尚 燕，顏廷武①，江 鑫，張童朝，張俊飚

(1.華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070)

“五谷者，萬民之命，國之重寶?！鞭r(nóng)業(yè)作為民生之基，其基礎(chǔ)性地位不可動搖。然而如今農(nóng)業(yè)面源污染導致的耕地退化和糧食安全問題日益嚴重，生態(tài)問題日漸突出，在此情況下農(nóng)戶自覺采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)，不但是響應國家“藏糧于地、藏糧于技”戰(zhàn)略的重要體現(xiàn)，更是保護耕地，發(fā)展環(huán)境友好型和生態(tài)保育型農(nóng)業(yè)的必然要求。正如馬克思辯證唯物主義哲學所言“意識對物質(zhì)具有反作用，人能夠能動地認識世界，人能夠能動地改造世界”，在中國小農(nóng)經(jīng)濟占重要地位的特殊情景下，農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本主體，傳播生態(tài)文明理念，為農(nóng)戶樹立科學的生態(tài)觀，提高農(nóng)戶的生態(tài)自覺意識[1]，使其自覺地采納并主動實踐綠色化生產(chǎn)技術(shù)是推動我國生態(tài)農(nóng)業(yè)體系建設順利進行的根本動力[2]。

目前，家庭農(nóng)場已初步具備生態(tài)自覺性，即已開始注重采取減少農(nóng)業(yè)污染、保護地力、節(jié)約資源的綠色生產(chǎn)技術(shù)[3]，而作為我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本主體的農(nóng)戶，其生態(tài)自覺性如何？對此，已有學者認識到培育主動使用并因地制宜創(chuàng)新生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)“新農(nóng)人”的重要性[4]。也有研究指出自然環(huán)境、外部技術(shù)支持、政府政策等客觀條件會限制農(nóng)戶自覺采納綠色化生產(chǎn)技術(shù)的意愿和行為[5-8]，但鮮有研究考慮到家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶自覺采納綠色化生產(chǎn)技術(shù)的影響。即使有研究關(guān)注到家庭總收入會影響農(nóng)戶生產(chǎn)方式的選擇意愿[9-10]，也僅僅將其作為眾多變量之一，而且多以農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中所占比例為重點[11]。實際上，從經(jīng)濟學角度來看，農(nóng)戶作為“理性的經(jīng)濟人”，其行為選擇是在預測行為選擇后果的基礎(chǔ)上，做出他們認為能達到利潤最大化的選擇[12]，而且 “前景理論”認為大多數(shù)人在面臨收獲時，是尋求風險規(guī)避的。尤其是在確定的收益和“賭一把”之間，多數(shù)人不愿冒險而會選擇確定的收益。在當前大部分農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)收入為主，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)單一，不考慮市場價格、自然條件等情況下，農(nóng)戶根據(jù)已有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗，對按照傳統(tǒng)方式進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益較為確定，采用新技術(shù)一方面需要付出更多的成本，另一方面所帶來的收益無法確定，因此對于新技術(shù)的采納十分慎重。尤其是在排除了政府政策及技術(shù)條件等外部環(huán)境影響的情況下，無論是為了實現(xiàn)利潤最大化還是農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，家庭經(jīng)濟水平是影響農(nóng)戶生態(tài)自覺性的重要約束條件。可見，將家庭經(jīng)濟水平作為關(guān)鍵影響因素納入模型，研究其對農(nóng)戶采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)生態(tài)自覺性的影響，有利于豐富已有研究，對促進綠色化生產(chǎn)技術(shù)的推廣具有指導意義。

基于以上分析，筆者以蔡穎萍等[3]對家庭農(nóng)場生產(chǎn)行為的生態(tài)自覺性分析為基礎(chǔ)，從農(nóng)戶小規(guī)模分散經(jīng)營仍是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要形式的現(xiàn)實情況出發(fā)，探究小農(nóng)戶的生態(tài)自覺性如何，家庭經(jīng)濟水平是否會影響農(nóng)戶的生態(tài)自覺性，從而影響綠色化生產(chǎn)技術(shù)的推廣？家庭經(jīng)濟水平較高的農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的生態(tài)自覺性是否更高？為了回答以上問題，筆者通過描述性研究對比分析不同家庭經(jīng)濟水平農(nóng)戶的生態(tài)自覺性。在此基礎(chǔ)上，進一步將家庭經(jīng)濟水平納入模型，通過實證方法揭示家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響以及提高農(nóng)戶家庭經(jīng)濟水平能否有效提高農(nóng)戶的生態(tài)自覺性的問題，期望為政府推廣綠色化生產(chǎn)技術(shù)提供更好的理論支撐。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

