農戶蔬菜質量安全控制行為及其影響因素分析基于浙江省396戶菜

農戶蔬菜質量安全控制行為及其影響因素分析基于浙江省396戶菜──基于浙江省396戶菜農的實證分析*本研究得到*本研究得到的資助，特此致謝。同時，感謝研究生朱麗娟在調查、數據錄入等多方面的關心。周潔紅周潔紅，浙大“卡特”副教授、博士。摘要：本文應用浙江省10個地區(qū)21個縣（市）396個蔬菜種植農戶的調查數據，對阻礙菜農蔬菜質量安全操縱行為的因素進行了計量經濟分析。研究結果表明，阻礙蔬菜質量安全操縱行為的因素由主到次為：化肥、農藥對自然環(huán)境阻礙的認知、蔬菜種植面積、菜農家庭收入結構、菜農的道德責任感、菜農同意培訓學習情形、菜農加入產業(yè)化組織、國家有關政策法規(guī)阻礙、社會輿論、期望內在酬勞、獲得認證情形、同行的阻礙、期望外在收益。為此，需要政府通過加大宣傳、經濟利益引導、技術支持等非行政手段的干預。關鍵詞：蔬菜種植戶；質量安全操縱行為；Logistic回來；因子分析一、引言與其它農產食品相比，蔬菜茬口復雜，生長周期短，病蟲害多，肥水要求高等，這些生產特點決定了蔬菜安全操縱難，蔬菜污染操縱更依靠于生產者的栽培治理知識等特性。我國目前80%菜區(qū)生產體系的要緊特點是采取農戶小規(guī)模分散經營方式，因此，盡管蔬菜到達消費者之前環(huán)節(jié)眾多，污染源極廣，但對蔬菜生產環(huán)節(jié)的質量操縱，更確切地講，對蔬菜種植戶的生產行為的治理成了蔬菜安全治理中的關鍵點。然而，從現有研究農產食品質量安全治理的文獻看，盡管國內學者對農戶的各種經濟行為進行了大量研究，但對包括蔬菜種植戶在內的生產者的質量安全操縱行為的研究一直較少。從國內研究看，夏英等（2001）、湯天曙（2002）最早將研究的眼光投入到生產者身上，他們借鑒發(fā)達國家質量標準體系建設和供應鏈綜合治理的體會，建議我國食品安全治理制度安排應建立在農產品安全生產行為的基礎上。王華書等（2004）對農產食品安全的根源，即農戶超量使用化肥、農藥的動因進行了研究。張云華等（2004）則利用地區(qū)農戶調查數據，對阻礙農產品質量安全的農藥施用行為進行了實證分析。衛(wèi)龍寶等（2004）通過對浙江省部分農業(yè)專業(yè)合作組織對農產品質量操縱方式的調查，認識到農業(yè)合作組織的存在與進展對農產品質量的操縱與提升有專門大的阻礙。這些研究成果對加大我國蔬菜質量安全治理起到了主動作用，但目前的研究要緊局限于理論和定性的描述，即使有一些定量的分析，由于以農產品大類為研究對象，在選擇阻礙農戶質量安全操縱行為的指標體系上存在困難，因不同農產品生產、流通方式不同，相應的安全治理特性具有較大的差異性，同時樣本規(guī)模要求高。因此，現有以大類農產品為研究對象的小樣本的實證研究難于取得令人信服的結論。盡管發(fā)達國家與我國一樣，對蔬菜質量安全治理的研究散見在農產品質量安全治理的研究中，但發(fā)達國家在農產品安全治理包括生產者質量安全操縱行為研究上已建立了一套有效的理論研究體系和實證的研究體系，如Caswell(1998)、Buzby等（1999）、Starbird（2000）、Henson等（2001）、Annandale（2000）、Goodwin等（2002）對安全產品供給動機、安全治理規(guī)制對生產者成本的阻礙及其生產者對安全治理規(guī)制的反應等進行了深入研究。然而，由于社會條件、政治制度、生產規(guī)模、市場結構、產業(yè)組織形式、生產者素養(yǎng)等差不，其成果在我國的適用性也有待進一步研究與檢驗。為此，本文在國內外研究的基礎上，將以Ajzen（1977，1989）的打算行為理論為差不多構架，通過對阻礙浙江省蔬菜種植戶安全生產行為的因素分析，并對其行為與生產者內在因素、產業(yè)環(huán)境匹配、政府現有治理措施等進行有關分析，進而揭示阻礙蔬菜安全生產治理政策績效的關鍵因素，為政府制定促進蔬菜質量安全治理的政策提供依據。二、分析框架和研究假設（一）蔬菜種植戶質量安全操縱行為的分析模型一樣的西方行為理論認為，人的行為差不多上在一定環(huán)境條件下發(fā)生，推動人的行為的動力因素有行為者的需要、動機和既定的目標。打算行為理論（TheoryofPlannedBehavior，簡稱TPB）則妄圖通過權衡行為的潛在決定因素，包括態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為操縱來推測并明白得人們的行為。TPB以三個時期來分析行為的形成過程：（1）行為決定于個人的行為意圖；（2）行為意圖決定于該行為的態(tài)度、行為的主觀規(guī)范和認知行為操縱這三個或者其中部分的阻礙；（3）行為的態(tài)度、主觀規(guī)范及認知行為操縱決定于人口特點、個人特性、對事物的信念、對事物的態(tài)度、工作特性、環(huán)境等外部因素。TPB最早是Ajzen提出的，后經持續(xù)完善，目前被廣泛應用在社會心理學和其他研究領域。然而，由于我國的農戶（包括蔬菜種植戶）有關于一樣生產者而言存在專門多的專門性，例如能夠獨立做出決策，行為主體單一，農戶目標雙重性等。因此，本文對TPB作了充分確信的同時，結合農戶目標的各種理論觀點及生產者質量安全行為、農戶行為的有關文獻、我國蔬菜生產的特點等進行了適度修改，構建出如圖1.1所示的包括TPB理論模式層面在內的蔬菜種植戶質量安全操縱行為的分析框架及指標體系。