農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的影響因素實證分析

崔新蕾，蔡銀鶯，張安錄

（華中農業(yè)大學 土地管理學院，湖北 武漢430070）

我國是農業(yè)大國，也是生產和消費化肥農藥的大國之一，化肥和農藥的過量及不當使用已成為農田生態(tài)環(huán)境污染中的一個突出問題?；适褂脤е峦寥来蠓劝褰Y，肥力下降；農藥使用造成農產品中農藥殘留，導致蔬菜、糧食及畜禽產品污染，最終使人類健康遭受危害?；兽r藥施用后的流失，不僅威脅居民的飲用水安全，還導致水體富營養(yǎng)化，破壞周圍農田生態(tài)環(huán)境。據對23個?。▍^(qū)、市）的不完全統(tǒng)計，2000年我國共發(fā)生農業(yè)環(huán)境污染事故891起，污染農田4×104h m2，造成農畜產品損失近2.5×104t，直接經濟損失達2.2×108元［1］。尤其是農田環(huán)境污染在不斷加劇，據報道，全國污染農田約占耕地總面積的1/6，農田中有機農藥殘留量高達50%～60%，每年因農田污染災害造成的糧食減產約達4×1010kg［2］。隨著工業(yè)化和集約化水平的不斷提高和應對措施的缺乏，中國農田污染正在加?。?］。

不同區(qū)域農田生態(tài)環(huán)境面臨的問題有農業(yè)面源污染、土壤沙化、水土流失、干旱缺水、耕地質量下降等問題［4－6］。針對農田生態(tài)環(huán)境存在的問題，王瑞玲等［7］研究認為農田生態(tài)環(huán)境的治理不應忽視污染前的預防、預測和預警工作，并構建了農田生態(tài)環(huán)境質量預警體系；魯向暉等［8］根據保護性耕作在我國的實施情況并結合國外已有研究結果，提出保護性耕作技術是保護農田生態(tài)環(huán)境而需要采取主要措施；夏玉紅等［9］對在農田中使用地膜、化肥、農藥等造成的污染進行了分析、研究，提出了建立農田環(huán)境監(jiān)測、提供環(huán)保技術指導、制定環(huán)境修復規(guī)劃和加強農田環(huán)境管理措施等對策。本文研究區(qū)域中農田生態(tài)環(huán)境存在的主要問題是由于過量或不當使用化肥和農藥造成的農業(yè)面源污染。國內學者針對不同研究區(qū)域中化肥農藥施用引起的農業(yè)面源污染進行了深入探討，在對發(fā)達國家控制農業(yè)面源污染上采取的策略和治理經驗的研究基礎上，剖析了我國農田生態(tài)環(huán)境中存在的問題，分析了其污染的原因、特征，并提出了防治措施等［10－13］。

從已有的文獻來看，農田環(huán)境污染的防治是近幾年學術界關注的一個熱點問題，許多學者從不同的側面作了有益的探討。由于我國農業(yè)規(guī)?；a程度較低，專業(yè)化服務不足，農戶依然是糧食作物的主要生產者和化肥農藥的主要施用者，在對農田面源污染的防治過程中，農戶是最主要的參與者。目前農田生態(tài)環(huán)境受到的污染主要來自農民過量使用化肥、農藥、地膜等化學產品，農戶是農田環(huán)境污染的主要制造者，也是農田環(huán)境污染的主要受害者。土壤板結、農田肥力下降和有毒物質殘留在農田中，造成農戶投入農田的勞動力和化肥農藥的投入量逐年增加，形成惡性循環(huán)的現象，農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的高低直接關系到農田生態(tài)環(huán)境狀況的好壞。因此，農戶是否愿意不施用化肥農藥，也就成為衡量農戶是否愿意參與農田生態(tài)環(huán)境保護的重要手段。所以，本文通過調查農戶“是否愿意不施用化肥農藥”，反映其參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿，這也是一個容易被農戶理解并做出實際行動保護環(huán)境的措施，較好地解決了農戶在調查時有參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿，但實際實施中卻沒有指標衡量的困難。本文利用武漢市周邊農村的實地調查數據，以農戶的視角分析其參與保護周圍農田生態(tài)環(huán)境愿意，通過Logistic離散選擇模型對影響農戶意愿的相關因素進行分析，為政府改善農田生態(tài)環(huán)境提供相應的實證支持。

