徐家鵬，閆振宇

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知及轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿分析
——以湖北地區(qū)種糧農(nóng)戶為考察對(duì)象

徐家鵬，閆振宇

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

通過對(duì)湖北省6縣市區(qū)9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)種糧農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查，初步分析農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知及轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿。研究表明：當(dāng)前農(nóng)民十分缺乏轉(zhuǎn)基因技術(shù)相關(guān)知識(shí)，對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知十分有限，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿較低；農(nóng)民的兼業(yè)程度、收入水平及受教育程度以及對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的產(chǎn)量預(yù)期、農(nóng)藥化肥投入預(yù)期、銷售難易預(yù)期和食用安全性預(yù)期是影響農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧潛在生產(chǎn)意愿的重要因素。

農(nóng)民；轉(zhuǎn)基因技術(shù)；轉(zhuǎn)基因主糧；認(rèn)知；生產(chǎn)意愿；影響因素

湖北是我國(guó)重要的產(chǎn)糧大省，且獲得生物安全證書的轉(zhuǎn)基因水稻品種將在該省范圍生產(chǎn)應(yīng)用。因此本文選取湖北地區(qū)種糧農(nóng)戶為調(diào)查對(duì)象，所獲得的研究結(jié)論較具現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。調(diào)查樣本分布于湖

Abstract:In the current debate of commercial production of genetically modified staple foods,there are few relevant information of farmers’attitude toward produce transgenic staple foods.In this paper,based on investigation of the grainfarmers in Hubei province,farmers’cognition of transgenic technology and production intention of transgenic staple foods are preliminary analyzed.Research results show that:farmers are lack of knowledge of transgenic technology,and farmers’ cognition of transgenic technology is limited；farmers’ production intention of transgenic staple foods is low;farmers’ income level,the part time on the farm,education level and the expected production,the expected pesticide and fertilizer inputs,the expected difficulty level of sales and the expected safety of transgenic staple foods are the potential factors to influence farmers’production intention of transgenic staple foods.

Key words:farmers;transgenic technology;transgenic staple foods;cognition;production intention;influence factors北江漢平原地區(qū)的鐘祥市郢中鎮(zhèn)、荊州市公安縣章田寺鄉(xiāng)、藕池鎮(zhèn)、閘口鄉(xiāng)、夾竹園鎮(zhèn)以及丘陵地區(qū)的隨州市曾都區(qū)草店鎮(zhèn)、大冶市羅橋鄉(xiāng)、黃石市下陸區(qū)東方山鄉(xiāng)和西塞山區(qū)河口鄉(xiāng)等6縣市區(qū)9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。雖然糧區(qū)農(nóng)戶家中常?！袄嫌讒D孺”留守，但外出兼業(yè)成員在家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中仍起著重要決策作用。為獲取科學(xué)的抽樣，課題組選擇春節(jié)期間進(jìn)行問卷調(diào)查，具體時(shí)間為2010年2月。通過查閱類似研究，本文問卷部分選用了美國(guó)Rutgers大學(xué)食物政策研究所的調(diào)查問卷［1］，并對(duì)該問卷進(jìn)行了修改和補(bǔ)充。為最大程度保證樣本的隨機(jī)性，調(diào)查組首先分別在上述9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)所轄行政村中隨機(jī)抽取1~2個(gè)行政村；再在被抽取的行政村中，采用自然抽樣的方法選取農(nóng)戶，以入戶問卷訪談或發(fā)放問卷農(nóng)民自填的方式，進(jìn)行問卷調(diào)查。調(diào)查嚴(yán)格剔除無(wú)效問卷后，共得到229份有效問卷。

