農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的決定：市場收益還是政策激勵？

黃煒虹++齊振宏++鄔蘭婭

摘要發(fā)展生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)是我國新時期轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的戰(zhàn)略選擇，農(nóng)戶是生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的經(jīng)營主體和利益相關者，厘清農(nóng)戶參與生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的根本動機，對于制定有效的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)推廣措施具有重要意義。文章基于湖北省391份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，首先，在文獻回顧的基礎上提出市場收益、政策激勵對農(nóng)戶生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)從事意愿與行為影響路徑的基本假設，并利用OLS方法分析市場收益和政策激勵對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的影響；其次，運用優(yōu)勢分析法評估市場收益類變量和政策激勵類變量影響農(nóng)戶意愿與行為過程中的相對重要性；最后，通過交互效應檢驗市場收益類變量和政策激勵類變量間的交互作用。結(jié)果表明：收入預期對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿與行為均有直接的積極影響，是促進農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的最重要的因素；焚燒秸稈懲罰政策和廢棄物資源化補貼政策對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿有積極影響，沼氣池建設補貼政策和廢棄物資源化補貼政策對農(nóng)戶生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為有促進作用；收入預期與廢棄物資源化補貼政策在影響農(nóng)戶生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的過程中存在互補效應。本研究認為，市場收益是刺激農(nóng)戶采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的首要因素，因此，要著力完善生態(tài)農(nóng)業(yè)市場體系，增強生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的市場競爭力，提升農(nóng)戶對生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的盈利信心；另外，政策激勵對于農(nóng)戶采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)具有促進作用，應該做到約束與激勵并行，同時注意加強農(nóng)業(yè)政策的科學設計與落實執(zhí)行。

關鍵詞農(nóng)戶；生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)；意愿與行為；市場收益；政策激勵

中圖分類號F303.4

文獻標識碼A

文章編號1002-2104（2017）08-0069-09

[WTHZ]DOI： 10.12062/cpre.20170354

由于近年來我國農(nóng)業(yè)對產(chǎn)量增長的迫切要求，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)被改造成依賴農(nóng)藥化肥的“石油農(nóng)業(yè)”，由此形成“高投入、高產(chǎn)出”的資源密集型農(nóng)業(yè)，造成了耕地肥力下降，農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)降低，農(nóng)業(yè)面源污染嚴峻[1]。2014年國務院印發(fā)《關于全面深化農(nóng)村改革加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見》，提出建立農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展長效機制的目標，明確指出要促進生態(tài)友好型農(nóng)業(yè)發(fā)展。2016年中央1號文件進一步提出要加大農(nóng)業(yè)面源污染防治力度，積極推廣高效生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式。生態(tài)農(nóng)業(yè)，又名生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)，其核心理念是協(xié)調(diào)人與自然的關系，以系統(tǒng)、協(xié)調(diào)、循環(huán)、再生為原則，合理利用農(nóng)業(yè)自然資源和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，保證農(nóng)業(yè)高效、優(yōu)質(zhì)、可持續(xù)發(fā)展，能獲得較高經(jīng)濟效益、生態(tài)效益和社會效益的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)[2]。在我國以小農(nóng)生產(chǎn)為主導的農(nóng)業(yè)系統(tǒng)中，作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體，農(nóng)戶的生態(tài)化生產(chǎn)行為是我國農(nóng)業(yè)實現(xiàn)生態(tài)化轉(zhuǎn)型的基礎。農(nóng)戶的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為具體體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用、使用低毒低殘留農(nóng)藥、增加有機肥使用、實行循環(huán)農(nóng)業(yè)模式等多樣化方式。目前，我國生態(tài)農(nóng)業(yè)并未成為農(nóng)業(yè)發(fā)展的主導模式，生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的推廣和發(fā)展面臨阻礙：一是生態(tài)農(nóng)業(yè)市場體系不完善，體現(xiàn)在生態(tài)農(nóng)業(yè)投入和產(chǎn)出不均衡，生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品市場價格與產(chǎn)品質(zhì)量不匹配[3]，影響了生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)經(jīng)營者的積極性；二是生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策激勵不足[4]，目前我國缺乏推廣生態(tài)農(nóng)業(yè)體系的配套政策，譬如土地流轉(zhuǎn)和金融支持等方面的政策激勵明顯缺乏，限制了生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的長足發(fā)展。