為了分析家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響，以2016年7—8月對山東省平度市、萊西市、安丘市和湖北省新洲區(qū)的調(diào)查農(nóng)戶為主要考察對象。此次調(diào)研共發(fā)放問卷550份，剔除有效信息漏答、前后信息矛盾的問卷，共獲得有效問卷536份，問卷有效率為97.45%(表1)。此外，將2016年12月通過全國性培訓調(diào)研所獲得的新型農(nóng)業(yè)主體——合作社的120份調(diào)查問卷一并加入，對不同主體綠色化生產(chǎn)的生態(tài)自覺性進行對比分析。

表1樣本分布情況

Table1Distributionofsamples

省份市或區(qū)鎮(zhèn)或街樣本村或社區(qū)樣本數(shù)山東平度南村鎮(zhèn)蘭底河南村、前莊村57蓼蘭鎮(zhèn)何家店村、西馬丘村59崔家集鎮(zhèn)前洼村、團結(jié)村72萊西沽河鎮(zhèn)甲瑞社區(qū)、牛溪埠社區(qū)60姜山鎮(zhèn)大泊村、小泊村61安丘金冢子鎮(zhèn)草店子村、周家店村、谷家村、管家埠村、三河村、林家屯村、西丘村、沙里溝村、蘆洼村、十里河村20湖北新洲邾城街巴徐村、章程村41辛沖街干河村、羅坪河村、雙橋村83潘塘街井邊村、孫寨村、熊店村、易河村83合計4 9 29536

1.2 樣本特征

在536個有效樣本中，男性為主，占比為67.7%；在年齡方面，以41歲及以上農(nóng)戶為主，占比為88.8%；在受教育水平方面，以初中水平為主，占比為46.6%，高中及以上占比較低；農(nóng)戶以不兼業(yè)為主，占比為60.8%(表2)?？傮w來看，樣本以男性為主，年齡偏高且總體受教育水平低，務農(nóng)為其主要營生，兼業(yè)較少，較符合當前農(nóng)戶的基本情況。

表2樣本農(nóng)戶的基本特征

Table2Basiccharacteristicsofsamplefarmers

調(diào)查項目項目分類山東省湖北省總樣本頻數(shù)/戶頻率/%頻數(shù)/戶頻率/%頻數(shù)/戶頻率/%性別男26279.610148.836367.7女6720.410651.217332.3年齡20歲及以下0010.510.221-30歲30.994.3122.231-40歲288.5199.2478.841-50歲8224.94923.713124.451-60歲10933.26430.917332.361歲及以上10732.56531.417232.1受教育水平不識字或識字很少123.64320.85510.3小學6720.45426.112122.6初中17854.17234.825046.6高中或中專6419.53014.59417.5大專及以上82.483.9163.0兼業(yè)情況無兼業(yè)19358.713163.332660.8偶爾兼業(yè)4112.42311.16411.9季節(jié)性兼業(yè)3711.32311.16011.2長期兼業(yè)5817.63014.58616.1合計329100.0207100.0536100.0

1.3 變量設置

1.3.1被解釋變量

綠色技術(shù)創(chuàng)新的方向和重點定格在環(huán)境友好型、資源節(jié)約型技術(shù)，目的是低污染、低消耗、低排放、高產(chǎn)出，最終實現(xiàn)人與自然的可持續(xù)發(fā)展[13]。然而，實踐中農(nóng)戶普遍采用“高投入、高消耗、高污染”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式。長期過量施用農(nóng)藥化肥，丟棄甚至焚燒秸稈等農(nóng)業(yè)廢棄物，不僅帶來了一系列的生產(chǎn)和食品安全問題，也加劇了生態(tài)系統(tǒng)的破壞[14-17,2]，違背了綠色發(fā)展的要求，不利于農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。在此背景下，積極轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，改善生態(tài)環(huán)境顯得尤為重要。生態(tài)農(nóng)業(yè)作為一種積極采用生態(tài)友好方法、全面發(fā)揮農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)服務功能、促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的農(nóng)業(yè)方式[18]，此時更應被提倡與推廣。因此，結(jié)合農(nóng)業(yè)部在《關(guān)于打好農(nóng)業(yè)面源污染防治攻堅戰(zhàn)的實施意見》中提出的減少普通化肥和農(nóng)藥的施用量、基本實現(xiàn)農(nóng)作物秸稈資源化利用的意見，借鑒已有研究對生態(tài)農(nóng)業(yè)的界定，根據(jù)蔡穎萍等[3]對家庭農(nóng)場生態(tài)自覺性的定義，筆者將農(nóng)戶主動進行秸稈還田及自覺減少普通化肥和農(nóng)藥施用量這3種方式中的任意一種視為農(nóng)戶具有采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)的生態(tài)自覺性。