調(diào)查樣本的基本情況如表1所示，被調(diào)查農(nóng)民樣本年齡集中在30到50歲之間，基本覆蓋所有年齡段的農(nóng)村勞動(dòng)力，其中男性稍占多數(shù)。從職業(yè)上看，既從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，又從事非農(nóng)業(yè)活動(dòng)而獲得收入的兼業(yè)型農(nóng)民占大多數(shù)。文中將農(nóng)業(yè)收入占其總收入50%以上的農(nóng)民稱為“農(nóng)業(yè)兼業(yè)Ⅰ”農(nóng)民，非農(nóng)收入占其總收入50%以上的農(nóng)民稱為“農(nóng)業(yè)兼業(yè)Ⅱ”農(nóng)民。大部分農(nóng)民的文化水平在高中及中專以下，半數(shù)以上集中在初中文化水平。這與我國(guó)教育制度有關(guān)，樣本較好的反映了我國(guó)農(nóng)民的現(xiàn)實(shí)情況。

1 農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知和轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿分析

表1 調(diào)查樣本的基本情況表2 被調(diào)查農(nóng)民聽說過有關(guān)轉(zhuǎn)基因技術(shù)名詞的比例（%）

1.1 農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知

為了考察農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度，我們向被調(diào)查農(nóng)民提問了四個(gè)與轉(zhuǎn)基因技術(shù)有關(guān)的名詞。這四個(gè)名詞曾被黃季焜等（2006）用于調(diào)查城市消費(fèi)者對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度。調(diào)查結(jié)果顯示，80.3%的農(nóng)民聽說過“雜交育種技術(shù)”，41.5%的農(nóng)民聽說過 “基因”,32.3%的農(nóng)民聽說過 “生物技術(shù)”，21%的農(nóng)民聽說過“轉(zhuǎn)基因食品”（見表2）。大多數(shù)被調(diào)查農(nóng)民聽說過“雜交育種技術(shù)”可能與我國(guó)雜交水稻的推廣和食用已有三十余年有關(guān)。而轉(zhuǎn)基因食品是近些年才出現(xiàn)，作為食物基本自給的農(nóng)民，僅有21%的農(nóng)民聽說過 “轉(zhuǎn)基因食品”是非常正常的現(xiàn)狀。農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的了解程度隨著性別、受教育水平、職業(yè)的不同而存在差異。男性對(duì)四種轉(zhuǎn)基因技術(shù)名詞的聽說比例全部高于女性，其中對(duì)“基因”和“生物技術(shù)”的聽說比例遠(yuǎn)高于女性。農(nóng)民受教育水平與轉(zhuǎn)基因技術(shù)名詞的聽說比例呈明顯的正相關(guān)關(guān)系，受教育水平越高的農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)相關(guān)名詞的聽說比例就越高。農(nóng)民職業(yè)也是影響農(nóng)民轉(zhuǎn)基因技術(shù)名詞了解水平的一個(gè)重要因素。農(nóng)民兼業(yè)程度越高，對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)相關(guān)名詞的聽說比例越高。

為進(jìn)一步分析農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度，課題組又進(jìn)行了5個(gè)轉(zhuǎn)基因相關(guān)問題的簡(jiǎn)單測(cè)試，考察農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)相關(guān)知識(shí)的了解水平（見表3）。這5個(gè)問題來(lái)源于美國(guó)Rutgers大學(xué)食物政策研究所的調(diào)查問卷，每個(gè)問題都有確定的答案。測(cè)試結(jié)果顯示，5個(gè)測(cè)試問題的平均回答正確率僅有43.84%。其中“污水中是否有細(xì)菌”答對(duì)率高達(dá)98.7%，這可能與近些年來(lái)農(nóng)村衛(wèi)生工作以及農(nóng)民文化水平的提高有關(guān)。而直接與轉(zhuǎn)基因有關(guān)的問題（3）、（4）、（5）回答正確率分別僅有25.3%、35.8%和15.7%。與我國(guó)2002年城市居民、2002年歐洲居民以及2003年美國(guó)居民的調(diào)查結(jié)果相比較，除問題（1）外，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因相關(guān)知識(shí)的掌握水平與七、八年前我國(guó)城市及歐美居民的水平仍存在較大差距。

以上分析表明，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因相關(guān)知識(shí)的掌握十分缺乏，對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知是建立在非常有限的知識(shí)上的。因此我國(guó)農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知是一種有限的、低層次的認(rèn)知。

