參與訂單農(nóng)業(yè)會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)嗎？
——基于山東省422家省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)的調(diào)研

張明月 鄭 軍* 趙曉穎 安 康

(1. 山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 泰安 271018;2. 山東科技大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，山東 泰安 271019)

推行綠色生產(chǎn)方式是農(nóng)業(yè)發(fā)展觀的一場(chǎng)深刻變革,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，既是農(nóng)業(yè)自身發(fā)展問(wèn)題倒逼下的客觀要求，也是提升農(nóng)業(yè)質(zhì)量、效益和競(jìng)爭(zhēng)力的必由之路[1]，倡導(dǎo)、規(guī)范與推廣綠色生產(chǎn)已上升為政府行為。盡管如此，現(xiàn)實(shí)中不遵守農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)規(guī)程和標(biāo)準(zhǔn)的現(xiàn)象依舊存在，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型任重道遠(yuǎn)[2]，特別是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴化學(xué)肥料、農(nóng)藥等外部投入的局面仍未根本改變[3]。

圍繞農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，已有研究一直在探索有效的解決途徑[4-5]。家庭農(nóng)場(chǎng)作為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，被認(rèn)為是綠色生產(chǎn)的重要推動(dòng)主體[6]，而以訂單農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)產(chǎn)品全過(guò)程管控又是解決農(nóng)產(chǎn)品綠色生產(chǎn)的重要方式[7]。與此同時(shí)，有研究發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)具有規(guī)模大、投入高、風(fēng)險(xiǎn)大的特性，為避免出現(xiàn)盲目生產(chǎn)、供銷(xiāo)不平衡等問(wèn)題，家庭農(nóng)場(chǎng)對(duì)訂單農(nóng)業(yè)的需求日益增強(qiáng)[8]。由于擁有更強(qiáng)的信息、資金和技術(shù)優(yōu)勢(shì)[9-10]，能更好地理解并執(zhí)行綠色生產(chǎn)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)[11]，訂單企業(yè)與家庭農(nóng)場(chǎng)聯(lián)合，能夠?qū)⑾冗M(jìn)的綠色種養(yǎng)技術(shù)、經(jīng)營(yíng)理念等引入農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，以更低成本促成農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)[12-13]。但也有研究發(fā)現(xiàn)，訂單農(nóng)戶追求產(chǎn)量與效益，更多地使用了農(nóng)藥、化肥等要素，在促進(jìn)生產(chǎn)效率提高的同時(shí)對(duì)當(dāng)?shù)匾刭Y源和環(huán)境產(chǎn)生了負(fù)面影響[8]。那么，訂單農(nóng)業(yè)到底能否促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)？如果能，其促進(jìn)機(jī)制是什么，在不同特征家庭農(nóng)場(chǎng)間是否具有差異？已有研究對(duì)這些問(wèn)題的關(guān)注略顯不足。厘清這些問(wèn)題，對(duì)推動(dòng)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

目前關(guān)于家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的研究較多，但鮮見(jiàn)以訂單農(nóng)業(yè)為切入點(diǎn)進(jìn)行的研究，且已有研究多運(yùn)用Logit回歸、OLS回歸等傳統(tǒng)單方程估計(jì)方法，難以避免方程間的“同期相關(guān)”。為此，本研究旨在從訂單農(nóng)業(yè)的角度，基于山東省422家省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用似不相關(guān)回歸模型，闡明訂單農(nóng)業(yè)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的影響及作用機(jī)理，以期為有序推進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)提供政策參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

本研究在借鑒已有成果的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單農(nóng)業(yè)對(duì)其綠色生產(chǎn)的影響機(jī)理可以從以下2方面進(jìn)行分解(圖1)。

圖1 訂單農(nóng)業(yè)與家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的關(guān)系Fig.1 Relationship between order agriculture and green production of family farms

