有機(jī)蔬菜農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)意愿及其影響因素
——基于壽光市785份調(diào)查數(shù)據(jù)

徐迎軍，尹世久，陳雨生，朱淀

(1.曲阜師范大學(xué)山東新農(nóng)村建設(shè)研究中心，山東 日照 276826；2.中國海洋大學(xué)管理學(xué)院，山東 青島 266100；3.蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院，江蘇 蘇州 215021)

有機(jī)蔬菜農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)意愿及其影響因素
——基于壽光市785份調(diào)查數(shù)據(jù)

徐迎軍1，尹世久1，陳雨生2，朱淀3

(1.曲阜師范大學(xué)山東新農(nóng)村建設(shè)研究中心，山東 日照 276826；2.中國海洋大學(xué)管理學(xué)院，山東 青島 266100；3.蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院，江蘇 蘇州 215021)

基于山東省壽光市785份調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)表明，62%的有機(jī)蔬菜種植戶表示愿意擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，保持不變和縮小的種植戶分別為13%和16%，而表示退出的種植戶為9%。根據(jù)計(jì)劃行為理論選取20個(gè)變量，運(yùn)用有序Logit模型對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果表明：環(huán)境保護(hù)意識(shí)、有機(jī)蔬菜質(zhì)量評(píng)價(jià)、有機(jī)技術(shù)的可得性、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差、出口機(jī)會(huì)、種植面積、受教育程度與風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)等因素有顯著正向影響；有機(jī)肥料價(jià)格、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜產(chǎn)量差、年齡等因素有顯著負(fù)向影響；食品安全意識(shí)、健康意識(shí)、生物農(nóng)藥價(jià)格、市場信息可得性、有機(jī)農(nóng)業(yè)認(rèn)知等因素的影響不顯著。

有機(jī)蔬菜；農(nóng)戶生產(chǎn)意愿；規(guī)模變動(dòng)

一、問題的提出

隨著世界工業(yè)化進(jìn)程加速，人口、資源、環(huán)境與生物多樣性銳減等生態(tài)問題日益加劇，食品質(zhì)量安全問題日益嚴(yán)重。有機(jī)農(nóng)業(yè)因其在改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、保護(hù)生態(tài)環(huán)境、提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平等方面的諸多優(yōu)勢而日益受到各國重視[1-4]。2012年，全世界有機(jī)生產(chǎn)面積已達(dá)到3 750萬公頃，中國超過190萬公頃，居第四位[5]。而根據(jù)中國國家認(rèn)證認(rèn)可監(jiān)督管理委員會(huì)發(fā)布的數(shù)據(jù)，2013年全國獲得認(rèn)證的有機(jī)生產(chǎn)面積達(dá)到272.2萬公頃，有機(jī)植物產(chǎn)品總產(chǎn)量為766.5萬噸[6]。

農(nóng)戶的有機(jī)生產(chǎn)意愿與決策行為引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。早期學(xué)界主要從成本收益角度關(guān)注農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)決策[7]。Oelofse等[8]在中國和巴西的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有機(jī)農(nóng)業(yè)收益可能受生產(chǎn)規(guī)模、產(chǎn)品品種多樣性與價(jià)格等因素的影響。Ponti等[9]通過元分析對有機(jī)農(nóng)業(yè)與常規(guī)農(nóng)業(yè)收益進(jìn)行比較研究表明，農(nóng)戶從事有機(jī)農(nóng)業(yè)的收益大約是常規(guī)農(nóng)業(yè)的80%。Adhikari[10]研究表明，勞動(dòng)成本在有機(jī)生產(chǎn)總成本中占比最大，勞動(dòng)成本和肥料成本對總收益有著重要影響。Kilian等[11]對中美洲的有機(jī)咖啡生產(chǎn)進(jìn)行分析后認(rèn)為，有機(jī)生產(chǎn)并不一定能提高農(nóng)戶收入。增加收益等經(jīng)濟(jì)激勵(lì)固然是農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)的直接驅(qū)動(dòng)因素，但農(nóng)戶生產(chǎn)行為往往表現(xiàn)為有限的經(jīng)濟(jì)理性，其有機(jī)生產(chǎn)收益存在很大的不確定性。因此，學(xué)者們從更廣泛的層面關(guān)注了農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)決策或行為的影響因素[12]。Burton 等[13]研究了英國 237 個(gè)農(nóng)戶是否從事有機(jī)生產(chǎn)的影響因素,發(fā)現(xiàn)性別、年齡、家庭規(guī)模等個(gè)體特征以及是否為環(huán)境組織成員、是否從其他農(nóng)戶處獲得相關(guān)信息等影響顯著。Thapa和 Kanokporn[14]在泰國抽取 172個(gè)農(nóng)戶樣本的研究發(fā)現(xiàn)，婦女領(lǐng)導(dǎo)角色、政府組織與非政府組織推動(dòng)、社區(qū)與農(nóng)民組織推動(dòng)、培訓(xùn)、對有機(jī)產(chǎn)品價(jià)格滿意程度、蟲害強(qiáng)度等變量對農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)具有顯著正向影響。王奇等[15]的研究表明，年齡、家庭收入和農(nóng)戶所處位置與大城市的距離對農(nóng)戶有機(jī)農(nóng)業(yè)采納意愿有顯著的正向影響, 而性別、受教育程度、是否接受過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、耕地面積、非農(nóng)收入占比、風(fēng)險(xiǎn)承受能力、環(huán)境意識(shí)變量的影響并不顯著。陳琛等[16]研究發(fā)現(xiàn)，年輕、受教育程度較高、務(wù)農(nóng)年限較短的農(nóng)戶更容易轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)。

