家庭农场施药行为的影响因素分析——以371个粮食类家庭农场为例

王兴国，王新志，杜志雄

(1.山东社会科学院，山东 济南 250002；2.中国社会科学院 财经战略研究院，北京 100028)

一、引　言

中国早已成为全球农药使用第一大国，全世界约一半的农药用在了中国。农药使用量从1996年的114.08万吨，增长到2014年的180.69万吨，近20年间增加了66.61万吨，增长率达到58.39%。而同时期，英国农药使用量降低了44%，法国降低了38%，日本降低了32%，意大利降低了26%，越南降低了24%。据《科学周刊》测算，2005～2009年美国每公顷耕地使用农药2.2公斤，法国2.9公斤，英国3公斤，而中国每公顷耕地使用农药10.3公斤，约为美国的4.7倍，世界平均水平的2.5倍①数据来自于搜狐财经。。2015年我国水稻、玉米、小麦三大粮食作物的农药利用率仅为36.6%，而欧美发达国家三大粮食作物的农药利用率约为50%～60%，高出中国约15%～25%②王克：《中国亩均化肥用量是美国2.6倍农药利用率仅为35%》，《中国经济周刊》，2017年8月29日。。

诚然，农药在提高我国农作物产量和保障粮食安全方面发挥了巨大作用，据农业部农药检定所的数据，通过防治病虫草鼠害等植保措施，中国每年挽回粮食损失2000亿斤左右，占总产量的15%以上，相当于增加1亿多亩耕地产出的粮食③周喜应：《浅谈我国的农药与粮食安全》，《今日农药》，2014年第11期。。然而，过量使用农药也对我国农业的可持续发展造成了较为严重的威胁，不仅关系到农产品质量安全，直接威胁人民群众的身体健康，更是通过径流、渗漏污染了土壤和水环境，影响农田生态环境安全：农药污染耕地土壤面积已经超过了1亿亩，中国农业面临的资源和环境的约束，可以说已经接近极限*尹晶晶：《韩俊：中国化学农药使用量增速惊人》，《人民网》，2005年3月21日。。为了切实推进农业发展方式转变，有效控制农药使用量，保障农业生产安全、农产品质量安全和生态环境安全，促进农业可持续发展，2015年农业部出台《到2020年农药使用量零增长行动方案》指出：“到2020年，单位防治面积农药使用量控制在近三年平均水平以下，力争实现农药使用总量零增长。”*资料来源于农业部网站《农业部关于印发〈到2020年化肥使用量零增长行动方案〉和〈到2020年农药使用量零增长行动方案〉的通知》。

农业适度规模经营是中国现代农业发展的必然趋势(周应恒等，2015)*周应恒，胡凌啸，严斌剑：《农业经营主体和经营规模演化的国际经验分析》，《中国农村经济》，2015年第9期。。作为农业适度规模经营主体，家庭农场保留了家庭经营的内核，坚持了农业家庭生产经营的优势，能够实现农业资源的优化配置，符合中国农村基本经营制度(杜志雄、王新志，2013)*杜志雄，王新志：《中国农业基本经营制度变革的理论思考》，《理论探讨》，2013年第4期。，已经成为现代农业发展的骨干力量(张照新、赵海，2013；苏昕、刘昊龙，2017)*张照新，赵海：《新型农业经营主体的困境摆脱及其体制机制创新》，《改革》，2013年第2期。*苏昕，刘昊龙：《中国特色家庭农场的时代特征辩析》，《经济社会体制比较》，2017年第2期。。因此，对于到2020年农药使用总量零增长的短期目标和中国农业可持续发展的长远目标，家庭农场应该是而且能够是完成政策目标的重点群体。如蔡颖萍、杜志雄(2016)通过实证分析表明，家庭农场比普通农户更具生态自觉性，是发展生态农业、实现农业可持续发展的“合意”主体*蔡颖萍，杜志雄：《家庭农场生产行为的生态自觉性及其影响因素分析——基于全国家庭农场监测数据的实证检验》，《中国农村经济》，2016年第12期。；朱启臻等(2013)也认为，家庭农场主具有高度的社会责任感和现代观念，其行为能够对生态、环境、社会和后人负责，更有利于耕地保护和农业可持续发展*朱启臻，赵杨昕：《新型农业生产经营体系构建的基础》，《中国农业信息》，2013年第3期。。因此，本文将以371个粮食类家庭农场作为研究对象，实证分析家庭农场主个体特征、家庭农场资源禀赋、外部生产环境等因素对家庭农场施药行为的影响，为中国制定相关农业经济政策提供理论依据。