中間變量中間變量先行變量H13H3H1H2H11H10H7H9H8H6H5H4農戶特點：受教育情形年齡種植面積收入結構外部環(huán)境：政策法規(guī)、社會輿論、同行的阻礙環(huán)境認知度對行為的態(tài)度行為目標蔬菜種植農戶質量安全操縱行為認知行為操縱期望酬勞：外在收益內在酬勞道德責任感有關行為：加入產業(yè)化組織同意培訓和學習獲得認證情形H12H15H14結果變量SHAPE圖1.1蔬菜種植農戶質量安全操縱行為分析框架（1）質量安全操縱行為。農藥、肥料使用、采后處理是當前阻礙蔬菜質量安全屬性的最重要的因素，專門是農藥殘留，它們構成了蔬菜種植戶質量安全操縱行為的要緊內容。衡量蔬菜種植戶質量安全操縱行為的指標體系專門難建立，因為對這些行為的評判往往帶有個人主觀色彩。本研究是通過這些咨詢題來反映的，例如，經常（偶然）使用什么農藥、對所使用農藥的安全間隔期的認識，經常（偶然）使用什么肥料，使用頻度如何，采后通過如何樣處理才銷售等。按照這些咨詢題的回答相應會得到一個分數，所有咨詢題的分數加總得到一個指標。（2）態(tài)度。態(tài)度會阻礙行為一直是眾多行為研究學者的一貫立場。為此，我們假設，如果蔬菜生產者認為生產高品質、安全的蔬菜專門好，則他選擇安全蔬菜生產行為的可能性就越大。（3）目標。人的行為有目標導向的特點，并能以此自我鼓舞。按照Coughenour等（1988）、Gasson（1973）等的研究，蔬菜種植戶質量安全操縱行為的兩大目標為：工作中意度和經濟價值。盡管有研究表明許多菜農通常沒有事前打算或者明確的目標，而且菜農自己所講的目標有沒有對其生產行為產生阻礙也不得而知。但我們依舊假設菜農在經濟價值和工作中意度上是有一定目標。為此，咨詢卷中設計了相應的兩個題目進行衡量，例如“種植質量安全的蔬菜是為了獲得更高的收入”，“保證質量安全的蔬菜能夠使自己感到中意”。（4）認知行為操縱。Ajzen（1989）發(fā)覺，有時行為并不僅僅決定態(tài)度與主觀規(guī)范，還必須視個人對行為的意志力的操縱。例如，一些食品生產者能夠完全操縱自己進行食品的質量安全生產，而一些生產者則認為無力完成。因此，行為的執(zhí)行不只決定于一個人的動機，還包括部分的非動機因素。Ajzen（2003）將認知行為操縱區(qū)分為兩個層面加以衡量，一個是認知自我效用即了解個人從事質量安全行為的困難度和容易度，另一個是認知操縱力即了解人有無自主操縱或決定行為執(zhí)行的程度。咨詢卷按Ajzen（2003）所提出的咨詢題設置方式設置了“生產質量安全的蔬菜是能夠做到的”等咨詢題。（5）道德責任感。Beedell等（1999）指出農戶感知的道德義務會在一定程度上阻礙他們的生產行為。一個具有強烈道德責任感的農戶會有相應強烈的意愿生產質量安全的產品。我們在先行的訪談中也了解到專門多農戶具有一種質量安全行為的“道德”和“責任”，許多農戶情愿按規(guī)范生產蔬菜如不施劇毒農藥等，多少是受到本身對其行業(yè)的熱愛，或者善良的天性。因此，構建蔬菜種植戶質量安全操縱行為模型時我們在原始的生產者質量安全操縱行為理論框架中加入一條新的因果關系，即道德和責任感直截了當阻礙質量安全操縱行為的態(tài)度，并在咨詢卷中設計了三個衡量“道德和責任感”的咨詢題，如“生活中我總是盡可能去關心他人”，“為他人提供質量安全的蔬菜能讓自己感到良心安穩(wěn)”等。（6）期望酬勞。按照當代經濟學的觀點，農戶的經濟行為要緊受效益最大化的阻礙（貝克爾，1995）。假定農業(yè)生產者服從“經濟理性人”的假設，那么菜農采納安全蔬菜生產方式也是以收入最大化為導向，在既定的市場環(huán)境和生產技術約束下，選擇最佳的投入組合以達到收入的期望效用最大化。因此，農民的決策不總是或必定地將利潤作為唯獨目標。從而用外在收益和內在酬勞來講明菜農的期望酬勞也專門合適。菜農執(zhí)行質量安全行為的外在收益包括收入增加和市場銷路擴大或降低生產成本與生產風險，外在收益是對安全蔬菜的預期，在其它因素不變的情形下，市場安全蔬菜價格與菜農期望價格越一致，菜農采納安全蔬菜生產行為的主動性越高。內在酬勞包括聲譽、顧客尊重、自我認同等。（7）質量安全有關行為。Ajzen（1989）在TPB模型中加入認知行為操縱的因素，是認為人的行為執(zhí)行程度需要考慮時刻、技能與知識的配合等，需要足夠的資源。在聯(lián)產承包責任制下，菜農是獨立的生產者和經營者，但我國蔬菜家庭經營規(guī)模小，農產品流通市場不完善。因此，菜農生產安全蔬菜在專門大程度上取決于其對安全蔬菜前景的估量、對有關技術的認知和態(tài)度。因此，菜農與各種產業(yè)化組織的關系是阻礙菜農安全蔬菜生產行為的要緊因素。菜農與各種產業(yè)化組織建立聯(lián)系（口頭或書面協(xié)議）能夠在一定程度上減少菜農“綠色價值”實現的風險，使菜農利益得到保證，同時產業(yè)化組織本身會在技術和品種上要求菜農進行標準化生產從而促進菜農采納安全蔬菜生產技術等，在一定程度上保證了蔬菜的質量安全。本文設定的質量安全有關行為包括是否參與某種產業(yè)化組織、是否同意培訓學習以及是否獲得安全蔬菜認證等。（8）蔬菜種植戶的特點。包括教育、家庭人口、種植年限、年齡、種植面積和收入結構等變量。實踐證明，勞動力的數量和質量專門大程度上決定農戶的經濟行為。為簡化起見，我們采納勞動力的相對數量即家庭人口總數。由于當前蔬菜種植戶家庭的決策一樣由戶主決定，因而用戶主的教育、年齡等代表勞動力素養(yǎng)。在勞動力素養(yǎng)中，一樣認為教育水平是阻礙同意可連續(xù)技術的重要因素，因此，我們假定菜農教育水平是決定菜農采納安全蔬菜生產技術等行為的重要個人特點；由于農業(yè)與非農業(yè)、農業(yè)內部各產業(yè)間存在著比較效益的差不，因而蔬菜種植戶收入結構在一定程度上反映農戶資源的分配狀況，從而會阻礙到農藥、化肥的使用，對從事非農業(yè)的蔬菜種植戶而言，相對省時的高毒農藥是對勞動力的專門好替代；土地是蔬菜種植戶在蔬菜生產中最重要的生產要素，因此土地數量的多少，在專門大程度上制約著菜農的決策行為，蔬菜種植戶的經營規(guī)模與菜農采納新技術的動力緊密有關（徐建，2003）。