1.3.2解釋變量

家庭經(jīng)濟水平。徐世艷等[19]通過實地調(diào)研分析指出農(nóng)戶家庭收入構(gòu)成將影響農(nóng)戶的技術(shù)選擇。在已有研究基礎(chǔ)上，選擇農(nóng)戶家庭支出比例較大的農(nóng)業(yè)支出、學生花費和對家庭支出影響較大的貸款情況衡量農(nóng)戶家庭經(jīng)濟負擔；選取可以總體反映農(nóng)戶家庭收入情況和其他收入來源的家庭凈收入和兼業(yè)情況衡量農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟收入；選擇收入穩(wěn)定性、家用電器和住房結(jié)構(gòu)衡量農(nóng)戶的家庭生活水平。

1.3.3控制變量

農(nóng)場主及農(nóng)戶的個體特征、家庭特征等因素均會對其施用普通農(nóng)藥、化肥，自覺采用新技術(shù)，改變生產(chǎn)行為等方面產(chǎn)生影響[2,20-21]，同時外部環(huán)境的影響也不容忽視。因此，選擇性別、年齡、受教育水平、務農(nóng)年限和綠色認知代表農(nóng)戶的個體特征，選擇種植面積、地塊總數(shù)和總?cè)丝诖磙r(nóng)戶家庭特征，選擇政府政策和技術(shù)指導代表外部環(huán)境，并將地域作為虛擬變量納入模型，與農(nóng)戶個體特征、家庭特征和外部環(huán)境共同作為控制變量。具體變量設置見表3。

表3相關(guān)變量的定義

Table3Definitionsofrelatedvariables

變量類型變量名稱一級二級定義最小值最大值平均值標準差被解釋變量秸稈還田利用您是否主動對秸稈進行還田利用?是=1;否=0010.6680.471減少普通化肥您是否主動減少普通化肥的施用?是=1;否=0010.4240.493減少普通農(nóng)藥您是否主動減少普通農(nóng)藥的施用?是=1;否=0010.6290.483核心解釋變量家庭經(jīng)濟負擔農(nóng)業(yè)支出被調(diào)查農(nóng)戶2016年實際農(nóng)業(yè)支出(萬元)0100.7160.902貸款情況被調(diào)查農(nóng)戶近幾年實際貸款(萬元)010.1510.359學生花費子女每年上學的實際花費(萬元)050.7911.018家庭經(jīng)濟收入家庭凈收入被調(diào)查農(nóng)戶2016年實際凈收入(萬元)-12291.3612.417兼業(yè)情況您是否兼業(yè)?是=1;否=0010.3920.489家庭生活水平收入穩(wěn)定您家每年收入是否穩(wěn)定?是=1;否=0010.6190.486家用電器被調(diào)查農(nóng)戶家庭實際家用電器數(shù)量(個)1126.7312.453住房結(jié)構(gòu)您家的住房結(jié)構(gòu)是什么?鋼筋混凝土=0;磚木=1;土木=2;其他=3030.8130.582控制變量農(nóng)戶個體特征性別男=1;女=0010.6770.468年齡被調(diào)查農(nóng)戶實際年齡148454.63110.967受教育水平被調(diào)查農(nóng)戶實際受教育水平(年)0168.1063.553務農(nóng)年限被調(diào)查農(nóng)戶實際務農(nóng)年限(年)07032.71813.690綠色認知綜合而言,您覺得綠色化生產(chǎn)技術(shù)(秸稈還田,減少化肥、農(nóng)藥施用等)是否有利于環(huán)境保護和防治空氣污染?0=非常不利;1=不太有利;2=不好說;3=有些好處;4=非常有利043.8751.368農(nóng)戶家庭特征種植面積被調(diào)查農(nóng)戶實際種植面積(hm2)0.0526.670.5520.481地塊總數(shù)被調(diào)查農(nóng)戶實際地塊總數(shù)0324.1793.805總?cè)丝诒徽{(diào)查農(nóng)戶實際家庭總?cè)丝?124.4291.974外部環(huán)境政府政策有無領(lǐng)取到綠色生產(chǎn)的補貼?有=1;無=0010.0950.293技術(shù)指導您所在的村或鄉(xiāng)鎮(zhèn)有無進行綠色化生產(chǎn)技術(shù)指導的人員和機構(gòu)?有=1;無=0010.1170.322地域地域差異其他=1;湖北=0010.6100.480

