楊素雅，林君瑜，汪祎銘，馬嘉若，虎陳霞

(中國計(jì)量大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

農(nóng)田化肥施用一直是影響農(nóng)業(yè)面源污染治理進(jìn)程的重要因素，不規(guī)范施用化肥引發(fā)的成本問題和環(huán)境污染問題是當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和農(nóng)村生態(tài)治理研究領(lǐng)域中的攻堅(jiān)點(diǎn)。2015年農(nóng)業(yè)部提出“實(shí)施化肥零增長”，2021年《中共中央、國務(wù)院關(guān)于深入打好污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)的意見》中再次明確要求要持續(xù)打好農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理攻堅(jiān)戰(zhàn)，提高化肥利用效率。隨著我國耕地流轉(zhuǎn)市場的快速發(fā)展和農(nóng)業(yè)資本的不斷深化，家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社等新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營主體不斷涌現(xiàn)，施肥主體多元化和施肥行為復(fù)雜化加劇了我國農(nóng)業(yè)面源污染治理政策制定和實(shí)施的難度。

大量國內(nèi)學(xué)者借助各類模型研究了不同區(qū)域農(nóng)戶施肥行為的影響因素和控制對(duì)策。李立朋等[1]運(yùn)用Multivariate Probit模型研究了陜北地區(qū)農(nóng)戶施肥行為的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)不同綠色施肥技術(shù)的影響因素間存在異質(zhì)性，在推廣過程中要注重綠色施肥技術(shù)之間的關(guān)聯(lián)。唐艷[2]基于四川省1 061份問卷，結(jié)合計(jì)劃行為理論做線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，有機(jī)認(rèn)證制度可以有效提高農(nóng)戶改變施肥行為的概率。肖新成等[3]以重慶市涪陵區(qū)榨菜主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶為調(diào)查對(duì)象，利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)和雙變量Probit模型預(yù)測了過量施肥程度及化肥利用率，并分析了影響農(nóng)戶施肥認(rèn)知的影響因素。同時(shí)，為提高化肥的利用率，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)施肥，學(xué)者們對(duì)影響農(nóng)戶使用測土配方施肥技術(shù)等農(nóng)業(yè)技術(shù)的影響因素展開了集中研究[4-6]。但現(xiàn)有研究多集中于以小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶為主體，少有學(xué)者關(guān)注新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的施肥認(rèn)知、意愿和行為。由于經(jīng)營方式和目標(biāo)不同，新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營主體與小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施的響應(yīng)行為和能力具有較大差異。因此，明確不同類型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營主體的施肥行為和意愿及影響因素，有利于設(shè)計(jì)更有針對(duì)性的農(nóng)業(yè)面源污染治理政策和多元化的治理體系。本文基于浙江省711份農(nóng)戶調(diào)查問卷，通過分析不同類型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的認(rèn)知和施肥行為響應(yīng)意愿及影響因素，以期為有效開展農(nóng)業(yè)面源污染“靶向治理”提供依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文以浙江省下轄的11個(gè)地級(jí)市為研究區(qū)域，在文獻(xiàn)查閱和政策分析的基礎(chǔ)上設(shè)計(jì)問卷，通過預(yù)調(diào)研對(duì)問卷進(jìn)行了修改和完善?；诔闃诱{(diào)查樣本量的計(jì)算方法，結(jié)合2020年浙江省農(nóng)業(yè)從業(yè)人口數(shù)量，確定了問卷調(diào)查樣本量。2021年7—8月，采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣結(jié)合的方法開展正式問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷780份，收回有效問卷711份，問卷有效回收率為91.2%。

1.2 問卷設(shè)計(jì)

問卷分別從受訪者基本特征、施肥現(xiàn)狀、政策認(rèn)知、環(huán)境認(rèn)知、政策響應(yīng)意愿、科學(xué)施肥行為意愿等幾個(gè)方面設(shè)計(jì)問卷題項(xiàng)和變量，變量定義及描述見表1。