（9）外部環(huán)境變量。包括自然環(huán)境、政策法規(guī)、社會輿論和同行的阻礙力。為了規(guī)范生產者行為，政府在食品生產、加工、處理各環(huán)節(jié)都制定了國家食品法規(guī)和技術要求（產前）及產品責任法（產后）。提供不安全食品的生產者面臨著產品責任法和合法訴訟的可能性。同樣，涉及產品責任的案件不管成功與否，都會引起公眾負面的注意力，因而，新聞媒體也有類似的市場強化作用（Henson&Hooker，2001）。但本文認為，小規(guī)模的蔬菜種植戶與食品生產企業(yè)不同，這兩個因素對我國菜農的阻礙能夠講微乎其微。相反，因菜農的決策過程是從了解到實踐，從實踐到價值評斷，再從價值判定到實踐的反復過程，因此，菜農個體之間的相互作用力是不可忽略的行為阻礙因素，專門是在采納新的生產方式如無公害生產技術或新的經營理念時，社會輿論對菜農質量安全行為的主觀規(guī)范有直截了當阻礙。（二）研究假設結合以上分析和蔬菜種植戶質量安全行為本身的特點，本文對菜農作如下假設：[H1]：菜農對質量安全行為的態(tài)度直截了當阻礙他們的質量安全行為。[H2]：菜農的行為目標直截了當阻礙他們采取具體的質量安全行為。[H3]：菜農的認知行為操縱直截了當阻礙他們從事質量安全的實際行為。[H4]：菜農感知的道德和責任直截了當阻礙其質量安全行為的態(tài)度。[H5]：菜農對質量安全行為的期望收益會直截了當阻礙他們的行為態(tài)度。[H6]：菜農對質量安全行為的期望收益會直截了當阻礙他們的目標。[H7]：菜農特點決定著其質量安全行為的態(tài)度。[H8]：菜農特點決定著他們行為的目標。[H9]：菜農特點決定著他們對行為操縱的認知。[H10]：菜農質量安全有關行為會阻礙其質量安全行為的態(tài)度。[H11]：菜農質量安全有關行為會阻礙其質量安全行為的目標。[H12]：菜農質量安全有關行為會直截了當阻礙他們對行為操縱的認知。[H13]：外部環(huán)境變量會直截了當阻礙菜農質量安全行為的態(tài)度。[H14]：外部環(huán)境變量直截了當阻礙菜農質量安全行為的目標。[H15]：外部環(huán)境變量直截了當阻礙菜農質量安全行為的認知行為操縱。三、數據來源本文所用數據來自2004年7~8月浙江大學治理學院農業(yè)經濟治理系2001級、2002級本科學生，浙江大學“三農協(xié)會”的同學以及2002級的部分研究生及本人在浙江?。紤]舟山海島的性質，未對舟山地區(qū)展開調查）10個地區(qū)21個縣（市）進行的農戶調查。調查涉及農戶的家庭差不多情形、收入來源、蔬菜流通的狀況、蔬菜種植成本效益、生產安全蔬菜的認知、參與產業(yè)組織狀況、農藥、化肥使用狀況等及其它方面的信息。在具體地區(qū)的縣（市）數量分布上，由于受時刻和資金的限制，要緊按學生家庭所在行政區(qū)選擇，適當由本人及研究生調查來補償數量分布的不均衡?？h（市）內農戶的樣本抽取方法要緊是按商品化程度及農業(yè)局蔬菜辦人員舉薦排序后隨機抽選1個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，按照同樣原則選取一個村，每個村作為本科生選擇4~5戶農戶，浙江大學“三農協(xié)會”的同學及研究生5~8戶。調查采取調查員直截了當入戶咨詢卷調查的方式。在調查正式開始前，對所選調查人員按課題的要求進行了培訓。調查共收回咨詢卷445份，經由人工檢查剔除有關本研究中關鍵變量數據缺失或全部咨詢題都選擇同一個答案的樣本49戶，有效樣本396個。四、實證結果分析（一）描述性分析1、樣本特點描述從396份有效調查咨詢卷看，各農戶為了研究的方便，我們假設差不多上男性。事實上，調查的過程中被訪者確實只有少數幾個為女性，農戶行為由家庭要緊決策人做出，因此我們認為將性不另行設置為一新變量的意義不大。為了研究的方便，我們假設差不多上男性。事實上，調查的過程中被訪者確實只有少數幾個為女性，農戶行為由家庭要緊決策人做出，因此我們認為將性不另行設置為一新變量的意義不大。（1）菜農的教育程度。樣本農戶的平均教育年限為5.43年，標準差3.01，樣本分布區(qū)間為0－14。能夠看出菜農同意教育的平均水平在小學畢業(yè)程度，其中有9.6%的菜農為文盲。（2）菜農的家庭規(guī)模。樣本農戶家庭平均規(guī)模4.09人，標準差1.17，樣本分布區(qū)間為1－8。（3）種菜年限。樣本農戶從事蔬菜種植的年限都比較長，平均種植年限為13.30年，標準差8.83，樣本分布區(qū)間為1－50，有一定的蔬菜種植體會。（4）年齡：樣本農戶的平均年齡為50.10年，標準差8.671，樣本分布區(qū)間為28－79，其中介于45－55歲之間的為182個，占了幾乎一半。（5）種植面積。樣本農戶的平均種植面積為7.77畝，標準差8.08運算種植面積的均值和方差的時候剔除了規(guī)模大于100畝的三位農戶，分不為148畝，200畝和300畝。包含他們則平均面積為9.35，SD＝20.54。，樣本分布區(qū)間為0.5－64.0。種植面積在5畝以下的農戶有160個，占了40.4%，由此可見還有相當多菜農的種植規(guī)模專門小。然而不可否認近些年顯現了一批種植規(guī)模比較大的種菜專業(yè)戶，15畝以上的57個，包括3個特大規(guī)模的農戶。