一方面，基于動(dòng)力因素，訂單農(nóng)業(yè)能夠促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)。首先，訂單農(nóng)業(yè)提高了家庭農(nóng)場(chǎng)收入。居民對(duì)于綠色農(nóng)產(chǎn)品的需求不斷增加[14]，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者為獲得更大經(jīng)濟(jì)利益會(huì)積極實(shí)施綠色生產(chǎn)以滿足消費(fèi)者偏好[15]，但綠色農(nóng)產(chǎn)品“檸檬市場(chǎng)”往往阻礙了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)成功轉(zhuǎn)型[16]。訂單農(nóng)業(yè)中的龍頭企業(yè)將綠色生產(chǎn)技術(shù)、信息和知識(shí)傳遞給小農(nóng)戶，把農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)引向標(biāo)準(zhǔn)化[11]，促進(jìn)供需雙方信息對(duì)稱，為綠色農(nóng)產(chǎn)品“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)”提供了可能，提高了家庭農(nóng)場(chǎng)對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格預(yù)期，提升了家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)行為的采納。其次，訂單農(nóng)業(yè)降低了家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的成本。相比于普通農(nóng)產(chǎn)品的提供者，綠色農(nóng)業(yè)的實(shí)踐者往往投入更大、獲利周期更長(zhǎng)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)更高，其行為選擇也更加謹(jǐn)慎[11]，倘若實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)無(wú)法獲得合理的經(jīng)濟(jì)回報(bào)，反而需要承擔(dān)高昂的投入成本，會(huì)導(dǎo)致綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型動(dòng)力不足[12]。訂單農(nóng)業(yè)能夠提升家庭農(nóng)場(chǎng)在銷(xiāo)售市場(chǎng)的議價(jià)能力，減少交易不確定性，降低交易成本[10]，進(jìn)而增強(qiáng)家庭農(nóng)場(chǎng)加大綠色生產(chǎn)性投資的意愿[17]。訂單農(nóng)業(yè)還可以降低綠色生產(chǎn)的信息成本，信息知識(shí)匱乏對(duì)農(nóng)戶采納新技術(shù)有顯著的負(fù)向影響[18]，訂單農(nóng)業(yè)公司向訂單生產(chǎn)者共享信息，緩解了家庭農(nóng)場(chǎng)信息約束，有利于促進(jìn)其綠色生產(chǎn)技術(shù)采納。

另一方面，基于壓力因素，訂單農(nóng)業(yè)會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)。首先，訂單農(nóng)業(yè)增加了采購(gòu)者對(duì)生產(chǎn)者的監(jiān)督約束。訂單企業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者簽訂具有法律效力的產(chǎn)銷(xiāo)合同[19]，對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量、價(jià)格、質(zhì)量、交易時(shí)間等做出約束[11,13]，這就意味著訂單農(nóng)業(yè)增加了終端對(duì)前端的監(jiān)督，在一定程度上為綠色農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全提供保障[20]，倒逼家庭農(nóng)場(chǎng)采納綠色生產(chǎn)。訂單農(nóng)業(yè)中，對(duì)品級(jí)更好的農(nóng)產(chǎn)品，企業(yè)除支付更高的收購(gòu)價(jià)格外，還會(huì)與生產(chǎn)者達(dá)成更多的合作協(xié)議，而對(duì)于質(zhì)量始終無(wú)法達(dá)到最低標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)戶，則有可能與之解除合作關(guān)系[11]。企業(yè)和政府監(jiān)管能顯著促進(jìn)綠色生產(chǎn)，但企業(yè)對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為的約束效果要優(yōu)于政府。其次，訂單生產(chǎn)增加了供應(yīng)鏈合作主體的違約成本，生產(chǎn)者將產(chǎn)品出售給訂單企業(yè)比出售給初級(jí)市場(chǎng)更容易獲取高收益，利益共享、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制對(duì)農(nóng)戶履行協(xié)議有促進(jìn)作用[21]，違約會(huì)降低二次合作的可能，增加了其風(fēng)險(xiǎn)成本，導(dǎo)致生產(chǎn)者收益降低[22]，這也迫使家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、模型選擇與變量設(shè)置