1.2 農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿

由于轉(zhuǎn)基因主糧暫未獲批準(zhǔn)商業(yè)化生產(chǎn)，且被調(diào)查地區(qū)也未發(fā)現(xiàn)有私自非法生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的現(xiàn)象，因此本文探討的是農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的一種潛在的生產(chǎn)意愿。具體分析農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿，由表4可知，被調(diào)查農(nóng)民中選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的比例不到四成，僅為39.3%。說明目前農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的接受程度很低，其原因可能與轉(zhuǎn)基因主糧的食用安全性處于爭(zhēng)議、生產(chǎn)效益的不確定性等因素有關(guān)。男性農(nóng)民愿意生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的比例低于女性。年齡在29歲以下及50~59歲之間的農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的比例相對(duì)其他年齡階段的農(nóng)民較高。原因可能與29歲以下年齡段的年輕農(nóng)戶具有風(fēng)險(xiǎn)偏好，愿意采用有較高收益預(yù)期的新技術(shù)；50~59歲的農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)豐富，家庭負(fù)擔(dān)較輕，具備一定風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，從而也愿意嘗試采用新技術(shù)有關(guān)。另外農(nóng)民受教育水平及兼業(yè)化程度越高，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿就越弱，其原因?qū)⒃诤笪姆治觥?/p>

2 農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧潛在生產(chǎn)意愿的影響因素分析

2.1 理論分析和假設(shè)

農(nóng)民技術(shù)采用行為是多種因素相互影響下的復(fù)雜決策行為，是農(nóng)民個(gè)人因素、經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)因素以及心理因素共同作用的結(jié)果［4］。舒爾茨在《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》一書中認(rèn)為，發(fā)展中國(guó)家的農(nóng)民是富有效率的、精打細(xì)算的“經(jīng)濟(jì)人”，農(nóng)民生產(chǎn)行為是一種利潤(rùn)最大化行為［5］,表現(xiàn)為受到多種條件約束的利潤(rùn)最大化行為［6］，是一種規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的生產(chǎn)決策行為。

本文在探討農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)意愿的影響因素時(shí)，主要從農(nóng)民個(gè)人特征、農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知、農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期三個(gè)方面進(jìn)行分析。

（1）農(nóng)民個(gè)人特征。在本研究中，選用了年齡、性別、職業(yè)、收入水平、受教育程度五個(gè)變量作為影響農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)意愿的個(gè)人特征變量。

年齡：年齡對(duì)農(nóng)民技術(shù)采用行為的影響效果因技術(shù)的不同而存在著差異。本文假設(shè)：農(nóng)民年齡對(duì)農(nóng)民選擇種植轉(zhuǎn)基因主糧品種存在影響，但影響的效果需通過實(shí)證研究確定。

性別：在農(nóng)民技術(shù)的采用行為上，不同性別的農(nóng)民對(duì)技術(shù)的選擇采用有不同的偏好。男性對(duì)新品種（稻種、農(nóng)藥）的采用意愿要比女性強(qiáng)烈。女性往往更愿意采用節(jié)約勞動(dòng)型技術(shù)和高產(chǎn)技術(shù)［7］。本文假設(shè)：農(nóng)民性別對(duì)農(nóng)民技術(shù)采用行為存在影響，但性別對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧種植意愿的影響如何需通過實(shí)證研究確定。

表3 中國(guó)農(nóng)村、中國(guó)城市、美國(guó)、歐盟居民轉(zhuǎn)基因技術(shù)知識(shí)調(diào)查結(jié)果的比較

職業(yè)：兼業(yè)性質(zhì)與農(nóng)民技術(shù)采用之間存在明顯的關(guān)系，即純農(nóng)民的新技術(shù)采用率遠(yuǎn)高于兼業(yè)農(nóng)民的新技術(shù)采用率［8］。農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)時(shí)間越長(zhǎng)，兼業(yè)程度越高，對(duì)農(nóng)業(yè)新技術(shù)的采用意愿就越弱［9-11］。因此本文假設(shè)：農(nóng)民兼業(yè)程度越高，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧品種的生產(chǎn)意愿越弱。