表1 變量定義Table 1 Variable definition

1.3 模型設(shè)定

由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體實(shí)施科學(xué)施肥行為的意愿被解釋為一個(gè)二分變量(0為不愿意，1為愿意)，所以本文借助SPSS23.0軟件，運(yùn)用二元Logistic回歸模型探究影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體實(shí)施科學(xué)施肥行為意愿的因素。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)實(shí)施科學(xué)施肥行為的意愿可分解為改變耕種習(xí)慣的意愿、采納科學(xué)施肥農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)的意愿、采納測土配方施肥技術(shù)服務(wù)的意愿，將這三項(xiàng)意愿分別作為因變量，政策認(rèn)知、環(huán)境認(rèn)知、政策響應(yīng)意愿等變量作為自變量開展模型擬合。則二元Logistic回歸模型為：

logit(p)=β0+β1X1+β2X2+，…，+βkXK。

式中：p為被解釋變量y=1的概率；參數(shù)β=(β0，β1，β2，…，βk)為回歸系數(shù)；k表示影響因變量個(gè)數(shù)，k=14。

2 多元生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施的認(rèn)知與響應(yīng)意愿

本文利用Cronbach′s Alpha系數(shù)來檢驗(yàn)問卷量表的信度水平，結(jié)果顯示，整體變量的α系數(shù)為0.850，說明樣本數(shù)據(jù)的信度水平較高；采用KMO及巴特利特球體檢驗(yàn)對(duì)問卷量表的效度進(jìn)行檢驗(yàn)，KMO值為0.850，巴特利球形檢驗(yàn)顯著值為0.000<0.050，說明樣本數(shù)據(jù)效度較理想。

2.1 受訪者基本特征

對(duì)受訪者的基本特征進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)(表2)，在711位受訪者中，男性受訪者占70.9%，女性占29.1%；在年齡段分布上，40歲以下的受訪者僅占5.1%，15.5%的受訪者處于40～49年齡段，33.1%的受訪者介于50～59歲，32.2%的受訪者在60～69歲，而70歲及以上的受訪者占14.2%，由此可見，浙江省從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的群體年齡偏高；受教育程度上，文盲、小學(xué)、初中、高中及以上分別占17.3%、43.0%、23.2%、16.5%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的文化水平以初中和小學(xué)為主；在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體類別中，小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)業(yè)合作組織或企業(yè)分別占比69.9%、18.1%、12.0%，可見雖然新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體涌現(xiàn)，但小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶仍是目前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要群體。

表2 受訪者基本特征Table 2 Basic characteristics of respondents

2.2 科學(xué)施肥現(xiàn)狀

對(duì)受訪者近3年的農(nóng)田施肥現(xiàn)狀調(diào)查結(jié)果顯示，有62.2%的受訪者曾施用過有機(jī)肥；38.8%的受訪者有接受化肥減施技術(shù)的經(jīng)歷；37.8%的受訪者曾接受過科學(xué)施肥的技術(shù)培訓(xùn)，可見科學(xué)施肥技術(shù)正在被越來越多的農(nóng)戶所認(rèn)可與接受。進(jìn)一步對(duì)實(shí)施科學(xué)施肥的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)受生產(chǎn)規(guī)模和經(jīng)營目標(biāo)的影響，新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體是目前參與科學(xué)施肥的主力，家庭農(nóng)場和農(nóng)業(yè)合作組織或企業(yè)的占比要高于傳統(tǒng)農(nóng)戶。

2.3 政策認(rèn)知

在關(guān)于農(nóng)業(yè)環(huán)境稅、農(nóng)業(yè)部門推廣的測土配方施肥技術(shù)、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的認(rèn)知調(diào)查中，受訪者對(duì)國家農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼類型和標(biāo)準(zhǔn)的了解相對(duì)較好，可見農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者作為理性經(jīng)濟(jì)人對(duì)涉及自身利益的激勵(lì)政策有著認(rèn)知層面的積極性。超過60%的受訪者對(duì)農(nóng)業(yè)部門推廣的“測土配方施肥技術(shù)”目前還處于初步了解的狀態(tài)，普遍認(rèn)為還需接受更多的相關(guān)技術(shù)指導(dǎo)。同時(shí)，從3種不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體類型來看，農(nóng)業(yè)合作組織或企業(yè)、家庭農(nóng)場和小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶的政策認(rèn)知水平依次遞減(圖1)。

圖1 不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體間的認(rèn)知和意愿差異Fig.1 Differences in cognition and willingness among different agricultural producers

2.4 環(huán)境認(rèn)知

從近3年居住環(huán)境質(zhì)量變化和污染認(rèn)知兩方面來考察農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平，可知受訪者對(duì)耕地質(zhì)量、水源質(zhì)量和居民生活質(zhì)量的評(píng)價(jià)均值分別為3.08、3.42和3.82，大部分受訪者認(rèn)為近3年居住環(huán)境質(zhì)量沒有顯著變化。在化肥的污染認(rèn)知上，大部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體能夠認(rèn)識(shí)到減施化肥對(duì)防治農(nóng)業(yè)面源污染的重要性。區(qū)分3種主體來看，家庭農(nóng)場的環(huán)境認(rèn)知水平要高于農(nóng)業(yè)合作組織或企業(yè)和小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶(圖1)。

