兼業(yè)程度、農(nóng)業(yè)水資源短缺感知與農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為
——基于陜西省農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)

楊 飛，李愛寧，周翠萍，黃家英

(煙臺(tái)南山學(xué)院商學(xué)院工商管理系，山東 龍口 265700)

水資源短缺、農(nóng)業(yè)灌溉用水效率低是我國(guó)尤其是西北干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要制約因素[1]。實(shí)踐表明，節(jié)水灌溉技術(shù)能夠提高農(nóng)業(yè)水資源灌溉效率，改善區(qū)域生態(tài)環(huán)境，對(duì)區(qū)域可持續(xù)發(fā)展具有重要作用[2]。我國(guó)政府積極鼓勵(lì)農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)。近年來(lái)，研究農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)之一。大多從個(gè)體特征因素、家庭經(jīng)營(yíng)特征、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、技術(shù)認(rèn)知、風(fēng)險(xiǎn)沖擊、學(xué)習(xí)能力、政策因素等角度分析農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納決策的影響因素[3-9]。另外，還有一些學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境的感知。研究表明，農(nóng)戶環(huán)境變化感知是影響適應(yīng)決策的關(guān)鍵因素[10]。農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村生活環(huán)境變化的認(rèn)知正向影響其環(huán)境行為的響應(yīng)[11]。但是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知對(duì)節(jié)水技術(shù)采用影響的實(shí)證研究還不多。同時(shí)，隨著工業(yè)化、城市化進(jìn)程的發(fā)展，大量農(nóng)村人口進(jìn)入城鎮(zhèn)工作，農(nóng)戶之間的資源稟賦差異逐漸拉大，農(nóng)戶分化趨勢(shì)日益明顯,不同農(nóng)戶越來(lái)越表現(xiàn)出差異的個(gè)體認(rèn)知和行為決策[12]。不同收入水平的農(nóng)民對(duì)氣候變化的感知及其對(duì)適應(yīng)措施采用的影響具有差異[13]。目前關(guān)于不同兼業(yè)程度的農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知及其對(duì)節(jié)水技術(shù)采用的影響的實(shí)證研究還不多見。鑒于此，本文利用在陜西省獲得的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用層次回歸模型，考察不同兼業(yè)程度的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知及其對(duì)節(jié)水技術(shù)采用的影響，進(jìn)而厘清農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的行為機(jī)理。本文主要回答如下問題：農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知情況如何？不同兼業(yè)程度農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知有什么差異？農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知是否影響其節(jié)水技術(shù)的采用？農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知一樣但兼業(yè)程度不同的農(nóng)戶在采用節(jié)水技術(shù)上是否有差異？通過(guò)回答上述問題能更好理解農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為和為政府制定和執(zhí)行相關(guān)對(duì)策提供實(shí)證依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源、模型設(shè)計(jì)與變量選擇

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2016年11月對(duì)陜西省農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查。問卷調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣方法，選取寶雞市和咸陽(yáng)市，每個(gè)市選擇1～2個(gè)縣(區(qū))，寶雞市選取扶風(fēng)縣，咸陽(yáng)市選取禮泉縣和楊凌區(qū)，然后每個(gè)縣選取1～2個(gè)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)選擇4～5個(gè)村，每個(gè)村選擇12～16個(gè)農(nóng)戶。共收回260份問卷，刪除重要指標(biāo)缺失問卷，最終獲得251份有效問卷，問卷有效率96.54%。調(diào)查內(nèi)容涉及農(nóng)戶和家庭基本特征、農(nóng)戶關(guān)于農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知、節(jié)水技術(shù)采用情況等方面。采用與農(nóng)戶面對(duì)面訪談的形式。從樣本農(nóng)戶的基本特征看(見表1)，年齡在50歲以上的占樣本農(nóng)戶的76.09%，可見從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶老齡化明顯。樣本農(nóng)民的受教育程度普遍較低，初中及以下占到89.64%。農(nóng)戶家庭總收入主要集中在1～5萬(wàn)元，占到77.29%。

表1 樣本農(nóng)民的基本情況Tab.1 The basic situation of the sample farmers

1.2 變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

(1)因變量。因變量為農(nóng)戶是否采用節(jié)水技術(shù)。

(2)核心自變量。兼業(yè)程度、農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知為核心自變量，直接詢問受訪者關(guān)于農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知，采用李克特(Likert)5級(jí)量表對(duì)其進(jìn)行賦值。

