張明月 鄭 軍* 趙曉穎 安 康

(1. 山東農業(yè)大學 經濟管理學院，山東 泰安 271018;2. 山東科技大學 財經學院，山東 泰安 271019)

推行綠色生產方式是農業(yè)發(fā)展觀的一場深刻變革,實現(xiàn)農業(yè)綠色發(fā)展，既是農業(yè)自身發(fā)展問題倒逼下的客觀要求，也是提升農業(yè)質量、效益和競爭力的必由之路[1]，倡導、規(guī)范與推廣綠色生產已上升為政府行為。盡管如此，現(xiàn)實中不遵守農業(yè)綠色生產規(guī)程和標準的現(xiàn)象依舊存在，農業(yè)生產綠色轉型任重道遠[2]，特別是農業(yè)生產依賴化學肥料、農藥等外部投入的局面仍未根本改變[3]。

圍繞農業(yè)綠色發(fā)展，已有研究一直在探索有效的解決途徑[4-5]。家庭農場作為新型農業(yè)經營主體，被認為是綠色生產的重要推動主體[6]，而以訂單農業(yè)為主的農產品全過程管控又是解決農產品綠色生產的重要方式[7]。與此同時，有研究發(fā)現(xiàn)，家庭農場生產經營具有規(guī)模大、投入高、風險大的特性，為避免出現(xiàn)盲目生產、供銷不平衡等問題，家庭農場對訂單農業(yè)的需求日益增強[8]。由于擁有更強的信息、資金和技術優(yōu)勢[9-10]，能更好地理解并執(zhí)行綠色生產技術標準[11]，訂單企業(yè)與家庭農場聯(lián)合，能夠將先進的綠色種養(yǎng)技術、經營理念等引入農產品生產，以更低成本促成農業(yè)綠色生產[12-13]。但也有研究發(fā)現(xiàn)，訂單農戶追求產量與效益，更多地使用了農藥、化肥等要素，在促進生產效率提高的同時對當地要素資源和環(huán)境產生了負面影響[8]。那么，訂單農業(yè)到底能否促進家庭農場綠色生產？如果能，其促進機制是什么，在不同特征家庭農場間是否具有差異？已有研究對這些問題的關注略顯不足。厘清這些問題，對推動家庭農場綠色生產具有重要現(xiàn)實意義。

目前關于家庭農場綠色生產的研究較多，但鮮見以訂單農業(yè)為切入點進行的研究，且已有研究多運用Logit回歸、OLS回歸等傳統(tǒng)單方程估計方法，難以避免方程間的“同期相關”。為此，本研究旨在從訂單農業(yè)的角度，基于山東省422家省級示范家庭農場的調研數據，采用似不相關回歸模型，闡明訂單農業(yè)對家庭農場綠色生產的影響及作用機理，以期為有序推進家庭農場綠色生產提供政策參考。

1 理論分析與研究假設

本研究在借鑒已有成果的基礎上，發(fā)現(xiàn)家庭農場參與訂單農業(yè)對其綠色生產的影響機理可以從以下2方面進行分解(圖1)。

圖1 訂單農業(yè)與家庭農場綠色生產的關系Fig.1 Relationship between order agriculture and green production of family farms

一方面，基于動力因素，訂單農業(yè)能夠促進家庭農場綠色生產。首先，訂單農業(yè)提高了家庭農場收入。居民對于綠色農產品的需求不斷增加[14]，農業(yè)經營者為獲得更大經濟利益會積極實施綠色生產以滿足消費者偏好[15]，但綠色農產品“檸檬市場”往往阻礙了農業(yè)綠色生產成功轉型[16]。訂單農業(yè)中的龍頭企業(yè)將綠色生產技術、信息和知識傳遞給小農戶，把農業(yè)綠色生產引向標準化[11]，促進供需雙方信息對稱，為綠色農產品“優(yōu)質優(yōu)價”提供了可能，提高了家庭農場對綠色農產品的價格預期，提升了家庭農場綠色生產行為的采納。其次，訂單農業(yè)降低了家庭農場綠色生產的成本。相比于普通農產品的提供者，綠色農業(yè)的實踐者往往投入更大、獲利周期更長、市場風險更高，其行為選擇也更加謹慎[11]，倘若實現(xiàn)綠色生產無法獲得合理的經濟回報，反而需要承擔高昂的投入成本，會導致綠色生產轉型動力不足[12]。訂單農業(yè)能夠提升家庭農場在銷售市場的議價能力，減少交易不確定性，降低交易成本[10]，進而增強家庭農場加大綠色生產性投資的意愿[17]。訂單農業(yè)還可以降低綠色生產的信息成本，信息知識匱乏對農戶采納新技術有顯著的負向影響[18]，訂單農業(yè)公司向訂單生產者共享信息，緩解了家庭農場信息約束，有利于促進其綠色生產技術采納。

