農戶農藥使用合理性的影響因素分析
——基于江西省的實證

謝賢鑫，陳美球，鄺佛緣

(江西農業大學/江西省鄱陽湖流域農業資源與生態重點實驗室，江西南昌 330045)

農藥在提高農業生產水平、保證糧食豐收和增加農民收入方面起著十分重要的作用[1]，其合理使用是減少人力投入、提高生產效率的重要保障[2]，但由于農藥的高毒性，不規范使用、監督缺失等原因造成的土地地力下降，環境污染加劇對農業生產及生態環境、食品與人體健康構成了巨大威脅。據統計，1990—2013年我國農藥施用量由73.3萬t增加到180.2萬t，增幅為145.8%，單位面積農藥用量從1990年的7.6 kg/hm2上漲到2008年的13.81 kg/hm2，是同期發達國家平均用量7 kg/hm2的2倍[3]，因使用有毒、有害物質超標的農產品引發的人群中毒事件也時有發生[4]。2015年農業部下發《到2020年農藥使用量零增長行動方案》，提出主要農作物農藥利用率達到40%以上、比2013年提高5百分點，力爭實現農藥使用量零增長的行動目標。而農戶作為耕地的實際生產經營者，其農藥使用行為將直接影響耕地質量的變化[5]，因此，分析影響農戶合理使用農藥行為的主要因素對引導農戶決策行為、維護耕地生產地力、保障糧食安全具有重大意義。關于農戶農藥使用行為的研究，國內外學者從不同角度對此進行積極的探索，現有研究成果主要集中在以下3個方面：一是農戶農藥使用現狀研究。我國解放以后全國農業使用農藥超過130萬t/年，平均使用農藥高達 24.2 kg/hm2，僅有0.1%的農藥作用于病蟲害，其余99.9%則進入生態系統[6]；濫用或過量施用農藥等不合理行為依舊存在，這不僅給農產品質量帶來安全隱患，還危害到農業生態環境和公眾健康[7]。二是農戶農藥使用認知與意愿研究。Norse認為，農戶農藥使用認知的缺乏是造成農藥使用不當的主要因素，大多數農戶使用農藥以熟人或經銷商推薦為依據，具有一定的盲目性，也缺乏安全意識[8]；Mekonnen等對埃塞俄比亞5個國營農場調研發現，只有一小部分工人認識到可以從提高噴霧器材的安全和佩戴防護設備等來減少農藥投入使用的風險[9]。三是農戶農藥使用行為影響因素研究。眾多研究表明，影響農戶農藥使用行為包括農戶的主體特征、認知水平、行為態度以及種植特征、自然環境、政策措施等[10-16]。江西省是我國的傳統農業大省，是新中國成立以來2個從未間斷向國家貢獻糧食的省份之一[17]，以江西省為例開展農戶農藥使用合理性的影響因素研究具有典型代表性。

1 研究方法和數據來源

1.1 假設提出

學術界對于農戶的定義集中在“生存小農”“階級小農”“理性小農”“商品小農”等經典理論[18]，以上理論為農戶認知與行為提供了合理的解釋依據。徐勇等結合中國實情，創造性地提出了“社會化小農”理論，即中國農民依舊是小農，但已經融入高度開放的社會化體系中，社會化以貨幣為媒介，小農的理性是追求貨幣收入的最大化，隨著社會化程度的提升，小農是有限理性和利益最大化“經濟人”和“社會人”的融合體[19]。因此，本試驗從農戶個人特征、家庭經營特征、認知特征、用藥習慣特征等4個維度對農戶農藥使用合理性提出研究假設。

1.1.1 農戶個人特征 農戶個人特征包括性別、年齡、文化程度和務農年限。農藥的使用屬于體力活動，一般由家庭男性勞動力完成，女性勞動力接觸較少；年紀大的農戶普遍擁有較長的務農經歷，較少咨詢技術指導；農戶務農年限越長，越習慣按照多年養成的務農經驗使用農藥。因此，假設農戶性別、年齡和務農年限與其農藥使用合理性呈負相關。受教育程度越高的農戶對農業生產活動認知與適應能力越強，對新事物的接受能力越強。因此，假設農戶文化水平與其農藥使用合理性呈正相關。