關于農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)行為影響因素的研究較為豐富，且已有一些文獻納入了對市場因素和政策因素的考量[5-7]，但對于農(nóng)戶從事生態(tài)農(nóng)業(yè)意愿和行為的動因機理的系統(tǒng)研究還較少，缺乏對農(nóng)戶關鍵行為動機的發(fā)掘?；谝陨媳尘?，本文擬從理性小農(nóng)理論和不完全信息理論出發(fā)，討論市場收益和政策激勵對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的影響機理，并進一步分析兩者影響農(nóng)戶意愿與行為過程中的差異和聯(lián)系。首先，在多元回歸分析的基礎上確定農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的影響因素，然后使用優(yōu)勢分析方法評估影響因素的相對重要性，辨別影響農(nóng)戶參與生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的關鍵性因素，并進一步利用交互效應檢驗法分析市場收益和政策激勵在影響農(nóng)戶意愿與行為過程中的交互作用，進而提出相應的政策建議。

1文獻綜述與研究假說

1.1文獻綜述

根據(jù)舒爾茨、波普金等人提出的“理性小農(nóng)”理論[8]，農(nóng)民在進行資源配置和生產(chǎn)要素投入時遵循市場經(jīng)濟理性原則，所有行為都是權衡成本、收益和風險之后做出的選擇，是精打細算的“理性經(jīng)濟人”，因此傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的改造應通過市場機制配置農(nóng)業(yè)資源，調(diào)動農(nóng)民的獲利動機和積極性。利益是經(jīng)濟行為的根本出發(fā)點，強逐利性造成了農(nóng)戶對經(jīng)濟利益的關注普遍高于對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安全和生態(tài)環(huán)境保護的關注[9]。一方面，生態(tài)農(nóng)業(yè)市場收益可以促進農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)。虞洪[10]認為，只有對農(nóng)業(yè)主體有足夠的經(jīng)濟利益刺激，才可能形成環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動力。另一方面，市場收益對農(nóng)戶的非生態(tài)化生產(chǎn)行為亦有顯著影響。王常偉[7]研究發(fā)現(xiàn)，市場收益保證對農(nóng)戶的過度施用農(nóng)藥行為有一定的刺激作用。雖然生態(tài)農(nóng)業(yè)具有明顯的環(huán)境效益，但對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體來說，從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)可獲得的市場收益才是刺激其產(chǎn)生意愿和行為的重要原因。

新凱恩斯學派提出的不完全信息理論認為，任何市場參與者不可能擁有某種經(jīng)濟狀態(tài)下的全部知識，信息的傳播和接受都需要花費成本，在現(xiàn)實經(jīng)濟中，完全利用市場機制解決價格、買賣雙方經(jīng)濟行為、參與者決策行為等問題是低效率的[11]，因此具有一定社會理性和強制性職能的政府進行一定程度的干預是必要的，政府干預措施可以顯著改善市場資源配置效率。這一理論在中國農(nóng)業(yè)背景下亦得到了證實，肖新成[12]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化政策、化肥和糧食補貼政策顯著增加了農(nóng)業(yè)面源污染排放量，而農(nóng)業(yè)生態(tài)工程建設政策、技術推廣補貼政策、測土配方施肥政策則明顯抑制了農(nóng)業(yè)面源污染。已有研究證明，政策激勵對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體行為具有顯著影響，但具體的激勵效果因政策類別而異。朱長寧[13]等研究發(fā)現(xiàn)，政府的技術與資金扶持政策顯著正向影響農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)行為。黃祖輝[14]等認為，以市場為基礎的補貼政策對農(nóng)戶的農(nóng)藥使用行為有顯著的規(guī)范作用。此外，馬驥[15]等發(fā)現(xiàn)，激勵型政策相比懲罰型政策更能有效促進農(nóng)戶綜合利用秸稈資源的行為。在我國以政府推動、市場導向為特點的經(jīng)濟環(huán)境中，對于推廣生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)體系而言，政府通過以懲罰和補貼手段為主的政策激勵可以在一定程度上影響農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的行為。

