黃俊克，張麗君，張躍華*

(1.河南省濟源產城融合示范區(qū)農業(yè)農村局，河南 濟源 459000；2.浙江大學公共管理學院，浙江 杭州 310058)

中國是世界農業(yè)大國，更是畜牧業(yè)大國。我國肉類和禽蛋產量多年位居世界第一，畜牧業(yè)總產值約占農林牧漁業(yè)總產值的1/3。國家統(tǒng)計局數(shù)據顯示，2016年我國畜牧業(yè)產值約3.05萬億元，2017年超過3.20萬億元。受非洲豬瘟疫情影響，2018年我國畜牧業(yè)產值有所下降，但仍高達2.87萬億元。據農業(yè)農村部統(tǒng)計，中國人均肉類占有量已達64 kg，畜禽養(yǎng)殖的直接收入為家庭農業(yè)經營現(xiàn)金收入的1/6。作為我國農業(yè)經濟中的支柱產業(yè)，畜牧業(yè)對保障肉類食品安全、增加農民收入以及促進國民經濟增長均有重要意義。然而，近年來頻發(fā)的動物疫病，對畜牧業(yè)的發(fā)展構成了嚴重威脅。據估計，每年由于動物發(fā)病死亡造成的直接經濟損失近400億元，相當于養(yǎng)殖業(yè)總產值增量的60%左右[1]。重大動物疫病是嚴重威脅養(yǎng)殖戶(場)生產的主要問題，也是關乎食品安全與社會穩(wěn)定的重要問題。在近30年感染人類的新發(fā)病中，75%是來自于動物源性病原體，全世界每年約1 700萬人死于傳染病，且主要為人獸共患病[2]。

鑒于動物疫情的危害性，中國政府高度重視突發(fā)動物疫情快速反應機制的建立[3]?？紤]到突發(fā)動物疫情具有傳染性強和傳播速度快的特點，因此疫情報告的及時性顯得尤為重要。養(yǎng)殖戶作為畜牧生產和疫病防控的主體，處于疫情控制的第一線，其是否及時主動報告疫情直接關乎政府能否及時采取疫情防控措施，從而影響突發(fā)動物疫情的可控程度。《中華人民共和國動物防疫法》、《重大動物疫情應急條例》等均對養(yǎng)殖戶動物疫情報告的責任和義務進行了相關規(guī)定，并明確了不履行報告義務的法律處罰。然而，在政府補貼政策激勵性不足或養(yǎng)殖戶對動物疫情撲殺補貼政策不知曉的情況下，對于養(yǎng)殖戶而言，報告疫情后政府對動物進行撲殺、隔離以及緊急免疫等將給其帶來嚴重的經濟損失。因此，部分養(yǎng)殖戶會選擇隱瞞動物疫情[4-5]，導致動物疫情得不到及時控制，病死動物無法得到妥善處置甚至可能流入市場，從而造成個體理性與集體非理性的矛盾。

中國擁有全球最大的豬肉消費市場，也是生豬養(yǎng)殖和豬肉生產大國。因此關注突發(fā)動物疫情風險下養(yǎng)殖戶的報告行為，識別該行為的影響因素，對提高我國重大動物疫情的防控能力，保障肉類食品安全和公共衛(wèi)生安全都具有重要意義。本研究利用河南省濟源產城融合示范區(qū)(原濟源市)的入戶跟蹤調查資料，以生豬養(yǎng)殖戶為研究對象，通過面板隨機效應Probit模型對養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為的影響因素進行分析，并結合現(xiàn)實情況和相關政策進行可能的機理解釋，以期根據實證結果提出激勵養(yǎng)殖戶主動報告動物疫情，改善突發(fā)動物疫情控制水平的政策建議，為政府制定相關政策提供微觀實證依據。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據來源

所使用的數(shù)據為2013至2016年河南省濟源產城融合示范區(qū)(原濟源市)生豬養(yǎng)殖戶跟蹤調查數(shù)據，所有樣本皆通過嚴格的分層隨機抽樣獲得，代表性強。通過4次調查，共獲得了4 436個樣本。在具體篩選數(shù)據時，首先剔除了因各種原因當年不再養(yǎng)豬的農戶，最終確定樣本量為2 276個。