1.1.2 家庭經營特征 家庭經營特征包括家庭年收入、耕地收入、家庭總人數、勞動力比重、耕地面積、耕地塊數。家庭收入為農業活動提供資金保障，家庭年收入高的農戶選擇低毒低殘留農藥的可能性大；耕地收入是家庭年收入的重要組成部分，耕地收入的增加將提升農戶對耕地質量和生態的關注度，更注重耕地資源的可持續利用；家庭經營的耕地面積大，農藥投入成本增加，農戶更看重農藥的使用效率。耕地塊數是耕地細碎化的直接體現，分布零散的耕地加大了耕種的難度，也提高了單位面積農藥的使用量。所以假設家庭年收入、耕地收入、耕地面積與其農藥使用合理性呈正相關關系，耕地塊數與其呈現負相關關系。對于總人口數多和勞動力比重大的家庭而言，一方面當家庭人員均在家務農時，此類家庭年收入有限，務農強度大，將沿襲傳統的務農習慣；另一方面，當家庭勞動力外出務工時，家庭兼業化突出，家庭承包地多有流轉，此類農戶使用農藥機會少。因此，難以明確家庭總人數和勞動力比重對農戶使用農藥合理性的影響。

1.1.3 認知特征 農戶認知特征包括負面影響認知、農藥劑量認知、安全隔離期認知3個方面。農戶能夠意識到農藥使用可能存在的各種負面影響，在用藥時考慮更為全面；農藥使用安全間隔期是保障農藥使用效果、維護作物生長和保護人畜安全的重要措施，農戶對農藥使用安全間隔期認識越清晰，農藥使用規律越明顯，對維護農作物產量和農產品安全越有保障。而農戶對農藥使用劑量的認知將直接影響農藥的實際使用量。因此，本試驗假設農戶對負面影響的認知和安全隔離期的認識與其農藥使用合理性呈正相關，對農藥劑量的認知則表現為負相關。

1.1.4 用藥習慣特征 農戶用藥習慣特征包括防護設備和天氣條件。農戶穿戴防護設備噴施農藥降低了農藥對人體的傷害；天氣條件是決定農藥藥效的重要因素，考慮噴施農藥時的天氣狀況，將提高農藥的殺蟲效果，農戶一般會選擇在無風晴朗的天氣噴施農藥。此外，農戶穿戴防護設備或者考慮天氣條件使用農藥本身就屬于按要求用藥行為，而自覺按要求從事農業生產，如按農藥使用說明噴施農藥則是合理用藥的重要表現。因此，假設防護設備和天氣條件與其農藥使用合理性均呈正相關關系。

1.2 變量選擇

綜上假設，將“農藥使用是否合理”設為因變量y，考慮到農藥使用行為合理性的判斷標準不統一，本試驗以農戶是否“按照使用說明書或技術人員指導使用農藥”作為判斷合理與否的依據。將“農戶農藥使用行為影響因素”設為自變量，包括農戶個人特征、家庭經營特征、認知特征、用藥習慣特征4個維度15個因素，具體變量名稱與代碼、定義與賦值及其對農藥使用合理性的預期影響方向見表1。

1.3 模型構建

農戶農藥使用合理性可分為“合理”“不合理”2類，分別用1、0表示，模型的因變量是典型的二分變量，因此選取二元Logistic回歸模型以確定農戶農藥使用合理性的影響因素[20]。

(1)

式中：y表示農戶農藥使用的合理性，y=0表示農戶不合理使用農藥，y=1表示農戶合理使用農藥；p表示農戶合理使用農藥的概率；xi(i=1，2，…，n)表示農戶農藥使用合理性的影響因素。因變量y是自變量xi的線性組合，即：

y=β0+β1x1+β2x2+…+βnxn+ε。

(2)

由公式(1)和公式(2)可知，農戶農藥使用合理性發生比的Logistic回歸模型線性表達式為：

(3)

式中：β0表示常數項；βi表示第i個因素的回歸系數；ε表示隨機誤差。

1.4 數據來源與描述統計

1.4.1 數據來源 筆者所在課題組于2016年在江西省進行了1次預調查，隨后經專家論證對問卷內容進行補充完善，2017年1—3月調查人員分組前往江西省鄱陽湖平原、吉泰盆地和丘陵地帶周邊的10市44縣(區)開展參與式評估的問卷調查，在調查過程中由村長、村主任帶領，采用分層隨機抽樣方法進行入戶調查，調查對象多為農戶戶主，每戶調查時間約為30～40 min。共發放2 370份問卷，回收問卷2 176份，實際有效問卷為2 068份，問卷有效率為95.04%。問卷涉及農戶的基本信息、農戶確定農藥類型及用量依據、農藥使用方法與習慣以及農戶對農藥認知等內容。