人們的經(jīng)濟行為以追逐利益為出發(fā)點，以利益最大化為目標，但過程中受到制度和政策的約束，政策在限制人們選擇獲利行為途徑的同時，又可能改善人們逐利行為的效率[16]。農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿與行為可能會同時受到市場收益因素和政策激勵因素的影響，生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)激勵機制的構(gòu)建勢必要從市場收益和政策激勵兩方面著手。市場收益通過影響農(nóng)戶收入而刺激其生產(chǎn)行為決策，政策激勵通過宣傳、懲罰、補貼等方式同樣可以影響農(nóng)戶的生產(chǎn)行為。因此，本文將同時討論市場收益類變量與政策激勵類變量對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的影響機理，并分析兩者影響的差異與聯(lián)系。

1.2研究假說

本文的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為主要指農(nóng)戶對生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的采納行為，結(jié)合調(diào)研地實際情況，本文的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式包括豬—沼—漁/菜/果、稻蝦共作等主流循環(huán)農(nóng)業(yè)模式。同時，基于上述文獻回顧，本文提出如下研究假說：

（1）市場收益顯著影響農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿與行為。農(nóng)戶感知的市場收益采用4個指標衡量：①收入預期。生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的良好經(jīng)營可以提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，提高農(nóng)業(yè)資源利用率，當農(nóng)戶預期生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)能增加收入時，其從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的可能性相應提高[10]，即收入預期越高，農(nóng)戶從事生態(tài)農(nóng)業(yè)的意愿會越強烈，實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的可能性也越高。②畜禽無害化處理成本。對病死畜禽的無害化處理是避免農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的基本要求，認為處理成本較高的農(nóng)戶，采取無害化處理行為的概率可能會較低，相應的從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的積極性也較低。即病死畜禽無害化處理成本越高，農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)從事意愿越低，采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的實際行為越少。③農(nóng)業(yè)廢棄物回收成本。農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用是生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的重要一環(huán)，農(nóng)戶回收廢棄物的便利程度與成本大小會影響農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿與行為，即農(nóng)業(yè)廢棄物回收成本越高，農(nóng)戶從事生態(tài)農(nóng)業(yè)意愿可能越低，實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的可能性越低。④沼氣使用成本。畜禽糞污通過沼氣池進行發(fā)酵，產(chǎn)生有機肥和可用作生活能源的沼氣，建設與運行沼氣工程是生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的關鍵，當使用沼氣的成本過高時，農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)參與意愿可能會降低，采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為也較少。

（2）政策激勵顯著影響農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿與行為。農(nóng)戶感知的政策激勵采用4個指標衡量：①政府環(huán)境監(jiān)管。政府對于環(huán)境問題越重視，農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的監(jiān)督管理越嚴格，越能夠刺激農(nóng)戶生產(chǎn)行為向生態(tài)化轉(zhuǎn)變，激勵其采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式。即政府對環(huán)境的監(jiān)管越到位，農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿越高，從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的可能性越高。②焚燒秸稈懲罰。政府對焚燒秸稈行為施以實質(zhì)性懲罰時，直接約束了農(nóng)戶的焚燒行為，促使其對秸稈資源進行綜合利用[15]。對焚燒秸稈的實質(zhì)懲罰力度越大，農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿越高，實行生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的可能性越高。③沼氣建設補貼。政府的沼氣工程補貼可以促進農(nóng)戶的牲畜糞污治理行為，即沼氣建設補貼越到位，農(nóng)戶有較高生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿和實際行為水平的可能性越高。④農(nóng)業(yè)廢棄物資源化補貼。農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的補貼越到位，越能夠促進農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)資源利用方式的轉(zhuǎn)變[17]，農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿越高，實行生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的概率也較高。