1 研究區(qū)概況和數據來源

1.1 研究區(qū)概況

武漢市位于江漢平原東部，地處東經113°41′—115°05′，北緯29°58′—31°22′，境內中間低平，南北壟崗、丘陵環(huán)抱，北部低山聳立，形成以耕地、水域和林地為主的農地利用格局。根據第二次土地調查數據，全市現有耕地321 579.32 h m2，園地8 281.62 h m2，林地97 558.76 h m2，草地3 836.39 h m2，農用地主要分布在江夏區(qū)、蔡甸區(qū)、黃陂區(qū)和新洲區(qū)，其它區(qū)域農田分布較少。2009年武漢市農藥使用量為9 165 t，農用化肥施用量為162 551 t，其中氮肥64 003 t，磷肥27 146 t，鉀肥18 613 t，復合肥52 789 t。

1.2 數據來源

本次調查采用分層隨機抽樣的方法。第一階段的抽樣單位是武漢市郊區(qū)的永安鎮(zhèn)、玉賢鎮(zhèn)和紙坊街道等13個鄉(xiāng)鎮(zhèn)38個村，包括近郊區(qū)、遠郊區(qū)和典型農村。第二階段采取立意抽樣方法，通過調查員的判斷選擇調查對象。以問卷調查的形式為主，調查時間為2009年7月3—6日。本次調查共發(fā)放190份問卷，有效回收問卷183份，作為本文的數據來源。

1.3 樣本特征

受訪者樣本特征呈明顯的正態(tài)分布，具有一定的代表性。受訪者中男性的比例相對偏高，這與調查對象定位（戶主）及武漢農村中男性普遍為家庭中具有“決策權”的戶主是一致的；被調查者年齡涵蓋20歲以上的所有年齡段，年齡結構偏向于中老年，青年人數較少，說明當前農村從事農業(yè)生產的主要是中老年人；受訪者的文化程度偏低，主要以小學和初中文化為主；受訪者的農業(yè)種植經驗呈現明顯的正態(tài)分布規(guī)律，以20～29 a的生產經驗為主，占樣本的33.88%，具有一定的代表性；受訪者的人均土地面積多集中在0.13～0.20 h m2，土地經營規(guī)模相對較??；在受訪的農戶家庭中，有90%以上的家庭有非農收入，并且多數農戶的非農收入占家庭總收入的比重較高；家庭規(guī)模以3～4人居多，占73.22%。

2 描述性統(tǒng)計分析

2.1 受訪者個人特征與農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的情況

由表1可知，從保護農田生態(tài)環(huán)境的參與愿意來看，男性不愿意保護農田環(huán)境的意愿明顯高于女性；在40～49歲年齡段的農戶不愿意參與的意愿最高，50～59歲年齡段的農戶愿意參與的意愿最高；除小學文化程度外，其它文化程度的農戶不愿意比例均高于愿意的比例；農戶個人特征中的農業(yè)生產經驗在是否愿意保護農田生態(tài)環(huán)境上沒有明顯的差別。

表1 受訪者個人特征以及農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿比例

2.2 受訪者家庭特征與農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的情況

由表2可知，愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶中，其家庭的農業(yè)收入大于40%的比例要高于不愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶；而不愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶中，其家庭人口數明顯高于愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶家庭人口數。

表2 受訪者家庭特征以及農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿比例

2.3 地塊特征與農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的情況

由表3可知，農戶擁有的土地屬于高產農田，灌溉條件很好，并且位于城市近郊，參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿明顯高于不愿意參與保護的意愿；農戶擁有的土地屬于低產農田，灌溉條件很差，且位于典型農村，不愿意參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿要高于愿意參與的比例。

表3 地塊特征與農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿比例

2.4 對周圍環(huán)境認知狀況與農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的情況

由表4可知，愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶，其對環(huán)境關注狀況“非常關注”和“比較關注”的比例要高于不愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶；而不愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶，對周圍環(huán)境的滿意度要高于愿意保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶；農戶認為施用化肥和農藥對環(huán)境有害時，其保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿就較高，當不清楚施用化肥和農藥是否對環(huán)境有害時，其保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿就較低；農戶認為現在治理環(huán)境“非常緊迫”和“緊迫”時，其參與保護農田生態(tài)環(huán)境的生態(tài)意愿明顯高于不愿意參與的比例；而環(huán)境和個人的關系及解決環(huán)境問題的手段在是否愿意保護農田生態(tài)環(huán)境上沒有明顯的差別。