我們也試圖進行種植品種數量的調查，由于填寫時許多菜名差不多上地點名，給我們歸類、量化分析帶來難度，但有一點能夠確信，農戶蔬菜種植的品種較雜，復種指數高，品種規(guī)?；?。運算種植面積的均值和方差的時候剔除了規(guī)模大于100畝的三位農戶，分不為148畝，200畝和300畝。包含他們則平均面積為9.35，SD＝20.54。（6）收入結構。樣本農戶的平均家庭總收入為40927.48，樣本分布區(qū)間為1500－300000；平均農業(yè)收入為31256.49；平均蔬菜收入為26525.37。2、蔬菜種植農戶的質量安全操縱行為分析（1）農藥使用行為按照農藥安全使用標準（GB4285）以及浙江省地點標準《無公害蔬菜》第二部分生產技術準則（GB33/T291.2）和第三部分質量標準（GB33/T291.3），本文將菜農所使用的農藥分為無公害農藥，常規(guī)農藥和劇毒農藥。從表1能夠看出，396個樣本農戶共使用了2756例使用例數是指所有蔬菜種植農戶在蔬菜上使用的不同農藥品種的數量合計。如果菜農甲和菜農乙在蔬菜種植中都使用了銳勁特，則按兩例統(tǒng)計。，103種農藥，其中無公害農藥有2584例，占到了93.76%，這講明浙江省絕大部分的菜農都有了安全農藥使用意識。但令人遺憾的是還存在150例劇毒農藥的使用，占5.44%，要緊是甲胺磷、氧化樂果、呋喃丹等嚴禁在蔬菜中使用的高毒農藥。在調查蔬菜種植戶使用的83種無公害農藥中，使用頻率排前六位的分不是多菌靈、井崗霉素、抑太保、百菌清、草甘磷和敵敵畏。這六種無公害農藥在全部農藥中使用比例占了將近一半，可見菜農對農藥品種的選擇比較集中。9種劇毒農藥中使用例數列前三位的分不是甲胺磷、呋喃丹和氧化樂果。為了研究方便我們將菜農分為兩類，即使用高毒高殘留農藥的菜農和不使用高毒農藥的菜農，每大類又分三個明細類（見表2）。從表2中能夠看出，396個樣本農戶中，只使用無公害農藥的菜農為282戶，占71.21%，超過了一半，講明大部分菜農都能夠自覺的使用無公害農藥。然而有105戶菜農使用了劇毒農藥，其比重為26.52%，情形仍舊不樂觀。使用例數是指所有蔬菜種植農戶在蔬菜上使用的不同農藥品種的數量合計。如果菜農甲和菜農乙在蔬菜種植中都使用了銳勁特，則按兩例統(tǒng)計。表1菜農農藥使用統(tǒng)計表農藥使用情形無公害農藥常規(guī)農藥*劇毒農藥總計使用例數（例）比例（%）258493.76220.801505.442756100使用種類（種）比例（%）8380.581110.6898.74103100注：*表示常規(guī)農藥是本研究給予無法歸類的農藥的一個稱呼。在農戶自行填寫的常用農藥中有9種農藥作者找不到相應資料以判定其性質，因此將它們統(tǒng)稱為常規(guī)農藥。表2使用不同屬性農藥的菜農分類表菜農分類*使用劇毒農藥的菜農不使用劇毒農藥的菜農只使用劇毒農藥劇毒和無公害農藥混用合計只使用無公害農藥無公害和常規(guī)農藥混用合計菜農數（戶）比例（%）20.5110326.0110526.5228271.2192.2729173.48注：*表示完整的農戶分類還應包括“劇毒和常規(guī)農藥混用”和“只使用常規(guī)農藥”如此兩類，然而由于396戶樣本農戶中如此的農戶數為0，因此未在該分類表中列出。（2）化肥使用行為在396個樣本農戶中，90.8%菜農經常使用化肥，要緊是施用復合肥、尿素、碳酸氫銨、過磷酸鈣等氮肥和磷肥，78.4%菜農選擇農家肥，而使用微生物肥料的專門少，行為具有相當大的趨同性。通常菜農們認為畜禽糞便、作物秸稈等有機廢棄物是良好的有機肥源，但他們專門少意識到，未加處理直截了當使用，可能會由于其帶有較多的病菌、蟲卵、草籽等物，而容易引發(fā)蔬菜病蟲草害及質量安全咨詢題。另外，菜農在蔬菜上常用的復合肥，若長期單一施用，也會造成土壤板結，更嚴峻的可能導致含氮量過高，硝態(tài)氮含量大幅增加，進而阻礙蔬菜的質量安全。（3）采后處理行為蔬菜具備微生物生長的載體條件，因此采后處理在一定程度上決定了蔬菜的質量安全。在396個樣本農戶中，僅有4.29%的菜農的蔬菜是通過小包裝后再銷售，70.20%的菜農是直截了當用麻袋或者大筐銷售。57.07%的菜農表示蔬菜采后通過清洗再上市銷售，同時規(guī)模較小的農戶更傾向于選擇清洗行為，這可能與清洗的時刻和精力有關，大規(guī)模蔬菜種植戶在時刻、精力上無法保證。但從清洗蔬菜的目的看，99.4%的菜農認為改善蔬菜色澤、外形、新奇度有利于銷售，專門少有菜農是期望通過清洗來減少蔬菜中的農藥肥料等殘留物，從而提升蔬菜安全品質。這在一定程度上講明了菜農的采后安全意識相當薄弱。（4）總體質量安全操縱行為菜農總體質量安全操縱行為狀況應以農藥、肥料使用、采后處理等行為的集合來表述，但從396個樣本農戶的肥料使用和采后處理行為看，這兩種行為在不同特點的菜農之間無明顯性差異，因此在計量模型中筆者以農藥使用行為來講明菜農的質量安全操縱行為。因此次咨詢卷中涉及行為咨詢題都采納了半開放式調查，按照農藥藥性，分不對施用無公害農藥、常規(guī)農藥和劇毒農藥的行為賦值1、2、5，加總得到的值越低（range＝1～45），表明質量安全操縱行為執(zhí)行的越好，我們將得分小于5的定義為符合安全蔬菜生產行為。表3顯示，符合安全蔬菜生產的行為的菜農只有1/3。表3質量安全行為統(tǒng)計值來源行為得分區(qū)間劃分行為統(tǒng)計值統(tǒng)計值含義樣本數（個）百分比（%）1－50安全13834.85以上1不安全25865.23、蔬菜種植農戶產業(yè)化組織參與情形本研究中的396個樣本農戶中有197戶參與了某一種類的產業(yè)化組織，占到了49.7%。