近年來，農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿或決策的研究方法有了很大發(fā)展，呈現(xiàn)出多樣化的特點(diǎn)。陳雨生等[12]運(yùn)用因子分析表明，合作企業(yè)與監(jiān)管機(jī)制的完善提高了農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)積極性而“商販?zhǔn)召徠谩苯档土似渖a(chǎn)積極性。L?pple和Kelley[17]利用聚類分析與主成分分析方法，研究了愛爾蘭農(nóng)戶從常規(guī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知存在顯著差異，經(jīng)濟(jì)激勵(lì)與技術(shù)障礙對不同細(xì)分群體的影響差異顯著，整個(gè)社會(huì)對有機(jī)農(nóng)業(yè)的接受程度對其有機(jī)生產(chǎn)方式采納意愿具有顯著影響。L?pple和Van Rensburg[18]將有機(jī)生產(chǎn)者劃分為早期、中期和晚期采納者，進(jìn)而運(yùn)用多項(xiàng) Logit模型對農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)的影響因素進(jìn)行研究表明，不同群體采用行為的影響因素有著較大差異。Khaledi等[19]以農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)的土地比例(部分或者全部)為因變量，運(yùn)用多元Tobit模型研究了相應(yīng)影響因素，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)、營銷績效、市場機(jī)會(huì)等交易成本是顯著影響因素，而受教育水平等個(gè)體特征影響并不顯著。

總體來看，現(xiàn)有研究尤其是國內(nèi)研究更多關(guān)注農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)，這種簡單化的變量設(shè)置適合有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展初始階段的現(xiàn)實(shí)行業(yè)背景。L?pple 和Kelley以及Khaledi等[17,19]的研究率先采用了反映更多信息的多項(xiàng)離散選擇模型研究農(nóng)戶的有機(jī)生產(chǎn)決策，但關(guān)注的仍是農(nóng)戶的現(xiàn)實(shí)行為。實(shí)際上，在對已從事有機(jī)生產(chǎn)農(nóng)戶的現(xiàn)實(shí)行為研究基礎(chǔ)上，關(guān)注其預(yù)期生產(chǎn)行為，對有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展可能更具應(yīng)用價(jià)值。因此，筆者擬以山東省壽光市有機(jī)蔬菜生產(chǎn)為例，將農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿設(shè)置為“退出有機(jī)生產(chǎn)”、“擴(kuò)大有機(jī)生產(chǎn)”、“縮小有機(jī)生產(chǎn)”和“基本不變”的多項(xiàng)選擇，基于計(jì)劃行為理論(TPB)構(gòu)建假設(shè)模型，運(yùn)用有序Logit模型研究農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)的影響因素，以期為制定中國有機(jī)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策提供參考。

二、分析視角與影響因素選擇

農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)行為并非簡單決定于生產(chǎn)收益，還會(huì)受到市場前景、關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)、技術(shù)水平與支持政策等諸多因素影響。正確認(rèn)知農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)面臨的困難，并通過配套政策加以引導(dǎo)、支持，是中國有機(jī)蔬菜產(chǎn)業(yè)發(fā)展亟需解決的問題[20]。計(jì)劃行為理論(TPB)是社會(huì)心理學(xué)中最著名的態(tài)度行為關(guān)系理論[21]，該理論認(rèn)為意圖是影響主體決策與行為最直接的因素，行為意圖反過來受態(tài)度、社會(huì)規(guī)范和知覺行為控制的影響。在計(jì)劃行為理論中，行為意圖是核心因素，被認(rèn)為是行為的直接前兆，行為意圖越強(qiáng)烈，則行為發(fā)生的可能性越大，因此可以通過識(shí)別行為意圖的決定因素來研究主體行為方式的原因[22]。相關(guān)研究已證實(shí) TPB理論能顯著提高對主體行為的解釋能力與預(yù)測能力，因此該理論已被廣泛應(yīng)用于多個(gè)行為領(lǐng)域的研究[23]。