收入水平：農(nóng)民的收入水平直接關(guān)系到其對(duì)先進(jìn)技術(shù)的支付能力。多數(shù)研究認(rèn)為，農(nóng)民的收入水平與農(nóng)民新技術(shù)的采用之間存在正相關(guān)關(guān)系，即隨著農(nóng)民收入的提高，農(nóng)民對(duì)新技術(shù)的采用概率也相應(yīng)提高［8］。但也有研究認(rèn)為，低收入戶采用新技術(shù)的比例較低，隨收入增加而越來(lái)越傾向于采用新技術(shù)，但在到達(dá)某一點(diǎn)后又隨收入增加而逐漸下降［12］。且不同收入層次的農(nóng)民對(duì)技術(shù)采用的偏好也不同［7］。因此本文假設(shè)：農(nóng)民收入水平對(duì)農(nóng)民選擇種植轉(zhuǎn)基因主糧品種存在影響，但影響具體如何需通過實(shí)證研究確定。

受教育程度：農(nóng)民的受教育程度是影響農(nóng)民技術(shù)采用行為的重要因素。在其他條件不變的情況下，農(nóng)民受教育程度越高，農(nóng)民支付科技投入的意愿越強(qiáng)，對(duì)先進(jìn)技術(shù)的采用意愿就越高［12-13］。本文假設(shè)：農(nóng)民受教育水平越高，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧品種的生產(chǎn)意愿就越高。

（2）農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知。本研究選用農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知作為農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種的影響變量。并采用表3中5個(gè)問題農(nóng)民回答正確的個(gè)數(shù)來(lái)衡量農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度。

認(rèn)知程度：相關(guān)研究認(rèn)為農(nóng)民對(duì)新技術(shù)的認(rèn)知程度對(duì)其采用該技術(shù)的影響是明顯的。農(nóng)民在新技術(shù)采用決策中面臨巨大的風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)技術(shù)內(nèi)容和效果的不了解使許多農(nóng)民放棄、推遲或減少新技術(shù)的采用［14］，當(dāng)有關(guān)新技術(shù)的知識(shí)積累到一定程度，農(nóng)民才開始決定是否采用新技術(shù)［15］。因此本文假設(shè)：農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度越高，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧品種的生產(chǎn)意愿就越大。

（3）農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。在本研究中，選用了農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的產(chǎn)量預(yù)期、質(zhì)量預(yù)期、農(nóng)藥化肥投入預(yù)期、人工投入預(yù)期、銷售難易預(yù)期、價(jià)格預(yù)期、食用安全預(yù)期等變量作為影響農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)意愿的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期變量。

風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期：由于我國(guó)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)比較差，承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力很弱。因此在新技術(shù)采用上，農(nóng)民一般把風(fēng)險(xiǎn)最小化作為經(jīng)營(yíng)決策的重要目標(biāo)。若新技術(shù)帶來(lái)的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)過大，農(nóng)民就會(huì)放棄采用新技術(shù)［7］。因此本文假設(shè)：農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的產(chǎn)量預(yù)期越高、質(zhì)量預(yù)期越高、農(nóng)藥化肥投入預(yù)期越少、人工投入預(yù)期越少、銷售難度預(yù)期越小、價(jià)格預(yù)期越高、食用安全性預(yù)期越高，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿就越高［16］。

2.2 模型建立與變量定義

根據(jù)上述對(duì)影響農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)意愿的各種因素的理論分析，建立農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)意愿影響因素分析的理論模型：

稻農(nóng)對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿=f（農(nóng)民個(gè)人特征，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期）+隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)

其中農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿，回答“愿意生產(chǎn)”用“1”表示，回答“不生產(chǎn)”用“0”表示。因此，被解釋變量農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿的值是非連續(xù)數(shù)據(jù)，只存在“0”、“1”兩者選擇。此種情況下，最常用的函數(shù)為logistic和probit模型。本文選擇二項(xiàng)logistic回歸模型，其形式如下：

