié)果

對(duì)以“是否報(bào)告動(dòng)物疫情”為被解釋變量的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，如表4所示，第(1)、(2)、(3)列分別為線性概率模型、混合回歸Probit模型以及隨機(jī)效應(yīng)Probit模型的估計(jì)結(jié)果。整體來(lái)看，3種模型下各個(gè)變量系數(shù)的顯著程度基本一致，顯著方向完全相同，系數(shù)大小差異也不大，表明本研究的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。但是采用線性概率模型估計(jì)被解釋變量為虛擬變量的方程存在偏效應(yīng)問(wèn)題，并且表4最后一行的極大似然比檢驗(yàn)[7]結(jié)果顯示，在5%水平上拒絕不存在個(gè)體效應(yīng)的原假設(shè)，即相對(duì)于混合回歸，采用隨機(jī)效應(yīng)模型更為合適。

2.4 生豬養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為的影響因素

根據(jù)上述研究數(shù)據(jù)，本研究最終根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)Probit模型的回歸結(jié)果，將影響生豬養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為的因素總結(jié)歸納如下：

(1)養(yǎng)殖戶戶主的“年齡”對(duì)其動(dòng)物疫情報(bào)告行為有負(fù)向影響，且在1%水平上顯著。這意味著，戶主的年齡越大，越不傾向于報(bào)告動(dòng)物疫情[8]?？赡艿脑蚴丘B(yǎng)殖戶的年齡越大，越可能保留傳統(tǒng)的飼養(yǎng)習(xí)慣，而傳統(tǒng)飼養(yǎng)習(xí)慣相對(duì)而言較為不規(guī)范，在發(fā)現(xiàn)養(yǎng)殖場(chǎng)出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)通常選擇自己處理。并且從信息接收角度解釋，年輕的飼養(yǎng)者接收信息的渠道往往更多，對(duì)政府動(dòng)物疫情控制相關(guān)的撲殺補(bǔ)貼和懲罰等政策更為了解，因而更愿意報(bào)告動(dòng)物疫情。

(2)“教育程度”變量在1%水平上顯著，在控制其他變量保持不變的情況下，教育年限每增長(zhǎng)一年，養(yǎng)殖戶選擇報(bào)告的平均邊際效應(yīng)增加0.0122。一般來(lái)說(shuō)，教育程度高的養(yǎng)殖戶行為相對(duì)更為理性，面對(duì)動(dòng)物疫情報(bào)告與否的決策時(shí)能更好地衡量各方面的收益損失，在當(dāng)?shù)卣i養(yǎng)殖管制較為嚴(yán)格，撲殺補(bǔ)貼政策較為完善的背景下更可能做出報(bào)告動(dòng)物疫情的理性決策。而且接受過(guò)更多教育的養(yǎng)殖戶通常對(duì)政府相關(guān)政策的知曉程度更高，對(duì)動(dòng)物疫情知識(shí)了解也更多，更能意識(shí)到不報(bào)告動(dòng)物疫情的危害性。

(3)“養(yǎng)豬收入占比”變量在10%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明養(yǎng)豬收入占家庭收入的比重越大，養(yǎng)殖戶越不愿意進(jìn)行動(dòng)物疫情報(bào)告，但平均邊際效應(yīng)較小。這是由于政府知曉疫情后，其組織的封鎖、撲殺與免疫等工作會(huì)給養(yǎng)殖戶帶來(lái)生豬死亡、養(yǎng)殖經(jīng)營(yíng)中斷等經(jīng)濟(jì)損失。而對(duì)于相同的經(jīng)濟(jì)損失，養(yǎng)殖收入在家庭收入中占比越大的養(yǎng)殖戶，其承受能力可能越弱。

表4 生豬養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告影響因素的實(shí)證結(jié)果：線性概率模型與Probit模型

