靖飛++張燕

摘要：發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)作物種業(yè)必須以農(nóng)戶積極市場(chǎng)參與為基礎(chǔ)。以江蘇和遼寧水稻種植農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，統(tǒng)計(jì)分析農(nóng)戶家庭種子決策者個(gè)人特征和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征與農(nóng)戶種子市場(chǎng)參與行為的關(guān)系，并建立二元選擇計(jì)量模型實(shí)證分析農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為差異的影響因素。結(jié)果表明農(nóng)戶種子決策者受教育程度顯著負(fù)向影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與，年齡、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)經(jīng)歷和兼業(yè)顯著正向影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為，江蘇農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為發(fā)生比例顯著低于遼寧農(nóng)戶?；诖耍岢霭l(fā)展現(xiàn)代種業(yè)必須堅(jiān)持以滿足農(nóng)戶種子需求為核心，發(fā)揮市場(chǎng)配置資源的基礎(chǔ)作用，政府部門不能直接參與或干預(yù)種子經(jīng)營(yíng)，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。

關(guān)鍵詞：種子市場(chǎng)；農(nóng)戶參與行為；影響因素；實(shí)證分析；江蘇省；遼寧省

中圖分類號(hào)： F324文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號(hào)：1002-1302（2016）05-0600-03

1 研究背景

中國(guó)種業(yè)在2000年以前執(zhí)行的是統(tǒng)一供種制度，農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為是被動(dòng)的。種業(yè)市場(chǎng)化改革使農(nóng)戶成為種子決策的真正主體，研究其市場(chǎng)參與行為具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本研究中的農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為是指農(nóng)戶通過市場(chǎng)滿足對(duì)種子需求的行為。

在發(fā)達(dá)國(guó)家，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征與發(fā)展中國(guó)家區(qū)別明顯，農(nóng)戶參與種子市場(chǎng)行為已經(jīng)是完全的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)行為，國(guó)外學(xué)者主要關(guān)注發(fā)展中國(guó)家農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為。Daniel等研究了尼日利亞西南部5個(gè)村莊94戶農(nóng)戶，結(jié)果表明所調(diào)查農(nóng)戶中約60%是自留種，約30%是從種子經(jīng)銷商處購(gòu)買[1]；Soniia選擇烏干達(dá)2個(gè)地區(qū)農(nóng)戶，對(duì)其大豆種子來源進(jìn)行了調(diào)查，結(jié)果表明在1993年分別有85%和94%的農(nóng)戶使用自留種，農(nóng)戶除了在市場(chǎng)和商店購(gòu)種外，還在其他農(nóng)戶和農(nóng)民種子專家那里購(gòu)買種子，由政府主導(dǎo)的正式、集中的種子供應(yīng)體系開始不能滿足小農(nóng)戶的多樣化的種子需求，提出建立農(nóng)民種子公司來滿足農(nóng)戶的多樣化需求[2]；Badstue等在墨西哥瓦哈卡采取與關(guān)鍵人開展深入訪談、半結(jié)構(gòu)面試、焦點(diǎn)小組討論、農(nóng)戶跟蹤調(diào)查等方式開展玉米種植農(nóng)戶調(diào)查，發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民自留種在農(nóng)戶種子獲得途徑當(dāng)中仍處于主導(dǎo)地位，沒有發(fā)現(xiàn)一個(gè)專門的社會(huì)組織在采取集體行動(dòng)的基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)解種子流向的證據(jù)，種子交易不頻繁，交易方式多是雙邊的，信任成為一個(gè)重要的影響因素，它確?？煽康姆N子信息的提供[3]；Bellon等對(duì)墨西哥玉米種植農(nóng)戶種子擁有和傳遞活動(dòng)進(jìn)行了分析，結(jié)果表明農(nóng)戶種子使用行為是動(dòng)態(tài)的，隨著時(shí)間的變化發(fā)生變化，比較明顯的是自留種的比例在降低，從外部購(gòu)買種子的比例在增加[4]；Duijndam等對(duì)厄瓜多爾212戶玉米種植農(nóng)戶進(jìn)行了調(diào)查，發(fā)現(xiàn)該地農(nóng)戶自留種比例很高，占到所調(diào)查農(nóng)戶的95%以上[5]；Arslan等利用墨西哥551戶玉米種植農(nóng)戶兩季農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)戶玉米種子使用量、自留種等方面的情況進(jìn)行了分析[6]。這些研究表明在發(fā)展中國(guó)家農(nóng)戶種子決策行為存在一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)：農(nóng)戶自留種的比例較高，農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度較低。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為進(jìn)行了研究。陳瑞劍等從農(nóng)戶市場(chǎng)參與角度對(duì)中國(guó)種子行業(yè)商業(yè)化改革進(jìn)程進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)盡管市場(chǎng)的發(fā)展一方面從購(gòu)種便利性或交易成本的角度促進(jìn)了農(nóng)戶的市場(chǎng)參與，但在信息不對(duì)稱的情況下，不斷翻新的品種增加了農(nóng)戶購(gòu)種的不確定性和搜尋成本，從而抵消了市場(chǎng)發(fā)展對(duì)于農(nóng)戶參與的促進(jìn)作用[7]。孫劍等采用逐步回歸分析，對(duì)農(nóng)戶種苗購(gòu)買渠道及戶主背景特征進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在購(gòu)買種苗時(shí)，為保證種苗的可靠性，依靠村委會(huì)集體安排和政府種苗服務(wù)部門購(gòu)買的比例大于從市場(chǎng)購(gòu)買[8]。陳會(huì)英等開展的山東農(nóng)戶調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶自己留種種植花生和小麥的比例較高，分別占6313%和42.15%，可以說，農(nóng)戶的市場(chǎng)參與程度不高[9]。從上述研究來看，對(duì)農(nóng)戶種子市場(chǎng)參與行為的研究還比較欠缺，特別是在常規(guī)稻、小麥等大量使用常規(guī)種的情況下，需要關(guān)注農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為。