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院2019年07—08月對(duì)山東省省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)的問(wèn)卷調(diào)查。本次問(wèn)卷調(diào)查由山東農(nóng)業(yè)大學(xué)“三農(nóng)省情調(diào)研中心”(山東省唯一的“三農(nóng)”領(lǐng)域重點(diǎn)新型智庫(kù))發(fā)起，依托山東省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳省級(jí)家庭農(nóng)場(chǎng)評(píng)估項(xiàng)目，并依托當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)部門(mén)協(xié)助，調(diào)查范圍不僅覆蓋山東省16個(gè)地市，且覆蓋了山東省所有縣，保證了樣本的代表性(表1)。本次調(diào)查主要分為2個(gè)階段:第1階段為網(wǎng)絡(luò)預(yù)調(diào)查，提前聯(lián)系農(nóng)場(chǎng)主進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷填寫(xiě)，回收各農(nóng)場(chǎng)主的問(wèn)卷；第2階段為實(shí)地調(diào)研，由專門(mén)培訓(xùn)的調(diào)查員對(duì)農(nóng)場(chǎng)實(shí)地考察，修訂完善網(wǎng)絡(luò)調(diào)查問(wèn)卷。調(diào)查問(wèn)卷共選取了422家省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)，其中因數(shù)據(jù)質(zhì)量問(wèn)題剔除無(wú)效樣本1家，樣本數(shù)量剩余421家。

表1 數(shù)據(jù)來(lái)源地區(qū)及數(shù)量分布Table 1 Data source region and quantity distribution

此次調(diào)研的基本數(shù)據(jù)特征主要分為2個(gè)部分(表2)：第1部分是家庭農(nóng)場(chǎng)主個(gè)人特征，主要包括家庭農(nóng)場(chǎng)主性別、年齡、受教育程度等。其中，農(nóng)場(chǎng)主以男性為主，占樣本總量的79.10%；農(nóng)場(chǎng)主年齡為20～79歲，平均49歲，集中在40～60歲，占樣本總量的78.14%；農(nóng)場(chǎng)主學(xué)歷水平相對(duì)較高，以高中或中專生為主，占樣本總量的44.66%。第2部分為家庭農(nóng)場(chǎng)基礎(chǔ)條件特征，主要包括家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)年限、生產(chǎn)規(guī)模、勞動(dòng)力數(shù)量等。其中，57.01%的家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)年限在5～7年，最短3年，最長(zhǎng)12年，平均7年，表明示范家庭農(nóng)場(chǎng)的經(jīng)營(yíng)年限相對(duì)較長(zhǎng)；農(nóng)場(chǎng)土地經(jīng)營(yíng)面積以13.33～33.33 hm2居多，占樣本總量的39.19%，平均26.77 hm2，比較符合家庭農(nóng)場(chǎng)的最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模；接近70%的農(nóng)場(chǎng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量大多集中在10人以下，表明除家庭勞動(dòng)力之外，多數(shù)家庭農(nóng)場(chǎng)采用了雇工，且雇工數(shù)量規(guī)模小，符合家庭農(nóng)場(chǎng)“家庭式”經(jīng)營(yíng)特征。