在選擇“沒有參加產業(yè)化組織”的菜農當中，差不多全部回答“當地沒有任何產業(yè)化組織”，而事實上并非如此。這在一定程度上也反映了菜農的產業(yè)化信息閉塞或者漠不關懷。為了更深地了解菜農對產業(yè)化的認知，我們詢咨詢其對“參與產業(yè)化組織有利于提升蔬菜質量安全”的看法，結果15.1%的菜農和58%的菜農完全贊同和贊同參與產業(yè)化組織有利于提升蔬菜的質量安全水平這一觀點。4、蔬菜種植農戶同意培訓和學習狀況在396個樣本農戶中，同意過培訓和學習的菜農占59.6%。表4給出了菜農同意學習和參與產業(yè)化組織的交叉分析和Chi-Square檢驗的結果。數據表明，有78.3%的同意過培訓和學習的菜農是參加某一種類的產業(yè)化組織的，講明當前菜農同意有關培訓和學習較少，且要緊來自于產業(yè)化組織的培訓。此結論通過了卡方檢驗，在P值為0.000下參加產業(yè)化組織對同意學習培訓存在明顯差異。表4同意學習培訓和參與產業(yè)化組織的交叉表單位：%參與產業(yè)化組織卡方值P值是否總118.993.000同意學習培訓是78.321.759.6否7.592.540.4總49.751.31005、蔬菜種植農戶獲得蔬菜認證及對安全蔬菜認知情形調查結果顯示，在396個樣本農戶中，其所在產業(yè)化組織（如基地、合作社）獲得認證的有93個，占28.7%。其中88個是無公害蔬菜基地認證，5個是綠色蔬菜基地認證。2004年浙江省蔬菜認證率為11%，情形還不是專門理想。為了了解菜農對無公害、綠色和有機蔬菜的認知度，咨詢卷中還設計了“您認為獲得蔬菜認證是不是專門有意義”及“是否看到過這三類蔬菜的標識，是否聽過這些蔬菜的名稱”，結果46.20%的菜農認為獲得蔬菜認證是有意義的，但也有近1/5的菜農認為獲得認證不太有意義，甚至毫無意義；396個樣本農戶中，有319個菜農聽講過無公害蔬菜的名稱，占到了80.6%。而綠色和有機蔬菜的比例稍低，分不是73.0%和56.6%。菜農選擇看過無公害、綠色和有機標識的比重分不為33.8%，29.3%和12.6%，由此可見，菜農對無公害、綠色、有機蔬菜的概念尚未深入人心，對認證蔬菜的認知度不高。為此，我們進一步展開當前菜農對蔬菜認證中存在的咨詢題的調查。按照93位菜農的回答，55.90%的菜農認為當前認證蔬菜并沒有實現優(yōu)質優(yōu)價，43.0%的菜農認為當前認證的安全蔬菜沒有規(guī)范的市場，這可能與75.3%的菜農采取農貿市場方式自銷有關。超過1/3的菜農認為認證蔬菜存在病蟲害防治難度大的咨詢題以及認為當前消費者普遍缺乏安全蔬菜方面的知識。由此可見，我國認證蔬菜市場還存在專門多的咨詢題，需要持續(xù)的完善。6、蔬菜種植農戶對政府在安全蔬菜生產中的作用認知蔬菜安全生產的復雜性需要政府給予技術指導等方面的關心。本調查設計了“菜農對政府作用的主觀評判”一題。調查把政府的作用分為：政策引導、宣傳教育、蔬菜生產基地申報、技術指導、認證檢測、資金支持、規(guī)范法律、信息公布。為了統(tǒng)計分析方便，分析時把菜農認為最重要的一項賦值為40，次重要的賦值為35，第三重要的為30，逐項降低5。菜農對政府作用評判的得分結果為：第一重要的是資金支持。第二重要的是信息公布。調查時菜農反映最多的是需要政府提供蔬菜價格信息。這與咨詢卷中“平常你關懷市場上蔬菜價格的信息”的結果是一致的，有70.5%的菜農表示專門關注和關注。而關于“平常您關懷蔬菜生產中質量安全操縱如化肥、農藥的使用方面的信息嗎？”，菜農回答不關懷和從不關懷的比例高達47.5%。第三重要的是政府的技術輔導。然后依次為政策的引導、宣傳教育、規(guī)范法律、認證檢測和基地申報。（二）計量經濟模型和結果分析1、研究變量的效度檢驗和因子分析由于本研究所需估算的咨詢題多，因此決定采納有限信息方式，對一部分數據進行縮減。（1）變量的效度檢驗表5，6顯示，變量之間有關系數均低于0.85，講明這些變量之間有良好的區(qū)不效度。表5結果變量、中間變量的有關性檢驗行為態(tài)度目標態(tài)度.560**目標.234**.193**認知行為操縱.321**.271**.256**注：**表示在0.01水平明顯。表6先行變量的有關性檢驗**表示在0.01水平明顯，*表示在0.05水平明顯。A表示道德責任感，B1表示期望外部收益，B2表示期望內部收益C1表示受教育情形，C2表示年齡，D1表示蔬菜種植面積，D2表示收入結構，E1表示同意學習和培訓，E2表示產業(yè)化組織參與情形，E3表示認證獵取情形，F1表示政策法規(guī)，F2表示同行阻礙，F3表示社會輿論，F4表示農藥對環(huán)境阻礙的認知。表7有關度較高變量之間的卡方檢驗變量卡方值（）自由度（）P值行為－態(tài)度260.3188.000外在收益－內在酬勞335.88910.000參加產業(yè)化組織－同意培訓360.0612.000政策法規(guī)－社會輿論499.8236.000同行阻礙－社會輿論366.8795.000注：**表示在0.001水平明顯。表5和表6還分不顯示：行為與態(tài)度，期望外在收益與期望內在酬勞，參與產業(yè)化組織與同意培訓，政策法規(guī)阻礙與社會輿論壓力，同行阻礙與社會輿論壓力的有關系數沒有超過0.85，但大于0.5且在0.01水平明顯，因此，我們針對這兩兩變量再進一步進行卡方差異性鑒定。檢驗結果顯示，變量之間有明顯差異(見表7)，都能夠參與到因子分析中。（2）因子分析我們對模型中先行變量的14個項目進行因子分析，分析時采納主成分分析法。按照其結果，我們剔除了公因子方差較低的道德責任感（此項差不多通過效度檢驗，能夠直截了當進入回來模型），剩余13項全部進入因子分析模型。