表4 受訪者對環(huán)境的認知以及農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿情況

通過以上綜合分析比較，相對于不愿意參與保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶來說，愿意參與保護農田生態(tài)環(huán)境的農戶具有女性居多、家庭農業(yè)收入比例較高、家庭人口數較少、農田質量高、灌溉設施好、區(qū)位條件優(yōu)、對環(huán)境關注程度高、認為施用化肥農藥對環(huán)境造成危害和迫切希望盡快治理環(huán)境等特征。

3 實證研究

3.1 模型的選擇

本文使用二元Logistic逐步回歸模型分析影響農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的相關因素。Logistic回歸模型是一種對二分類因變量（因變量取值有1或0兩種可能）進行回歸分析時經常采用的非線性分類統(tǒng)計方法［11］，Logistic回歸模型沒有關于變量分布的假設條件，也不需要假設它們之間存在多元正態(tài)分布，最終以事件發(fā)生概率的形式提供結果［14］。

根據 Logistic回歸建模的要求，設X1，X2，X3…是與Y相關的一組向量，設P是某事件發(fā)生的概率，將比數P/（1－P）取對數得ln〔P/（1－P）〕，即對P作Logistic變換，記logit（P）為：

式中：P——農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境愿意的概率；α——常數項；xi——影響農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的相關因素；βi——變量xi的回歸系數；μ——隨機誤差。

3.2 變量的設定

本研究將農戶是否參加保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿作為被解釋變量，并假設農戶是否參與的意愿受到農戶個人特征（性別、年齡、文化程度、農業(yè)生產經驗）、家庭特征（農業(yè)收入比例、家庭人口）、地塊特征（土地質量、灌溉條件、土地區(qū)位）和對環(huán)境認知（環(huán)境關注程度、環(huán)境滿意程度等）4組因素的影響，各因素在模型中的含義見表5。

3.3 回歸結果

運用SPSS 17.0統(tǒng)計軟件包中Binar y l ogistic的逐步向后回歸方法，對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的相關因素進行Logistic回歸處理，判斷概率設為0.1，農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿模型的Hos mer—Lemeshow擬合優(yōu)度指標值為16.805，自由度為8，顯著性水平為0.032，以上數據表明統(tǒng)計均不顯著，沒有充分的理由拒絕因變量的觀測值與模型預測值不存在差異的零假設，說明在可接受的水平上模型的估計擬合了數據，模型預測準確率是76.5%。模型的回歸結果及檢驗結果見表6。相關系數矩陣（未列出）中的元素值顯示，各變量之間無高度的相關性，不存在多重共線性的問題。以上統(tǒng)計檢驗結果表明，回歸模型擬合度良好且具有較強的解釋力，回歸結果可信。

3.4 結果分析

（1）從受訪者個人特征來看，性別對農戶參與農田生態(tài)環(huán)境保護的意愿有正向影響作用，通過了5%水平的顯著性檢驗，說明在其它條件不變的情況下，女性更傾向于保護農田環(huán)境，這主要由于女性對家庭生活的關注程度較高，若周圍農田環(huán)境受到污染，必然危害到自己和家人的身體健康，從保護自己和家人角度，女性更愿意參與到保護農田環(huán)境中來。但是受訪者的年齡、文化程度和農業(yè)生產經驗對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的影響不顯著，超出了筆者的預期。