1.2 理論分析標準

針對養(yǎng)殖戶面臨突發(fā)動物疫情時的報告決策行為，依據計劃行為理論，將該行為放入相關分析框架中，可確定影響?zhàn)B殖戶動物疫情報告與否的因素主要有養(yǎng)殖戶的個人特征、信仰特征、風險態(tài)度、養(yǎng)殖經營特征以及政策環(huán)境5個方面[6]。具體來看，年齡、教育程度等個人特征因素以及風險態(tài)度主要會影響?zhàn)B殖戶對動物疫情報告所持的態(tài)度以及對該行為的知覺控制，進而影響報告意愿。宗教信仰、黨員身份等帶來的信仰差異將使得養(yǎng)殖戶受到特殊的價值引導和不同團體的社會壓力，通過行為態(tài)度和主觀規(guī)范對其動物疫情報告行為產生影響。不同養(yǎng)殖戶飼養(yǎng)經驗、飼養(yǎng)規(guī)模等養(yǎng)殖特征差異決定了其抵抗和處理疫情的水平與規(guī)范程度的不同，對養(yǎng)殖戶知覺行為控制和主觀規(guī)范產生影響，進而導致報告意愿的不同。是否參加過培訓、對基層政府承諾的信任程度等環(huán)境因素使得不同養(yǎng)殖戶對動物疫情報告的重要性、政府疫情處理能力的認知存在差異，通過作用于其對報告行為的態(tài)度和知覺控制來影響報告與否的決定。

1.3 變量定義及賦值

結合問卷調查資料，對養(yǎng)殖戶戶主個人特征、信仰特征、養(yǎng)殖特征、環(huán)境特征以及養(yǎng)殖戶的風險態(tài)度這5方面影響因素的具體變量選取如下：個人特征變量包括年齡、教育程度、戶口以及其是否為村干部；信仰特征變量包括是否為黨員和是否有宗教信仰；養(yǎng)殖特征變量包括養(yǎng)豬經驗、養(yǎng)豬收入占家庭總收入的比例、養(yǎng)殖場的能繁母豬存欄數(shù)、是否為養(yǎng)殖大戶、養(yǎng)殖場是否有臺賬記錄以及生豬養(yǎng)殖是否有貸款，其中是否為養(yǎng)殖大戶系根據當年育肥豬出欄量是否大于200頭進行劃分，是否有臺賬記錄反映了養(yǎng)殖場的飼養(yǎng)是否規(guī)范；環(huán)境特征變量包括是否參加過政府培訓以及對基層政府承諾的信任程度，其中信任程度根據問卷設計分為“不信任”、“一般信任”和“信任”三級；風險態(tài)度的衡量以養(yǎng)殖戶受調查年份是否醉酒作為代理變量，醉酒過的養(yǎng)殖戶表示更偏好風險。

對于養(yǎng)殖戶的動物疫情報告行為，問卷中的相關問題為“如果豬場里發(fā)生重大動物疫情，您是否會及時向政府有關部門報告，設有“不報告”、“看情況”、“報告”以及“沒有想過”4個可選項。由于回答“沒有想過”的養(yǎng)殖戶其動物疫情報告行為的選擇無法明確，故剔除了回答這一選項的樣本。因此本研究中被解釋變量疫情報告情況根據問卷設計分為“不報告”、“看情況”與“報告”三級。進而，將前兩者選項進行合并后與“報告”選項生成虛擬變量是否報告動物疫情。所有變量的定義及賦值見表1。