1.4 模型構(gòu)建

主要考察家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性的影響，被解釋變量“農(nóng)戶是否主動對秸稈進行還田利用”、“農(nóng)戶是否主動減少普通化肥的施用”以及“農(nóng)戶是否主動減少普通農(nóng)藥的施用”3者均屬于二分類離散選擇變量，避免了個人特征“線性地”影響被解釋變量而造成的影像問題[22]。因此，選取Binary Logistic模型進行回歸分析。假設農(nóng)戶的綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性由式(1)決定：

Logit(Pj=1)=φ(αiEi+βiIi+γiHi+δiMi+εiLi)。

(1)

式(1)中，i為第i個被調(diào)查農(nóng)戶；α、β、γ、δ、ε為各變量估計系數(shù)；Pj為農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性的0-1變量，若農(nóng)戶有綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性，則Pj=1，反之則Pj=0。E表示農(nóng)戶家庭經(jīng)濟水平；I表示農(nóng)戶個體特征；H表示農(nóng)戶家庭特征；M表示外部環(huán)境；L表示地域。

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性

部分農(nóng)戶已采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)，具有一定的生態(tài)自覺性(表4)。

表4農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性

Table4Ecologicalconsciousnessoffarmers′greenproduction

變量名稱頻數(shù)/戶頻率/%秸稈還田利用34965.11減少普通化肥22742.35減少普通農(nóng)藥33362.13

表4顯示，接近2/3的農(nóng)戶采用還田方式處理秸稈，生態(tài)自覺性較高；超過半數(shù)農(nóng)戶已自覺減少普通農(nóng)藥施用；主動減少普通化肥施用的農(nóng)戶較少，僅占42.35%。這說明雖然農(nóng)戶有了一定的生態(tài)自覺性，但總體較低，尤其需要重點關(guān)注農(nóng)戶化肥的施用情況，著重提高農(nóng)戶主動減少普通化肥施用的生態(tài)自覺性。

2.2 不同家庭經(jīng)濟水平下農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性

由被調(diào)查農(nóng)戶的基本情況可知，大多數(shù)農(nóng)戶為純農(nóng)戶，兼業(yè)農(nóng)戶數(shù)僅占39.2%，這說明農(nóng)戶的收入主要來自于農(nóng)業(yè)收入。因此，利用農(nóng)業(yè)機械數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入和土地規(guī)模等農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)情況，反映家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶自覺采納綠色化生產(chǎn)技術(shù)的影響。同時，合作社作為新型農(nóng)業(yè)主體，相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶有更充足的資金，其綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性與農(nóng)戶的差別也可以有效地反映家庭經(jīng)濟水平是否會影響農(nóng)戶的綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納行為。因此，加入120份通過全國性培訓調(diào)研所獲得的新型農(nóng)業(yè)主體——合作社的調(diào)查問卷，進一步分析家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響(表5)。按照農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機械數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入、土地規(guī)模與所有農(nóng)戶平均數(shù)的大小關(guān)系，將農(nóng)戶劃分為兩類。根據(jù)經(jīng)營主體的不同，分為農(nóng)戶和合作社新型主體兩種形式。

表5不同家庭經(jīng)濟水平下農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性

Table5Ecologicalconsciousnessoffarmers′greenproductionunderdifferentfamilyeconomiclevel

變量名稱變量分類總數(shù)/戶秸稈還田意愿秸稈還田行為減少普通化肥減少普通農(nóng)藥頻數(shù)/戶頻率/%頻數(shù)/戶頻率/%頻數(shù)/戶頻率/%頻數(shù)/戶頻率/%農(nóng)業(yè)機械數(shù)量少39028773.5923660.5116943.3322958.72多14612887.6711377.405839.7310471.23農(nóng)業(yè)收入少35525170.7019755.4916345.9218451.83多18116490.6115283.986435.3614982.32土地規(guī)模小36126673.6820055.4017047.0919152.91大17514985.1414985.145732.5714281.14經(jīng)營主體農(nóng)戶53641577.4334965.1122742.3533362.13合作社12011091.679579.177965.838772.50