二、数据来源与研究假设

(一)数据来源

自2013年和2014年中央一号文件连续两年提出要加快家庭农场发展后，特别是在各级政府的政策激励下，全国的家庭农场发展呈现出井喷之势，发展质量也在稳步提升。为了从整体上把握全国家庭农场发展的基本情况以及所面临的困难，2014年7月农业部农村经济体制与经营管理司委托中国社会科学院农村发展研究所开展全国家庭农场监测工作。该监测已经持续3年，样本覆盖全国31个省(市、自治区)，按照随机抽样分层原则在各省选择3个样本县约100个家庭农场进行监测*按照农业部经管司要求，每个监测县(区市)在确定监测家庭农场时，要兼顾种植业、养殖业和种养结合型家庭农场比例，原则上种植业家庭农场占比不多于80%，粮食类家庭农场占比不少于50%；样本农场应是生产经营情况比较稳定、从事农业经营2年以上的家庭农场。*感谢课题组成员(郜亮亮、张宗毅、肖卫东、蔡颖萍、危薇和刘文霞)的数据处理工作。。

2015年共获取3073个家庭农场样本，通过逻辑检验，剔除严重填写不规范、明显错误、大量缺失值的样本，获得2903个样本。其中，种植业类家庭农场1972个，占样本总数的67.93%，其中粮食类家庭农场1188个，占全部样本的40.92%；养殖业类家庭农场406个，占样本总数的13.99%；种养结合类家庭农场516个，占样本总数的17.77%。结合本研究的需要，剔除土地规模过大、以雇佣劳动为主、农业经营收入比例过低等样本，获得972个粮食类家庭农场样本，其中，313个粮食类家庭农场的农药施用量要低于周边农户(Ⅰ类家庭农场)，58个粮食类家庭农场的农药施用量要高于周边农户(Ⅱ类家庭农场)，601个粮食类家庭农场的农药施用量与周边农户持平(Ⅲ类家庭农场)。本文将Ⅰ类和Ⅱ类共371家粮食类家庭农场为样本研究家庭农场施药行为的影响因素。

(二)研究假设

虽然影响家庭农场施药行为的因素繁多而复杂，家庭农场主个体特征、家庭农场资源禀赋、外部生产环境对其农药施用行为的影响更具有内在的决定性和根本性影响。本文在借鉴前人研究的基础上，将家庭农场主个体特征、家庭农场资源禀赋、农业生产外部环境等变量纳入一个统一的分析框架，并提出以下理论假设。

1.家庭农场主个体特征。家庭农场主个体特征主要包括家庭农场主的性别、年龄、受教育水平、从业经历、技术水平和从事规模经营年限等因素。

(1)性别。由于受到社会传统意识影响和约束，女性更多地从事家庭内部日常事务，获取信息资源的能力要弱于男性(Tenge等，2002)*Tenge J.，De G.，Hella J.P.“Social and Economic Factors Affecting the Adoption of Soil and Water Conservation in West Usambara Highlands，Tanzania”.Land Degradation and Development，2004，15(2):p.99-114.。CheryI和Morris(2001)通过研究加纳玉米种植者的施药行为发现，性别是影响农户施药风险状况的重要因素，女性农业生产者更容易造成施药行为风险*Morris，M.L.，and C.R.Doss.“How Does Gender Affect the Adoption of Agricultural Innovations? The Case of Improved Maize Technology in Ghana”.Agricultural Economics，2001，25(5):p.27-39.。因此，本文倾向于认为男性家庭农场主比女性家庭农场主更会减少农药的施用量。在371个粮食类家庭农场中，男性家庭农场主占比为90.57%，女性家庭农场主占比为9.43%，男性家庭农场主的比例要远远高于女性家庭农场主。