表1 農戶農藥使用合理性影響因素指標體系

注：“-”表示負相關，“+”表示正相關，“？”表示影響方向難以確認，有待檢驗。

1.4.2 樣本特征 (1)農戶戶主的個人特征。被調查者以男性為主，男女比例接近3 ∶1；年齡分布集中，總體表現為“中間大，兩頭小”的特點，46～60歲人數比重高達54.26%；受教育程度普遍偏低，有超過4/5的農戶屬于初中及以下教育水平，中專及以上人數僅占4.50%；務農年限總體時間較長，11～20年務農經歷占25.87%，20年以上的占比超過總樣本數的一半。(2)農戶家庭特征。農戶家庭年收入2萬元及以下、>2萬～6萬、>6萬～10萬、10萬元以上的占比分別為 12.48%、45.50%、26.84%、15.18%。(3)家庭耕地特征。農戶家庭耕地經營規模以0.13～0.40 hm2為主，戶均 0.59 hm2。

表2 樣本農戶基本特征

1.4.3 農藥使用合理性特征 從農藥使用的合理性來看，農藥使用合理的農戶占41.20%，使用不合理的農戶占58.80%(表3)。從被調查對象的年齡分布來看，農戶合理使用農藥的年齡呈正態分布，其中有458名被調查者集中在46～60歲，占合理使用農藥農戶的53.76%，說明有合理使用農藥傾向的群體主要是中年農戶；從文化程度來看，合理使用農藥的農戶從小學到中專及以上文化比重呈現逐漸遞減的規律，其中以初中及以下文化水平為主，具有高中及以上文化的比重則明顯高于不合理使用農藥人數的占比。

2 結果與分析

2.1 Logistic回歸分析

為進一步確定農戶農藥使用合理性的影響因素、方向與程度，本試驗運用SPSS 19.0軟件對樣本數據進行二元Logistic回歸分析，首先通過多重共線性的檢驗發現各方差膨脹因子(VIF)最大值為2.614，最小值為1.039，均在0～10區間范圍內，說明各項自變量不存在多重共線性，因此對所選變量不作篩選。然后將所有變量納入回歸方程，模型運行效果與參數見表4。全體樣本的卡方檢驗P值=0.000<0.05，拒絕自變量回歸系數存在為0的假設，表明模型具有統計學意義且有較高的總體顯著性水平。模型預測正確率為 65.90%，其中偽R2和偽決定系數值分別為0.113和0.152，符合截面數據合理范圍，擬合程度一般，具有解釋力。從回歸模型結果看，進入方程的自變量表現的作用方向與研究假設的預測結果一致，且自變量對模型的作用大小依次為農藥劑量(0.840)>安全間隔區(0.669)>負面影響(0.571)>天氣條件(0.418)>防護設備(0.365)>文化程度(0.321)>耕地塊數(0.013)。

表3 不同年齡和文化程度農戶農藥使用合理性特征

表4 農戶農藥使用合理性的模型估計結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上差異顯著。VIFmax=0.614；VIFmin=預測準確率為65.90%；卡方檢驗值為247.65(顯著性=0.000)；似然函數值為2 554.808a；偽R2為0.113；偽決定系數為0.152。

2.2 模型結果分析

根據模型運行結果可知，農戶個人特征、家庭經營特征、認知特征、用藥習慣特征等4個維度中共計7個自變量[包括文化程度(x2)、耕地塊數(x9)、負面影響(x10)、農藥劑量(x11)、安全間隔期(x12)、防護設備(x13)、天氣條件(x14)]，對農戶農藥使用合理性具有顯著影響。

2.2.1 農戶個人及家庭經營特征分析 農戶個人特征中僅有文化程度(x2)1個自變量對農戶農藥使用合理性有顯著影響。由表4可知，文化程度(x2)在1%水平上顯著，且系數為正，說明文化程度高的農戶更傾向合理使用農藥。原因是文化水平高的農戶購買農藥時不僅聽取經銷商的推薦意見，還會閱讀用藥須知，在考慮藥效的同時也對農藥的毒性有所顧慮，用藥行為趨于理性。農戶家庭經營特征中也僅有耕地塊數(x9)1項自變量在5%顯著性水平上對農戶農藥使用合理性有顯著負向影響，表明耕地塊數越多，農戶農藥使用行為越不合理。這是由于江西省零星耕地多分布在山地和丘陵地帶，進出路途長且較難行走，這導致農戶難以統一使用農藥，增加了農藥噴施的輪換次數，從而增加了單位面積的農藥使用量。