本研究以江蘇和遼寧2省水稻種植農(nóng)戶為例，建立二元選擇模型對(duì)影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的因素進(jìn)行實(shí)證分析。選擇江蘇和遼寧水稻種植農(nóng)戶為樣本采集地，主要基于以下幾點(diǎn)考慮：其一，江蘇是長(zhǎng)江流域水稻優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)，遼寧是東北主要的水稻優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)，對(duì)于研究農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為不乏素材；其二，江蘇和遼寧2省經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異明顯，可以比較不同經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的差異，研究得出的結(jié)論具有一定的普遍意義。

2研究方法、變量選取和數(shù)據(jù)來源

2.1研究方法

本研究用農(nóng)戶是購(gòu)買種子還是自留種來衡量農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為，因變量是只能取0、1的二值因變量，因此，本研究使用二值因變量模型。對(duì)于這種經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，利用潛變量是十分有用的方法，其模型形式如下：

y*i=β0+βxi′+ε*i。（1）

式中：y*i是一個(gè)未被觀察到的潛在變量，ε*i是擾動(dòng)項(xiàng)。yi和y*i的關(guān)系如下：

yi=1，y*i>0

0，y*i≤0。（2）

這樣就有：

P（yi=1|xi）=P（y*i>0）=P（ε*i>-βxi′）=1-F（-βxi′）

P（yi=1|xi）=P（y*i≤0）=P（ε*i≤-βxi′）=1-F（-βxi′）。（3）

式中：F是ε*i的分布函數(shù)。二元選擇模型的2個(gè)普遍形式是二項(xiàng)Probit與二項(xiàng)Logit模型，對(duì)于Probit模型，分布函數(shù)是正態(tài)分布累計(jì)分布函數(shù)；對(duì)于Logit模型，其分布函數(shù)是邏輯斯諦（Logistic）累計(jì)分布函數(shù)。

2.2變量選取

因?yàn)槿鄙偾叭岁P(guān)于影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為因素的實(shí)證研究，對(duì)于變量選取缺乏直接的借鑒資料，考慮到農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為與一般技術(shù)采納行為的相似性，并且關(guān)于農(nóng)戶技術(shù)采納行為的研究非常豐富和成熟，本研究借鑒相關(guān)研究使用的自變量，結(jié)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中的基本常識(shí)，根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型變量選擇的奧卡姆剃刀定律，實(shí)證分析選取的解釋農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的變量包括：農(nóng)戶家庭水稻種子購(gòu)買決策者個(gè)人特征，包括性別、年齡、受教育程度、是否兼業(yè)、是否接受過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)；農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征使用農(nóng)戶水稻種植面積；農(nóng)戶家庭非農(nóng)生產(chǎn)地位使用在外打工人數(shù)。本研究使用的是2省2年的調(diào)查數(shù)據(jù)，引入時(shí)間和地區(qū)2個(gè)虛擬變量，具體變量說明見表1。