(2)年龄。Ntow等(2006)通过调研访谈加纳地区137个农户的施药行为发现，由于种植与施药经验缺乏，45岁以下农户更易过量施用农药*Ntow，W.J，H J.Gijzen，P.Kelderman，and D.Pay.“Farmer Perceptions and Pesticide Use Practices in Vegetable Production in Ghana”.Pest Management Science，2006，62(4):p.356-365.。因此，本文预期家庭农场主的“年龄”变量对其施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，家庭农场主平均年龄为45.29岁，30岁以下的家庭农场主占比为4.58%，31岁～40岁的占比为23.99%，41岁～50岁的占比为46.36%，51岁～60岁的占比为20.49%，61岁以上的占比为4.58%。

(3)受教育程度。受教育程度是客观反映家庭农场主人力资本存量的重要指标，也是影响农药施用量的重要因素之一。Karisson(2004)和Isin(2007)等认为，农户的受教育程度会对其认知水平产生较为重要的影响，有些农户因为不能理解农药施用说明书，而造成他们过度施用农药*Karisson,S.“Agricultural Pesticides in Developing Countries:A Multilevel Governance”.Environment，2004，45(4)：p.23-42.*Isin S,Yildirim I.“Fruit-Growers’ Perceptions on the Harmful Effects of Pesticides and Their Reflection on Practices:The Case of Kemalpasa,Turkey”.Crop Protection,2007,26(7):p.917-922.。而且，农户受教育程度的提高能够增强他们自身利用、吸收和消化技术的能力，从而更为高效的施用农药*史常亮，朱俊峰，栾江：《我国小麦化肥投入效率及其影响因素分析——基于全国15个小麦主产省的实证》，《农业技术经济》，2015年第11期。。因此，本文预期认为家庭农场主的“受教育程度”变量对家庭农场施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，具有小学及以下文化程度的家庭农场主占比为4.31%，具有初中文化程度的占比为45.28%，具有高中文化程度的占比为40.17%，具有大专及以上文化程度的占比为10.24%。

(4)从业经历。目前，家庭农场主的身份主要有普通农民、村干部、专业大户、农机手、农民合作社主要负责人和企业管理层等。一般而言，不同的从业经历意味着所拥有的人脉资源不同，获取新技术、新知识的渠道不同，其农业经营管理水平也存在着较大的差异性。本文把家庭农场主的从业经历分为以下四个层次：普通农民，村干部，专业大户和农机手，农民合作社主要负责人和企业管理层。本文预期“从业经历”变量对农药施用行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，家庭农场主身份为普通农民的占比为7.82%，为村干部的占比为8.63%，为专业大户和农机手的占比为52.56%，为农民合作社主要负责人和企业管理层的占比为30.99%。

(5)农业技术水平。Andrea和Evaldice(2007)通过调研巴西亚马逊河地区农户农药施用情况后发现，农药外包装上的专业术语晦涩难懂，农户难以理解农药本身的属性、药效，导致不合理的用药行为*Andrea V W,Evaldice E.“Do Farmers Understand the Information Displayed on Pesticide Product Labels? A Key Question to Reduce Pesticides Exposure and Risk of Poisoning in the Brazilian Amazon”.Crop Protection,2007,26:p.576-583.，而通过相关技术培训能够让农户深入了解农药的属性，从而有效地施用农药。张伟等(2013)通过对陕西省杨凌示范区211个农户的调研发现，政府指导培训越多，农户越注重生产中农药施用安全*张伟，朱玉春：《基于Logistic模型的蔬菜种植户农药安全施用行为影响因素分析》，《广东农业科学》，2013年第4期。。因此本文预期“农业技术水平”变量对家庭农场施药行为具有正向影响，在371个粮食类家庭农场中，未接受过相关农业技术培训的家庭农场主占比为5.12%，接受过相关农业技术培训的占比为68.84%。