表2 樣本基本特征Table 2 Basic characteristics of samples

2.2 變量設(shè)置

2.2.1被解釋變量

綠色生產(chǎn)行為是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入過(guò)程中自覺(jué)地進(jìn)行減量化、再利用、低污染的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)模式[23]。家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)行為包含多種，參考蔡榮等[6]、石志恒等[24]和侯晶等[25]的研究，這里在選取被解釋變量時(shí)重點(diǎn)關(guān)注危害農(nóng)產(chǎn)品綠色生產(chǎn)最為關(guān)鍵的化肥和農(nóng)藥使用行為，同時(shí)充分考慮家庭農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后全過(guò)程，最終選取測(cè)土配方施肥(產(chǎn)前)、施用有機(jī)肥(產(chǎn)中)、規(guī)范使用農(nóng)藥(產(chǎn)中)、回收農(nóng)藥廢棄物(產(chǎn)后)4類(lèi)行為具體進(jìn)行分析。在變量題項(xiàng)設(shè)置時(shí)，采用二分類(lèi)變量，采納了綠色生產(chǎn)行為的為1，未采納的設(shè)置為0?？梢园l(fā)現(xiàn)，參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)4類(lèi)綠色生產(chǎn)行為的均值明顯高于未參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)，這表明訂單農(nóng)業(yè)有利于綠色生產(chǎn)。

2.2.2核心解釋變量

本研究的核心解釋變量為家庭農(nóng)場(chǎng)是否參與訂單農(nóng)業(yè)，參與訂單農(nóng)業(yè)具體是指家庭農(nóng)場(chǎng)與下游的農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)主體(合作社、農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)、大型超市、直接對(duì)接學(xué)校、機(jī)關(guān)等)簽訂了密切的訂單合作協(xié)議，且對(duì)雙方權(quán)利義務(wù)進(jìn)行了明確界定與約束的供應(yīng)鏈合作伙伴關(guān)系。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在421家示范家庭農(nóng)場(chǎng)中有173家參與了訂單農(nóng)業(yè)，占樣本總量的41.10%，另外248家未參與訂單農(nóng)業(yè)，占樣本總量的58.91%。

2.2.3控制變量

已有的諸多研究成果表明，家庭農(nóng)場(chǎng)主的個(gè)體特征、農(nóng)場(chǎng)的基本特征、經(jīng)營(yíng)特征、認(rèn)知特征對(duì)其綠色生產(chǎn)具有顯著影響。基于現(xiàn)有研究，本研究選取家庭農(nóng)場(chǎng)主的性別、年齡、受教育程度等為個(gè)體特征變量；農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)年限、土地面積、勞動(dòng)力數(shù)量等為農(nóng)場(chǎng)基本特征變量；是否加入合作社、是否有質(zhì)檢、是否有產(chǎn)品追溯、是否“三品一標(biāo)”為農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)特征變量；是否參加過(guò)培訓(xùn)、綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿、綠色農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售難易程度為農(nóng)場(chǎng)認(rèn)知變量。具體變量定義及數(shù)據(jù)特征詳見(jiàn)表3。

表3 變量定義及數(shù)據(jù)特征Table 3 Variable definition and data characteristics

2.3 模型選擇

考慮到家庭農(nóng)場(chǎng)化肥綠色使用行為和農(nóng)藥綠色使用行為的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)之間存在著高度相關(guān)性，也即家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)行為方程的擾動(dòng)項(xiàng)彼此之間可能存在相互影響的情況，使用傳統(tǒng)的OLS 回歸方法將不能有效地處理這個(gè)問(wèn)題。因此，本研究運(yùn)用似不相關(guān)回歸模型(Seemingly unrelated regression estimation，SUR)進(jìn)行系統(tǒng)估計(jì)，分別構(gòu)造以家庭農(nóng)場(chǎng)測(cè)土配方施肥、施用有機(jī)肥、規(guī)范使用農(nóng)藥、回收農(nóng)藥包裝廢棄為因變量的多方程系統(tǒng)，分析參與訂單農(nóng)業(yè)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)行為的影響，可以在一定程度上解決異方差、內(nèi)生性和自相關(guān)等問(wèn)題，提高參數(shù)估計(jì)的效率和精準(zhǔn)性。

參考陳強(qiáng)[26]的研究，對(duì)似不相關(guān)回歸模型的具體設(shè)定如下：假設(shè)共有n個(gè)方程(n個(gè)被解釋變量)，每個(gè)方程共有M個(gè)觀測(cè)值，M>n。在第i個(gè)方程中，共有Ki個(gè)解釋變量。第i個(gè)方程為：