(3)控制變量。根據(jù)以往研究，本文選取年齡、受教育程度、性別、勞動(dòng)力數(shù)量、耕地面積、是否是村干部、村民相互信任和農(nóng)戶對(duì)節(jié)水技術(shù)政策的了解作為控制變量。

本文變量的定義與賦值以及描述性統(tǒng)計(jì)分析見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析Tab.2 Descriptive statistics of variables

1.3 模型方法

本研究的被解釋變量為農(nóng)戶“是否采用節(jié)水技術(shù)”，農(nóng)民采用節(jié)水技術(shù)，取值1，農(nóng)民不采用節(jié)水技術(shù)，取值0，為二分類變量，因此采用二元Logistic回歸模型對(duì)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用的影響因素進(jìn)行分析。模型設(shè)定如下:

y1j=α0j+α1jBi+εi

(1)

y1j=β0j+β1jXi+β2jBi+β3jEi+εi

(2)

y1j=χ0j+χ1jXi+χ2jBi+χ3jDi+χ4jXiDi+εi

(3)

式中：y1j代表農(nóng)戶是否采用節(jié)水技術(shù)，等于1代表采用，等于0代表不采用；Xi為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知情況；Di為農(nóng)戶兼業(yè)程度；Bi為控制變量，包括年齡、受教育程度、性別、勞動(dòng)力數(shù)量、耕地面積、是否是村干部、相互信任、政府支持程度；方程(1)用來(lái)檢驗(yàn)控制變量對(duì)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為的影響，方程(2)用來(lái)檢驗(yàn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知和農(nóng)戶兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為的影響，方程(3)在(2)中加入了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知和農(nóng)戶兼業(yè)的交叉項(xiàng)；εi為殘差項(xiàng)；α0j、α1j、β0j、β1j、β2j、β3j、χ0j、χ1j、χ2j、χ3j、χ4j為待估計(jì)參數(shù)。

2 結(jié)果與分析

此部分利用Stata 14.0軟件運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究，實(shí)證之前進(jìn)行多重共線性問題驗(yàn)證，利用SPSS19.0采用方差膨脹因子(VIF)進(jìn)行驗(yàn)證，一般認(rèn)為VIF≤5時(shí)變量間不存在嚴(yán)重的共線性問題。經(jīng)檢驗(yàn)，文中所選解釋變量VIF<2,滿足獨(dú)立性原則，不存在嚴(yán)重的共線性問題。表3為農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的回歸結(jié)果。

表3 農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為回歸結(jié)果Tab.3 Regression results of farmers adopt water saving technology behavior

注：***、**、*分別表示自變量在 1%、5%、10%的置信水平上顯著。

表3模型1表明，控制變量中年齡、耕地面積、相互信任和政策了解度與農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為存在一定顯著的影響，其中年齡越小、耕地面積越多，農(nóng)戶之間相互信任程度越高，對(duì)政策的了解程度越高，農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的概率越大?？刂谱兞坷塾?jì)能夠顯著解釋節(jié)水技術(shù)20.31% 的方差變異(F=306.79***)。年齡對(duì)節(jié)水技術(shù)通過(guò)了1%的負(fù)向顯著影響，說(shuō)明農(nóng)戶越年輕越傾向采用節(jié)水技術(shù)，可能的解釋是年齡越大的農(nóng)戶，其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的年限越多，越容易按照之前傳統(tǒng)的習(xí)慣經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，對(duì)于能夠提高產(chǎn)量、收入和改善生態(tài)環(huán)境的節(jié)水技術(shù)不愿意采用。耕地面積對(duì)節(jié)水技術(shù)采用通過(guò)1%顯著正向影響，農(nóng)戶耕地面積越大，說(shuō)明農(nóng)戶主要收入來(lái)源可能為農(nóng)業(yè)，對(duì)農(nóng)地具有較強(qiáng)的依賴性，因此對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)比較重視，水資源短缺對(duì)其造成的影響更大，因此更容易采用節(jié)水技術(shù)。相互信任對(duì)節(jié)水技術(shù)通過(guò)了1%的正向顯著影響，村民之間越相互信任，村民之間會(huì)經(jīng)常進(jìn)行溝通，傳遞節(jié)水技術(shù)的好處，進(jìn)而促進(jìn)節(jié)水技術(shù)的采用。政策了解程度對(duì)節(jié)水技術(shù)都通過(guò)1%的正向顯著檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)節(jié)水技術(shù)相關(guān)的政策越了解，其越會(huì)采用。