表5 相關自變量含義

表6 模型回歸的結果

（2）從農戶家庭特征來看，家庭農業(yè)收入比例與農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿有正向影響，家庭人口數和農戶保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿呈負向作用，分別通過了5%和10%水平的顯著性檢驗，說明在其它條件不改變的情況下，家庭農業(yè)收入比例越高，農戶參加保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿就越強，或家庭人口數越多，農戶參加保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿就越弱。這可能因為，家庭農業(yè)收入占總收入比例較高時，對農田產出效益的關注程度就相對較高，當農田生態(tài)環(huán)境較好時，農戶投入到農田中的化肥農藥就會相對減少，農產品的產出效益會增加，農戶就更愿意參與到保護農田生態(tài)環(huán)境中來。根據調查所獲得的數據顯示，家庭中擁有的勞動力人口數平均是2.35人，當家庭人口數多時，其被撫養(yǎng)和需要贍養(yǎng)的人口數比例將會增加，家庭的生活負擔相對較重，參與保護農田生態(tài)環(huán)境需要投入一定的經濟成本或人工成本，致使家庭人口數多的農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿相對較低。

（3）從地塊特征來看，灌溉條件和土地區(qū)位對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿有較顯著的影響，通過了10%水平的顯著性檢驗，且存在負相關關系；土地質量對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的影響較弱，尚未達到顯著水平。在其它條件不變的狀況下，農田灌溉條件越好，農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿越低。這可能因為，調查區(qū)域中農戶普遍的種植制度是早稻—晚稻或油菜—中稻，灌溉條件好的農田，其農作物的產量高，對于周圍農田生態(tài)環(huán)境給家庭帶來的效應感覺不明顯，所以參與保護的意愿不高。在其它條件不變的狀況下，土地離城市越近，農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿越低。這可能因為，調查中農田位于城市近郊區(qū)時，農戶種植蔬菜等經濟作物的比例較大，農戶為提高作物產量和加快其生長周期，投入農田中化肥農藥的施用量比城市遠郊區(qū)和典型農村中種植糧食作物的投入量多，城市近郊區(qū)農戶不施用化肥農藥的損失成本要遠遠高于其它區(qū)域農戶，致使其參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿低于其它區(qū)域。

（4）從農戶對周圍環(huán)境認知來看，環(huán)境滿意度對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿有正相關關系，在5%的水平下通過顯著性檢驗，對施用化肥是否有害的認識對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿有負相關關系，在10%的水平下通過顯著性檢驗；其它對環(huán)境認知的因素對農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿影響較弱，沒有通過設定的顯著性水平。這說明在其它條件不變的情況下，對周圍環(huán)境不滿意，認為化肥施用對周圍農田有害時，農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿越高。當農戶認為周圍的生態(tài)環(huán)境不能滿足自己的生活需要，其參與保護的意愿就更強烈，對于認為施用化肥對農田有害通過了顯著性的檢驗，作者認為，由于被調查者擁有較高的農業(yè)生產經驗（均值達到3.78），認為過去施用農家肥等生物肥料對農田地力恢復的效果較好，而現在施用化學肥料對土壤造成板結，每年投入農田的化肥量逐年增加，所以農戶愿意不施用化肥，參與到保護農田生態(tài)環(huán)境中。

4 結論

本文使用二元Logistic回歸模型，采用調研獲取的數據，實證分析了農戶參與農田生態(tài)環(huán)境保護的意愿。研究結果表明，農戶參與農田生態(tài)環(huán)境的意愿受其性別、家庭農業(yè)收入比例、家庭人口數、農田灌溉條件、土地區(qū)位、對周圍環(huán)境的滿意程度、認為施用化肥是否對農田有害等因素的影響，不同因素影響的方向和程度有所差異。具體而言，性別、家庭農業(yè)收入和對周圍環(huán)境的滿意程度與農戶保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿呈正相關關系，家庭人口數、農田灌溉條件、土地區(qū)位和認為施用化肥是否對農田環(huán)境有害對農戶保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿呈負相關關系。

基于以上分析結果，為改善農田生態(tài)環(huán)境，提高農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的意愿，應重點加強以下幾個方面的工作：（1）要加大農田生態(tài)環(huán)境重要性的宣傳力度，針對不同經濟特征的農戶有側重地進行推廣宣傳，使農戶認識到施用化肥農藥的害處，這是提高農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的根本途徑；（2）加快開展農田整治工作，對田、水、路、林、村等進行綜合整治，改善農田灌溉條件和耕作質量，這是增強農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境意愿的有效途徑；（3）改善農田生態(tài)環(huán)境，提高農戶對周圍環(huán)境的滿意程度，可促進農戶參與保護農田生態(tài)環(huán)境的積極性。

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