2.3數(shù)據(jù)來源

本研究實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來源于作者分別在2011年和2013年的7—8月組織進(jìn)行的農(nóng)村調(diào)查，調(diào)查數(shù)據(jù)中時(shí)期數(shù)據(jù)分別是2010和2012年，時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)分別是截至2010和2012年年末，為敘述清晰方便，將2次調(diào)查分別稱為2010年和2012年調(diào)查。本研究選取江蘇和遼寧水稻種植農(nóng)戶為調(diào)查對(duì)象，調(diào)查內(nèi)容主要涉及農(nóng)戶種子決策者基本特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶對(duì)種子市場(chǎng)現(xiàn)狀的認(rèn)識(shí)、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中對(duì)種子選擇認(rèn)知水平、種子經(jīng)營(yíng)對(duì)象選擇等方面情況，調(diào)查對(duì)象明確為家里負(fù)責(zé)種子購(gòu)買的成員。

調(diào)查采用入戶訪談形式，調(diào)查員來自于南京農(nóng)業(yè)大學(xué)、揚(yáng)州大學(xué)、渤海大學(xué)等5所高校本科生，每名學(xué)生在每個(gè)村調(diào)查10戶農(nóng)戶，剔除記錄不完整和不從事水稻種植的問卷，2次調(diào)查共獲得有效問卷1 418份，成為本研究實(shí)證分析最主要的數(shù)據(jù)來源。表2是樣本農(nóng)戶分布情況，表3是用于解釋農(nóng)戶參與市場(chǎng)行為的自變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

3農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的影響因素分析

本研究衡量農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為變量是Y_bs，“0”代表留種，“1”代表購(gòu)買種子，1 418個(gè)樣本農(nóng)戶中，通過購(gòu)買滿足種子需求的共有1 164戶，占全部受訪農(nóng)戶的82.09%。本部分利用調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的因素進(jìn)行單因素描述分析。

3.1農(nóng)戶種子決策者特征與市場(chǎng)參與行為

表4是農(nóng)戶種子決策者個(gè)人特征與農(nóng)戶種子購(gòu)買行為之間的關(guān)系。從種子購(gòu)買決策者性別來看，市場(chǎng)參與行為發(fā)生的比例男性和女性相差不大，男性略高一些，但不到2百分點(diǎn)；決策者接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的市場(chǎng)參與行為發(fā)生比例較高，達(dá)到88.72%，比未接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的決策者高出7百分點(diǎn)；種子購(gòu)買決策者兼業(yè)的，其市場(chǎng)參與行為比例略低于非兼業(yè)決策者，兩者相差1百分點(diǎn)；從種子購(gòu)買決策者受教育程度來看，市場(chǎng)參與行為的差異主要出現(xiàn)在高中階段，高中階段市場(chǎng)參與行為發(fā)生比例最低；從不同年齡段來看，有隨著年齡增大，農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為發(fā)生比例增加的特征。

3.2農(nóng)戶水稻種植面積與市場(chǎng)參與行為

一般來說，農(nóng)戶家庭水稻種植面積越大，其對(duì)種子要求越高，農(nóng)戶會(huì)更加需要通過市場(chǎng)解決種子需求問題。從表5可以看到，這種變動(dòng)趨勢(shì)非常明顯，水稻種植面積<0.2 hm2的農(nóng)戶購(gòu)種比例不到80%，水稻種植面積≥0.8 hm2的農(nóng)戶購(gòu)種行為發(fā)生比例超過90%。

3.3年份和區(qū)域虛擬變量與農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為

從時(shí)間因素來看，2010年樣本農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為發(fā)生比例略高于2012年，兩者相差不到3百分點(diǎn)，差異不明顯；從地域因素看，江蘇和遼寧農(nóng)戶差異明顯，遼寧通過購(gòu)買種子解決

種子需求的比例達(dá)到90%以上，而江蘇該比例不到75%，兩者相差15百分點(diǎn)（表6）。

4實(shí)證結(jié)果

前文使用單因素分析方法對(duì)各影響因素與農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為之間的關(guān)系進(jìn)行了初步描述。單因素分析的結(jié)果直觀、易懂，但是忽略了其他因素與其一起發(fā)揮作用的可能。為了更系統(tǒng)、準(zhǔn)確地分析各影響因素與農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為之間的關(guān)系，本部分使用二元選擇模型（Logit）進(jìn)行實(shí)證研究。計(jì)算使用的軟件是STATA 12.0，模型擬合結(jié)果見表7。

（1）種子購(gòu)買決策者個(gè)人特征對(duì)農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的影響。