YiM=αi+βiMXiM+εiM
(i=1，2…，n；M=1，2，…，m)

(1)

式中：YiM為被解釋變量；αi為截距項(xiàng)；βiM表示待估參數(shù)；XiM為各個(gè)自變量，包括解釋變量和控制變量；εiM為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。將式(1)中的所有方程整合成矩陣可得：

(2)

假設(shè)同一方程不同期的擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，且方差也相同，記第i個(gè)方程的方差為θii，則式(2)協(xié)方差陣Y中主對(duì)角線上的第(i，i)個(gè)矩陣為E(εiε′i)=θiiIM，若不同方程的擾動(dòng)項(xiàng)之間存在同期相關(guān)，即

(3)

則式(2)協(xié)方差陣Y中的第(i，j)個(gè)矩陣(i≠j)為E(εiε′j)=θijIM

3 結(jié)果分析

3.1 適用性檢驗(yàn)

由于似不相關(guān)回歸模型基本假定要求各個(gè)方程擾動(dòng)項(xiàng)之間存在同期相關(guān)，因此在進(jìn)行模型估計(jì)之前需要進(jìn)行似不相關(guān)回歸模型的適用性檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果拒絕各方程的擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)同期相關(guān)，則可判定選擇似不相關(guān)回歸模型是合理的[27]。檢驗(yàn)結(jié)果(表4)表明，似不相關(guān)回歸模型的無(wú)同期相關(guān)檢驗(yàn)的P值為0，拒絕了似不相關(guān)回歸模型“無(wú)同期相關(guān)”的假設(shè)，即家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)各方程之間存在同期相關(guān)性，表明似不相關(guān)回歸模型將比單一方程的參數(shù)估計(jì)更有效率。

表4 似不相關(guān)回歸模型的適用性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Applicability test results of seemingly unrelated regression model

3.2 實(shí)證結(jié)果分析

本研究按照家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單的情況，將其分為參與訂單農(nóng)業(yè)和未參與訂單農(nóng)業(yè)2類(lèi)，并對(duì)2類(lèi)情況下家庭農(nóng)場(chǎng)參與綠色生產(chǎn)的比例進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果(表5)表明：參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)實(shí)施各類(lèi)綠色生產(chǎn)的比例均明顯高于未參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)，其中，測(cè)土配方施肥比例高13.24%，施用有機(jī)肥比例高7.24%，規(guī)范使用農(nóng)藥比例高10.59%，回收農(nóng)藥包裝廢棄比例高21.28%?？傮w來(lái)看，參與訂單農(nóng)業(yè)后，在選取的4類(lèi)綠色生產(chǎn)行為中，施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥的采納比例相對(duì)較高，分別為78.61%和80.35%，回收農(nóng)藥包裝廢棄采納比例最低，為54.34%。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)中，和訂單方聯(lián)系緊密的家庭農(nóng)場(chǎng)參與綠色生產(chǎn)的比例又高于和訂單方聯(lián)系不緊密的農(nóng)場(chǎng)。其中，參與測(cè)土配方施肥的比例高12.39%，施用有機(jī)肥的比例高15.6%，規(guī)范使用農(nóng)藥的比例高10.11%，回收農(nóng)藥包裝廢棄的比例要高15.45%。盡管如此，參與了訂單農(nóng)業(yè)但聯(lián)系不緊密的家庭農(nóng)場(chǎng)在綠色生產(chǎn)行為選擇時(shí)仍然要好于未參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)。由此，調(diào)研數(shù)據(jù)充分顯示參與訂單農(nóng)業(yè)有利于家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)。

表5 訂單農(nóng)業(yè)不同情況下家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)行為的參與比例 Table 5 Participation proportion of green production behavior of family farms under different conditions of contract agriculture %