另一方面，基于壓力因素，訂單農業(yè)會促進家庭農場綠色生產。首先，訂單農業(yè)增加了采購者對生產者的監(jiān)督約束。訂單企業(yè)與農業(yè)生產者簽訂具有法律效力的產銷合同[19]，對家庭農場的農產品數量、價格、質量、交易時間等做出約束[11,13]，這就意味著訂單農業(yè)增加了終端對前端的監(jiān)督，在一定程度上為綠色農產品質量安全提供保障[20]，倒逼家庭農場采納綠色生產。訂單農業(yè)中，對品級更好的農產品，企業(yè)除支付更高的收購價格外，還會與生產者達成更多的合作協(xié)議，而對于質量始終無法達到最低標準的農戶，則有可能與之解除合作關系[11]。企業(yè)和政府監(jiān)管能顯著促進綠色生產，但企業(yè)對農戶生產行為的約束效果要優(yōu)于政府。其次，訂單生產增加了供應鏈合作主體的違約成本，生產者將產品出售給訂單企業(yè)比出售給初級市場更容易獲取高收益，利益共享、風險共擔的利益聯(lián)結機制對農戶履行協(xié)議有促進作用[21]，違約會降低二次合作的可能，增加了其風險成本，導致生產者收益降低[22]，這也迫使家庭農場綠色生產。

2 數據來源、模型選擇與變量設置

2.1 數據來源

本研究數據來源于山東農業(yè)大學經濟管理學院2019年07—08月對山東省省級示范家庭農場的問卷調查。本次問卷調查由山東農業(yè)大學“三農省情調研中心”(山東省唯一的“三農”領域重點新型智庫)發(fā)起，依托山東省農業(yè)農村廳省級家庭農場評估項目，并依托當地農業(yè)部門協(xié)助，調查范圍不僅覆蓋山東省16個地市，且覆蓋了山東省所有縣，保證了樣本的代表性(表1)。本次調查主要分為2個階段:第1階段為網絡預調查，提前聯(lián)系農場主進行網絡問卷填寫，回收各農場主的問卷；第2階段為實地調研，由專門培訓的調查員對農場實地考察，修訂完善網絡調查問卷。調查問卷共選取了422家省級示范家庭農場，其中因數據質量問題剔除無效樣本1家，樣本數量剩余421家。

表1 數據來源地區(qū)及數量分布Table 1 Data source region and quantity distribution

此次調研的基本數據特征主要分為2個部分(表2)：第1部分是家庭農場主個人特征，主要包括家庭農場主性別、年齡、受教育程度等。其中，農場主以男性為主，占樣本總量的79.10%；農場主年齡為20～79歲，平均49歲，集中在40～60歲，占樣本總量的78.14%；農場主學歷水平相對較高，以高中或中專生為主，占樣本總量的44.66%。第2部分為家庭農場基礎條件特征，主要包括家庭農場經營年限、生產規(guī)模、勞動力數量等。其中，57.01%的家庭農場經營年限在5～7年，最短3年，最長12年，平均7年，表明示范家庭農場的經營年限相對較長；農場土地經營面積以13.33～33.33 hm2居多，占樣本總量的39.19%，平均26.77 hm2，比較符合家庭農場的最優(yōu)生產規(guī)模；接近70%的農場農業(yè)勞動力數量大多集中在10人以下，表明除家庭勞動力之外，多數家庭農場采用了雇工，且雇工數量規(guī)模小，符合家庭農場“家庭式”經營特征。