表8顯示了是否適宜做因子分析的KMO測度和Bartlett球體檢驗的結果。該表顯示KMO值為0.691，大于0.5，因此適宜做因子分析。Bartlett球體檢驗的統(tǒng)計值的明顯性概率是0.000，小于0.001，同樣也講明是適宜做因子分析的。表8KMO檢驗和Bartlett檢驗結果Kaiser-Meyer-Olkin檢驗0.691Bartlett球體檢驗統(tǒng)計值1040.609df78明顯性水平.000表9旋轉后因子的負載值表Component期望外部收益.120.149.071.842.095期望內部酬勞.206.093.100.795-.152受教育情形.051.006.135.041.807年齡.154.059.167-.089.687種植面積.047.078.753.145.265收入結構.014.117.809.055.132培訓和學習.122.739.225.097-.078產業(yè)化組織參與情形.109.835.158.060-.030認證獵取情形-.067.677-.157.114.209政策法規(guī).771.029.050.130.120同行阻礙.735.096-.059.262.159社會輿論.808.065.003.083.085環(huán)境認知.565-.010.406-.104-.237按照旋轉后因子負載矩陣表9數據顯示，因子1對政策法規(guī)、同行阻礙、社會輿論的壓力和使用農藥對環(huán)境阻礙的認知阻礙較大，反映的差不多上外界環(huán)境方面的情形，我們將那個因子命名為“外界環(huán)境阻礙”。因子2對是否參加某種產業(yè)化組織、是否參加同意培訓學習和是否獲得某種蔬菜認證有較大阻礙，反映的差不多上有關產業(yè)化方面的情形，故而命名為“產業(yè)化參與度”因子。因子3對農戶種植面積、家庭收入結構阻礙較大，反映的是農戶種植規(guī)模方面的情形，我們將它命名為“經營規(guī)?！?。因子4對期望外部收益和期望內部酬勞阻礙較大，我們將它命名為“期望收益”。因子5對農戶受教育情形、年齡阻礙較大，我們將之命名為“農戶特點”。以上分析表明因子分析的結果和前面理論模型的預期差不多一致。按照因子分析得出的因子得分系數矩陣，我們能運算出5個公因子的得分，用于代替原先的十三個變量進行回來分析。2、菜農質量安全操縱行為計量模型的建立和方法選擇按照前面的假設和因子分析的結果，并綜合考慮理論上的估量，調查中的感受以及效度檢驗的結論，我們將道德責任感也進入到模型中做進一步的檢驗，如此我們就能夠得到預期理論模型的函數形式：（1）（1）表示第個農戶。和是隨機誤差項。A表示道德責任感，B表示期望收益，C表示農戶特點，D表示經營規(guī)模，E表示產業(yè)化參與度，F表示外部環(huán)境因素。關于理論模型的第一層面我們選取Logit回來模型來進行估量和檢驗。其模型的具體形式為：（2）（2）其中為常數項，到為Logit模型的回來系數，也確實是模型的估量參數，到為自變量。式中左側稱之為事件發(fā)生比率發(fā)生比（odds），又稱為相對風險（relativerisk），它是事件發(fā)生和不發(fā)生的概率之比。，其中。的自然對數值。從公式能夠看出，Logistic方程的回來系數能夠講明為一個單位的自變量變化所引起的比率對數的改變值。本研究中因變量行為有兩種分類，因此關于理論模型第一個層面我們能夠建立Logit回來模型如下：發(fā)生比（odds），又稱為相對風險（relativerisk），它是事件發(fā)生和不發(fā)生的概率之比。，其中。（3）（3）式（3）中，即為事件發(fā)生比，在本文中是指質量安全操縱行為的概率與不安全行為的概率的比值。通過該模型能夠反應變量的阻礙程度和明顯性。選取線性回來模型來進行理論研究模型的第二層面的估量和檢驗?；貋砟Ｐ头植蝗缦拢海?）（4）（5）（4）（6）（6）其中，、和是待估量參數，是隨機擾動項。字母所表示的變量同式（1）。3、中間變量－結果變量的關系驗證利用396個樣本農戶的資料，我們對模型進行了第一層面的估量，輸出結果見表10。從表中能夠看出，態(tài)度和認知行為操縱變量系數的檢驗P值均小于0.001，目標的Wald檢驗也在0.015水平明顯。因此我們能夠拒絕原假設，認為他們與零有明顯差異。表10Logit模型統(tǒng)計量系數（B）標準誤差Wald值Sig.Exp（B）Constant-5.748.70566.527.000.003態(tài)度1.835.20977.273.0006.268目標0.407.1998.197.0151.502認知行為操縱0.741.18116.774.0002.099在表中同時給出了Exp（B）Exp（B）等于發(fā)生比率，能夠測量講明變量增加一個單位給原先的發(fā)生比所帶來的變化。Exp（B）等于發(fā)生比率，能夠測量講明變量增加一個單位給原先的發(fā)生比所帶來的變化。依據該表我們能夠將Logit模型表示為：表11中Model統(tǒng)計量為當前模型的-2LL與模型中只包含常數項的-2LL之差，用來檢驗模型中除常數項以外，所有變量的系數為零的假設。結果顯示明顯性系數為0.000，因此，拒絕所有變量系數為零的假設。也確實是講菜農的行為態(tài)度、目標和認知行為操縱直截了當阻礙著他們的質量安全行為，研究假設H1，H2和H3均成立。表11模型的卡方檢驗表模型Chi-squareSig.Model179.7053.000表12是最終模型的擬合度檢驗。結果顯示包含了態(tài)度、目標和認知行為操縱等變量的最終模型的似然比值為344.257，此值越小則模型的擬合度越好。