被解釋變量:是否報(bào)告疫情變量名(1)線性概率模型(2)混合回歸Probit(3)隨機(jī)效應(yīng)Probit回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)誤年齡-0.0029???0.0008-0.0030???0.0009-0.0029???0.0009教育程度 0.0134???0.0031 0.0127???0.0030 0.0122???0.0028戶口 0.03680.0376 0.04320.0574 0.04370.0493是否為黨員-0.01070.0291-0.00540.0262-0.00540.0262是否為村干部-0.01150.0326-0.00840.0293-0.01030.0298是否有宗教信仰 0.0334?0.0198 0.0380?0.0222 0.03520.0233養(yǎng)豬經(jīng)驗(yàn) 0.00080.0017 0.00080.0017 0.00100.0018養(yǎng)豬收入占比-0.00040.0003-0.0005?0.0003-0.0005?0.0003能繁母豬數(shù)量-0.00060.0006-0.00050.0004-0.00050.0003是否為養(yǎng)殖大戶 0.02230.0248 0.02280.0239 0.01770.0238是否有臺(tái)賬記錄 0.00660.0145 0.00790.0142 0.00620.0136是否有貸款-0.0272?0.0149-0.0275?0.0144-0.0269?0.0140是否參加過(guò)培訓(xùn) 0.0590??0.0262 0.0583???0.0194 0.0593???0.0193基層政府信任 0.01580.0158 0.0657???0.0117 0.0629???0.0116是否醉酒-0.1046???0.0312-0.0881???0.0212-0.0841???0.0214截距項(xiàng) 0.6742???0.0766 0.42570.3653 0.48220.3835sigma_u —— —— 0.34220.1165rho —— —— 0.10480.0639R2/偽R2 0.04720.0600—樣本量227622762276Likelihood-ratiotestofrho=0: chibar2(01)=2.84 Prob>=chibar2=0.046

注：1)表中所指標(biāo)準(zhǔn)誤為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；2)***P<0.01, **P<0.05, *P<0.1；3)極大似然比檢驗(yàn)的原假設(shè)為不存在個(gè)體效應(yīng)

(4)相對(duì)于有養(yǎng)殖貸款的養(yǎng)殖戶而言，無(wú)養(yǎng)殖貸款的養(yǎng)殖戶報(bào)告動(dòng)物疫情的概率要高出2.69%，該變量通過(guò)了10%水平的顯著性檢驗(yàn)。這是因?yàn)橛匈J款的養(yǎng)殖戶需要通過(guò)養(yǎng)殖收入償還貸款，比無(wú)貸款的養(yǎng)殖戶承擔(dān)更高的養(yǎng)殖風(fēng)險(xiǎn)，報(bào)告動(dòng)物疫情后的封鎖、撲殺等行為對(duì)其養(yǎng)殖收入會(huì)有一定的不利影響，因而更可能選擇不報(bào)告疫情。

(5)政府培訓(xùn)對(duì)養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為有正向促進(jìn)作用，且在1%水平上顯著，與現(xiàn)有的相關(guān)研究結(jié)論一致[9-10]。參加過(guò)政府培訓(xùn)的養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告幾率比未參加過(guò)的養(yǎng)殖戶高5.93%。對(duì)此，可能的原因是政府的培訓(xùn)內(nèi)容會(huì)涉及政府動(dòng)物疫情控制政策，包括動(dòng)物疫情報(bào)告政策的解讀，一方面使得養(yǎng)殖戶意識(shí)到動(dòng)物疫情報(bào)告的重要性以及瞞報(bào)的危害性；另一方面能夠提高養(yǎng)殖戶對(duì)相關(guān)疫情處置政策包括補(bǔ)貼以及違法行為罰款等措施的了解程度，進(jìn)而提高養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告的積極性[11]，同時(shí)也可以使得養(yǎng)殖戶更加相信政府的疫情控制能力。

(6)“基層政府信任”程度對(duì)養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告決策的影響較大，養(yǎng)殖戶對(duì)基層政府承諾的信任程度越高，發(fā)生疫情時(shí)其采取報(bào)告行為的概率越大，且作用的平均邊際效應(yīng)為0.062 9，在1%水平上顯著?；鶎诱丘B(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告的對(duì)象，養(yǎng)殖戶對(duì)基層政府承諾的信任是政治信任的一種體現(xiàn)。有研究表明，較低的基層政府政治信任會(huì)導(dǎo)致公眾對(duì)基層政府下達(dá)的政策態(tài)度消極[12]。因此，在基層政府傳達(dá)上級(jí)動(dòng)物疫情控制政策時(shí)，養(yǎng)殖戶對(duì)基層政府承諾的信任程度將直接影響其對(duì)相關(guān)政策的態(tài)度。信任程度低的養(yǎng)殖戶很可能不相信疫情撲殺補(bǔ)貼的真實(shí)性，懷疑政府實(shí)施不報(bào)告懲罰規(guī)定的可能性，因而傾向于不報(bào)告動(dòng)物疫情。并且，政治信任在一定程度上反映了民眾對(duì)于政府提供公共服務(wù)能力大小的判斷，因而對(duì)基層政府承諾較為不信任的養(yǎng)殖戶也更可能懷疑基層政府處理和控制疫情的能力，故更偏好隱瞞疫情，自己進(jìn)行疫情處置。

(7)以“是否醉酒”作為養(yǎng)殖戶風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的代理變量，本研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)去一年醉酒過(guò)，即偏好風(fēng)險(xiǎn)的養(yǎng)殖戶不進(jìn)行動(dòng)物疫情報(bào)告的可能性更大，同樣在1%水平上顯著。對(duì)此，可能的解釋是動(dòng)物疫情作為養(yǎng)殖業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度高的養(yǎng)殖戶對(duì)其更加厭惡，因而一旦發(fā)現(xiàn)動(dòng)物疫情，更愿意報(bào)告以使其得到盡快控制。