表1 變量定義及賦值

變量名定義及賦值被解釋變量 是否報告疫情虛擬變數(shù):發(fā)生重大疫情時養(yǎng)殖戶向政府報告=1 疫情報告情況分為1,2,3三級,發(fā)生重大疫情時養(yǎng)殖戶選擇不向政府報告=1,看情況=2,向政府報告=3個人特征變量 年齡養(yǎng)殖戶戶主的年齡(單位:歲) 教育程度養(yǎng)殖戶戶主的受教育年限(單位:年) 戶口虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主的戶口為非農戶口=1 是否為村干部虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主為村干部=1信仰特征變量 是否為黨員虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主為黨員=1 是否有宗教信仰虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶戶主有宗教信仰=1養(yǎng)殖特征變量 養(yǎng)豬經驗養(yǎng)豬的年限(單位:年) 養(yǎng)豬收入占比養(yǎng)豬收入占家庭總收入的比例(單位:%) 能繁母豬數(shù)量調查年份截止調查時間的能繁母豬存欄量(單位:頭) 是否為養(yǎng)殖大戶虛擬變數(shù):目標調查年份生豬出欄量為200頭以上=1 是否有臺賬記錄虛擬變數(shù):有臺賬(疾病)記錄=1 是否有貸款虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶有生產性貸款=1環(huán)境特征變量 是否參加過培訓虛擬變數(shù):養(yǎng)殖戶參加過政府組織的培訓=1 基層政府信任度分為1,2,3三級,對基層政府承諾不信任=1,一般信任=2,信任=3風險態(tài)度 是否醉酒虛擬變數(shù):目標調查年份喝醉過=1,醉酒過表示更偏好風險

2 結果與分析

2.1 生豬養(yǎng)殖戶樣本解釋變量的描述性統(tǒng)計分析

根據表2統(tǒng)計的跟蹤調查生豬養(yǎng)殖戶總樣本的基本特征情況可知，被調查養(yǎng)殖戶的平均年齡為51.49歲，與從事養(yǎng)殖生產人員年齡偏大的現(xiàn)實情況一致；戶主的平均受教育年限為8.6年，平均養(yǎng)豬經驗為9.71年，其知識水平保證受訪者可以理解問卷內容并進行作答；養(yǎng)豬收入占家庭總收入的平均占比為61.51%，表明養(yǎng)豬收入是養(yǎng)殖戶家庭收入的一個重要來源；受訪者中年生豬出欄量大于200頭的生豬養(yǎng)殖戶僅為11%，小規(guī)模生豬養(yǎng)殖戶仍占絕大多數(shù)；仍有50%的養(yǎng)殖戶未設臺賬記錄，養(yǎng)殖規(guī)范有待提高；高達89%的養(yǎng)殖戶參加過政府培訓，養(yǎng)殖戶對基層政府承諾信任程度的平均值為2.75，表明當?shù)匦姓鞴懿块T對生豬養(yǎng)殖行業(yè)的管理較為成功。

2.2 生豬養(yǎng)殖戶疫情報告行為描述性統(tǒng)計分析

對生豬養(yǎng)殖戶疫情報告行為進行的描述性統(tǒng)計分析(表3)顯示，全部樣本中不進行動物疫情“報告”的養(yǎng)殖戶比例為1.49%，其中當年生豬出欄量小于200頭的“養(yǎng)豬小戶”的比例高于“養(yǎng)豬大戶”；有10.94%的養(yǎng)殖戶選擇“看情況”，即依據疫情發(fā)生情況進行報告與否的判斷，同樣是養(yǎng)豬小戶的比例多于養(yǎng)豬大戶；而選擇“報告”的養(yǎng)殖戶占比為87.57%，養(yǎng)豬大戶的比例更高?？傮w看來，明確表示不報告的養(yǎng)殖戶比例較低，表明養(yǎng)殖戶對動物疫情較為重視，在動物疫情報告方面做得較為規(guī)范。但未明確表示報告的養(yǎng)殖戶比例仍有12.43%，說明動物疫情報告工作仍有較大的改進空間，識別養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為的影響因素、進而促使養(yǎng)殖戶更為主動及時地報告動物疫情具有現(xiàn)實意義。從養(yǎng)殖規(guī)?？?，養(yǎng)豬大戶的報告規(guī)范程度高于養(yǎng)豬小戶，但兩者差異不大。從時間上看，2013年與2014年樣本“報告”與否的差異較小，2015年和2016年動物疫情報告的規(guī)范程度較前2年有所提高。