3.3 回歸結(jié)果分析

為深入分析訂單農(nóng)業(yè)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的影響，利用stata 14.0軟件分步對(duì)所有樣本進(jìn)行似不相關(guān)回歸估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。在控制其他因素的條件下，對(duì)訂單農(nóng)業(yè)與綠色生產(chǎn)行為的影響進(jìn)行單獨(dú)回歸，估計(jì)結(jié)果表明，家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單農(nóng)業(yè)能夠顯著增加其綠色生產(chǎn)的可能。其中，使用測(cè)土配方施肥和回收農(nóng)藥包裝廢棄在1%的水平上顯著，影響系數(shù)分別為0.132和0.213，施用有機(jī)肥在10%的水平上正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)，影響系數(shù)為0.072，規(guī)范使用農(nóng)藥在5%的水平上顯著正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)，影響系數(shù)為0.105。這表明，家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單農(nóng)業(yè)可以顯著提升其綠色生產(chǎn)行為，但對(duì)不同綠色生產(chǎn)行為的提升作用有差異，對(duì)測(cè)土配方施肥和回收農(nóng)藥包裝廢棄的提升作用更明顯。

表6 家庭農(nóng)場(chǎng)參與綠色生產(chǎn)的似不相關(guān)回歸結(jié)果Table 6 Seemingly unrelated regression results of family farms participating in green production

將其他控制變量納入模型回歸發(fā)現(xiàn)，部分變量也會(huì)影響家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)。其中，家庭農(nóng)場(chǎng)主的個(gè)體特征對(duì)其是否參與綠色生產(chǎn)影響不顯著，這可能與樣本均為省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)有關(guān)，省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)主盡管有個(gè)體特征的差異，但往往都擁有相對(duì)較高的管理經(jīng)營(yíng)水平，由此對(duì)綠色生產(chǎn)的影響不明顯。從家庭農(nóng)場(chǎng)的基本特征看，農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)年限在5%的顯著性水平上負(fù)向影響家庭農(nóng)場(chǎng)施用有機(jī)肥，影響系數(shù)為-0.032，對(duì)農(nóng)場(chǎng)其他綠色生產(chǎn)行為的影響則不顯著。這表明，家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)，施用有機(jī)肥的可能越小，可能的解釋有2種：一種可能是經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)，土地利用復(fù)墾度高，集約化利用帶來(lái)的土壤板結(jié)、污染等因素使得地力下降明顯，對(duì)化肥等化學(xué)品投入的依賴程度越強(qiáng)；另一種可能家庭農(nóng)場(chǎng)一般是采用土地流轉(zhuǎn)的形式進(jìn)行經(jīng)營(yíng)，而土地流轉(zhuǎn)往往有一定年限，經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)意味著距離流轉(zhuǎn)到期日越近，土地是否能夠繼續(xù)承租變數(shù)增多，農(nóng)場(chǎng)主保護(hù)地力的積極性下降，越不愿意使用有機(jī)肥。