表4 農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的潛在生產(chǎn)意愿

表5 各影響因素的變量賦值及對(duì)被解釋變量的預(yù)期作用

其中，pi=P（yi=1|x1i,x2i,… ,xki）為在給定系列自變量x1i,x2i,… ,xki時(shí)的事件發(fā)生概率。βk表示影響因素的回歸系數(shù)，k表示影響因素的個(gè)數(shù)，xki是自變量，表示第k種影響因素，α表示回歸截距；ei表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)前文的理論分析和假設(shè)，模型中具體解釋變量為：農(nóng)民的年齡（x1）、性別 （x2）、職業(yè)（x3）、收入水平（x4）、受教育程度（x5）；農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度（x6）；農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的產(chǎn)量預(yù)期（x7）、質(zhì)量預(yù)期（x8）、農(nóng)藥化肥投入預(yù)期（x9）、人工投入預(yù)期（x10）、銷售難易預(yù)期（x11）、價(jià)格預(yù)期（x12）、食用安全性預(yù)期（x13）。其中收入水平（x4）是指被調(diào)查農(nóng)民2009年的月均毛收入。各解釋變量的定義及對(duì)被解釋變量的預(yù)期影響方向（與研究假設(shè)保持一致）如表5所示。

2.3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)結(jié)果

本文運(yùn)用SPSS15.0軟件，采用enter策略，將所有解釋變量引入回歸方程，與被解釋變量進(jìn)行Logistic回歸（見表 6）。

（1）從個(gè)人特征來(lái)看，農(nóng)民的職業(yè)、收入水平及受教育程度對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿有著顯著負(fù)向影響。

職業(yè)的回歸系數(shù)為-0.585，在5%的置信水平上顯著。說明農(nóng)民職業(yè)是影響農(nóng)民選擇種植轉(zhuǎn)基因主糧品種的關(guān)鍵因素之一。農(nóng)民的兼業(yè)程度越高，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿就越低。這與前人的研究結(jié)論基本一致［9-10］。其原因可能是兼業(yè)程度高的農(nóng)民家庭中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的地位較低，對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)革新的關(guān)注和需求也較低有關(guān)。

注：*表示在0.1置信水平顯著，**表示在0.05置信水平顯著，***表示在0.01置信水平顯著。表6 模型估計(jì)結(jié)果

收入水平的回歸系數(shù)為-0.462，在10%的置信水平上顯著。說明農(nóng)民的收入水平對(duì)農(nóng)民是否選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的影響很大。農(nóng)民的收入水平越高，選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種的可能性就越小。這可能與收入水平較高的農(nóng)民，生產(chǎn)傳統(tǒng)的主糧品種已可以保證其有較高收入，因此偏向于規(guī)避生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種的收益風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)；也可能與收入水平較高的農(nóng)民其非農(nóng)兼業(yè)程度較高，對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿偏低有關(guān)。

受教育程度的回歸系數(shù)為-0.608，且在10%的置信水平上顯著。說明農(nóng)民的受教育程度是影響農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧潛在生產(chǎn)意愿的重要因素。農(nóng)民的受教育越高，生產(chǎn)主糧時(shí)選擇轉(zhuǎn)基因品種的可能性就越低。這與通常文獻(xiàn)中農(nóng)民受教育程度越高，新技術(shù)采納比例就越高的研究的結(jié)論是不一致［10，13］。這可能與受教育程度相對(duì)較高的農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生物安全性爭(zhēng)議了解較多，因此避免選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種有關(guān)。

農(nóng)民的年齡對(duì)其選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧有負(fù)向的影響?；貧w系數(shù)為-0.087，但Sig.值為0.675，未通過顯著性檢驗(yàn)。這說明農(nóng)民的年齡對(duì)其選擇是否生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因品種主糧影響很小。從表4中可知，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿并未隨年齡的增長(zhǎng)呈現(xiàn)規(guī)律性變化。