在TPB理論框架內(nèi)，筆者對可能影響農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿的因素分析如下：

(1)農(nóng)戶態(tài)度。態(tài)度是指主體對執(zhí)行特定行為的積極或消極的評(píng)價(jià)，由對行為結(jié)果的信仰和對特定結(jié)果的評(píng)價(jià)來決定。由于TPB框架基于期望值理論，使之與經(jīng)濟(jì)學(xué)中的期望效用理論有著密切的關(guān)系[24]。從經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角，可以認(rèn)為態(tài)度等價(jià)于效用，這意味著擁有積極態(tài)度的生產(chǎn)者在轉(zhuǎn)向有機(jī)蔬菜生產(chǎn)后將獲得更好效用。對環(huán)境保護(hù)的態(tài)度、對健康和環(huán)境保護(hù)的關(guān)注程度是影響生產(chǎn)者有機(jī)生產(chǎn)意愿的重要因素[25,26]。基于上述分析，筆者選取農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)意識(shí)、健康意識(shí)、食品安全意識(shí)以及對有機(jī)蔬菜質(zhì)量的評(píng)價(jià)等變量，分析農(nóng)戶態(tài)度對其有機(jī)生產(chǎn)意愿的影響。

(2)社會(huì)規(guī)范。社會(huì)規(guī)范代表承諾，為感知到的執(zhí)行某種行為時(shí)的社會(huì)壓力或影響，包括外在規(guī)范和生產(chǎn)者自身規(guī)范。其他農(nóng)戶的影響和政府經(jīng)濟(jì)激勵(lì)是農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)的重要因素[18,27]。監(jiān)管機(jī)構(gòu)的嚴(yán)格程度也會(huì)影響農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿[12]。因此，筆者選擇有機(jī)生產(chǎn)監(jiān)管的嚴(yán)格程度、其他生產(chǎn)者的影響、是否加入合作社、政府經(jīng)濟(jì)激勵(lì)等變量，分析社會(huì)規(guī)范對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿的影響。

(3)知覺行為控制。知覺行為控制對應(yīng)于經(jīng)濟(jì)模型中的約束[28]，為行為主體感知到的促進(jìn)或阻礙其行為績效的因素，主要表現(xiàn)為資源稟賦限制以及預(yù)期困難等方面。就有機(jī)蔬菜生產(chǎn)而言，資源稟賦限制主要包含對有機(jī)蔬菜生產(chǎn)的認(rèn)知、信息和技術(shù)的可得性等；預(yù)期困難主要包括有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的產(chǎn)量差、生物農(nóng)藥的價(jià)格、有機(jī)肥料的價(jià)格等。就生產(chǎn)者的有機(jī)生產(chǎn)轉(zhuǎn)換能力而言，知覺行為控制是重要影響因素，因它考慮到了生產(chǎn)者對其獲取經(jīng)濟(jì)利益的能力和手段的感知[29]。信息的可得性是生產(chǎn)者轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)的重要影響因素[25,18]。更好的出口機(jī)會(huì)對外向型有機(jī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的影響極為顯著[26]。因此，筆者選取對有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知、有機(jī)種植面積、有機(jī)技術(shù)的可得性、市場信息的可得性、出口機(jī)會(huì)、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的產(chǎn)量差、生物農(nóng)藥的價(jià)格、有機(jī)肥料的價(jià)格等變量，分析知覺行為控制對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿的影響。

(4)其他因素。除態(tài)度、社會(huì)規(guī)范以及知覺行為控制等方面的因素，農(nóng)戶個(gè)體特征等因素對其有機(jī)蔬菜生產(chǎn)的轉(zhuǎn)換意圖也有著重要的影響。Burton和Flaten等認(rèn)為，生產(chǎn)者受教育程度是其轉(zhuǎn)向有機(jī)生產(chǎn)的重要影響因素[25-26]。L?pple和Van Rensburg[18]認(rèn)為，年齡與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是重要影響因素。筆者選取農(nóng)戶年齡、受教育程度與風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)等變量，分析其他因素對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿的影響。