(8)由于在本文涉及的5個(gè)回歸模型中，衡量養(yǎng)殖規(guī)模的2個(gè)變量“能繁母豬數(shù)量”和“是否為養(yǎng)豬大戶”皆不顯著，表明養(yǎng)殖規(guī)模對(duì)養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告行為無(wú)顯著影響，這可能是由于當(dāng)?shù)厣i養(yǎng)殖管理水平較高，對(duì)大小戶的約束水平無(wú)顯著差異。此外，“戶口”、“是否為黨員”、“是否為村干部”、“是否有宗教信仰”、“養(yǎng)豬經(jīng)驗(yàn)”以及“是否有臺(tái)賬記錄”這6個(gè)變量在隨機(jī)效應(yīng)模型中皆不顯著，說(shuō)明其對(duì)養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為無(wú)顯著影響作用，具體原因有待進(jìn)一步研究。

3 討論

近年來(lái)，頻發(fā)的動(dòng)物疫情對(duì)我國(guó)養(yǎng)殖業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展構(gòu)成了巨大威脅。嚴(yán)把養(yǎng)殖業(yè)重大疫情的防控，對(duì)于穩(wěn)定養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，保障肉類食品安全和農(nóng)民持續(xù)增收具有重要意義。重大動(dòng)物疫情發(fā)生后，作為疫情防控的一線主體，養(yǎng)殖戶是否主動(dòng)及時(shí)報(bào)告疫情將直接影響動(dòng)物疫情的控制效果，因此識(shí)別其疫情報(bào)告行為的影響因素對(duì)于政府及時(shí)獲取疫情信息，改進(jìn)突發(fā)動(dòng)物疫情控制水平均具有重要作用。

本研究關(guān)注生豬養(yǎng)殖行業(yè)，利用河南省濟(jì)源產(chǎn)城融合示范區(qū)(原濟(jì)源市)2013至2016年生豬養(yǎng)殖戶跟蹤調(diào)查資料，試圖識(shí)別養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告行為的影響因素。首先通過(guò)計(jì)劃行為理論確定影響?zhàn)B殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告決策的可能因素，然后采用面板隨機(jī)效應(yīng)Probit模型和面板隨機(jī)效應(yīng)ordered Probit模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，最終發(fā)現(xiàn)：年齡越小，受教育年限越長(zhǎng)，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度越高的養(yǎng)殖戶在動(dòng)物疫情發(fā)生時(shí)更傾向于報(bào)告；無(wú)養(yǎng)殖貸款，養(yǎng)豬收入占家庭總收入較小的養(yǎng)殖戶更愿意進(jìn)行動(dòng)物疫情報(bào)告，而養(yǎng)殖規(guī)模對(duì)戶主疫情報(bào)告行為無(wú)顯著影響；政府培訓(xùn)、基層政府信任程度這兩種影響因素的平均邊際效應(yīng)較大，參加過(guò)政府培訓(xùn)，對(duì)基層政府信任程度高的養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告意愿更強(qiáng)，說(shuō)明政府培訓(xùn)相關(guān)作為對(duì)激勵(lì)養(yǎng)殖戶主動(dòng)報(bào)告動(dòng)物疫情具有積極作用。

雖然本研究發(fā)現(xiàn)被調(diào)查當(dāng)?shù)氐纳i養(yǎng)殖戶疫情報(bào)告行為較為規(guī)范，但是仍有12.43%的養(yǎng)殖戶未明確表示動(dòng)物疫情發(fā)生是否會(huì)進(jìn)行報(bào)告，故依然有較大的提升空間，相關(guān)研究數(shù)據(jù)和結(jié)論，對(duì)其他地區(qū)畜牧養(yǎng)殖及行業(yè)主管部門完善疫情防控政策也具有借鑒意義。2018年以來(lái)，非洲豬瘟的大面積流行已重創(chuàng)我國(guó)生豬養(yǎng)殖業(yè)，不僅導(dǎo)致巨大的經(jīng)濟(jì)損失并全面影響到人民群眾的日常生活消費(fèi)，而且必將引發(fā)我國(guó)生豬養(yǎng)殖業(yè)今后的養(yǎng)殖模式、行業(yè)重組、產(chǎn)業(yè)升級(jí)、疫情防控等一系列重大而深刻的變革。因此，繼續(xù)深入系統(tǒng)地開展養(yǎng)殖戶動(dòng)物疫情報(bào)告影響因素的分析和研究，仍具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。