2.2.2 認知特征分析 在1%顯著性水平上，負面影響(x10)和安全間隔期(x12)2個變量對農戶農藥使用合理性均具有顯著正向影響。說明如果農戶不能正確認識農藥使用存在的負面風險或對農藥使用的安全間隔期不了解，將直接導致農戶對農藥使用缺乏危機意識，進而忽視農藥使用說明書或技術的指導作用，造成農藥使用不合理。在1%顯著性水平上，農藥劑量(x11)與農戶農藥使用合理性顯著負相關，即農戶認為農藥使用越多越好時，農藥使用行為越不合理。噴施農藥的目的是防蟲去害，使用農藥是農戶被動的選擇，農戶只會在病蟲害高發期密集噴施農藥，因此盲目地認為農藥使用越多越好并不符合作物的實際用藥需求。

2.2.3 用藥習慣特征分析 防護設備(x13)和天氣條件(x14)對農戶農藥使用合理性影響較大。防護設備(x13)在1%的水平上顯著，優勢比exp(B)=1.441，表明在其他條件不變的情況下，“防護設備”因素每改變1個單位，則表現為合理使用農藥的概率與不合理用藥概率的比值概率提高了1.441倍，這也符合農戶的用藥習慣，即穿戴防護設備噴施農藥對身體具有保護作用，可以降低農藥對身體的傷害。天氣條件(x14)也在1%水平上正向顯著，優勢比exp(B)=1.519，表明在其他因素不變的情況下，“天氣條件”每改變1個單位，則表現為合理使用農藥的概率與不合理用藥概率的比值概率提高了1.519倍，原因在于依據天氣條件選擇是否用藥是提高農藥使用率的重要手段，如在陰雨天氣噴施農藥不但不能起到殺蟲去害的效果，還會因農藥的流失造成面源污染。因此，農戶考慮天氣條件再決定是否使用農藥是理性的選擇。

3 結論與討論

使用合理農藥的農戶占總樣本數的41.20%，主要集中在被調查者文化水平為初中及以下且年齡在46～60歲之間的農戶。農戶農藥使用合理性受多重因素共同影響，實證分析驗證了農戶個人特征、家庭經營特征、認知特征、用藥習慣特征4個維度的7個變量(即文化程度、耕地塊數、負面影響、農藥劑量、安全間隔期、防護設備、天氣條件)，都在不同程度影響著農戶農藥使用行為的合理性，且影響方向與研究假設保持一致。從各因素影響程度來看，農藥劑量>安全間隔區>負面影響>天氣條件>防護設備>文化程度>耕地塊數。為更好地引導農戶合理使用農藥，本研究提出以下政策啟示：(1)被調查對象文化水平普遍偏低，僅有不到1/2的農戶合理使用農藥。因此，應運用宣傳手冊、廣播報紙、知識講座等手段廣泛宣傳不合理用藥可能帶來的諸多負面影響；通過勸說、教育、激勵等方法糾正諸如農戶認為農藥使用越多越好等錯誤的認識，提升農戶安全、環保的農業生產意識，如積極引導農戶重視農藥使用安全間隔期，進而逐漸完善農戶農藥使用行為。(2)有47%的農戶選擇憑自身的經驗確定農藥的使用量，缺乏用藥技術指導。因此，一是要加強科技下鄉培訓工作，為農戶提供優質的良種，鼓勵使用農藥增效劑，引導農戶依據農藥使用說明書或專業技術指導以預防或治理病蟲害，并為農戶提供施藥防護設備，以降低農藥對人體的傷害；二是指導經銷商完善農藥銷售結構，引進多樣化、時效好的農藥種類，尤其是高效低毒無公害的農藥，為農戶提供更多的農藥選擇，這不僅能有效解決“病蟲害年年有，農藥使用量卻越來越多”的困境，也是農戶提高農藥使用效率、降低農藥使用風險的重要舉措。(3)針對耕地塊數對農藥使用有負向顯著影響，應進一步堅持土地流轉的政策導向，鼓勵有條件的種糧散戶向專業戶、家庭農場轉變，通過農企合作、建立農業合作社等形式促進適度規模化經營，降低單位面積農藥使用量和生產成本，以加快實現農業現代化建設與農藥使用量零增長目標的“雙贏”局面。