三、樣本來源及描述性統(tǒng)計(jì)分析

1．樣本來源

中國是蔬菜生產(chǎn)和消費(fèi)大國，2012年，中國蔬菜種植面積超過2 000萬公頃，產(chǎn)量超過7億噸，蔬菜產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值達(dá) 1.4萬億元[30,31]。山東省壽光市已成為中國北方最大的蔬菜生產(chǎn)基地[32]，2011年種植面積達(dá)6萬公頃，年產(chǎn)蔬菜達(dá)40億公斤，總收入達(dá) 43億元，農(nóng)民人均純收入突破萬元大關(guān)[33]。因此，選擇山東省壽光市為調(diào)研區(qū)域具有較好的代表性。調(diào)查按照分層隨機(jī)抽樣方法，在山東省壽光市分別選取北洛鎮(zhèn)劉家崖子等村、胡營鄉(xiāng)郭家莊村等村、王望鎮(zhèn)王二村等村 20個(gè)村莊的蔬菜種植農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研。

問卷調(diào)查分為兩個(gè)階段：第一階段，采用訪談法對30個(gè)農(nóng)戶進(jìn)行預(yù)調(diào)研，考察問卷設(shè)計(jì)是否合理、是否有不易理解的內(nèi)容等，對問卷初稿進(jìn)行修改和完善；第二階段，采用入戶方式在樣本村莊展開正式調(diào)查。共發(fā)放問卷900份，收回有效問卷785份，問卷有效率為87.2%。被調(diào)查者的年齡大部分在40歲與50歲之間，這部分農(nóng)民有多年的種植經(jīng)驗(yàn)，且由于年齡的限制已不適宜于長期外出打工。農(nóng)戶受教育程度多數(shù)為初中與小學(xué)，農(nóng)業(yè)收入在總收入中占較大比重。農(nóng)戶的環(huán)境保護(hù)意識(shí)較強(qiáng)，且對健康有較高的關(guān)注度。農(nóng)戶由于多年的種植經(jīng)驗(yàn)認(rèn)識(shí)到蔬菜種植有一定的風(fēng)險(xiǎn)，因此其風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)為弱偏好。在蔬菜種植戶群體中，羊群效應(yīng)明顯，即其他生產(chǎn)者對自己有較大的影響?？傮w來看，調(diào)查初步分析結(jié)果與農(nóng)村現(xiàn)實(shí)狀況基本相符。

2．農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)意愿的總體描述

從圖1可以看出，在調(diào)研的從事有機(jī)蔬菜生產(chǎn)的785個(gè)農(nóng)戶中，表示生產(chǎn)規(guī)模將擴(kuò)大、保持不變和縮小的比例分別為62%、13%和16%，而表示將退出有機(jī)蔬菜生產(chǎn)的比例占到 9%。這說明大多數(shù)農(nóng)戶對有機(jī)蔬菜種植的態(tài)度是積極的，但也有少數(shù)農(nóng)戶可能出于有機(jī)蔬菜種植的高成本或有一定風(fēng)險(xiǎn)的考慮對其持消極的態(tài)度?？傮w來看，有機(jī)蔬菜生產(chǎn)的規(guī)模仍有望繼續(xù)擴(kuò)大。

3．變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

筆者以有機(jī)農(nóng)戶的生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)意愿為被解釋變量，設(shè)置為“退出有機(jī)生產(chǎn)”、“縮小有機(jī)生產(chǎn)”、“基本保持不變”和“擴(kuò)大有機(jī)生產(chǎn)”四個(gè)選項(xiàng)，分別賦值為1～4。根據(jù)前文的分析，選取的解釋變量以及相關(guān)說明見表1。

表1 變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證模型與結(jié)果分析

1．實(shí)證模型

因?yàn)楸唤忉屪兞吭O(shè)置為“退出”、“縮小”、“基本不變”、“擴(kuò)大”等帶有程度不同排序的多種離散選擇項(xiàng)，采用有序Logit模型較為合適。有序Logit模型是針對有序反應(yīng)變量的回歸模型，是累積有序模型的一種[34]。該模型的建立是基于反應(yīng)變量的累積概率，即假設(shè)累積概率的Logit函數(shù)值是協(xié)變量的線性函數(shù)，其中每一反應(yīng)類的回歸系數(shù)均相同[35]。令Yi為第i個(gè)主體的有序反應(yīng)變量，有C類，協(xié)變量向量為Xi。在本文中Yi表示生產(chǎn)意愿，取“退出”、“縮小”、“保持不變”和“擴(kuò)大”等值，即Yi有四類。累積概率定義為c=1,…,4。由于最后一個(gè)累積概率等于1，因此模型定義只需C?1個(gè)，即3個(gè)累積概率。因此，對于本文有4類取值的有序反應(yīng)變量 Yi的有序Logit模型是3個(gè)累積概率的方程組：

