靖飞++张燕

摘要：发展现代农作物种业必须以农户积极市场参与为基础。以江苏和辽宁水稻种植农户调查数据为基础，统计分析农户家庭种子决策者个人特征和农业生产特征与农户种子市场参与行为的关系，并建立二元选择计量模型实证分析农户市场参与行为差异的影响因素。结果表明农户种子决策者受教育程度显著负向影响农户市场参与，年龄、农业技术培训经历和兼业显著正向影响农户市场参与行为，江苏农户市场参与行为发生比例显著低于辽宁农户。基于此，提出发展现代种业必须坚持以满足农户种子需求为核心，发挥市场配置资源的基础作用，政府部门不能直接参与或干预种子经营，加强对农户的农业技术培训。

关键词：种子市场；农户参与行为；影响因素；实证分析；江苏省；辽宁省

中图分类号： F324文献标志码： A文章编号：1002-1302（2016）05-0600-03

1 研究背景

中国种业在2000年以前执行的是统一供种制度，农户市场参与行为是被动的。种业市场化改革使农户成为种子决策的真正主体，研究其市场参与行为具有重要的现实意义。本研究中的农户市场参与行为是指农户通过市场满足对种子需求的行为。

在发达国家，农业生产特征与发展中国家区别明显，农户参与种子市场行为已经是完全的市场经济行为，国外学者主要关注发展中国家农户市场参与行为。Daniel等研究了尼日利亚西南部5个村庄94户农户，结果表明所调查农户中约60%是自留种，约30%是从种子经销商处购买[1]；Soniia选择乌干达2个地区农户，对其大豆种子来源进行了调查，结果表明在1993年分别有85%和94%的农户使用自留种，农户除了在市场和商店购种外，还在其他农户和农民种子专家那里购买种子，由政府主导的正式、集中的种子供应体系开始不能满足小农户的多样化的种子需求，提出建立农民种子公司来满足农户的多样化需求[2]；Badstue等在墨西哥瓦哈卡采取与关键人开展深入访谈、半结构面试、焦点小组讨论、农户跟踪调查等方式开展玉米种植农户调查，发现当地农民自留种在农户种子获得途径当中仍处于主导地位，没有发现一个专门的社会组织在采取集体行动的基础上进行调解种子流向的证据，种子交易不频繁，交易方式多是双边的，信任成为一个重要的影响因素，它确保可靠的种子信息的提供[3]；Bellon等对墨西哥玉米种植农户种子拥有和传递活动进行了分析，结果表明农户种子使用行为是动态的，随着时间的变化发生变化，比较明显的是自留种的比例在降低，从外部购买种子的比例在增加[4]；Duijndam等对厄瓜多尔212户玉米种植农户进行了调查，发现该地农户自留种比例很高，占到所调查农户的95%以上[5]；Arslan等利用墨西哥551户玉米种植农户两季农业生产活动数据，对农户玉米种子使用量、自留种等方面的情况进行了分析[6]。这些研究表明在发展中国家农户种子决策行为存在一个不争的事实：农户自留种的比例较高，农户市场参与程度较低。

国内学者也对农户市场参与行为进行了研究。陈瑞剑等从农户市场参与角度对中国种子行业商业化改革进程进行了研究，发现尽管市场的发展一方面从购种便利性或交易成本的角度促进了农户的市场参与，但在信息不对称的情况下，不断翻新的品种增加了农户购种的不确定性和搜寻成本，从而抵消了市场发展对于农户参与的促进作用[7]。孙剑等采用逐步回归分析，对农户种苗购买渠道及户主背景特征进行了研究，发现农户在购买种苗时，为保证种苗的可靠性，依靠村委会集体安排和政府种苗服务部门购买的比例大于从市场购买[8]。陈会英等开展的山东农户调查发现，农户自己留种种植花生和小麦的比例较高，分别占6313%和42.15%，可以说，农户的市场参与程度不高[9]。从上述研究来看，对农户种子市场参与行为的研究还比较欠缺，特别是在常规稻、小麦等大量使用常规种的情况下，需要关注农户市场参与行为。