2.5 政策響應(yīng)意愿

通過設(shè)置激勵(lì)型和限制型兩類政策情景，探索分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體參與農(nóng)業(yè)面源污染治理的意愿。結(jié)果顯示(圖2)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者對(duì)激勵(lì)型政策的采納意愿較高，77.3%的受訪者表示愿意接受減施給予綠色農(nóng)補(bǔ)的政策，并主動(dòng)改變自身的種植習(xí)慣；88.4%的受訪者表示愿意接受有機(jī)肥推廣補(bǔ)貼政策，82%的受訪者愿意接受耕地治理提升的獎(jiǎng)勵(lì)政策。相較之下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者接受限制型政策的意愿明顯偏低，愿意接受立法限制化肥施用、化肥超標(biāo)征收農(nóng)業(yè)環(huán)境污染稅、征收化肥稅的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體分別占到總體的49.2%、45.5%、29.7%。因此，未來政府施策宜以激勵(lì)型政策為主，限制性政策為輔。區(qū)分三種主體來看，農(nóng)業(yè)合作組織或企業(yè)的政策接受意愿依次高于家庭農(nóng)場和小規(guī)模傳統(tǒng)農(nóng)戶，同政策認(rèn)知呈現(xiàn)正向影響(圖1)。

圖2 政策響應(yīng)意愿情況Fig.2 Policy response willingness

3 多元生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施響應(yīng)意愿的影響因素

3.1 改變耕種行為意愿的影響因素

以受訪者改變耕種習(xí)慣的意愿作為因變量進(jìn)行二元Logistic回歸分析，模型系數(shù)檢驗(yàn)值為208.188，顯著值為0.000<0.05，說明模型系數(shù)具有顯著性。模型Hosmer-Lemeshow(HL)檢驗(yàn)的擬合優(yōu)度值為7.925，自由度為8，B為回歸系數(shù)，顯著值為0.441>0.05，說明模型擬合效果較好，擬合結(jié)果具有較好的可靠性，影響因素分析結(jié)果見表3。

表3 改變耕種行為意愿的影響因素Table 3 Factors influencing the willingness to change farming behavior

受訪者對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染防治重要性的認(rèn)知是影響受訪者改變耕種習(xí)慣意愿的首要因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者越是認(rèn)可農(nóng)業(yè)面源污染治理的重要性，其改變耕種習(xí)慣意愿越高。其次，作為政策響應(yīng)意愿的耕地治理獎(jiǎng)勵(lì)和立法限制化肥施用分別是影響改變耕種習(xí)慣意愿的第二、第三大因素，對(duì)改變耕種習(xí)慣意愿起著正向作用，表明具有較高政策接受意愿的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體更愿意改變耕種習(xí)慣來響應(yīng)科學(xué)施肥。此外，隨著受訪者對(duì)測土配方施肥技術(shù)和農(nóng)業(yè)環(huán)境稅等政策認(rèn)知的提升，也能夠增加農(nóng)業(yè)受訪者改變耕種習(xí)慣的意愿。

3.2 采納農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)意愿的影響因素

以受訪者采納科學(xué)施肥農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)意愿作為因變量進(jìn)行二元Logistic回歸分析，其影響因素分析結(jié)果如表4所示。

表4 采納科學(xué)施肥農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)意愿的影響因素Table 4 Influencing factors of willingness to adopt scientific fertilization agricultural technology guidance

影響農(nóng)業(yè)受訪者接受科學(xué)施肥農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)意愿的首要因素也是對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理重要性的認(rèn)知，具備較高認(rèn)知的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者也具有較高采納科學(xué)施肥農(nóng)業(yè)指導(dǎo)的意愿。耕地質(zhì)量變化則顯示出負(fù)向影響，即耕地質(zhì)量下降的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)技術(shù)、接受農(nóng)技服務(wù)有著較高積極性。同時(shí)，受訪者對(duì)測土配方施肥技術(shù)和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的認(rèn)知對(duì)他們采納農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)的意愿有顯著正向影響，這一分析結(jié)論與徐金海等[7]的研究結(jié)果一致。受訪者的政策響應(yīng)意愿對(duì)他們采納農(nóng)技指導(dǎo)意愿也有顯著的影響，愿意接受減施肥給予綠色農(nóng)補(bǔ)和耕地治理獎(jiǎng)勵(lì)政策的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者，對(duì)采納農(nóng)技指導(dǎo)有更高的積極性，說明激勵(lì)型政策在一定程度上激發(fā)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的積極性，增加了他們接受農(nóng)技指導(dǎo)的參與意愿。這與部分學(xué)者[8-9]認(rèn)為政府補(bǔ)貼、惠農(nóng)政策顯著正向影響農(nóng)戶技術(shù)采納意愿的觀點(diǎn)一致。