則iY屬于每一類的概率為：

2．估計(jì)結(jié)果及分析

在進(jìn)行有序Logit模型回歸之前要先進(jìn)行平行性檢驗(yàn)[36]，檢驗(yàn)方法主要有得分檢驗(yàn)[37]和Wald檢驗(yàn)[38]。得分檢驗(yàn)在總體平行性假設(shè)不成立時(shí)，無法判斷出不滿足平行性假設(shè)的是哪些變量，因此筆者利用Wald檢驗(yàn)對平行性假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，平行性假設(shè)成立。筆者利用STATA11.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行有序Logit回歸，得到結(jié)果如表2所示。

表2 農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)意愿的有序Logit模型估計(jì)結(jié)果

從整體檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來看，模型擬合結(jié)果良好，可以用于計(jì)量分析。根據(jù)計(jì)量結(jié)果，筆者對影響農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)意愿因素的分析如下：

(1) 農(nóng)戶態(tài)度變量中，環(huán)境保護(hù)意識(shí)(ENV)、有機(jī)蔬菜質(zhì)量評(píng)價(jià)(QUA)對農(nóng)戶生產(chǎn)意愿均具有顯著的正向影響，而食品安全意識(shí)(SAF)與健康意識(shí)(HEA)的影響并不顯著。食品安全意識(shí)與健康意識(shí)的影響不顯著，反映了農(nóng)戶對有機(jī)生產(chǎn)有利于生產(chǎn)者安全的特性認(rèn)知不高。王奇等的研究表明，環(huán)境意識(shí)對農(nóng)戶是否從事有機(jī)生產(chǎn)的意愿并無顯著影響[15]。本文結(jié)論與此相悖的原因可能在于，那些已經(jīng)從事且更愿意擴(kuò)大規(guī)模的農(nóng)戶因具有一定生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)可能更重視有機(jī)生產(chǎn)帶來的額外環(huán)保收益，尤其是更關(guān)注有機(jī)生產(chǎn)的環(huán)境收益對農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的作用，但這并不能充分說明農(nóng)戶因具有較高的社會(huì)責(zé)任感而從事有機(jī)生產(chǎn)。那些認(rèn)可有機(jī)蔬菜質(zhì)量的農(nóng)戶可能更看好有機(jī)蔬菜的獲利前景，因此傾向于擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模。

(2) 主觀規(guī)范變量的影響皆顯著。其他生產(chǎn)者的影響(AFF)、加入合作社(COOP)、政府經(jīng)濟(jì)激勵(lì)(JJJL)有正向影響，而對有機(jī)生產(chǎn)監(jiān)管嚴(yán)格程度的評(píng)價(jià)(SUP)則有負(fù)向影響。對于中國以分散化的小農(nóng)戶為主體的有機(jī)生產(chǎn)現(xiàn)狀而言，從事有機(jī)生產(chǎn)必須是眾多農(nóng)戶合作方可有效運(yùn)行，因此，“其他生產(chǎn)者的影響”產(chǎn)生正向影響，與中國農(nóng)戶生產(chǎn)行為往往會(huì)相互模仿與學(xué)習(xí)的現(xiàn)實(shí)狀況相吻合。政府經(jīng)濟(jì)激勵(lì)不僅可以直接提高農(nóng)戶的收益，而且可以提升農(nóng)戶生產(chǎn)信心，由此顯著影響生產(chǎn)意愿。而“對有機(jī)生產(chǎn)監(jiān)管嚴(yán)格程度的評(píng)價(jià)”系數(shù)為負(fù)值的原因可能在于，對有些農(nóng)戶而言，嚴(yán)格的監(jiān)管使得有機(jī)生產(chǎn)的成本上升、產(chǎn)量下降，影響了其收益，對很多相對“短視”的農(nóng)戶而言，降低了有機(jī)生產(chǎn)積極性。