本研究以江苏和辽宁2省水稻种植农户为例，建立二元选择模型对影响农户市场参与行为的因素进行实证分析。选择江苏和辽宁水稻种植农户为样本采集地，主要基于以下几点考虑：其一，江苏是长江流域水稻优势产区，辽宁是东北主要的水稻优势产区，对于研究农户市场参与行为不乏素材；其二，江苏和辽宁2省经济发展差异明显，可以比较不同经济地区农户市场参与行为的差异，研究得出的结论具有一定的普遍意义。

2研究方法、变量选取和数据来源

2.1研究方法

本研究用农户是购买种子还是自留种来衡量农户市场参与行为，因变量是只能取0、1的二值因变量，因此，本研究使用二值因变量模型。对于这种经济计量模型，利用潜变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是一个未被观察到的潜在变量，ε*i是扰动项。yi和y*i的关系如下：

yi=1，y*i>0

0，y*i≤0。（2）

这样就有：

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的分布函数。二元选择模型的2个普遍形式是二项Probit与二项Logit模型，对于Probit模型，分布函数是正态分布累计分布函数；对于Logit模型，其分布函数是逻辑斯谛（Logistic）累计分布函数。

2.2变量选取

因为缺少前人关于影响农户市场参与行为因素的实证研究，对于变量选取缺乏直接的借鉴资料，考虑到农户市场参与行为与一般技术采纳行为的相似性，并且关于农户技术采纳行为的研究非常丰富和成熟，本研究借鉴相关研究使用的自变量，结合农业生产实践中的基本常识，根据计量经济模型变量选择的奥卡姆剃刀定律，实证分析选取的解释农户市场参与行为的变量包括：农户家庭水稻种子购买决策者个人特征，包括性别、年龄、受教育程度、是否兼业、是否接受过农业技术培训；农户家庭农业生产特征使用农户水稻种植面积；农户家庭非农生产地位使用在外打工人数。本研究使用的是2省2年的调查数据，引入时间和地区2个虚拟变量，具体变量说明见表1。

2.3数据来源

本研究实证分析的数据来源于作者分别在2011年和2013年的7—8月组织进行的农村调查，调查数据中时期数据分别是2010和2012年，时点数据分别是截至2010和2012年年末，为叙述清晰方便，将2次调查分别称为2010年和2012年调查。本研究选取江苏和辽宁水稻种植农户为调查对象，调查内容主要涉及农户种子决策者基本特征、农户家庭特征、农户对种子市场现状的认识、农户农业生产过程中对种子选择认知水平、种子经营对象选择等方面情况，调查对象明确为家里负责种子购买的成员。

调查采用入户访谈形式，调查员来自于南京农业大学、扬州大学、渤海大学等5所高校本科生，每名学生在每个村调查10户农户，剔除记录不完整和不从事水稻种植的问卷，2次调查共获得有效问卷1 418份，成为本研究实证分析最主要的数据来源。表2是样本农户分布情况，表3是用于解释农户参与市场行为的自变量的描述性统计。

3农户市场参与行为的影响因素分析

本研究衡量农户市场参与行为变量是Y_bs，“0”代表留种，“1”代表购买种子，1 418个样本农户中，通过购买满足种子需求的共有1 164户，占全部受访农户的82.09%。本部分利用调查数据对影响农户市场参与行为的因素进行单因素描述分析。

3.1农户种子决策者特征与市场参与行为

表4是农户种子决策者个人特征与农户种子购买行为之间的关系。从种子购买决策者性别来看，市场参与行为发生的比例男性和女性相差不大，男性略高一些，但不到2百分点；决策者接受农业技术培训的市场参与行为发生比例较高，达到88.72%，比未接受农业技术培训的决策者高出7百分点；种子购买决策者兼业的，其市场参与行为比例略低于非兼业决策者，两者相差1百分点；从种子购买决策者受教育程度来看，市场参与行为的差异主要出现在高中阶段，高中阶段市场参与行为发生比例最低；从不同年龄段来看，有随着年龄增大，农户市场参与行为发生比例增加的特征。