從家庭農(nóng)場(chǎng)的經(jīng)營(yíng)特征看，家庭農(nóng)場(chǎng)組織化程度除對(duì)其回收農(nóng)藥包裝廢棄影響不顯著外，對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)測(cè)土配方施肥、施用有機(jī)肥、規(guī)范使用農(nóng)藥的影響分別在5%、5%和10%的水平上顯著，影響系數(shù)分別為0.106、0.104、0.073，表明家庭農(nóng)場(chǎng)參與合作社會(huì)明顯促進(jìn)其綠色生產(chǎn)行為，可能的解釋是，合作社會(huì)對(duì)社員的行為進(jìn)行約束監(jiān)督，從而倒逼家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)，研究也發(fā)現(xiàn)，125家加入了合作社的農(nóng)場(chǎng)有124家(99%)都參與了至少一項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為。農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)品銷(xiāo)售質(zhì)檢在1%的顯著性水平上正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)規(guī)范使用農(nóng)藥，影響系數(shù)為0.268，這表明銷(xiāo)售過(guò)程中質(zhì)檢會(huì)增加產(chǎn)品質(zhì)量的管控程度，進(jìn)而會(huì)傳遞給前端的家庭農(nóng)場(chǎng)，而農(nóng)藥超標(biāo)、殘留等是最容易被檢測(cè)出來(lái)的不合格現(xiàn)象，因而質(zhì)檢會(huì)影響其農(nóng)藥使用行為，研究也發(fā)現(xiàn)，339家銷(xiāo)售會(huì)質(zhì)檢的農(nóng)場(chǎng)中275家(81.12%)規(guī)范使用了農(nóng)藥。農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯分別在10%和1%的顯著性水平上正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥行為，影響系數(shù)分別為0.088和0.144，這表明原產(chǎn)地追溯增加了農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)品的監(jiān)管時(shí)間范圍，在一定程度上有利于農(nóng)場(chǎng)嚴(yán)格監(jiān)管生產(chǎn)過(guò)程，研究也發(fā)現(xiàn)，299家可實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品原產(chǎn)地可追溯的農(nóng)場(chǎng)中有283家(94.6%)施用了有機(jī)肥或規(guī)范使用了農(nóng)藥。農(nóng)場(chǎng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證分別在10%和5%的顯著性水平上正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥行為，影響系數(shù)分別為0.075和0.084，這表明“三品一標(biāo)”產(chǎn)品的品質(zhì)要求相對(duì)嚴(yán)格，會(huì)間接傳導(dǎo)給農(nóng)場(chǎng)主，規(guī)范其生產(chǎn)行為，調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，在226家擁有“三品一標(biāo)”的農(nóng)場(chǎng)中，有182家(80.53%)施用了有機(jī)肥，190家(84.07%)規(guī)范使用了農(nóng)藥行為，可見(jiàn)“三品一標(biāo)”促進(jìn)了農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)。

從家庭農(nóng)場(chǎng)的認(rèn)知特征看，綠色生產(chǎn)認(rèn)知分別在1%、5%和1%的顯著性水平上正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)的測(cè)土配方施肥、規(guī)范農(nóng)藥使用、回收農(nóng)藥包裝廢棄行為，作用系數(shù)分別為0.153、0.103、0.202，這表明綠色生產(chǎn)培訓(xùn)會(huì)促使家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)?？赡艿慕忉屖?，綠色生產(chǎn)培訓(xùn)會(huì)改變農(nóng)場(chǎng)主的認(rèn)知，進(jìn)而改變農(nóng)場(chǎng)主的行為，研究也發(fā)現(xiàn)，212家接受過(guò)綠色生產(chǎn)培訓(xùn)的農(nóng)場(chǎng)中有207家(97.6%)參與了至少1項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為。綠色生產(chǎn)意愿除對(duì)其規(guī)范使用農(nóng)藥不顯著外，對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)的其余綠色生產(chǎn)行為均顯著，顯著性水平分別達(dá)到5%、5%和1%，作用系數(shù)為0.08、0.078和0.128，可見(jiàn)，意愿是農(nóng)場(chǎng)主行為改變的關(guān)鍵變量，調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，在421家示范家庭農(nóng)場(chǎng)中，愿意綠色生產(chǎn)的家庭農(nóng)場(chǎng)有394家，表明家庭農(nóng)場(chǎng)的綠色生產(chǎn)意愿較強(qiáng)烈。但進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在394家愿意綠色生產(chǎn)的家庭農(nóng)場(chǎng)中，僅有219家參與了測(cè)土配方施肥，占樣本總量的55.58%，297家參與了施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥，占樣本總量的75.38%，172家回收農(nóng)藥包裝廢棄，占樣本總量的43.65%，這表明有綠色生產(chǎn)意愿會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)，但從意愿轉(zhuǎn)化為行動(dòng)還有一定距離。綠色農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)可度在10%的水平上對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)使用測(cè)土配方施肥顯著，影響系數(shù)為0.043，這表明綠色農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售越困難，農(nóng)場(chǎng)越愿意測(cè)土配方施肥。