本研究以江西省為例，運用二元Logistics模型詳細探討農戶農藥使用合理性的影響因素，這為科學引導農戶農藥使用行為、提高農藥利用效率、降低農業面源污染提供了參考依據。但研究中仍有一些值得思考的問題，如怎樣嚴格界定農戶農藥使用行為是否合理？農戶農藥使用合理性影響因素指標體系是否還須綜合考慮社會經濟、政策環境、區位條件等？本研究探討的農戶農藥使用合理性具有顯著影響的各因素之間是否存在聯系，如果存在聯系，是可種聯系，而其他不具有顯著影響的因素又該如何解釋？以上問題都有待進一步探討。

[1]王志剛，李騰飛.蔬菜出口產地農戶對食品安全規制的認知及其農藥決策行為研究[J].中國人口·資源與環境，2012(2)：164-169.

[2]王建華，馬玉婷，劉 茁，等.農業生產者農藥施用行為選擇邏輯及其影響因素[J].中國人口·資源與環境，2015(8)：153-161.

[3]魏 欣.中國農業面源污染管控研究[D].楊凌：西北農林科技大學，2014.

[4]鄭風田，趙 陽.我國農產品質量安全問題與對策[J].中國軟科學，2003(2)：16-20.

[5]謝賢鑫，陳美球，李志朋.不同群體農戶耕地質量保護行為比較研究——基于農藥、化肥使用視角[J].農村經濟與科技，2016(19)：12-16.

[6]栗云端.我國農業生產中糧食質量安全問題分析[J].中國農業資源與區劃，2014(2)：75-81.

[7]韓洪云，蔡書凱.農藥施用健康成本及其影響因素研究——基于糧食主產區農戶調研數據[J].中國農業大學學報，2011，16(5)：163-170.

[8]Norse D.Low carbon agriculture：objectives and policy pathways[J].Environmental Development，2012，1(1)：25-39.

[9]Mekonnen Y，Agonafir T.Pesticide sprayers’ knowledge，attitude and practice of pesticide use on agricultural farms of Ethiopia[J].Occupational Medicine，2002，52(6)：311-315.

[10]Doss C R，Morris M L.How does gender affect the adoption of agricultural innovations?The case of improved maize technology in Ghana[J].Agricultural Economics，2001，25(1)：27-39.

[11]馮忠澤江，李慶江.農戶農產品質量安全認知及影響因素分析[J].農業經濟問題，2007，28(4)：22-26.

[12]Nazarian M，Ajili A A，Akbari M，et al.Knowledge，attitude and environmental safety behaviors of vegetable growers in use of pesticides in south west of Iran[J].International Journal of Agronomy and Plant Production，2013，4(8)：1844-1854.

[13]Willock J，Deary I J，Mcgregor M M，et al.Farmers’ attitudes，objectives，behaviors，and personality traits：the edinburgh study of decision making on farms[J].Journal of Vocational Behavior，1999，54(1)：5-36.

[14]Chen M Q，Chen M J，Lu Y，et al.The farmers’ perceptions of ANPS pollution and its influencing factors in poyang lake region，China[J].Water Science and Technology，2016，73(7)：1591-1598.

[15]Hruska A J，Corriols M.The impact of training in integrated pest management among nicaraguan maize farmers：increased net returns and reduced health risk[J].International Journal of Occupational and Environmental Health，2002，8(3)：191-200.

[16]Arnalds O，Barkarson B H.Soil erosion and land use policy in Iceland in relation to sheep grazing and government subsidies[J].Environmental Science and Policy，2003，6(1)：105-113.

[17]鄒金浪，楊子生.不同城市化水平下中國糧食主產區耕地集約利用差異及其政策啟示——以江西省和江蘇省為例[J].資源科學，2013(2)：370-379.

[18]田文勇，張會幈，黃 超，等.農戶種植結構調整行為的影響因素研究——基于貴州省的實證[J].中國農業資源與區劃，2016(4)：147-153.

[19]徐 勇，鄧大才.社會化小農：解釋當今農戶的一種視角[J].學術月刊，2006(7)：5-13.

[20]趙金國，岳書銘.農戶規模經營意愿影響因素分析研究[J].山東社會科學，2017(1)：116-121.