3.2农户水稻种植面积与市场参与行为

一般来说，农户家庭水稻种植面积越大，其对种子要求越高，农户会更加需要通过市场解决种子需求问题。从表5可以看到，这种变动趋势非常明显，水稻种植面积<0.2 hm2的农户购种比例不到80%，水稻种植面积≥0.8 hm2的农户购种行为发生比例超过90%。

3.3年份和区域虚拟变量与农户市场参与行为

从时间因素来看，2010年样本农户市场参与行为发生比例略高于2012年，两者相差不到3百分点，差异不明显；从地域因素看，江苏和辽宁农户差异明显，辽宁通过购买种子解决

种子需求的比例达到90%以上，而江苏该比例不到75%，两者相差15百分点（表6）。

4实证结果

前文使用单因素分析方法对各影响因素与农户市场参与行为之间的关系进行了初步描述。单因素分析的结果直观、易懂，但是忽略了其他因素与其一起发挥作用的可能。为了更系统、准确地分析各影响因素与农户市场参与行为之间的关系，本部分使用二元选择模型（Logit）进行实证研究。计算使用的软件是STATA 12.0，模型拟合结果见表7。

（1）种子购买决策者个人特征对农户市场参与行为的影响。

高，在控制其他变量的条件下，决策者年龄每增加1岁，农户家庭购买种子行为的发生比率增加1.3%；决策者受教育年限系数为负值，且在10%水平上显著，说明决策者受教育年限越多购买种子行为的可能性越低，在控制其他变量的条件下，决策者受教育年限每增加1年，农户家庭购买种子行为的发生比率降低4.3%；决策者接受农业技术培训系数为正值，且在5%水平上显著，说明接受过农业技术培训的决策者购买种子行为的可能性更高，在控制其他变量的情况下，相对于未接受过农业技术培训的农户，接受过培训的决策者购买种子行为的发生率高出103.9%；决策者兼业系数为正值，且在5%水平上显著，说明兼业决策者购买种子行为的可能性更高。

（2）农户家庭水稻种植面积对农户种子购买行为的影响。农户水稻种植面积系数为正值，但不显著。

（3）地区和时间虚拟变量对农户购买种子行为的影响。地区虚拟变量系数为负值，且在1%水平上显著，说明江苏地区农户购买种子行为的可能性低于辽宁农户。

5结论与对策建议

以江苏和辽宁1 418户水稻种植农户2年的调查数据为基础，分析影响农户市场参与行为的主要因素。结果表明，农户种子决策者受教育年限反向影响农户市场参与行为，年龄、农业技术培训经历、兼业正向影响农户市场参与行为，江苏农户市场参与行为发生概率低于辽宁。 在此基础上，提出如下对策建议：（1）坚持以满足农户种子需求为核心，发挥市场配置资源的基础作用，江苏农户较低的市场参与行为，与其比较多的开展各种形式的统一供种密不可分，政府部门必须从种子经营环节退出，不直接参与或干预种子经营，建立以企业为主导的现代化农作物种业。（2）加强农户农业技术培训，这是发展现代农业的必要手段，不能单纯依靠企业，要考虑借鉴政府服务中小企业的培训模式，对种田大户、家庭农场、农业企业等相关人员开展公益性培训。

参考文献：

[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]陈瑞剑，黄季焜，米建伟，等. 从棉花种子市场和农户市场参与行为看我国种子行业的商业化改革[J]. 中国软科学，2009（5）：16-23.

[8]孙剑，黄宗煌. 农户农业服务渠道选择行为与影响因素的实证研究[J]. 农业技术经济，2009（1）：67-74.

[9]陈会英，赵瑞莹，周衍平. 农民对植物品种权认知程度与使用种子情况调查——以山东省为例[J]. 农业经济问题，2010（9）：68-76.张鹏飞，刘峥，张凌云，等. 多元终端背景下农户信息服务需求因素分析——基于湖北省的调查[J]. 江苏农业科学，2016，44（5）：603-607.