由表5縱向?qū)Ρ瓤芍?，總體來看，家庭經(jīng)濟水平較高的農(nóng)戶生態(tài)自覺性更高，合作社的生態(tài)自覺性優(yōu)于農(nóng)戶。在秸稈還田意愿方面，影響最大的是農(nóng)業(yè)收入，收入多的農(nóng)戶頻率比收入少的農(nóng)戶高19.91百分點；而影響最小的是土地規(guī)模，規(guī)模大的農(nóng)戶頻率比規(guī)模小的農(nóng)戶高11.46百分點；合作社頻率比農(nóng)戶高14.24百分點。在秸稈還田行為方面，影響最大的是土地規(guī)模。土地規(guī)模大的農(nóng)戶頻率比規(guī)模小的農(nóng)戶高29.74百分點；影響最小的是農(nóng)業(yè)機械數(shù)量，數(shù)量多的農(nóng)戶頻率比數(shù)量少的農(nóng)戶高16.89百分點；合作社的還田行為比農(nóng)戶高14.06百分點。在主動減少普通農(nóng)藥施用情況方面，影響最大的是農(nóng)業(yè)收入。收入多的農(nóng)戶減少比例比收入少的農(nóng)戶高30.49百分點；影響最小的是農(nóng)業(yè)機械數(shù)量，數(shù)量多的減少比例比數(shù)量少的僅高12.51百分點；合作社的減少比例比農(nóng)戶高10.37百分點。在減少普通化肥施用情況方面，影響最大的是土地規(guī)模。規(guī)模大的農(nóng)戶減少比例比規(guī)模小的農(nóng)戶低14.52百分點；影響最小的是農(nóng)業(yè)機械數(shù)量，數(shù)量多的農(nóng)戶比例比數(shù)量少的農(nóng)戶低3.60百分點。合作社頻率比農(nóng)戶高23.48百分點。

由表5橫向?qū)Ρ瓤芍?，家庭?jīng)濟水平高的農(nóng)戶秸稈還田意愿與行為符合度更高，減少普通農(nóng)藥的施用也更為明顯。在秸稈還田意愿與秸稈還田行為方面，土地規(guī)模小的農(nóng)戶秸稈還田意愿頻率比秸稈還田行為高18.28百分點，規(guī)模大的農(nóng)戶則相同；農(nóng)業(yè)收入少的農(nóng)戶，秸稈還田意愿頻率比秸稈還田行為高15.21百分點，農(nóng)業(yè)收入多的農(nóng)戶則高6.63百分點；農(nóng)業(yè)機械數(shù)量少的農(nóng)戶秸稈還田意愿頻率比秸稈還田行為高13.08百分點，農(nóng)業(yè)機械數(shù)量多的則高10.27百分點；農(nóng)戶的秸稈還田意愿頻率比秸稈還田行為高12.32百分點，合作社的秸稈還田意愿頻率比秸稈還田行為高12.50百分點。在主動減少普通化肥施用與普通農(nóng)藥施用方面，土地規(guī)模大的農(nóng)戶主動減少普通農(nóng)藥施用比例頻率比減少普通化肥高48.57百分點，土地規(guī)模小的農(nóng)戶僅高5.82百分點；農(nóng)業(yè)收入多的農(nóng)戶減少普通農(nóng)藥施用頻率比普通化肥高46.96百分點，農(nóng)業(yè)收入少的僅高5.91百分點；農(nóng)業(yè)機械數(shù)量多的農(nóng)戶減少普通農(nóng)藥施用頻率比減少普通化肥高31.50百分點，農(nóng)業(yè)機械少的僅高15.39百分點；合作社對化肥農(nóng)藥的施用量更加合理，因此其減少普通農(nóng)藥頻率比減少普通化肥高6.67百分點，農(nóng)戶高19.78百分點。

綜上所述，可得出以下結(jié)論：(1)家庭經(jīng)濟水平的限制使農(nóng)戶力不從心，即使愿意采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)，但出于家庭經(jīng)濟水平的制約，農(nóng)戶實際的綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性卻不理想；(2)家庭經(jīng)濟水平高的農(nóng)戶更能自覺采用綠色化生產(chǎn)方式，秸稈還田比例和主動減少普通農(nóng)藥施用量比例遠遠高于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)稍差的農(nóng)戶；(3)以普通化肥作為肥料，農(nóng)戶仍難以放棄“高投入、高產(chǎn)出”的傳統(tǒng)觀念，施用量減少不明顯；(4)作為新型農(nóng)業(yè)主體的合作社，其生態(tài)自覺性高于農(nóng)戶?？傮w而言，家庭經(jīng)濟水平的基礎(chǔ)性地位不可動搖，家庭經(jīng)濟水平較好的農(nóng)戶有更高的綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性。

2.3 家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響分析

經(jīng)過多重共線性檢驗后，通過Binary Logistic模型，利用Stata 11軟件估計以家庭經(jīng)濟水平為主的農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征、外部環(huán)境和地域?qū)r(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性的影響(表6)。模型Ⅰ為基準模式，投入的變量只有農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征、外部環(huán)境和地域，模型Ⅱ是在基準模型的基礎(chǔ)上加入家庭經(jīng)濟水平變量的總模型，模型Ⅲ則為模型Ⅱ的邊際回歸模型。