(6)从事规模经营年限。一般而言，家庭农场主从事农业规模经营的时间越长，越能够深入了解农业规模经营的规律，农业规模经营经验越丰富，越能够有效地施用农药。因此本文预期“从事规模经营年限”变量对农药施用行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，家庭农场主从事规模经营的平均年限为5.98年，40.16%的从事规模经营年限在3年以下，64.69%的在6年以下，87.87%的在10年以下。从整体上看，家庭农场主从事规模经营的年限相对比较短。

表1　家庭农场主的个体特征变量

2.家庭农场资源禀赋。家庭农场资源禀赋主要包括家庭农场自有劳动力个数、土地经营规模、是否有完整的收支记录、是否示范类家庭农场、是否有注册商标、是否三品一标认证和种植作物品种等诸多因素。

(1)自有劳动力个数。一般情况下，拥有劳动力个数更多的家庭农场在施药过程中能够投入更多的精力，更容易精耕细作；但是如果家庭农场劳动力资源比较丰富，就可能不采用较为先进的技术设备降低农药施用量。因而本文无法预期“自有劳动力个数”变量对家庭农场施药行为的影响。在371个粮食类家庭农场中，家庭农场主自有劳动力的平均个数为4.8人，27.22%的家庭农场自有劳动力个数少于3人，67.12%的少于5人。

(2)土地经营规模。王全忠等(2013)实证分析2010年江苏水稻农户的生产要素投入与种植面积的关系发现，化肥、农药、稻种投入与种植面积的替代弹性显著，水稻种植面积扩大能有效地降低化肥、农药和稻种投入费用*王全忠，周宏，朱晓莉：《规模扩大能否带来要素投入节约？——以江苏农户水稻为例》，《科技和产业》，2013年第11期。。吴林海等(2011)通过实证分析河南省233个农户农药施用行为的影响因素发现，种植面积也是影响农药施用行为非常重要的因素之一，两者呈现出正相关关系*吴林海等：《农药施药者经济与社会特征对施用行为的影响：河南省的案例》，《自然辩证法通讯》，2011年第3期。。因此，本文预期“土地经营规模”变量对家庭农场的施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，家庭农场的平均经营规模为292.22亩，39.89%的家庭农场经营规模在200亩以下，64.96%的在300亩以下，84.37%的在500亩以下。

(3)是否有完整的收支记录。尚未查到有相关文献研究“是否有完整的收支记录”变量对施药行为的影响。一般来说，是否有完整的收支记录是衡量家庭农场经营管理水平高低的重要指标之一，而经营管理水平高的农户倾向于更高效率的施用农药。因此本文预期“是否有完整的收支记录”变量对家庭农场的施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，具有完整收支记录的家庭农场占比为76.55%，没有完整收支记录的家庭农场占比为23.45%。

(4)是否示范类家庭农场。一般来说，示范类家庭农场都是经营管理水平比较高的农场，也是各级政府资金、技术等的重点扶持对象，这更会激励家庭农场提高自身的经营管理水平和农产品品质，从而在农药的施用中进行有效的控制。因此本文预期“是否示范类家庭农场”变量对家庭农场的施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，属于示范类家庭农场的占比为49.87%，不属于示范类家庭农场的占比为50.13%，从整体上看示范类家庭农场呈现出快速发展的势头。

(5)是否有注册商标。注册商标是无形的财富，能够提高家庭农场产品的知名度、信誉度，增强农场经营者的归属感。而为了维护自身农场的声誉，拥有注册商标的农场经营者会更加注重农产品的质量，避免过多过度施用农药。因此，本文预期“是否有注册商标”变量对家庭农场的施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，有注册商标的家庭农场占比为13.21%，没有注册商标的家庭农场占比为86.79%，从整体上看有注册商标的家庭农场相对较少。