(3) 有機(jī)技術(shù)的可得性(TECH)、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差(PRID)、出口機(jī)會(huì)(EXP)、有機(jī)蔬菜種植面積(AREA)均對農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)意愿產(chǎn)生顯著正向影響。有機(jī)蔬菜的生產(chǎn)是一種與常規(guī)種植方式顯著不同的作業(yè)形式，尤其是在病蟲害防治等生產(chǎn)環(huán)節(jié)需要多樣化的技術(shù)，技術(shù)可得性好會(huì)降低農(nóng)戶生產(chǎn)的困難從而會(huì)提高其生產(chǎn)積極性。有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差、出口機(jī)會(huì)均提高了農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)獲利的可能性，尤其是對壽光市而言，向日韓等國家出口是重要的銷售渠道，因此，“有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差”與“出口機(jī)會(huì)”產(chǎn)生顯著影響。有機(jī)蔬菜現(xiàn)有種植規(guī)模產(chǎn)生正向顯著影響的原因在于，中國有機(jī)蔬菜生產(chǎn)仍普遍為小規(guī)模生產(chǎn)，尚處于規(guī)模效益遞增階段，生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大將有利于提高收益，因此現(xiàn)有規(guī)模越大的農(nóng)戶越愿意繼續(xù)擴(kuò)大規(guī)模。有機(jī)肥料價(jià)格(FERP)、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜產(chǎn)量差(PROD)等變量對有機(jī)蔬菜生產(chǎn)意愿具有顯著的負(fù)向影響。有機(jī)肥料價(jià)格、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的產(chǎn)量差降低了農(nóng)戶獲利的可能性，因此對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，驗(yàn)證了前文提出的研究假設(shè)。生物農(nóng)藥價(jià)格(PESP)、市場信息可得性(INF)、有機(jī)農(nóng)業(yè)認(rèn)知(KNOW)對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿的影響不顯著。有機(jī)生產(chǎn)農(nóng)戶更多采用物理滅蟲等方式，生物農(nóng)藥成本相對較低，對生產(chǎn)規(guī)模較大的農(nóng)戶而言更是如此。從調(diào)研地區(qū)有機(jī)蔬菜生產(chǎn)的實(shí)際來看，農(nóng)戶生產(chǎn)模式基本皆為“合作社(協(xié)會(huì))+農(nóng)戶”或“企業(yè)+農(nóng)戶”模式，不需要負(fù)責(zé)有機(jī)蔬菜的銷售，因?yàn)閷κ袌鲂畔⒉⒉魂P(guān)心。農(nóng)戶對有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知可能更多起到了一個(gè)類似門檻的作用，即顯著影響農(nóng)戶是否從事有機(jī)生產(chǎn)的二元決策，而對已經(jīng)從事有機(jī)生產(chǎn)的農(nóng)戶而言，認(rèn)知程度普遍較高，其有機(jī)農(nóng)業(yè)認(rèn)知對規(guī)模擴(kuò)張意愿的影響不再顯著。

(4) 在個(gè)體特征變量中，年齡(AGE) 對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿有顯著的負(fù)向影響，受教育程度(EDU)與風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)(RISK)對農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)意愿有顯著的正向影響。相較于常規(guī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，有機(jī)生產(chǎn)可能具有更高風(fēng)險(xiǎn)。年輕農(nóng)民往往更具有冒險(xiǎn)意識(shí)，且更容易接受新鮮事物，同時(shí)受教育程度也相對較高，更愿意從事有機(jī)蔬菜生產(chǎn)，這也與Burton和Flaten以及L?pple和Van Rensburg等研究結(jié)論吻合[25,26,18]。

五、結(jié)論與啟示

上述研究從農(nóng)戶態(tài)度、社會(huì)規(guī)范以、知覺行為控制和農(nóng)戶個(gè)體特征四個(gè)方面對山東省壽光市有機(jī)蔬菜種植戶生產(chǎn)規(guī)模變動(dòng)意愿的因素進(jìn)行分析表明：環(huán)境保護(hù)意識(shí)、有機(jī)蔬菜質(zhì)量評(píng)價(jià)、有機(jī)技術(shù)的可得性、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜的價(jià)格差、出口機(jī)會(huì)、有機(jī)蔬菜種植面積、受教育程度與風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)等因素有顯著正向影響；其他生產(chǎn)者的影響、加入合作社、政府經(jīng)濟(jì)激勵(lì)等因素有正向影響；有機(jī)肥料價(jià)格、有機(jī)蔬菜與常規(guī)蔬菜產(chǎn)量差、年齡等因素有顯著負(fù)向影響；對有機(jī)生產(chǎn)監(jiān)管嚴(yán)格程度的評(píng)價(jià)有負(fù)向影響；食品安全意識(shí)、健康意識(shí)、生物農(nóng)藥價(jià)格、市場信息可得性、有機(jī)農(nóng)業(yè)認(rèn)知等因素的影響不顯著。

由此可有如下啟示：一是農(nóng)民受教育程度的普遍提高有助于有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展，但應(yīng)注意到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者老齡化趨勢日趨明顯，鼓勵(lì)受教育的青年農(nóng)民參與有機(jī)生產(chǎn)應(yīng)成為推動(dòng)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展、促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的政策選擇；二是農(nóng)戶社會(huì)責(zé)任感仍有待提高，尤其是要注重引導(dǎo)農(nóng)戶注意到自己的生產(chǎn)者和消費(fèi)者雙重身份，安全、健康的食品生產(chǎn)也有利于他們自身，從而提高其有機(jī)生產(chǎn)的意愿；三是應(yīng)通過政策鼓勵(lì)合作社與龍頭企業(yè)的發(fā)展，這是中國分散化小農(nóng)戶生產(chǎn)占主體背景下促進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的有效政策路徑；四是政府不僅應(yīng)加大對有機(jī)農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)，也應(yīng)在技術(shù)培訓(xùn)、出口支持、農(nóng)地流轉(zhuǎn)等方面對有機(jī)生產(chǎn)給予扶持，提升有機(jī)生產(chǎn)的規(guī)模效益。