2.3.1核心解釋變量

(1)家庭經(jīng)濟負擔。農(nóng)業(yè)支出在5%和10%顯著水平上對農(nóng)戶生態(tài)自覺性有顯著正向影響，貸款情況和學生花費分別在5%和1%顯著水平上產(chǎn)生負向影響。具體來說，農(nóng)業(yè)支出每增加一個單位，減少普通農(nóng)藥和化肥施用量將分別提高6%和4%；貸款情況和學生花費每增加一個單位，農(nóng)戶減少化肥施用量的可能性將分別降低13%和6%。這說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)支出越多，家庭負擔越小，農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性就越高。農(nóng)業(yè)支出較多的農(nóng)戶為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)付出了更多的資金和精力，其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也更加重視。家庭經(jīng)濟負擔小的農(nóng)戶，有更多的資金投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此，綠色化生產(chǎn)作為一種新型、被提倡的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，自然更能引起這部分農(nóng)戶的關(guān)注，在家庭經(jīng)濟水平允許的情況下綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性也將隨之提高。

(2)家庭經(jīng)濟收入。家庭凈收入在5%顯著水平上對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生正向影響。具體來說，家庭凈收入每提高一個單位，其秸稈還田量和減少普通化肥施用量均將提高2%。這說明在其他條件不變的情況下，有較高家庭凈收入的農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性較高。由前文對樣本的描述可知，大部分農(nóng)戶無兼業(yè)，因此，農(nóng)戶的主要收入來自于農(nóng)業(yè)收入，家庭凈收入較高的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益較好。綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納有利于提高農(nóng)戶的經(jīng)濟效益，家庭凈收入較高的農(nóng)戶有足夠的經(jīng)濟能力發(fā)展綠色化生產(chǎn)，因此，其綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性較高。

(3)家庭生活水平。收入穩(wěn)定性和家用電器對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生正向影響。具體來說，收入穩(wěn)定性每增加一個單位，秸稈還田量將增加6%，減少普通化肥和農(nóng)藥施用量將分別提高10%和12%。家用電器每增加一個單位，農(nóng)戶的秸稈還田量將增加2%。這說明在其他條件不變的情況下，家庭生活水平越高，農(nóng)戶越傾向于采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)。可能的解釋是，家庭生活水平越高、收入越穩(wěn)定的農(nóng)戶，對綠色化生產(chǎn)技術(shù)的認識也相對較高，同時可以較好地預估采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)對生產(chǎn)生活的影響，因此，其采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)的自覺性更高。

(4)兼業(yè)情況和住房結(jié)構(gòu)。兼業(yè)情況和住房結(jié)構(gòu)未通過顯著性檢驗，可能是由于樣本農(nóng)戶的限制，兼業(yè)農(nóng)戶僅占39.2%，未對家庭的經(jīng)濟情況產(chǎn)生影響。而綠色化生產(chǎn)技術(shù)是近年才開始推行的，農(nóng)戶的住房最晚建于5 a前，與現(xiàn)在相比，家庭情況變化較大，因而住房結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶的綠色化生產(chǎn)技術(shù)的生態(tài)自覺性也沒有產(chǎn)生影響。

2.3.2控制變量

(1)農(nóng)戶個體特征。務農(nóng)年限、綠色認知均在5%顯著水平上對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生正向影響。這說明務農(nóng)年限越長、綠色認知越高的農(nóng)戶生態(tài)自覺性越高。務農(nóng)年限較長的農(nóng)戶對普通農(nóng)藥危害益蟲、損害土地質(zhì)量的感受尤為明顯。因此，務農(nóng)年限較長的農(nóng)戶在不減產(chǎn)的條件下更愿意選擇綠色化生產(chǎn)方式，其生態(tài)自覺性自然較高；農(nóng)戶對綠色化生產(chǎn)技術(shù)的認知越高，其了解程度越深，則更有利于其響應國家號召，主動采用保護環(huán)境、有利于可持續(xù)發(fā)展的綠色生產(chǎn)技術(shù)。

(2)農(nóng)戶家庭經(jīng)營特征。種植面積在5%顯著水平上對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生正向影響，總?cè)丝诜謩e在5%和1%顯著水平上對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生負向影響。這說明種植面積大、總?cè)丝谏俚霓r(nóng)戶生態(tài)自覺性更高。種植面積較大的農(nóng)戶有足夠的基礎(chǔ)條件開展綠色化生產(chǎn)，更愿意嘗試新方式，從而選擇更優(yōu)的生產(chǎn)方式以提高自己的投入產(chǎn)出比?？?cè)丝谳^多增加了家庭負擔，綠色化生產(chǎn)存在一定風險，農(nóng)戶對于選擇綠色化生產(chǎn)技術(shù)將更謹慎，其生態(tài)自覺性也相應較低。

表6家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶綠色化技術(shù)采納的生態(tài)自覺性的影響