表2 2013—2016年間所有樣本解釋變量的描述性統(tǒng)計

變量名樣本量均值標準偏差中位數(shù)最大值最小值年齡227651.498.50519020教育程度22768.602.448200戶口22760.020.15010是否為黨員22760.080.28010是否為村干部22760.060.24010是否有宗教信仰22760.110.32010養(yǎng)豬經驗22769.713.9210351養(yǎng)豬收入占比227661.5125.396010010能繁母豬數(shù)量227612.1518.07105000是否為養(yǎng)殖大戶22760.110.31010是否有臺賬記錄22760.500.50010是否有貸款22760.430.49010是否參加過培訓22760.890.31110基層政府信任22762.750.52331是否醉酒22760.080.28010

表3 生豬養(yǎng)殖戶疫情報告情況 %

注：1)括號內的數(shù)值表示對應的樣本量；2)養(yǎng)豬大戶與小戶的劃分標準為調查當年生豬出欄量是否大于200頭

2.3 生豬養(yǎng)殖戶“是否報告動物疫情”影響因素的實證結果

對以“是否報告動物疫情”為被解釋變量的影響因素進行了實證研究，如表4所示，第(1)、(2)、(3)列分別為線性概率模型、混合回歸Probit模型以及隨機效應Probit模型的估計結果。整體來看，3種模型下各個變量系數(shù)的顯著程度基本一致，顯著方向完全相同，系數(shù)大小差異也不大，表明本研究的回歸結果較為穩(wěn)健。但是采用線性概率模型估計被解釋變量為虛擬變量的方程存在偏效應問題，并且表4最后一行的極大似然比檢驗[7]結果顯示，在5%水平上拒絕不存在個體效應的原假設，即相對于混合回歸，采用隨機效應模型更為合適。

2.4 生豬養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為的影響因素

根據上述研究數(shù)據，本研究最終根據隨機效應Probit模型的回歸結果，將影響生豬養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為的因素總結歸納如下：

(1)養(yǎng)殖戶戶主的“年齡”對其動物疫情報告行為有負向影響，且在1%水平上顯著。這意味著，戶主的年齡越大，越不傾向于報告動物疫情[8]?？赡艿脑蚴丘B(yǎng)殖戶的年齡越大，越可能保留傳統(tǒng)的飼養(yǎng)習慣，而傳統(tǒng)飼養(yǎng)習慣相對而言較為不規(guī)范，在發(fā)現(xiàn)養(yǎng)殖場出現(xiàn)問題時通常選擇自己處理。并且從信息接收角度解釋，年輕的飼養(yǎng)者接收信息的渠道往往更多，對政府動物疫情控制相關的撲殺補貼和懲罰等政策更為了解，因而更愿意報告動物疫情。

(2)“教育程度”變量在1%水平上顯著，在控制其他變量保持不變的情況下，教育年限每增長一年，養(yǎng)殖戶選擇報告的平均邊際效應增加0.0122。一般來說，教育程度高的養(yǎng)殖戶行為相對更為理性，面對動物疫情報告與否的決策時能更好地衡量各方面的收益損失，在當?shù)卣i養(yǎng)殖管制較為嚴格，撲殺補貼政策較為完善的背景下更可能做出報告動物疫情的理性決策。而且接受過更多教育的養(yǎng)殖戶通常對政府相關政策的知曉程度更高，對動物疫情知識了解也更多，更能意識到不報告動物疫情的危害性。

(3)“養(yǎng)豬收入占比”變量在10%水平上顯著為負，說明養(yǎng)豬收入占家庭收入的比重越大，養(yǎng)殖戶越不愿意進行動物疫情報告，但平均邊際效應較小。這是由于政府知曉疫情后，其組織的封鎖、撲殺與免疫等工作會給養(yǎng)殖戶帶來生豬死亡、養(yǎng)殖經營中斷等經濟損失。而對于相同的經濟損失，養(yǎng)殖收入在家庭收入中占比越大的養(yǎng)殖戶，其承受能力可能越弱。