(6)是否“三品一标”认证。无公害农产品、绿色食品、有机食品和农产品地理标志(简称“三品一标”)已经成为衡量农产品质量安全的标尺和规范。一般来讲，“三品一标”认证对农作物的农药残留已经做出了较为严格的规定，农户必须按照标准程序从事农业生产。因此，本文预期“是否三品一标认证”变量对家庭农场施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，获得“三品一标”认证的家庭农场占比为16.44%，没有获得“三品一标”认证的家庭农场占比为83.56%，从整体上看获得“三品一标”认证的家庭农场数量较少。

(7)种植作物品种。从农业生产的实践看，种植作物品种与农药的施用强度有着较为密切的关系，某些品种的作物的确比其他作物要多施用农药。姜培红(2005)利用2001～2003年福建省的农药数据分析了福建省农药施用的影响因素，发现种植结构的调整也能显著地减少农药施用*姜培红：《影响农药使用的经济因素分析——以福建省为例》，硕士学位论文，福建农林大学，2005年。。虽然种植作物品种对家庭农场施药行为有影响，但是本文无法预期小麦类家庭农场、水稻类家庭农场、玉米类家庭农场对施药行为的具体影响方向。在371个粮食类家庭农场中，小麦类家庭农场占比为22.64%，水稻类家庭农场占比为47.98%，玉米类家庭农场占比为29.38%。

表2　家庭农场的资源禀赋变量

表3　家庭农场的外部生产环境变量

3.外部生产环境。本文以是否参加农民合作社、是否与农业龙头企业有联系、是否获得政府补贴来代表家庭农场所面临的外部生产环境。

(1)是否参加农民合作社。蔡荣等(2012)基于山东省348个苹果种植户的调查数据，利用Heckman两步估计模型实证分析了合作社对农户施药行为的影响，研究发现，农民合作社能够通过农药残留检测、农药施用控制、价格确定方式和生产过程监督等激励措施来影响农户农药施用决策，降低农户农药施用量*蔡荣，韩洪云：《农民专业合作社对农户农药施用的影响及作用机制分析———基于山东省苹果种植户的调查数据》，《中国农业大学学报》，2012年第5期。。但是，魏欣和李世平(2012)运用二元Logistic回归模型分析影响杨凌示范区220个蔬菜种植户施用农药的主要因素发现，农民合作社只是提高了区域蔬菜种植的知名度，并没有实质的权力制约农户的蔬菜生产行为，并不能有效减少农户在生产过程中的用药量*魏欣，李世平：《蔬菜种植户农药使用行为及其影响因素研究》，《统计与决策》，2012年第24期。。因此，本文无法预测“是否参加农民合作社”变量对家庭农场施药行为的影响。在371个粮食类家庭农场中，已经加入农民合作社的家庭农场占比为40.16%，没有参加农民合作社的家庭农场占比为59.84%。

(2)是否与农业龙头企业有联系。黄祖辉等(2005)利用浙江省杭州市164个茶农的调查数据，实证分析茶农施药行为的影响因素，发现茶叶企业及行业协会系促进茶农使用无公害及绿色等安全农药的主要推动力量*黄祖辉，钱峰燕：《茶农行为对茶叶安全性的影响分析》，《南京农业大学学报》(社会科学版)，2005年第5期。。因此，本文预期“是否与农业龙头企业有联系”变量对家庭农场的施药行为具有正向影响。在371个粮食类家庭农场中，与农业龙头企业有联系的家庭农场占比为23.45%，与农业龙头企业没有联系的家庭农场占比为76.55%。

(3)是否获得政府补贴。Shumway和Chesser(1994)实证分析了美国德克萨斯州中南部农户施药行为，研究发现政府对农药征税而非补贴能够有效降低农药的施用量*Shumway R，Chesser R R.“Pesticide Tax，Cropping Patterns and Water Quality in South Central Texas”.Journal of Agricultural and Applied Economics，1994，26(1):p.224-240.。而Therdor等(2012)通过对荷兰农户施药行为的研究表明，征税和罚款并不能有效降低农药的施用量，对低毒农药的补贴也不能降低高毒农药的施用量*Theodor Skevas,Spiro E.“Stefanou,Alfons Oude Lansink.Can Economic Incentives Encourage Actual Reductions in Pesticide Use and Environmental Spillovers”.Agricultural Economics，2012，43(3):p.267-276.。因此，本文无法预期“是否获得政府补贴”变量对家庭农场施药行为的影响。在371个粮食类家庭农场中，获得政府补贴的家庭农场占比为61.73%，没有获得政府补贴的家庭农场占比为38.27%。