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

2.2 變量設置

2.2.1被解釋變量

綠色生產行為是指在農業(yè)生產投入過程中自覺地進行減量化、再利用、低污染的農業(yè)經營模式[23]。家庭農場綠色生產行為包含多種，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重點關注危害農產品綠色生產最為關鍵的化肥和農藥使用行為，同時充分考慮家庭農場產前、產中、產后全過程，最終選取測土配方施肥(產前)、施用有機肥(產中)、規(guī)范使用農藥(產中)、回收農藥廢棄物(產后)4類行為具體進行分析。在變量題項設置時，采用二分類變量，采納了綠色生產行為的為1，未采納的設置為0。可以發(fā)現(xiàn)，參與訂單農業(yè)的家庭農場4類綠色生產行為的均值明顯高于未參與訂單農業(yè)的家庭農場，這表明訂單農業(yè)有利于綠色生產。

2.2.2核心解釋變量

本研究的核心解釋變量為家庭農場是否參與訂單農業(yè)，參與訂單農業(yè)具體是指家庭農場與下游的農產品收購主體(合作社、農產品加工企業(yè)、大型超市、直接對接學校、機關等)簽訂了密切的訂單合作協(xié)議，且對雙方權利義務進行了明確界定與約束的供應鏈合作伙伴關系。調查發(fā)現(xiàn)，在421家示范家庭農場中有173家參與了訂單農業(yè)，占樣本總量的41.10%，另外248家未參與訂單農業(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，家庭農場主的個體特征、農場的基本特征、經營特征、認知特征對其綠色生產具有顯著影響?；诂F(xiàn)有研究，本研究選取家庭農場主的性別、年齡、受教育程度等為個體特征變量；農場經營年限、土地面積、勞動力數量等為農場基本特征變量；是否加入合作社、是否有質檢、是否有產品追溯、是否“三品一標”為農場經營特征變量；是否參加過培訓、綠色生產技術的采納意愿、綠色農產品銷售難易程度為農場認知變量。具體變量定義及數據特征詳見表3。

表3 變量定義及數據特征Table 3 Variable definition and data characteristics

2.3 模型選擇

考慮到家庭農場化肥綠色使用行為和農藥綠色使用行為的隨機擾動項之間存在著高度相關性，也即家庭農場綠色生產行為方程的擾動項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問題。因此，本研究運用似不相關回歸模型(Seemingly unrelated regression estimation，SUR)進行系統(tǒng)估計，分別構造以家庭農場測土配方施肥、施用有機肥、規(guī)范使用農藥、回收農藥包裝廢棄為因變量的多方程系統(tǒng)，分析參與訂單農業(yè)對家庭農場綠色生產行為的影響，可以在一定程度上解決異方差、內生性和自相關等問題，提高參數估計的效率和精準性。

參考陳強[26]的研究，對似不相關回歸模型的具體設定如下：假設共有n個方程(n個被解釋變量)，每個方程共有M個觀測值，M>n。在第i個方程中，共有Ki個解釋變量。第i個方程為：

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；βiM表示待估參數；XiM為各個自變量，包括解釋變量和控制變量；εiM為隨機擾動項。將式(1)中的所有方程整合成矩陣可得：

(2)

假設同一方程不同期的擾動項不存在自相關，且方差也相同，記第i個方程的方差為θii，則式(2)協(xié)方差陣Y中主對角線上的第(i，i)個矩陣為E(εiε′i)=θiiIM，若不同方程的擾動項之間存在同期相關，即

(3)

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

3 結果分析

3.1 適用性檢驗

由于似不相關回歸模型基本假定要求各個方程擾動項之間存在同期相關，因此在進行模型估計之前需要進行似不相關回歸模型的適用性檢驗，如果檢驗結果拒絕各方程的擾動項無同期相關，則可判定選擇似不相關回歸模型是合理的[27]。檢驗結果(表4)表明，似不相關回歸模型的無同期相關檢驗的P值為0，拒絕了似不相關回歸模型“無同期相關”的假設，即家庭農場綠色生產各方程之間存在同期相關性，表明似不相關回歸模型將比單一方程的參數估計更有效率。

表4 似不相關回歸模型的適用性檢驗結果Table 4 Applicability test results of seemingly unrelated regression model