表4 生豬養(yǎng)殖戶疫情報告影響因素的實證結果：線性概率模型與Probit模型

被解釋變量:是否報告疫情變量名(1)線性概率模型(2)混合回歸Probit(3)隨機效應Probit回歸系數(shù)標準誤邊際效應標準誤邊際效應標準誤年齡-0.0029???0.0008-0.0030???0.0009-0.0029???0.0009教育程度 0.0134???0.0031 0.0127???0.0030 0.0122???0.0028戶口 0.03680.0376 0.04320.0574 0.04370.0493是否為黨員-0.01070.0291-0.00540.0262-0.00540.0262是否為村干部-0.01150.0326-0.00840.0293-0.01030.0298是否有宗教信仰 0.0334?0.0198 0.0380?0.0222 0.03520.0233養(yǎng)豬經驗 0.00080.0017 0.00080.0017 0.00100.0018養(yǎng)豬收入占比-0.00040.0003-0.0005?0.0003-0.0005?0.0003能繁母豬數(shù)量-0.00060.0006-0.00050.0004-0.00050.0003是否為養(yǎng)殖大戶 0.02230.0248 0.02280.0239 0.01770.0238是否有臺賬記錄 0.00660.0145 0.00790.0142 0.00620.0136是否有貸款-0.0272?0.0149-0.0275?0.0144-0.0269?0.0140是否參加過培訓 0.0590??0.0262 0.0583???0.0194 0.0593???0.0193基層政府信任 0.01580.0158 0.0657???0.0117 0.0629???0.0116是否醉酒-0.1046???0.0312-0.0881???0.0212-0.0841???0.0214截距項 0.6742???0.0766 0.42570.3653 0.48220.3835sigma_u —— —— 0.34220.1165rho —— —— 0.10480.0639R2/偽R2 0.04720.0600—樣本量227622762276Likelihood-ratiotestofrho=0: chibar2(01)=2.84 Prob>=chibar2=0.046

注：1)表中所指標準誤為穩(wěn)健標準誤；2)***P<0.01, **P<0.05, *P<0.1；3)極大似然比檢驗的原假設為不存在個體效應

(4)相對于有養(yǎng)殖貸款的養(yǎng)殖戶而言，無養(yǎng)殖貸款的養(yǎng)殖戶報告動物疫情的概率要高出2.69%，該變量通過了10%水平的顯著性檢驗。這是因為有貸款的養(yǎng)殖戶需要通過養(yǎng)殖收入償還貸款，比無貸款的養(yǎng)殖戶承擔更高的養(yǎng)殖風險，報告動物疫情后的封鎖、撲殺等行為對其養(yǎng)殖收入會有一定的不利影響，因而更可能選擇不報告疫情。

(5)政府培訓對養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為有正向促進作用，且在1%水平上顯著，與現(xiàn)有的相關研究結論一致[9-10]。參加過政府培訓的養(yǎng)殖戶疫情報告幾率比未參加過的養(yǎng)殖戶高5.93%。對此，可能的原因是政府的培訓內容會涉及政府動物疫情控制政策，包括動物疫情報告政策的解讀，一方面使得養(yǎng)殖戶意識到動物疫情報告的重要性以及瞞報的危害性；另一方面能夠提高養(yǎng)殖戶對相關疫情處置政策包括補貼以及違法行為罰款等措施的了解程度，進而提高養(yǎng)殖戶動物疫情報告的積極性[11]，同時也可以使得養(yǎng)殖戶更加相信政府的疫情控制能力。

(6)“基層政府信任”程度對養(yǎng)殖戶動物疫情報告決策的影響較大，養(yǎng)殖戶對基層政府承諾的信任程度越高，發(fā)生疫情時其采取報告行為的概率越大，且作用的平均邊際效應為0.062 9，在1%水平上顯著。基層政府是養(yǎng)殖戶動物疫情報告的對象，養(yǎng)殖戶對基層政府承諾的信任是政治信任的一種體現(xiàn)。有研究表明，較低的基層政府政治信任會導致公眾對基層政府下達的政策態(tài)度消極[12]。因此，在基層政府傳達上級動物疫情控制政策時，養(yǎng)殖戶對基層政府承諾的信任程度將直接影響其對相關政策的態(tài)度。信任程度低的養(yǎng)殖戶很可能不相信疫情撲殺補貼的真實性，懷疑政府實施不報告懲罰規(guī)定的可能性，因而傾向于不報告動物疫情。并且，政治信任在一定程度上反映了民眾對于政府提供公共服務能力大小的判斷，因而對基層政府承諾較為不信任的養(yǎng)殖戶也更可能懷疑基層政府處理和控制疫情的能力，故更偏好隱瞞疫情，自己進行疫情處置。