表4　变量的定义、赋值与描述性统计

三、影响家庭农场施药行为的实证研究

本文以粮食类家庭农场施药行为作为被解释变量，以家庭农场主个体特征(性别、年龄、受教育水平、从业经历、农业技术水平、从事规模经营年限)、家庭农场资源禀赋(自有劳动力个数、土地经营规模、是否有完整的收支记录、是否示范类家庭农场、是否有注册商标、是否三品一标认证、种植作物品种)和家庭农场外部生产环境(是否加入农民合作社、是否与农业龙头企业有联系、是否获得政府补贴)为解释变量，利用stata13.0计量软件运用logistics回归方法实证分析影响家庭农场施药行为的因素。

(一)家庭农场主个体特征的影响

从家庭农场主的个体特征对施药行为的影响看，家庭农场主的“性别”变量没有通过显著性检验，原因可能在于女性之所以能够成为家庭农场主，大多都综合素质较高、社会资本较为丰富、经营管理水平比较高，她们数量虽然不多但是属于典型的女强人，反映在施药行为上其有效施用农药的能力并不弱于男性家庭农场主；家庭农场主的“年龄”变量通过了1%的显著性检验且系数为正，与Andres和Ntow的研究结论相一致，也符合预测结果，这表明家庭农场主的年龄越大，农业经营管理水平越高，其有效施用农药的能力越强；家庭农场主的“受教育水平”变量通过了1%的显著性检验且系数为正，与Karisson和Isin的研究结论相一致，也符合预测结果，这表明家庭农场主的受教育水平越高，其有效施用农药的能力越强；家庭农场主的“从业经历”变量通过了10%的显著性检验且系数为正，与预测结果一致，这表明家庭农场主的从业经历越丰富，从业层次越高，其经营管理水平越高，其有效施用农药的能力越强；家庭农场主的“农业技术水平”变量没有通过显著性检验，原因可能在于家庭农场主虽然接受了政府提供的培训，但培训的内容、方式、方法都比较单一，缺乏针对性，培训效果较差；家庭农场的“从事规模经营年限”变量通过了10%的显著性检验且系数为正，与预测结果一致，这表明从事农业规模经营年限越长的家庭农场主，越了解规模农业的生产经营规律，其有效施用农药的能力越强。

表5　家庭农场施药行为影响因素的实证结果

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。

(二)家庭农场资源禀赋的影响

从家庭农场的资源禀赋对施药行为的影响看，家庭农场的“自有劳动力个数”变量没有通过显著性检验，这与本文的假设基本一致，“自有劳动力个数”变量对家庭农场的施药行为既有正向影响，又有负向影响，无法形成统一的作用力；家庭农场的“土地经营规模”变量没有通过显著性检验，原因可能在于当前家庭农场的发展正处于初期阶段，有些家庭农场的经营规模超过了自身的经营管理能力，只能采取粗放式发展方式，从而导致“土地经营规模”变量对施药行为没有显著影响；家庭农场“是否有完整的收支记录”变量没有通过显著性检验，原因可能在于具有完整的收支记录是大部分地区家庭农场认定的标准，很多家庭农场只是为了满足认定的门槛而进行收支记录，并没有从根本上提高家庭农场的管理水平；家庭农场的“是否示范类家庭农场”变量没有通过显著性检验，原因可能在于当前各级政府制定示范性家庭农场的标准时，仅仅注重于家庭农场的经营者身份、土地经营规模、土地租赁期限、农业基础条件等一些外在的衡量标准，而忽视了农产品质量安全这一内在的衡量标准；家庭农场的“是否有注册商标”变量没有通过显著性检验，原因可能在于家庭农场尚处于初级阶段，只注重了拥有注册商标的虚名，而未从根本上提高农产品的质量；家庭农场的“是否三品一标认证”变量通过了5%的显著性检验且系数为正，与预测结果一致，这说明拥有三品一标认证的家庭农场的确注重其施药行为，能够有效地施用农药；家庭农场的“种植作物品种”变量通过了5%的显著性检验且系数为正，与预测结果一致，这说明玉米类家庭农场比水稻类家庭农场更注重其施药行为，水稻类家庭农场比小麦类家庭农场更注重其施药行为。