Cox&SnellR2和NagelkerkeR2統(tǒng)計量也檢驗了模型的擬合度尚可同意。表12最終模型的擬合優(yōu)度檢驗模型-2LLCox&SnellR2NagelkerkeR2Final331.468.366.5044、先行變量－中間變量的關系檢驗接下去我們做理論模型第二層的分析和檢驗。選用多元線性回來，所有選中變量都強行進入回來模型，得到的回來結果由表13，14和15所示。表13態(tài)度回來系數和明顯性檢驗表模型系數（B）標準差T檢驗值Sig.共線性判定容許度VIFConstant2.084.12316.906.000道德責任感.132.0492.708.007.9141.094外部環(huán)境因素.204.0415.015.000.9391.064產業(yè)化參與度.104.0402.624.009.9911.009經營規(guī)模.402.04110.155.000.9931.007期望收益.105.0402.652.008.9881.012農戶特點-.021.039-.544.587.9991.001注：因變量為行為態(tài)度。態(tài)度與先行變量的回來結果顯示（見表13），除農戶特點沒有在0.01水平下明顯，沒有通過T檢驗，其它幾個講明變量的系數和零之間有專門明顯的差異，從而驗證了實證結果支持研究假設H4，H5，H10，但僅部分支持H7，也即農戶的經營規(guī)模會阻礙其質量安全行為的態(tài)度，農戶特點對態(tài)度的阻礙專門弱，且呈負阻礙。表13還顯示了對變量多重共線性的判定，承諾度容許度（Tolerance）是判定自變量是否存在多重共線性的方法，定義Toli＝1－R2容許度（Tolerance）是判定自變量是否存在多重共線性的方法，定義Toli＝1－R2，R為自變量的有關系數，Toli越小，共線性越強。方差膨脹因子（VIF）與Toli是同一個道理。VIF＝1/Toli。目標與先行變量的回來結果顯示（見表14），農戶特點沒有通過T檢驗，講明那個講明變量的系數和零之間沒有明顯差異，它對目標的阻礙專門弱，因此從模型中剔除出去。外部環(huán)境阻礙、經營規(guī)模、期望收益的T檢驗P值分不為0.014、0.001和0.035，在0.05水平明顯。產業(yè)化參與度在0.1水平明顯并通過T檢驗。也確實是結果支持研究假設H6，H11和H14，部分不支持研究假設H8。各變量之間不存在多重共線性。表14目標回來系數和明顯性檢驗表模型系數（B）標準差T檢驗值Sig.共線性判定容許度VIFConstant2.413.04467.250.000外部環(huán)境因素.089.0362.470.014.9781.022產業(yè)化參與度.072.0332.011.085.9981.002經營規(guī)模.126.0353.843.001.9921.008期望收益.076.0392.116.035.9251.081農戶特點.002.040571.045注：因變量為目標。同樣地，對認知行為操縱進行線性回來和T檢驗，結果如表15所示。由表中數據能夠明白外部環(huán)境因素、經營規(guī)模和產業(yè)化參與度通過了T檢驗，也確實是研究假設H12，H15成立，但結果部分不支持H9。表15認知行為操縱回來系數和明顯性檢驗表模型系數（B）標準差T檢驗值Sig.共線性判定容許度VIFConstant2.067.74545.545.000外部環(huán)境因素.238.0455.234.000.9971.003產業(yè)化參與度.197.0484.329.000.9741.016經營規(guī)模.091.0412.004.046.9931.007農戶特點.0000.43.002.998.9901.010注：因變量為認知行為操縱。至此，態(tài)度、目標和認知行為操縱三個中間變量都已表示成先行變量的函數，我們再連續(xù)代入行為模型中，得到了質量安全操縱行為用公因子做講明變量的最終模型，表示如下：0.590+0.242(道德責任感)+0.587(外部環(huán)境阻礙)+0.366(產業(yè)化參與度)+0.856(經營規(guī)模)+0.224(期望收益)+進一步考察幾個公因子的因子得分模型，復原到初始變量，能夠得到由原始變量表示的最終模型：0.590＋0.242A＋0.035B1＋0.107B2－0.068C1＋0.363D1＋0.416D2+0.217E1＋0.179E2+0.079E3＋0.147F1＋0.078F2＋0.140F3＋0.365F4＋式中各字母涵義講明如下：A表示道德責任感，B1表示期望外部收益，B2表示期望內部收益C1表示受教育情形，D1表示蔬菜種植面積，D2表示收入結構，E1表示同意學習和培訓，E2表示產業(yè)化組織參與情形，E3表示認證獵取情形，F1表示政策法規(guī)，F2表示同行阻礙，F3表示社會輿論，F4表示農藥對環(huán)境阻礙的認知。五、要緊結論通過對蔬菜種植農戶的行為分析，我們能夠得出以下結論：（1）當前我國蔬菜種植農戶的文化水平普遍較低，同時菜農的年齡較大，種植蔬菜的年限較長，有較豐富的種菜體會，這些制約了菜農對蔬菜安全生產有關信息的關注。同時菜農蔬菜種植的品種較復雜，復種指數高，品種規(guī)?；。踩a操縱難度大，成本高。這使我國實施安全蔬菜治理的難度較大。（2）按照調查數據擬合Logit模型回來和線性回來的結果表明：蔬菜種植戶的質量安全操縱行為受其行為態(tài)度、目標和認知行為操縱的阻礙。其中，態(tài)度是三個變量中阻礙程度最強的一個，講明如果菜農對質量安全操縱行為有端正主動的態(tài)度，便會有更高的可能性執(zhí)行比較好的質量安全行為；同時若具備一定的質量安全操縱行為的目標，并認知質量安全行為可控性比較高，那么菜農從事質量安全操縱行為的機率也會大大提升。