3.2 實證結果分析

本研究按照家庭農場參與訂單的情況，將其分為參與訂單農業(yè)和未參與訂單農業(yè)2類，并對2類情況下家庭農場參與綠色生產的比例進行統(tǒng)計分析，結果(表5)表明：參與訂單農業(yè)的家庭農場實施各類綠色生產的比例均明顯高于未參與訂單農業(yè)的家庭農場，其中，測土配方施肥比例高13.24%，施用有機肥比例高7.24%，規(guī)范使用農藥比例高10.59%，回收農藥包裝廢棄比例高21.28%?？傮w來看，參與訂單農業(yè)后，在選取的4類綠色生產行為中，施用有機肥和規(guī)范使用農藥的采納比例相對較高，分別為78.61%和80.35%，回收農藥包裝廢棄采納比例最低，為54.34%。進一步分析發(fā)現(xiàn)，參與訂單農業(yè)的家庭農場中，和訂單方聯(lián)系緊密的家庭農場參與綠色生產的比例又高于和訂單方聯(lián)系不緊密的農場。其中，參與測土配方施肥的比例高12.39%，施用有機肥的比例高15.6%，規(guī)范使用農藥的比例高10.11%，回收農藥包裝廢棄的比例要高15.45%。盡管如此，參與了訂單農業(yè)但聯(lián)系不緊密的家庭農場在綠色生產行為選擇時仍然要好于未參與訂單農業(yè)的家庭農場。由此，調研數據充分顯示參與訂單農業(yè)有利于家庭農場綠色生產。

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

3.3 回歸結果分析

為深入分析訂單農業(yè)對家庭農場綠色生產的影響，利用stata 14.0軟件分步對所有樣本進行似不相關回歸估計，估計結果見表6。在控制其他因素的條件下，對訂單農業(yè)與綠色生產行為的影響進行單獨回歸，估計結果表明，家庭農場參與訂單農業(yè)能夠顯著增加其綠色生產的可能。其中，使用測土配方施肥和回收農藥包裝廢棄在1%的水平上顯著，影響系數分別為0.132和0.213，施用有機肥在10%的水平上正向影響家庭農場綠色生產，影響系數為0.072，規(guī)范使用農藥在5%的水平上顯著正向影響家庭農場綠色生產，影響系數為0.105。這表明，家庭農場參與訂單農業(yè)可以顯著提升其綠色生產行為，但對不同綠色生產行為的提升作用有差異，對測土配方施肥和回收農藥包裝廢棄的提升作用更明顯。

表6 家庭農場參與綠色生產的似不相關回歸結果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)，部分變量也會影響家庭農場綠色生產。其中，家庭農場主的個體特征對其是否參與綠色生產影響不顯著，這可能與樣本均為省級示范家庭農場有關，省級示范家庭農場主盡管有個體特征的差異，但往往都擁有相對較高的管理經營水平，由此對綠色生產的影響不明顯。從家庭農場的基本特征看，農場經營年限在5%的顯著性水平上負向影響家庭農場施用有機肥，影響系數為-0.032，對農場其他綠色生產行為的影響則不顯著。這表明，家庭農場經營年限越長，施用有機肥的可能越小，可能的解釋有2種：一種可能是經營年限越長，土地利用復墾度高，集約化利用帶來的土壤板結、污染等因素使得地力下降明顯，對化肥等化學品投入的依賴程度越強；另一種可能家庭農場一般是采用土地流轉的形式進行經營，而土地流轉往往有一定年限，經營年限越長意味著距離流轉到期日越近，土地是否能夠繼續(xù)承租變數增多，農場主保護地力的積極性下降，越不愿意使用有機肥。

從家庭農場的經營特征看，家庭農場組織化程度除對其回收農藥包裝廢棄影響不顯著外，對家庭農場測土配方施肥、施用有機肥、規(guī)范使用農藥的影響分別在5%、5%和10%的水平上顯著，影響系數分別為0.106、0.104、0.073，表明家庭農場參與合作社會明顯促進其綠色生產行為，可能的解釋是，合作社會對社員的行為進行約束監(jiān)督，從而倒逼家庭農場綠色生產，研究也發(fā)現(xiàn)，125家加入了合作社的農場有124家(99%)都參與了至少一項綠色生產行為。農場產品銷售質檢在1%的顯著性水平上正向影響家庭農場規(guī)范使用農藥，影響系數為0.268，這表明銷售過程中質檢會增加產品質量的管控程度，進而會傳遞給前端的家庭農場，而農藥超標、殘留等是最容易被檢測出來的不合格現(xiàn)象，因而質檢會影響其農藥使用行為，研究也發(fā)現(xiàn)，339家銷售會質檢的農場中275家(81.12%)規(guī)范使用了農藥。農場產品原產地追溯分別在10%和1%的顯著性水平上正向影響家庭農場施用有機肥和規(guī)范使用農藥行為，影響系數分別為0.088和0.144，這表明原產地追溯增加了農場產品的監(jiān)管時間范圍，在一定程度上有利于農場嚴格監(jiān)管生產過程，研究也發(fā)現(xiàn)，299家可實現(xiàn)產品原產地可追溯的農場中有283家(94.6%)施用了有機肥或規(guī)范使用了農藥。農場產品質量認證分別在10%和5%的顯著性水平上正向影響家庭農場施用有機肥和規(guī)范使用農藥行為，影響系數分別為0.075和0.084，這表明“三品一標”產品的品質要求相對嚴格，會間接傳導給農場主，規(guī)范其生產行為，調查也發(fā)現(xiàn)，在226家擁有“三品一標”的農場中，有182家(80.53%)施用了有機肥，190家(84.07%)規(guī)范使用了農藥行為，可見“三品一標”促進了農場綠色生產。