(三)外部生产环境的影响

从家庭农场的外部生产环境对施药行为的影响看，家庭农场的“是否参加合作社”变量没有通过显著性检验，这与本文的预期结果相一致，这也充分说明了虽然近些年来农民合作社发展速度很快，但发展质量令人担忧，农民合作社并没有发挥出其应有的作用，家庭农场无法从中得到有效的服务；家庭农场的“是否与农业龙头企业有联系”变量通过了10%的显著性检验且系数为正，与黄祖辉等的研究结论相一致，也符合预测结果，这表明与农民合作社的徒有虚表相比，农业龙头企业确实带动了家庭农场的发展，为家庭农场提供了有效的服务；家庭农场的“是否获得政府补贴”变量通过了5%的显著性检验且系数为正，这与Shumway和Chesse的研究结论相反，原因可能在于能够获得政府补贴的家庭农场大多经营管理水平比较高，能够较为有效地施用农药。

四、结论与建议

本文利用我国2015年371个粮食类家庭农场的微观调查数据，以家庭农场的施药行为作为被解释变量，以家庭农场主的个体特征、家庭农场的资源禀赋、外部生产环境等变量作为解释变量，运用logistic回归方法实证分析了影响家庭农场施药行为的主要因素，得到以下结论：家庭农场主的年龄、受教育水平、从业经历、从事规模经营年限和家庭农场的是否三品一标认证、种植作物品种以及是否与农业龙头企业有联系、是否获得政府补贴等变量对家庭农场施药行为具有显著的正相关关系，家庭农场主的性别、农业技术水平和家庭农场的自有劳动力个数、土地经营规模、是否有完整的收支记录、是否示范类家庭农场、是否有注册商标、是否加入农民合作社等变量则没有通过显著性检验。

本文的研究结论对促进家庭农场的绿色健康快速发展具有积极的参考价值。依据以上结论，本文提出以下有针对性的政策建议：(1)注重提高家庭农场主培训的有效性。从培训内容上讲，既要能够提高家庭农场主的规模种植实用技术，也要能提高他们的经营管理能力、市场营销能力；从培训方式上讲，要坚持集中授课和灵活指导相结合的原则，特别要组织专业技术人员深入田间地头给家庭农场主开展接地气、通俗易懂的实用技术培训*苏昕，王可山，张淑敏：《我国家庭农场发展及其规模探讨——基于资源禀赋视角》，《农业经济问题》，2014年第5期。。(2)切实发挥农民合作社的带动示范作用。要完善农民合作社的内部治理机制，推动农民合作社从粗放型的数量发展向集约型的质量发展，避免内部人控制使得合作社成为少数几个人牟利的工具，让农户(家庭农场)更多地参与合作社的经营管理，也要鼓励家庭农场之间联合或者与农户联合成立合作社，有效地促进农户(家庭农场)真正融入农民合作社。(3)强化农业龙头企业的辐射带动作用。农业龙头企业资金科技实力都比较雄厚，精深加工能力比较强，已经是农业一二三产业融合发展的重要载体，要构建有效的利益联结机制充分发挥农业龙头企业对家庭农场的辐射带动作用*王兴国：《推进农村一二三产业融合发展的思路与政策研究》，《东岳论丛》，2016年第2期。。(4)加大对家庭农场的政策扶持力度。各级政府要继续加大对那些运作规范、经营管理水平高、经济效益好的家庭农场的政策扶持力度，使他们成为家庭农场发展的标杆，引导家庭农场健康发展。