(7)以“是否醉酒”作為養(yǎng)殖戶風險態(tài)度的代理變量，本研究發(fā)現(xiàn)，過去一年醉酒過，即偏好風險的養(yǎng)殖戶不進行動物疫情報告的可能性更大，同樣在1%水平上顯著。對此，可能的解釋是動物疫情作為養(yǎng)殖業(yè)風險，風險規(guī)避程度高的養(yǎng)殖戶對其更加厭惡，因而一旦發(fā)現(xiàn)動物疫情，更愿意報告以使其得到盡快控制。

(8)由于在本文涉及的5個回歸模型中，衡量養(yǎng)殖規(guī)模的2個變量“能繁母豬數(shù)量”和“是否為養(yǎng)豬大戶”皆不顯著，表明養(yǎng)殖規(guī)模對養(yǎng)殖戶疫情報告行為無顯著影響，這可能是由于當?shù)厣i養(yǎng)殖管理水平較高，對大小戶的約束水平無顯著差異。此外，“戶口”、“是否為黨員”、“是否為村干部”、“是否有宗教信仰”、“養(yǎng)豬經驗”以及“是否有臺賬記錄”這6個變量在隨機效應模型中皆不顯著，說明其對養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為無顯著影響作用，具體原因有待進一步研究。

3 討論

近年來，頻發(fā)的動物疫情對我國養(yǎng)殖業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展構成了巨大威脅。嚴把養(yǎng)殖業(yè)重大疫情的防控，對于穩(wěn)定養(yǎng)殖業(yè)生產經營，保障肉類食品安全和農民持續(xù)增收具有重要意義。重大動物疫情發(fā)生后，作為疫情防控的一線主體，養(yǎng)殖戶是否主動及時報告疫情將直接影響動物疫情的控制效果，因此識別其疫情報告行為的影響因素對于政府及時獲取疫情信息，改進突發(fā)動物疫情控制水平均具有重要作用。

本研究關注生豬養(yǎng)殖行業(yè)，利用河南省濟源產城融合示范區(qū)(原濟源市)2013至2016年生豬養(yǎng)殖戶跟蹤調查資料，試圖識別養(yǎng)殖戶動物疫情報告行為的影響因素。首先通過計劃行為理論確定影響?zhàn)B殖戶動物疫情報告決策的可能因素，然后采用面板隨機效應Probit模型和面板隨機效應ordered Probit模型進行實證檢驗，最終發(fā)現(xiàn)：年齡越小，受教育年限越長，風險規(guī)避程度越高的養(yǎng)殖戶在動物疫情發(fā)生時更傾向于報告；無養(yǎng)殖貸款，養(yǎng)豬收入占家庭總收入較小的養(yǎng)殖戶更愿意進行動物疫情報告，而養(yǎng)殖規(guī)模對戶主疫情報告行為無顯著影響；政府培訓、基層政府信任程度這兩種影響因素的平均邊際效應較大，參加過政府培訓，對基層政府信任程度高的養(yǎng)殖戶動物疫情報告意愿更強，說明政府培訓相關作為對激勵養(yǎng)殖戶主動報告動物疫情具有積極作用。

雖然本研究發(fā)現(xiàn)被調查當?shù)氐纳i養(yǎng)殖戶疫情報告行為較為規(guī)范，但是仍有12.43%的養(yǎng)殖戶未明確表示動物疫情發(fā)生是否會進行報告，故依然有較大的提升空間，相關研究數(shù)據和結論，對其他地區(qū)畜牧養(yǎng)殖及行業(yè)主管部門完善疫情防控政策也具有借鑒意義。2018年以來，非洲豬瘟的大面積流行已重創(chuàng)我國生豬養(yǎng)殖業(yè)，不僅導致巨大的經濟損失并全面影響到人民群眾的日常生活消費，而且必將引發(fā)我國生豬養(yǎng)殖業(yè)今后的養(yǎng)殖模式、行業(yè)重組、產業(yè)升級、疫情防控等一系列重大而深刻的變革。因此，繼續(xù)深入系統(tǒng)地開展養(yǎng)殖戶動物疫情報告影響因素的分析和研究，仍具有非常重要的現(xiàn)實意義。