[1] 陳雨生，喬娟，李秉龍．消費(fèi)者對認(rèn)證食品購買意愿影響因素的實(shí)證研究[J]．財(cái)貿(mào)研究，2011(3)：121-128．[2] 王慧敏，喬娟，閆逢柱．農(nóng)戶參與食品質(zhì)量安全追溯體系的意愿與影響因素[J]．財(cái)貿(mào)研究，2011(1)：19-27．[3] 譚濟(jì)才，鄧欣，尹福祥，等．有機(jī)農(nóng)業(yè)運(yùn)動(dòng)與湖南的有機(jī)食品開發(fā)[J]．湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2000，1(3)：45-48．

[4] 尹世久．信息不對稱、認(rèn)證有效性與消費(fèi)者偏好：以有機(jī)食品為例[M]．北京：中國社會(huì)科學(xué)出版社，2013：7-8．

[5] FiBL，IFOAM．The world of organic agriculture：statistics and emerging trends[EB/OL]．(2013-05-31) [2014-09-23]．http://www.fibl.org/en/about-us/activity-r eport.html．

[6] 國家認(rèn)監(jiān)委．中國有機(jī)產(chǎn)業(yè)發(fā)展報(bào)告[M]．北京：中國質(zhì)檢出版社，2014：15-20．

[7] 尹世久，吳林海．全球有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對生產(chǎn)者收入的影響研究[J]．南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2008，8(3)：8-14．

[8] Oelofse M，Hogh-Jensen H，Abreu LS，et al．Certified organic agriculture in China and Brazil：Market accessibility and outcomes following adoption[J]. Ecological Economics，2010，69(9)：1785-1793．

[9] Ponti TDP，Bert R，Martin K，et al．The crop yield gap between organic and conventional agriculture[J]. Agricultural Systems，2012(108)：1-9．

[10] Adhikari RK．Economics of organic rice production[J]. The Journal of Agriculture and Environment，2011(12)：97-103．

[11] Kilian B，Jones C，Pratt L，et al．Is sustainable agriculture a viable strategy to improve farm income in Central America? A case study on coffee[J]．Journal of Business Research，2006，59(3)：322-330．

[12] 陳雨生，喬娟，趙榮．農(nóng)戶有機(jī)蔬菜生產(chǎn)意愿影響因素的實(shí)證分析——以北京市為例[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009(7)：20-30．

[13] Burton M，Rigby D，Young T．Analysis of the determinants of adoption of organic horticultural techniques in the UK[J]．Journal of Agricultural Economics，1999，50(1)：47-63．

[14] Thapa GB，Kanokporn R．Adoption and extent of organic vegetable farming in Mahasarakham province Thailand[J]. Applied Geography，2011，31(1)：201-209．

[15] 王奇，陳海丹，王會(huì)．農(nóng)戶有機(jī)農(nóng)業(yè)技術(shù)采用意愿的影響因素分析——基于北京市和山東省250戶農(nóng)戶的調(diào)查[J]．農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012(2)：99-103．

[16] 陳琛，王玉華，王慶峰．基于農(nóng)戶稟賦條件的大都市郊區(qū)農(nóng)戶有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策心理分析——以北京為例[J]．生態(tài)經(jīng)濟(jì)：學(xué)術(shù)版，2013(2)：187-191．

[17] L?pple D，Kelley H．Understanding the uptake of organic farming：Accounting for heterogeneities among Irish farmers[J]．Ecological Economics，2013，72(88)：11-19．[18] L?pple D，Van Rensburg T．Adoption of organic farming：Are there differences between early and late adoption?[J]. Ecological Economics，2011，70(7)：1406-1414．

[19] Khaledi M，Weseeb S，Sawyer E，et al．Factors influencing partial and complete adoption of organic farming practices in Saskatchewan，Canada[J]．Canadian Journal of Agricultural Economics，2010，58(1)：37-56．[20] Liu M，Wu LH．Farmers’ adoption of sustainable agricultural technologies：A case study in Shandong province，China[J]．Journal of Food，Agriculture & Environment，2011，9(2)：623-628．

[21] Rehman T，Mckemey K，Yates CM，et al．Identifying and understanding factors influencing the uptake of new technologies on dairy farms in SW England using the theory of reasoned action[J]．Agricultural Systems，2007，94(2)：287-293．