從家庭農場的認知特征看，綠色生產認知分別在1%、5%和1%的顯著性水平上正向影響家庭農場的測土配方施肥、規(guī)范農藥使用、回收農藥包裝廢棄行為，作用系數分別為0.153、0.103、0.202，這表明綠色生產培訓會促使家庭農場綠色生產。可能的解釋是，綠色生產培訓會改變農場主的認知，進而改變農場主的行為，研究也發(fā)現(xiàn)，212家接受過綠色生產培訓的農場中有207家(97.6%)參與了至少1項綠色生產行為。綠色生產意愿除對其規(guī)范使用農藥不顯著外，對家庭農場的其余綠色生產行為均顯著，顯著性水平分別達到5%、5%和1%，作用系數為0.08、0.078和0.128，可見，意愿是農場主行為改變的關鍵變量，調查也發(fā)現(xiàn)，在421家示范家庭農場中，愿意綠色生產的家庭農場有394家，表明家庭農場的綠色生產意愿較強烈。但進一步分析發(fā)現(xiàn)，在394家愿意綠色生產的家庭農場中，僅有219家參與了測土配方施肥，占樣本總量的55.58%，297家參與了施用有機肥和規(guī)范使用農藥，占樣本總量的75.38%，172家回收農藥包裝廢棄，占樣本總量的43.65%，這表明有綠色生產意愿會促進家庭農場綠色生產，但從意愿轉化為行動還有一定距離。綠色農產品認可度在10%的水平上對家庭農場使用測土配方施肥顯著，影響系數為0.043，這表明綠色農產品銷售越困難，農場越愿意測土配方施肥。

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

4 結論與政策建議

本研究依托山東省“三農省情調研中心”422家省級示范家庭農場的數據，運用似不相關回歸模型，實證分析訂單農業(yè)與家庭農場綠色生產(以化肥、農藥為例)的關系，并就家庭農場綠色生產的異質性進行分析，得出如下研究結論：

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

2)家庭農場參與訂單農業(yè)后，在選取的4類綠色生產行為中，施用有機肥和規(guī)范使用農藥的采納比例相對較高，分別為78.61%和80.35%，回收農藥包裝廢棄采納比例最低，為54.34%。

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

4)將其他控制變量納入后，家庭農場經營年限、農場組織化程度、綠色生產意識、綠色生產意愿、綠色產品認可度、產品銷售質檢、原產地可追溯、“三品一標”均對家庭農場的綠色生產行為產生影響。

根據以上研究結論，提出如下對策建議：第一，鼓勵家庭農場參與訂單農業(yè)。加大家庭農場與加工企業(yè)、超市、社區(qū)、合作社等主體的合作，鼓勵“農超對接”、基地建設等連接形式，從而嚴格農場農產品生產過程、銷售過程監(jiān)督及售后追溯體系。第二，促進家庭農場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、履約獎勵等內部協(xié)調機制，促進訂單雙方建立緊密的、長期的訂單契約，增加綠色生產的監(jiān)督約束，提升訂單雙方的履約力。第三，重視家庭農場綠色生產的異質性。優(yōu)先推廣家庭農場愿意接受的施用有機肥和規(guī)范使用農藥行為，然后推廣農藥廢棄等其他綠色生產行為。第四，加大農場主綠色生產方面的培訓，促進農場綠色生產意識的形成，進而由意識轉化成意愿，并最終促成綠色生產行為。