農(nóng)民的性別的回歸系數(shù)為0.026，Sig.值為0.957，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)極不顯著。這說明農(nóng)民性別對(duì)是否生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種影響幾乎沒有。相關(guān)研究表明農(nóng)民在技術(shù)的選擇和采用上，不同性別的農(nóng)民表現(xiàn)出不同的偏好［7］。由于目前農(nóng)民對(duì)于轉(zhuǎn)基因主糧的特性不甚了解，在決定是否生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧時(shí)，男女農(nóng)民的技術(shù)偏好差異未能顯現(xiàn)。因此農(nóng)民的性別對(duì)其選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的影響并不明顯。

（2）從認(rèn)知程度來(lái)看，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度對(duì)農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種有負(fù)面影響，但影響并不顯著。

認(rèn)知程度的回歸系數(shù)為-0.089，說明農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度對(duì)農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種有負(fù)面影響。這可能與農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知程度越高，越了解當(dāng)前轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)可能存在的弊端，從而影響農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的生產(chǎn)意愿有關(guān)。但由于Sig.值為0.669，說明上述負(fù)面影響并不顯著。由于轉(zhuǎn)基因主糧尚未在我國(guó)推廣種植，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的認(rèn)知水平普遍較低。即使認(rèn)知相對(duì)較高的農(nóng)民，其對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的認(rèn)知也同樣處于較低層次。從而在當(dāng)前普遍較低的認(rèn)知水平下農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的認(rèn)知并不是決定農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧主要因素。

（3）從風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期來(lái)看，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的產(chǎn)量預(yù)期、農(nóng)藥化肥投入預(yù)期、銷售難易預(yù)期和食用安全預(yù)期對(duì)農(nóng)民選擇種植轉(zhuǎn)基因品種主糧有著顯著影響。

產(chǎn)量預(yù)期的回歸系數(shù)為0.539，在10%的水平上顯著。說明農(nóng)民比較注重轉(zhuǎn)基因主糧是否高產(chǎn)，當(dāng)農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧產(chǎn)量預(yù)期較高時(shí)才會(huì)選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧。這可能與我國(guó)糧食收購(gòu)價(jià)格較為穩(wěn)定，糧食的產(chǎn)量是直接決定糧食生產(chǎn)收益的重要因素有關(guān)。

農(nóng)藥化肥投入預(yù)期的回歸系數(shù)為1.210，且在1%的置信水平上顯著。說明農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧品種的重要原因是該品種是否可以減少農(nóng)藥化肥的投入。當(dāng)農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)過程中農(nóng)藥化肥的預(yù)期投入較傳統(tǒng)主糧品種低時(shí)，農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的概率會(huì)顯著增長(zhǎng)。這可能與農(nóng)藥化肥投入在糧食生產(chǎn)投入中占有很大比例，減少農(nóng)藥化肥的投入就可以大幅降低主糧生產(chǎn)成本有關(guān)。

銷售難易預(yù)期的回歸系數(shù)為1.003，在1%的置信水平顯著。說明轉(zhuǎn)基因主糧銷售的難易是影響農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)意愿的關(guān)鍵因素。據(jù)本次調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，75.1%的農(nóng)民生產(chǎn)的糧食除供自己食用，還會(huì)銷售部分糧食。轉(zhuǎn)基因主糧銷售難易程度直接關(guān)系到農(nóng)民的糧食生產(chǎn)現(xiàn)金收入。因此當(dāng)農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧銷售難易程度預(yù)期較為樂觀，即認(rèn)為轉(zhuǎn)基因主糧較易銷售時(shí)，農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧可能性較高。

食用安全性預(yù)期的回歸系數(shù)為0.584，在5%的置信水平上顯著。說明轉(zhuǎn)基因主糧的食用安全性預(yù)期對(duì)農(nóng)民選擇種植轉(zhuǎn)基因主糧有著顯著影響。據(jù)此次調(diào)查，100%的農(nóng)民食用自己生產(chǎn)的糧食，必然會(huì)考慮自己所生產(chǎn)糧食的食用安全性。因此當(dāng)農(nóng)民預(yù)期轉(zhuǎn)基因主糧的食用是安全的，農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的概率才會(huì)較高。