[22] Ajzen I． The theory of planned behaviour[J]. Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50(2)：179-211．

[23] Bravo CP，Cordts A，Schulze B，et al．Assessing determinants of organic food consumption using data from the German national nutrition survey II[J]．Food Quality and Preference，2013，28(1)：60-70．

[24] Lynne G，Shonkwiler JD，Rola LR．Attitudes and farmer conservation behaviour[J]． American Journal of Agricultural Economics，1988，7(1)：12-19．

[25] Burton M，Rigby D，Young T．Modelling the adoption of organic horticultural technology in the UK using duration analysis[J]．The Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2003，47(1)：29-54．

[26] Flaten O，Lien G，Ebbesvik M，et al．Do the new organic producers differ from the old guard? Empirical results from Norwegian dairy farming[J]．Renewable Agriculture and Food Systems，2006，21(3)：174-182．

[27] L?pple D．Adoption and abandonment of organic farming：An empirical investigation of the Irish drystock sector[J]．Journal of Agricultural Economics，2010，61(3)：697-714．

[28] Lynne G．Modifying the neo-classical approach to technology adoption with behavioural science models[J]. Journal of Agricultural and Applied Economics，1995，27(1)：67-80．

[29] Ajzen I．Attitudes，personality and behaviour[M]. 2nd．New York：Open University Press，2005：87-95．

[30] 盧凌霄，周德，呂超等．中國蔬菜產(chǎn)地集中的影響因素分析——基于山東壽光批發(fā)商數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)方程模型研究[J]．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010(6)：113-120．

[31] 李培之．蔬菜專業(yè)合作社發(fā)展策略——來自壽光的經(jīng)驗(yàn)與實(shí)例[J]．中國蔬菜，2013(9)：7-9．

[32] 潘勇輝，張寧寧．種業(yè)跨國公司進(jìn)入與菜農(nóng)種子購買及使用模式調(diào)查——來自山東壽光的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2011(8)：10-18．

[33] 葉茂新．山東壽光蔬菜產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀分析及可持續(xù)發(fā)展的策略研究[D]．楊凌：西北農(nóng)林科技大學(xué)，2012：37-42．

[34] Samejima F．Estimation of latent trait ability using a response pattern of graded scores[J]．Psychometric Monograph，1969，34(4)：124-135．

[35] Fullerton AS．A conceptual framework for ordered logistic regression models[J]．Sociological Methods & Research，2009，38(2)：306-347．

[36] Long JS．Regression models for categorical and limited dependent variables[M]．Texas：Stata Press，2001：56-59．[37] Wolfe R，Gould W．An approximate likelihood-ratio test for ordinal response models[J]．Stata Technical Bulletin，1998，7(42)：24-27．

[38] Brant R．Assessing proportionality in the proportional odds model for ordinal logistic regression[J]．Biometrics，1990，46(4)：1171-1178．

責(zé)任編輯：李東輝

Scale’s changing intention and influencing factors of organic vegetable farmers’production: Based on 785 investigation data in Shouguang City

XU Ying-jun1, YIN Shi-jiu1, CHEN Yu-sheng2, ZHU Dian3
(1.The New Countryside Construction Research Center of Shandong Province, Qufu Normal University, Rizhao 276826, China; 2. School of Management, Ocean University of China, Qingdao 266100, China; 3.Dongwu Business School, Soochow University, Suzhou 215021, China)

Based on the analysis of the survey data of 785 organic vegetable farmers from Shouguang city in Shandong province, we acquire that there respectively have 62%, 13% and 16% organic vegetable farmers express that they will expand, keep and reduce their production scale, and also 9% farmers show their intention of quit the organic vegetable production. Then, we choose 20 variables based on the theory of planned behavior and do a thorough analysis of the influencing factors of the farmers’ changing intention of the organic production scale using order logit model. The results show that the individual characteristics such as age, level of education, the consciousness of environment protection, whether or not jointed the cooperatives, government economic incentive, technical availability, export opportunities and organic farming area have significant influence on the organic production will, while the influence of the availability of market information, the consumers’ food safety consciousness and health consciousness both is not significant.

organic vegetable; farmers’ production willingness; scale’s changing

F326.13; F322

A

1009-2013(2014)06-0032-07

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2014.06.007

2014－10－26

國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(14ZDA069)；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71203122)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(13YJC790169)；山東省自然科學(xué)基金項(xiàng)目(ZR2013GL002)；江蘇省高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)優(yōu)秀創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)建設(shè)項(xiàng)目(2013-011)

徐迎軍(1974—)，男，山東臨沂人，博士，副教授，主要研究方向?yàn)槭称钒踩芾怼?/p>