3.3 采納測土配方施肥技術(shù)服務(wù)意愿的影響因素

以受訪者采納測土配方施肥技術(shù)服務(wù)意愿作為因變量做二元Logistic回歸分析，其顯著影響的因素具體如表5所示。

表5 采納測土配方技術(shù)服務(wù)意愿的影響因素Table 5 Influencing factors of willingness to adopt soil testing formula technical service

耕地質(zhì)量變化是影響受訪者接受測土配方施肥技術(shù)服務(wù)意愿的首要因素，耕地質(zhì)量的降低會(huì)提高農(nóng)業(yè)主體對(duì)測土配方施肥技術(shù)服務(wù)的接受意愿。同時(shí)在環(huán)境認(rèn)知方面，受訪農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者對(duì)防治農(nóng)業(yè)面源污染重要性的認(rèn)知與接受測土配方施肥技術(shù)服務(wù)的意愿之間呈正相關(guān)。在政策認(rèn)知方面，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼種類和標(biāo)準(zhǔn)的認(rèn)知加深，他們采納測土配方施肥技術(shù)服務(wù)的意愿會(huì)得到提高。在政策響應(yīng)意愿方面，耕地治理獎(jiǎng)勵(lì)和立法限制化肥施用均會(huì)正向影響測土配方施肥技術(shù)服務(wù)的采納意愿。

綜合改變耕種習(xí)慣、接受科學(xué)施肥農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)、接受測土配方施肥技術(shù)服務(wù)3種治理措施響應(yīng)意愿的影響因素分析結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理重要性的認(rèn)知對(duì)他們的響應(yīng)意愿均有顯著正向影響。在耕地質(zhì)量下降的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)技術(shù)、接受農(nóng)技服務(wù)有著較高積極性，這說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的生態(tài)環(huán)保意識(shí)較強(qiáng)，已形成綠色發(fā)展理念，生態(tài)理性在施肥行為中有一定的主導(dǎo)作用，許多學(xué)者在相關(guān)研究中有同樣的發(fā)現(xiàn)[10-13]。同時(shí)，愿意接受有機(jī)肥補(bǔ)貼政策的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者普遍認(rèn)為施用有機(jī)肥與接受農(nóng)業(yè)技術(shù)和測土配方技術(shù)有一定的替代性，在接受補(bǔ)貼施用有機(jī)肥后就沒必要再接受農(nóng)技指導(dǎo)和配方施肥的技術(shù)服務(wù)。對(duì)于接受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和接受農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)意愿所呈現(xiàn)的反向關(guān)系，林黎等[14]認(rèn)為，這主要源于綠色補(bǔ)貼的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)共同作用帶來的環(huán)境效應(yīng)不確定性。此外，較高政策認(rèn)知和政策響應(yīng)意愿會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者實(shí)施科學(xué)施肥的意愿與行為，調(diào)查結(jié)果顯示新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體在政策認(rèn)知和參與意愿上，要高于傳統(tǒng)農(nóng)戶。因此，許多學(xué)者[15-17]認(rèn)為，政策環(huán)境對(duì)農(nóng)戶科學(xué)施肥行為有顯著影響，需要通過政策引導(dǎo)農(nóng)戶規(guī)范施肥行為。

4 結(jié)論

本文以浙江省711份不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體類型的調(diào)查問卷為樣本，運(yùn)用描述性分析和二元Logistic回歸模型對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的環(huán)境認(rèn)知、政策認(rèn)知與政策響應(yīng)意愿進(jìn)行分析，并探討了多元生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施響應(yīng)意愿的影響因素。結(jié)果表明：

新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體是目前參與科學(xué)施肥的主力軍，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的政策認(rèn)知處于中等水平，未來還需進(jìn)一步提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)政策和環(huán)境政策的全面理解；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者對(duì)于不同政策情景的響應(yīng)意愿具有差異性，激勵(lì)性政策的響應(yīng)積極性明顯高于限制性政策。

從不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體類型來看，他們在政策認(rèn)知、環(huán)境認(rèn)知和政策意愿方面均存在差異，作為新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的家庭農(nóng)場和農(nóng)業(yè)合作組織或企業(yè)在認(rèn)知與意愿上均高于傳統(tǒng)農(nóng)戶，其中在政策認(rèn)知上的差距比較明顯。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的生態(tài)理性與補(bǔ)貼性政策對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施響應(yīng)意愿的影響明顯，隨著政策認(rèn)知與政策響應(yīng)意愿的提升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者會(huì)更愿意接受農(nóng)業(yè)面源污染治理措施。