另外，本研究還按照傳統(tǒng)二元Logit模型進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，各變量顯著性均不如似不相關(guān)回歸，這也表明了本研究選擇SUR回歸的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與政策建議

本研究依托山東省“三農(nóng)省情調(diào)研中心”422家省級(jí)示范家庭農(nóng)場(chǎng)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用似不相關(guān)回歸模型，實(shí)證分析訂單農(nóng)業(yè)與家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)(以化肥、農(nóng)藥為例)的關(guān)系，并就家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的異質(zhì)性進(jìn)行分析，得出如下研究結(jié)論：

1)訂單農(nóng)業(yè)有利于家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)，從定量分析發(fā)現(xiàn)，參與訂單農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)采納綠色生產(chǎn)行為比例明顯高于未參與訂單農(nóng)業(yè)的農(nóng)場(chǎng)，而且與訂單方聯(lián)系緊密的家庭農(nóng)場(chǎng)采納綠色生產(chǎn)行為的比例又明顯高于聯(lián)系不緊密的農(nóng)場(chǎng)。

2)家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單農(nóng)業(yè)后，在選取的4類(lèi)綠色生產(chǎn)行為中，施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥的采納比例相對(duì)較高，分別為78.61%和80.35%，回收農(nóng)藥包裝廢棄采納比例最低，為54.34%。

3)從回歸方程的估計(jì)結(jié)果看，在控制其他因素的條件下，家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單農(nóng)業(yè)能夠顯著增加其綠色生產(chǎn)的可能。其中，使用測(cè)土配方施肥和回收農(nóng)藥包裝廢棄在1%的水平上顯著，施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥分別在10%和5%的水平上顯著，影響系數(shù)分別為0.132、0.072、0.105、0.213。

4)將其他控制變量納入后，家庭農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)年限、農(nóng)場(chǎng)組織化程度、綠色生產(chǎn)意識(shí)、綠色生產(chǎn)意愿、綠色產(chǎn)品認(rèn)可度、產(chǎn)品銷(xiāo)售質(zhì)檢、原產(chǎn)地可追溯、“三品一標(biāo)”均對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)的綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響。

根據(jù)以上研究結(jié)論，提出如下對(duì)策建議：第一，鼓勵(lì)家庭農(nóng)場(chǎng)參與訂單農(nóng)業(yè)。加大家庭農(nóng)場(chǎng)與加工企業(yè)、超市、社區(qū)、合作社等主體的合作，鼓勵(lì)“農(nóng)超對(duì)接”、基地建設(shè)等連接形式，從而嚴(yán)格農(nóng)場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過(guò)程、銷(xiāo)售過(guò)程監(jiān)督及售后追溯體系。第二，促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)與訂單方建立緊密的聯(lián)系，完善訂單雙方信息分享、利益分成、履約獎(jiǎng)勵(lì)等內(nèi)部協(xié)調(diào)機(jī)制，促進(jìn)訂單雙方建立緊密的、長(zhǎng)期的訂單契約，增加綠色生產(chǎn)的監(jiān)督約束，提升訂單雙方的履約力。第三，重視家庭農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)的異質(zhì)性。優(yōu)先推廣家庭農(nóng)場(chǎng)愿意接受的施用有機(jī)肥和規(guī)范使用農(nóng)藥行為，然后推廣農(nóng)藥廢棄等其他綠色生產(chǎn)行為。第四，加大農(nóng)場(chǎng)主綠色生產(chǎn)方面的培訓(xùn)，促進(jìn)農(nóng)場(chǎng)綠色生產(chǎn)意識(shí)的形成，進(jìn)而由意識(shí)轉(zhuǎn)化成意愿，并最終促成綠色生產(chǎn)行為。