Table6Theeffectofeconomiclevelontheecologicalconsciousnessofgreenproductionoffarmers

變量名稱秸稈還田利用減少普通化肥減少普通農(nóng)藥一級二級 模型Ⅰ模型Ⅱ模型Ⅲ模型Ⅰ模型Ⅱ模型Ⅲ模型Ⅰ模型Ⅱ模型Ⅲ家庭經(jīng)濟負擔農(nóng)業(yè)支出0.04(0.872)0.00(0.872)0.22*(0.073)0.04*(0.069) 0.50**(0.048)0.06**(0.047)貸款情況0.15(0.698)0.02(0.698)-0.68**(0.034) -0.13**(0.032) -0.28(0.417)-0.03(0.416) 學生花費-0.08(0.573)-0.01(0.573)-0.29**(0.012)-0.06***(0.010)0.22(0.134)0.03(0.132)家庭經(jīng)濟收入家庭凈收入0.15**(0.049)0.02**(0.046) 0.12**(0.044) 0.02**(0.041)0.01(0.794)0.00(0.794)兼業(yè)情況0.15(0.596)0.02(0.596)0.12(0.574)0.02(0.574) -0.20(0.466)-0.02(0.465)家庭生活水平收入穩(wěn)定0.47*(0.098)0.06*(0.095)0.54**(0.033) 0.10**(0.030) 0.95***(0.010)0.12***(0.001) 家用電器0.16***(0.010)0.02***(0.009)0.04(0.403) 0.01(0.402) 0.00(0.951)0.00(0.951) 住房結(jié)構(gòu)0.06(0.811)0.01(0.811)-0.05(0.811)-0.01(0.811)0.17(0.506)0.02(0.506)農(nóng)戶個體特征性別-0.02(0.498)-0.04(0.885)-0.01(0.885)-0.03(0.896) 0.10(0.718) 0.02(0.718) -0.05(0.867)0.06(0.857)0.06(0.857) 年齡0.02(0.450)0.04(0.200)0.00(0.198)0.00(0.813)-0.01(0.571)-0.00(0.570)-0.01(0.552) -0.02(0.397)-0.01(0.396) 受教育水平0.09**(0.031)0.07(0.117)0.01(0.114)-0.01(0.785)-0.01(0.727)-0.00(0.727)0.06(0.131)0.06(0.181)0.01(0.180)務農(nóng)年限-0.01(0.443)-0.03(0.176)-0.00(0.174)-0.01(0.421)-0.01(0.674) -0.00(0.674) 0.04**(0.038) 0.04**(0.034)0.01**(0.031) 綠色認知0.03(0.853)-0.02(0.902)-0.00(0.902)0.21*(0.082)0.25*(0.052)0.05**(0.049)0.15(0.260)0.14(0.352)0.00(0.350)農(nóng)戶家庭經(jīng)營特征種植面積0.09**(0.013)-0.09**(0.019)0.01**(0.018)0.00(0.92)-0.01(0.716) -0.00(0.715) 0.01(0.749) 0.00(0.998)0.00(0.998)地塊總數(shù)-0.03(0.382)-0.06(0.151)-0.00(0.148)0.03(0.369)0.02(0.544)0.00(0.544)0.03(0.370)0.02(0.555)0.00(0.554)總?cè)丝?0.12*(0.078)-0.19**(0.017)-0.02**(0.015) 0.07(0.198)0.06(0.365) 0.01(0.354) -0.19***(0.005)-0.24***(0.001)-0.03***(0.001)外部環(huán)境政府政策-0.42(0.300)-0.58(0.187)-0.07(0.185)-0.01(0.974)-0.19(0.574)-0.04(0.573)-0.15(0.715)-0.42(0.320)-0.05(0.319)技術(shù)指導0.02(0.961)-0.14(0.731)-0.02(0.731)0.96***(0.003)0.90***(0.009)0.17***(0.007)-0.12(0.764)-0.29(0.493)-0.04(0.493)地域地域差異2.10***(<0.001)1.90***(<0.001)0.23***(<0.001)-1.14***(<0.001)-1.75***(<0.001) -0.33***(<0.001) 0.73**(0.024)0.19(0.621)0.02(0.621)卡方統(tǒng)計量184.70197.7176.73107.4036.5855.39P>χ2<0.01<0.01<0.01<0.01<0.01<0.01偽R20.3100.3490.1160.1670.0810.126

*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。對于模型Ⅰ和模型Ⅱ，括號外數(shù)據(jù)為回歸系數(shù)，正(負)回歸系數(shù)表示被解釋變量隨解變量增大而增大(減小)；對于模型Ⅲ,括號外數(shù)據(jù)為邊際回歸系數(shù)，即增加(減少)1個單位的解釋變量，被解釋變量增加(減小)多少。括號內(nèi)數(shù)據(jù)為P值?？瞻滋幈硎緹o此項。