質(zhì)量預(yù)期的回歸系數(shù)為0.222，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的質(zhì)量預(yù)期對(duì)其選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧存在正向影響。但從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)很不顯著，說明農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的質(zhì)量預(yù)期對(duì)其選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的影響并不顯著。這與陳鳳霞和呂杰的研究結(jié)論基本一致［4］，其原因主要與農(nóng)民限于客觀條件的限制以及自身家庭狀況，追求的是效益的最大化而非質(zhì)量的最優(yōu)有關(guān)。

人工投入預(yù)期的回歸系數(shù)為0.473，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。說明農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧生產(chǎn)過程中人工投入的預(yù)期對(duì)農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的影響不明顯。這可能與我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力資源仍然富余，人工投入的多少并不是農(nóng)民選擇生產(chǎn)某種糧食品種時(shí)重點(diǎn)考慮的問題有關(guān)。

價(jià)格預(yù)期的回歸系數(shù)為0.131，且統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)很不顯著。說明農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的價(jià)格預(yù)期對(duì)農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的概率基本沒有影響。原因可能與我國(guó)對(duì)糧食進(jìn)行宏觀調(diào)控，糧食收購(gòu)價(jià)格很大程度上受國(guó)家收購(gòu)價(jià)格政策影響，糧食價(jià)格上農(nóng)民是接受者而不是制定者有關(guān)。據(jù)本次調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，愿意生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的農(nóng)民中96.67%的農(nóng)民預(yù)期轉(zhuǎn)基因品種糧食價(jià)格較普通品種糧食價(jià)格偏低或一般，因此價(jià)格預(yù)期并不是農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因主糧的重要決定因素。

3 研究結(jié)論及啟示

當(dāng)前我國(guó)農(nóng)民十分缺乏轉(zhuǎn)基因技術(shù)相關(guān)知識(shí)，農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因技術(shù)的認(rèn)知是建立在非常有限的知識(shí)上的；農(nóng)民的職業(yè)、收入水平及受教育程度以及農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧的產(chǎn)量預(yù)期、農(nóng)藥化肥投入預(yù)期、銷售難易預(yù)期和食用安全性預(yù)期等因素對(duì)農(nóng)民選擇生產(chǎn)轉(zhuǎn)基因品種主糧有著顯著影響。由于以上諸多因素的綜合作用，目前僅約四成農(nóng)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧存在潛在的生產(chǎn)意愿。

因此，我國(guó)政府在轉(zhuǎn)基因主糧的商業(yè)化生產(chǎn)問題上，基于維護(hù)農(nóng)民的認(rèn)知權(quán)、選擇權(quán)、健康權(quán)以及利益出發(fā)，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)轉(zhuǎn)基因主糧的科普宣傳，引導(dǎo)國(guó)民（不僅僅是農(nóng)民）客觀了解轉(zhuǎn)基因主糧品種相對(duì)傳統(tǒng)品種所具有的優(yōu)勢(shì)以及當(dāng)前轉(zhuǎn)基因主糧的爭(zhēng)議之處，促使不同職業(yè)、收入及文化水平的國(guó)民對(duì)轉(zhuǎn)基因主糧都有較深層次的科學(xué)認(rèn)知。堅(jiān)持轉(zhuǎn)基因主糧品種研發(fā)與安全評(píng)價(jià)協(xié)調(diào)推進(jìn)的基本原則，建立行之有效的轉(zhuǎn)基因生物安全監(jiān)控體系和監(jiān)督報(bào)告制度，科學(xué)評(píng)估和解決轉(zhuǎn)基因主糧的生物安全性問題。

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Farmers’Cognition of Transgenic Technology and Production Intention of Transgenic Staple Foods——taking Hubei Area Grainfarmers as Investigation Objects

Xu Jiapeng，Yan Zhenyu
（School of Economics and Management，Huazhong Agricultural University,Wuhan 430070,China）

Q789

A

中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)化研究院基本科研項(xiàng)目資金（56076S-1524）、華中農(nóng)業(yè)大學(xué)2009年度自主科技創(chuàng)新基金（2009RW008）資助。

2008-05-21

徐家鵬（1984-），男，湖北黃石人，博士研究生；研究方向：食品安全、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論及政策。