2數(shù)據(jù)來源、變量設置及描述性統(tǒng)計

2.1數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于課題組2015年7月20日至8月10日在湖北省丹江口市、秭歸縣、荊州市沙市區(qū)、武漢市江夏區(qū)四地展開的調(diào)研，調(diào)研對象為當?shù)剞r(nóng)戶。湖北省素有“千湖之省、魚米之鄉(xiāng)”之稱，是全國重要的商品糧生產(chǎn)基地和最大的淡水產(chǎn)品生產(chǎn)基地，依托資源優(yōu)勢，大力發(fā)展生態(tài)型綜合種養(yǎng)模式，已形成豬—沼—魚—菜—果、稻蝦共作等較為成熟的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式。對于本文研究而言，湖北省具有一定的區(qū)域代表性，選取的四個調(diào)研地區(qū)中，丹江口市和秭歸縣為我國生態(tài)文明先行示范區(qū)，荊州市沙市區(qū)和武漢市江夏區(qū)則為重要的糧食生產(chǎn)基地，保證了樣本多樣性和代表性。調(diào)研過程中，在四個調(diào)研地區(qū)根據(jù)分層抽樣方法抽取3—4個村莊，并參考村落人口與面積確定具體的調(diào)研數(shù)量。

調(diào)查方法采取“一對一，面對面”的入戶式訪談，調(diào)研人員首先向農(nóng)戶解釋生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的具體概念，再當場進行問卷題項詢問，并由調(diào)研人員記錄答卷。調(diào)查員均為在讀博士生與碩士生，在調(diào)查之前接受過培訓，避免曲解問卷題項含義，也不能干涉或引導農(nóng)戶作答。本次調(diào)查共訪談了402戶農(nóng)戶，剔除漏答或中途停止作答的問卷，共回收有效問卷391份，問卷有效率為97.3%。樣本農(nóng)戶的基本統(tǒng)計特征見表1。

2.2變量設置

2.2.1自變量

（1）市場收益因素。具體包括收入預期、病死畜禽無害化處理成本、農(nóng)業(yè)廢棄物回收成本、沼氣使用成本。所有變量均采用李克特五點量表進行測量，“非常不同意”用1表示，“不太同意”用2表示，“不確定”用3表示，“比較同意”用4表示，“非常同意”用5表示。

（2）政策激勵因素。具體包括政府對環(huán)境的監(jiān)管、焚燒秸稈懲罰政策、沼氣建設補貼政策、農(nóng)業(yè)廢棄物資源化補貼政策。所有變量均采用李克特五點量表進行測量，1點到5點依次表示非常不符合、不太符合、一般、比較符合、非常符合。

2.2.2控制變量

本文還控制了農(nóng)戶意識層面、個體層面和家庭層面可能同時會影響農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿和行為的變量，設置環(huán)境問題認知、個人特征、家庭特征3類控制變量，具體如下：

（1）環(huán)境問題認知。具體包括：①對農(nóng)藥化肥影響環(huán)境的認知。個體認知對其行為有重要的影響，農(nóng)戶對農(nóng)藥化肥認知的變化顯著影響其農(nóng)藥化肥采用行為[18]，對于農(nóng)藥化肥過量使用污染環(huán)境的認知程度較高的農(nóng)戶，從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿可能會越高，實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的可能性也越高。②對焚燒秸稈污染空氣的認知。③對畜禽糞便危害環(huán)境的認知。所有變量均采用李克特五點量表進行測量，1點到5點依次表示非常不同意、不太同意、一般、比較同意、非常同意。