(3)外部環(huán)境特征。技術(shù)指導在1%顯著水平上對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生顯著正向影響。這說明在其他條件不變的情況下，技術(shù)指導將增加農(nóng)戶減少化肥施用量的信心，減少減產(chǎn)的顧慮，因而更愿意采用減少化肥施用的綠色化生產(chǎn)方式。

(4)地域。地域差異在1%顯著水平上對農(nóng)戶的生態(tài)自覺性產(chǎn)生影響。這說明在其他條件不變的情況下，地域差異會導致農(nóng)戶的生態(tài)自覺性有所差異。山東省與湖北省農(nóng)作物類型及機械化程度不同，導致農(nóng)戶的秸稈還田生態(tài)自覺性不同。前人研究指出，家庭耕地面積越多，農(nóng)戶越傾向于增施化肥[23]，調(diào)研地區(qū)內(nèi)的湖北省和山東省平均每戶種植面積分別為0.35和0.68 hm2，山東省化肥減施情況較差，這與前人的研究結(jié)果[23]一致。

3 討論與結(jié)論

從家庭經(jīng)濟水平的角度研究農(nóng)戶采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)的生態(tài)自覺性是綠色化生產(chǎn)問題研究的一個有效補充。農(nóng)戶作為“理性經(jīng)濟人”，其一切行為決策都以利潤最大化為目的，而其行為決策所考慮的重要方面則是經(jīng)濟基礎(chǔ)，即整個家庭的經(jīng)濟水平。特別是農(nóng)戶兼業(yè)較少，以農(nóng)業(yè)為生，家庭經(jīng)濟來源主要依靠農(nóng)業(yè)收入。在此情況下采用新技術(shù)時，農(nóng)戶無法根據(jù)已有的經(jīng)驗判斷可能存在的風險，更不能預期采納新技術(shù)后所能獲得的收益，僅靠政策宣傳無法使農(nóng)戶完全信服，政府的強制執(zhí)行更無法達到目的。因此，將家庭經(jīng)濟水平納入分析框架，深入分析家庭經(jīng)濟水平對農(nóng)戶行為決策影響的程度，以此探究提高農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納主動性的有效途徑則更具有現(xiàn)實意義。

研究證明家庭經(jīng)濟水平的提高，可以增強農(nóng)戶的富裕程度，增加農(nóng)戶采用新技術(shù)的資本，從而有效提高農(nóng)戶采用新技術(shù)的主動性，增強農(nóng)戶的生態(tài)自覺性。同時，筆者也發(fā)現(xiàn)雖然家庭經(jīng)濟水平的提高可以促進農(nóng)戶減少普通化肥的施用，但目前現(xiàn)實中減少普通化肥施用的實施情況較差。然而，這并不能否認家庭經(jīng)濟水平的重要性，周瓊等[24]也表示家庭年收入將正向影響化肥替代品的采用行為。目前，家庭經(jīng)濟水平較高的農(nóng)戶施用化肥較多，其原因包括以下3個方面。(1)化肥作為肥料，具有增產(chǎn)增收作用。雖然提倡減少普通化肥的施用，但農(nóng)戶仍認為在土壤肥力不斷下降的情況下，化肥施用可以增加土壤肥力[25]。(2)傳統(tǒng)“高投入、高產(chǎn)出”的錯誤觀點?；适┯媒?jīng)驗化而非基于科學分析，使得農(nóng)戶傾向于過量施用化肥[26]。(3)作為風險相對較高的產(chǎn)業(yè)，自然災害等風險因素對農(nóng)業(yè)的影響不容忽視。出于規(guī)避風險的考慮，農(nóng)戶更希望通過人為增加化肥施用以達到旱澇保收的目的[27]。因此，需要扶持農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)的發(fā)展，促進農(nóng)戶收入多元化，為提高農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納的生態(tài)自覺性奠定經(jīng)濟基礎(chǔ)。同時，要加快新型農(nóng)村建設步伐，培育新型職業(yè)農(nóng)民，結(jié)合地域特點，因需施教，著力提高農(nóng)戶的科技文化水平，增進其對新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的了解，引導農(nóng)戶科學種田。最后，應積極研發(fā)新技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)機械化水平，進一步促進農(nóng)戶生態(tài)自覺性的提高。但是，目前還存在數(shù)據(jù)限制的問題，家庭經(jīng)濟水平指標的選取不夠全面，測量維度尚且不足，更加全面且充分地選取指標以反映農(nóng)戶綠色化生產(chǎn)技術(shù)采納自覺性是今后需要深入研究的問題。