但總體來講，當前被調查菜農符合安全蔬菜生產行為的農戶只有30.3%，菜農對無公害、綠色、有機蔬菜的概念尚未深入人心，對認證蔬菜的認知度不高。盡管菜農都有了安全使用農藥等意識，但實際中因菜農質量安全行為的認知操縱度低等咨詢題，依舊存在150例劇毒農藥的使用，菜農出售前普遍沒有進行有利于保證蔬菜品質和安全的采后處理方式。這些咨詢題講明，關于當前自身力量薄弱的我國蔬菜種植戶來講，依靠自身力量按安全蔬菜標準生產蔬菜是不可能的，需要政府關心。當前菜農專門期望得到政府的支持，他們最期望得到政府的資金支持，其次是提供蔬菜價格信息和技術輔導，然后依次為政策的引導、宣傳教育，規(guī)范法律、認證檢測和基地申報。（3）菜農質量安全操縱行為的態(tài)度會受經營規(guī)模、外部環(huán)境變量、道德責任感、期望收益、產業(yè)化參與度等因素的阻礙。計量結果研究表明：政策法規(guī)、社會輿論等外界環(huán)境因素對菜農的質量安全操縱行為態(tài)度有一定的阻礙，因此，要借助這方面效力，并采納合適的形式引導菜農的行為有利于安全生產方式轉化；分析結果還表明，如果菜農認為質量安全行為能夠帶來收入的提升，或者是心理上的愉快和滿足，那么他們對質量安全行為會表現得更加主動。但從本研究的定量描述看，對差不多獲得認證的無公害等安全蔬菜，55.90%的菜農認為沒有實現優(yōu)質優(yōu)價，43.0%的菜農認為當前認證的安全蔬菜沒有規(guī)范的市場、消費者普遍缺乏安全蔬菜方面的知識，這講明政府要亟待完善我國認證蔬菜市場，開展消費者教育等手段促進安全蔬菜優(yōu)質優(yōu)價機制的建立；蔬菜種植農戶的產業(yè)化參與度依靠各種關系阻礙和約束著菜農的質量安全行為，參與度越高，阻礙力和約束力越大，行為會執(zhí)行得越好，外部環(huán)境變量亦是如此，這講明進展產業(yè)化組織、加大對菜農安全蔬菜生產的培訓和指導是提升我國蔬菜安全治理的有效途徑。（4）菜農質量安全操縱行為的目標要緊受經營規(guī)模、外部環(huán)境變量、期望收益和產業(yè)化參與度的阻礙，也確實是講菜農會通過權衡當前的實際可用資源、外部環(huán)境和期望收益來決定其行為的選擇，在一定程度上講明了菜農是相當理性的。統(tǒng)計數據還表明產業(yè)化參與度對菜農個人目標的阻礙在比較低的明顯水平下通過檢驗，這可能與相當多菜農的產業(yè)化參與行為都不是個人決策而更多地表現為一種組織或集體的行為有關。在調查中發(fā)覺，一樣村里成立了一個合作社，盡管許多村民不了解合作社的宗旨和有關規(guī)定等，卻差不多成了合作社的社員。因此，政府因主動探究引導農民加入產業(yè)化組織生產的科學方式。在調查中還發(fā)覺，農戶的質量安全行為目標還受同行的阻礙，因此，政府有必要推行安全蔬菜生產示范戶的途徑以補償政府目前在技術指導、農民教育上不足的咨詢題。（5）菜農質量安全操縱行為的認知操縱會受到外部環(huán)境變量和產業(yè)化參與度的阻礙。研究過程中發(fā)覺同意培訓學習在一定程度上能夠提升菜農的安全認知，改善其質量安全行為。但目前，由于農村技術人員不足、農技站資金有限等客觀緣故的限制，菜農得到技術員的指導專門少，當前菜農同意培訓要緊來自于各種形式的產業(yè)化組織。這一方面講明政府需在安全蔬菜技術推廣、培訓等方面加大力量，另一方面可通過進展蔬菜產業(yè)化經營解決技術指導和培訓咨詢題。（6）按照各先行變量對菜農質量安全操縱行為的總的阻礙成效看，決定蔬菜質量安全操縱行為發(fā)生比對數的阻礙因素由主到次依次為：化肥農藥對自然環(huán)境阻礙的認知、蔬菜種植面積、菜農家庭收入結構、菜農的道德責任感、菜農同意培訓學習情形、菜農加入產業(yè)化組織、國家有關政策法規(guī)阻礙、社會輿論、期望內在酬勞、獲得認證情形、同行的阻礙、期望外在收益，且這些因素對菜農的質量安全行為呈正阻礙。例如，蔬菜種植規(guī)模越大，菜農較趨向于生產安全蔬菜，內在緣故在于耕地面積越大的家庭，更容易對安全蔬菜進行規(guī)模經營，這有利于安全蔬菜生產基地的運作，同理，蔬菜收入占家庭收入比重越高，越趨向于生產安全蔬菜，這表明，這類農戶家庭收入來自于蔬菜收入的比重大，他們對安全蔬菜的收益期望值高，他們生產安全蔬菜是為了提升自身的經濟效益，因此，政府要鼓舞蔬菜種植農戶成為蔬菜專業(yè)戶或主動引導蔬菜種植專業(yè)化；那個地點需要提及的是，蔬菜種植戶的教育年限及戶主的年齡、家庭人口等因素對蔬菜質量安全操縱行為沒有明顯的阻礙，與農業(yè)經濟學理論不一致，還有待于進一步的深入研究，專門是菜農同意教育這一變量，盡管不明顯，但有些阻礙，而且表現為負值。筆者推測其要緊緣故是，同意教育多的人更多的從事其他行業(yè)，而農業(yè)多為副業(yè)，因此他們對蔬菜質量安全的關懷程度比較低，執(zhí)行的也不太理想。參考文獻：1．湯天曙、薛毅：《我國食品安全現狀和計策》，《食品工業(yè)科技》2002年第2期。2．王華書、徐翔：《微觀行為與農產品安全――對農戶生產與居民消費的分析》《南京農業(yè)大學學報》2004年第3期4．衛(wèi)龍寶、盧光明：《農業(yè)專業(yè)合作組織對農產品質量操縱的作用分析——以浙江省部分農業(yè)專業(yè)合作組織為例》，《中國農村經濟》2004年第2期。5．夏英等：《食品安全保證：從質量標準體系到供應鏈綜合治理》，《農業(yè)經濟咨詢題》2001年第11期。6．徐建：《生物農藥推廣過程中農民決策行為的實證研究》，《中國農業(yè)大學