（2）個人特征。具體包括：①年齡。個體年齡越大時，接受新思想和新技術的程度可能越低，接納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿和能力越低，即年齡可能對農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)從事意愿和從事行為有負的影響作用。②受教育水平。受教育水平越高的農(nóng)戶，從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿可能越強，實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的概率越高。個人特征變量均用實際數(shù)值測量。

（3）家庭特征。具體包括：①家庭非務農(nóng)比例。非務農(nóng)人口比例越高，從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的時間越少，相應的機會成本較高[13]，因此家庭非務農(nóng)比例越高，農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)從事意愿越低，有生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)實際行為的可能性越低。②家庭耕地面積。家庭耕地規(guī)模較大的農(nóng)戶，可能具有較高的從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿和行為水平。③家庭總收入。家庭總收入較高的農(nóng)戶，轉(zhuǎn)換生計方式的積極性較低，可能的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿和實際行為水平較低。家庭特征變量均用實際數(shù)值測量。

所有變量的含義與賦值如表2所示。

2.3變量的描述性統(tǒng)計分析

（1）受訪農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿水平一般。鑒于樣本中包含部分已采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的農(nóng)戶，故設置問卷題項“是否愿意擴大生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)面積”以測量農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿。非常愿意及比較愿意擴大生態(tài)農(nóng)業(yè)面積的農(nóng)戶占樣本的33.5%，意愿水平一般的農(nóng)戶占比最高，為29.7%，而25.1%的農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿水平極低。可以看出，受訪農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿不夠強烈，這與目前生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)在我國尚處于推廣起步階段的背景一致。

（2）受訪農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的比例偏低。設置問卷題項“是否采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式（如豬—沼—漁/菜/果、稻蝦共作等）”以測量農(nóng)戶的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為。完全未采用生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的農(nóng)戶占比最高，為44.5%，認為自己比較符合生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的農(nóng)戶占比16.1%，完全符合生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的農(nóng)戶占比僅8.7%，后兩者共計比例為24.8%，可以說目前農(nóng)戶對生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的接受率不甚理想。

（3）受訪農(nóng)戶感知市場收益的差異較大。34%的農(nóng)戶比較認同生態(tài)農(nóng)業(yè)能夠增加收入，ly1均值較高，說明大部分農(nóng)戶對生態(tài)農(nóng)業(yè)增收持有樂觀期待。農(nóng)戶感知的病死畜禽無害化處理成本和農(nóng)業(yè)廢棄物回收處理成本稍高，對沼氣池使用成本感知普遍較低。

（4）受訪農(nóng)戶感知政策激勵的差異較大。農(nóng)戶普遍認為政府環(huán)境監(jiān)管到位，感知秸稈焚燒懲罰的均值較高，但標準差較大。在補貼方面，農(nóng)戶感知的沼氣池補貼差異較大，農(nóng)業(yè)廢棄物資源化補貼差異較大。這說明相關農(nóng)業(yè)政策執(zhí)行時的基層落實程度有所不同。

（5）受訪農(nóng)戶生態(tài)意識水平較高。農(nóng)戶對農(nóng)藥化肥過量使用、焚燒秸稈以及畜禽糞便隨意排放的環(huán)境危害認知得分都較高，說明樣本地區(qū)的農(nóng)戶具備一定的生態(tài)環(huán)境認知。