模型2表明，農(nóng)民農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知對(duì)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為存在顯著的影響，影響系數(shù)為0.199，通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，這表明農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知越高，越會(huì)采用節(jié)水技術(shù)來(lái)減輕水資源短缺對(duì)農(nóng)業(yè)造成的影響和損失。此外，農(nóng)戶兼業(yè)程度對(duì)節(jié)水技術(shù)采用存在顯著負(fù)向的影響，影響系數(shù)為-0.189，通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，可能的解釋是，農(nóng)戶兼業(yè)程度越高，更多的依賴非農(nóng)收入，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不重視，不依賴農(nóng)業(yè)收入，因此不利于技術(shù)的采用。

3 討 論

首先，模型1分析控制變量對(duì)節(jié)水技術(shù)采用行為的影響，模型2加入核心解釋變量(農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知和農(nóng)戶兼業(yè)程度)后各研究變量對(duì)節(jié)水技術(shù)采用行為的影響，為了進(jìn)一步分析2者對(duì)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用的影響機(jī)制，通過(guò)模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知和農(nóng)戶兼業(yè)程度交叉項(xiàng)，檢驗(yàn)農(nóng)戶兼業(yè)程度是否在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知與節(jié)水技術(shù)采用行為之間的關(guān)系中存在調(diào)節(jié)作用。

模型3表明，在模型2的基礎(chǔ)上增加農(nóng)業(yè)水資源短缺程度的感知和農(nóng)戶兼業(yè)程度的交互乘積項(xiàng)后，解釋力度顯著增加了。在引入交互項(xiàng)之后農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知變成負(fù)向1%顯著，交互項(xiàng)系數(shù)通過(guò)5%負(fù)向顯著檢驗(yàn)。這表明，農(nóng)戶兼業(yè)程度能夠顯著負(fù)向調(diào)節(jié)農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知與節(jié)水技術(shù)采用行為之間的關(guān)系，也就是說(shuō)當(dāng)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知相同的情況下，隨著農(nóng)戶兼業(yè)程度的增加，會(huì)降低對(duì)節(jié)水技術(shù)的采用?？赡艿慕忉屖?，農(nóng)戶兼業(yè)數(shù)值越大，說(shuō)明農(nóng)戶是純非農(nóng)業(yè)型，其兼業(yè)程度越高，更多的依賴非農(nóng)收入，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不重視，不依賴農(nóng)業(yè)收入，因此，即使感知到農(nóng)業(yè)水資源的短缺，也可能不采用，而將更多的精力用在非農(nóng)就業(yè)上，也可能是因?yàn)殡S著農(nóng)戶兼業(yè)程度的提高，純非農(nóng)業(yè)型農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)業(yè)水資源短缺程度感知低于純農(nóng)業(yè)型，因而不利于節(jié)水技術(shù)的采用。

4 結(jié)論與啟示

本文利用陜西省251戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用二元logit模型，實(shí)證分析了兼業(yè)程度、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺感知對(duì)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用行為的影響。主要研究結(jié)論如下：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)水資源短缺感知對(duì)節(jié)水技術(shù)采用行為通過(guò)了1%的正向顯著影響，農(nóng)戶兼業(yè)程度對(duì)節(jié)水技術(shù)采用行為通過(guò)了10%的負(fù)向顯著影響；農(nóng)戶兼業(yè)程度能夠顯著負(fù)向調(diào)節(jié)農(nóng)業(yè)水資源短缺感知與節(jié)水技術(shù)采用行為之間的關(guān)系；控制變量中年齡、耕地面積、相互信任、政策了解度等變量均顯著影響農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)的采用。

基于上述研究結(jié)果，本文得出如下政策啟示。

(1)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的扶持力度。目前農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用比例較低，根據(jù)調(diào)查經(jīng)驗(yàn)所知，主要受技術(shù)成本高的因素所限制，因此有必要進(jìn)行適當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)扶持，盡可能減輕農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的成本，從而提高采用比例，保證糧食生產(chǎn)。

(2)促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)的采用。

(3)政府部門應(yīng)該針對(duì)不同兼業(yè)程度的農(nóng)戶采取不同的措施。