高，在控制其他變量的條件下，決策者年齡每增加1歲，農(nóng)戶家庭購(gòu)買種子行為的發(fā)生比率增加1.3%；決策者受教育年限系數(shù)為負(fù)值，且在10%水平上顯著，說明決策者受教育年限越多購(gòu)買種子行為的可能性越低，在控制其他變量的條件下，決策者受教育年限每增加1年，農(nóng)戶家庭購(gòu)買種子行為的發(fā)生比率降低4.3%；決策者接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)系數(shù)為正值，且在5%水平上顯著，說明接受過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的決策者購(gòu)買種子行為的可能性更高，在控制其他變量的情況下，相對(duì)于未接受過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶，接受過培訓(xùn)的決策者購(gòu)買種子行為的發(fā)生率高出103.9%；決策者兼業(yè)系數(shù)為正值，且在5%水平上顯著，說明兼業(yè)決策者購(gòu)買種子行為的可能性更高。

（2）農(nóng)戶家庭水稻種植面積對(duì)農(nóng)戶種子購(gòu)買行為的影響。農(nóng)戶水稻種植面積系數(shù)為正值，但不顯著。

（3）地區(qū)和時(shí)間虛擬變量對(duì)農(nóng)戶購(gòu)買種子行為的影響。地區(qū)虛擬變量系數(shù)為負(fù)值，且在1%水平上顯著，說明江蘇地區(qū)農(nóng)戶購(gòu)買種子行為的可能性低于遼寧農(nóng)戶。

5結(jié)論與對(duì)策建議

以江蘇和遼寧1 418戶水稻種植農(nóng)戶2年的調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為的主要因素。結(jié)果表明，農(nóng)戶種子決策者受教育年限反向影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為，年齡、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)經(jīng)歷、兼業(yè)正向影響農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為，江蘇農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為發(fā)生概率低于遼寧。 在此基礎(chǔ)上，提出如下對(duì)策建議：（1）堅(jiān)持以滿足農(nóng)戶種子需求為核心，發(fā)揮市場(chǎng)配置資源的基礎(chǔ)作用，江蘇農(nóng)戶較低的市場(chǎng)參與行為，與其比較多的開展各種形式的統(tǒng)一供種密不可分，政府部門必須從種子經(jīng)營(yíng)環(huán)節(jié)退出，不直接參與或干預(yù)種子經(jīng)營(yíng)，建立以企業(yè)為主導(dǎo)的現(xiàn)代化農(nóng)作物種業(yè)。（2）加強(qiáng)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，這是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必要手段，不能單純依靠企業(yè)，要考慮借鑒政府服務(wù)中小企業(yè)的培訓(xùn)模式，對(duì)種田大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)業(yè)企業(yè)等相關(guān)人員開展公益性培訓(xùn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Daniel I O，Adetumbi J A. Seed supply system for vegetable production at smallholder farms in Southwestern Nigeria[J]. Euphytica，2004，140（3）：189-196.

[2]Soniia D. Farmer seed enterprises：a sustainable approach to seed delivery？[J]. Agriculture and Human Values，2004，21：387-397.

[3]Badstue L B，Bellon M R，Berthaud J，et al. Examining the role of collective action in an informal Seed system：a case study from the central valleys of Oaxaca，Mexico[J]. Human Ecology，2006，34（2）：249-273.

[4]Bellon M R，Berthaud J .Traditional Mexican agricultural systems and the potential impacts of transgenic varieties on maize diversity[J]. Agriculture and Human Values，2006，23：3-14.

[5]Duijndam F P，Evenhuis C J，Parlevliet J E. Production and use of maize seed for sowing in Bolívar，Ecuador[J]. Euphytica，2007，153：343-351.

[6]Arslan A，Taylor J E. Farmers subjective valuation of subsistence crops：the case of traditional maize in Mexico[J]. American Journal of Agricultural Economics，2009，91：956-972.

[7]陳瑞劍，黃季焜，米建偉，等. 從棉花種子市場(chǎng)和農(nóng)戶市場(chǎng)參與行為看我國(guó)種子行業(yè)的商業(yè)化改革[J]. 中國(guó)軟科學(xué)，2009（5）：16-23.

[8]孫劍，黃宗煌. 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)服務(wù)渠道選擇行為與影響因素的實(shí)證研究[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（1）：67-74.

[9]陳會(huì)英，趙瑞瑩，周衍平. 農(nóng)民對(duì)植物品種權(quán)認(rèn)知程度與使用種子情況調(diào)查——以山東省為例[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2010（9）：68-76.張鵬飛，劉崢，張凌云，等. 多元終端背景下農(nóng)戶信息服務(wù)需求因素分析——基于湖北省的調(diào)查[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，44（5）：603-607.