3實證檢驗

3.1市場收益、政策激勵對農(nóng)戶生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為的影響

3.1.1估計結(jié)果

本文的因變量為農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)從事意愿Y1和生態(tài)農(nóng)業(yè)從事行為Y2，自變量為市場利益、政策激勵，控制變量包括環(huán)境問題認知、個人特征、家庭特征，將自變量和控制變量分別置入Y1和Y2的線性估計模型。運用SPSS19.0統(tǒng)計軟件進行OLS估計，結(jié)果如表3所示。其中，模型Ⅰ采用強制進入對Y1進行線性回歸，模型Ⅱ則采用逐步回歸法以確定最佳回歸模型，為后文的優(yōu)勢分析確定模型基礎；同理，模型Ⅲ采用強制進入法估計Y2的線性回歸模型，模型Ⅳ則采用逐步法以確定最佳回歸模型。從多重共線性診斷結(jié)果可以看出，模型中所有變量的容差均遠遠大于0.1，說明回歸結(jié)果沒有受到自變量共線性問題的影響。

3.1.2結(jié)果分析

（1）市場收益。由表3模型Ⅰ可知，在意愿層面，收入預期（ly1）對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿有顯著正向影響；行為層面，由模型Ⅲ可知，收入預期對農(nóng)戶實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式有顯著正向影響?？梢哉f明，對生態(tài)農(nóng)業(yè)收入預期越高的農(nóng)戶，從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿越強烈，實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的概率也越高。農(nóng)戶對預期收益和預期成本的比較是影響其采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的重要因素。但是從表3可看出，病死畜禽無害化處理成本、廢棄物回收成本、沼氣使用成本這三種成本估計對于農(nóng)戶的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿和行為影響均不顯著。這可能是由于，農(nóng)戶對生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的成本收益分析更關注的是其增收能力或盈利能力，只要長遠來說具有可觀收入，那么農(nóng)戶愿意為生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)付出一定的成本，即病死畜禽無害化處理成本、廢棄物回收成本、沼氣使用成本并不足以成為阻礙農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的原因。

（2）政策激勵。從表3的模型Ⅰ和模型Ⅲ可知，農(nóng)業(yè)廢棄物資源化補貼（zc4）對農(nóng)戶的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿與行為均具有顯著的正向作用，即政府對廢棄物資源化利用給予補貼時，農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿會增強，實際采納生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)模式的概率也較高。此外，焚燒秸稈實質(zhì)性懲罰（zc2）對農(nóng)戶生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響，即政府對焚燒秸稈行為實行實質(zhì)性懲罰時，農(nóng)戶的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)從事意愿較高。模型Ⅲ中，沼氣池建設補貼（zc3）對農(nóng)戶的生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為具有顯著正向影響，即政府向農(nóng)戶提供沼氣池建設補貼時，農(nóng)戶實際從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為的概率會更高。根據(jù)前文分析，政府政策對農(nóng)戶行為發(fā)揮了一定的約束作用或者激勵作用，當焚燒秸稈面臨罰款風險時，經(jīng)濟理性促使農(nóng)戶有更多動力對秸稈資源進行綜合利用，有利于其參與生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)，增強了農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿；沼氣池建設補貼和廢棄物資源化利用補貼可以直接減少農(nóng)戶實行生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的成本投入，增加了其行為積極性，因此補貼政策對農(nóng)戶實行生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)行為表現(xiàn)出了明顯的促進作用。

3.1.3其他變量

（1）環(huán)境問題認知。從表3可看出，對農(nóng)藥化肥過量使用危害環(huán)境的認知（ys1），表現(xiàn)出對農(nóng)戶從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)意愿的負向影響，這與前人研究結(jié)論有所不同。分析其原因，可能是由于目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對于化肥和農(nóng)藥的依賴性依然很強，農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)驗使其對農(nóng)藥化肥所帶來的增產(chǎn)量和便利性有深刻的感知，因此對于要求減少農(nóng)藥化肥使用的生態(tài)農(nóng)業(yè)方式難以接受，對生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的實施條件產(chǎn)生了畏難心理，從而降低了其從事生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)的意愿。關于這一結(jié)果的深入原因，有待在以后的研究中繼續(xù)探討。另外，環(huán)境問題認知維度的其他變量，對于因變量的影響均不顯著。