陳駒嶸 晏發(fā)發(fā) 肖杰強(qiáng)
摘 要:以中國12個(gè)省36個(gè)市238個(gè)農(nóng)戶為樣本,采用Logit模型,對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)選擇的意愿進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明:農(nóng)戶年齡、農(nóng)戶受教育程度、魚塘面積和種植作物種類數(shù)目對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)參與意愿具影響正向顯著;農(nóng)戶家中農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)參與意愿具影響負(fù)向顯著。而農(nóng)戶性別、農(nóng)戶家庭年收入、家庭耕地面積、林地面積、農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥的認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)參與意愿不顯著。
關(guān)鍵詞:農(nóng)戶;農(nóng)藥化肥;零增長;Logit模型
中圖分類號(hào):TB 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:Adoi:10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.06.077
1 引言
化肥的平均灌溉量自1978年至2014年增加372.55%?;实氖┯昧康亩嗌贂?huì)影響農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量,最終影響消費(fèi)者的身體健康,所以引導(dǎo)農(nóng)戶參與農(nóng)藥化肥零增長迫在眉睫,為此,2016年中央一號(hào)文件提出綠色創(chuàng)新的主題,并且鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中化肥農(nóng)藥零增長,而要成功引導(dǎo)農(nóng)戶參與之前必須弄清楚影響農(nóng)戶化肥農(nóng)藥施用的關(guān)鍵因素。
2 文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出
通過對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理,本文討論影響農(nóng)戶行為選擇的個(gè)人特征、家庭特征、土地特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征和認(rèn)知特征因素。
2.1 個(gè)人特征
在農(nóng)戶農(nóng)藥化肥施用過程中,由于中國農(nóng)村女性比男性節(jié)約,因此女性比男性農(nóng)藥化肥施用量比男性少(魯柏祥, 蔣文華與史清華,2000);年齡越大的農(nóng)戶越容易參與零增量行動(dòng)(左喆瑜,2015);受教育程度越高的農(nóng)戶環(huán)保意識(shí)更強(qiáng)(何浩然, 張林秀,李強(qiáng),2006)。根據(jù)以上分析,具體假設(shè)如下:
假設(shè)1:男性農(nóng)戶比女性農(nóng)戶更傾向于不參與零增量行動(dòng)。
假設(shè)2:年齡越大的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
假設(shè)3:受教育程度越高的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
2.2 家庭特征
從預(yù)算約束的角度來看,農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況會(huì)影響農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增量行動(dòng)參與(王志威,劉娜,侯博,2014),農(nóng)戶收入越高,預(yù)算約束越小,用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投入會(huì)更高(馬驥,2006)。根據(jù)以上分析,具體假設(shè)如下:
假設(shè)4:農(nóng)戶家庭年收入越高的農(nóng)戶更傾向于不參與零增量行動(dòng)。
假設(shè)5:農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例越高的農(nóng)戶更傾向于不參與零增量行動(dòng)。
2.3 土地特征
當(dāng)農(nóng)戶家庭耕地面積在一定規(guī)模時(shí),面積越大時(shí),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)占據(jù)農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的比例更大,所能帶來的經(jīng)濟(jì)收入也會(huì)更大,因此農(nóng)戶需要更多的農(nóng)藥化肥維持或者提高耕地帶來的經(jīng)濟(jì)效益,可能會(huì)傾向不參加零增量活動(dòng)(何浩然, 張林秀,李強(qiáng),2006)。農(nóng)戶家庭水田旱地、林地和魚塘的規(guī)模相對(duì)較小,能夠帶來經(jīng)濟(jì)利潤的可能性更低,所以當(dāng)它們的面積越大時(shí),農(nóng)戶可能會(huì)不施用化肥農(nóng)藥,因此農(nóng)戶參與農(nóng)藥化肥零增量行動(dòng)的可能性更低(何浩然, 張林秀,李強(qiáng),2006)。根據(jù)以上分析,具體假設(shè)如下:
假設(shè)6:家庭耕地面積越大的農(nóng)戶更傾向于不參與零增量行動(dòng)。
假設(shè)7:水田旱地面積越大的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
假設(shè)8:林地面積越大的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
假設(shè)9:魚塘面積越大的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
2.4 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征
在耕地面積一定時(shí),農(nóng)戶種植作物種類越多意味著農(nóng)戶可能考慮到了生態(tài)性,需要的農(nóng)藥化肥用量就更少,農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。根據(jù)以上分析,具體假設(shè)如下:
假設(shè)10:種植作物種類數(shù)目越多的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
2.5 認(rèn)知特征
農(nóng)戶如果了解農(nóng)藥化肥對(duì)人體的危害,那么會(huì)更加科學(xué)合理的進(jìn)行施用(馬驥,蔡曉羽,2007),因此農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥化肥的認(rèn)知越深刻,就更傾向于參加零增加行動(dòng)。根據(jù)以上分析,具體假設(shè)如下:
假設(shè)11:農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥的認(rèn)知越多的農(nóng)戶更傾向于參與零增量行動(dòng)。
3 研究方法
3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源
本文所用的數(shù)據(jù)采用隨機(jī)抽樣的方式,在中國抽取了12個(gè)省,每個(gè)省抽取2個(gè)縣,共抽取了25個(gè)縣,每個(gè)縣抽取5個(gè)村 ,每個(gè)村抽取2個(gè)戶進(jìn)行調(diào)查 ,共獲得了250個(gè)農(nóng)戶樣本,剔除無效樣本12份,獲得有效樣本共238份。調(diào)查員發(fā)放問卷給每一個(gè)農(nóng)戶來收集農(nóng)戶信息。農(nóng)戶調(diào)查問卷涵蓋了農(nóng)戶的個(gè)人特征等信息。
3.2 變量選取
解釋變量的相關(guān)解釋如下:(1)本文選用的農(nóng)戶個(gè)體特征變量是性別、年齡和受教育水平三個(gè)變量,其中性別分為兩個(gè)等級(jí):1=男,0=女;農(nóng)戶年齡采用農(nóng)戶的實(shí)際年齡,單位:年;農(nóng)戶受教育水平為農(nóng)戶的最高受教育程度,總共分為六個(gè)等級(jí) :小學(xué)、初中、高中或者中專、大專、本科和研究生依次取1-6 。(2)家庭特征。本文選用的家庭特征變量是家庭總收入和農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例兩個(gè)變量,其中家庭總收入是整個(gè)家庭所有成員的工作收入之和,單位:千元,農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例是農(nóng)業(yè)收入與家庭總收入的比值所在的區(qū)間,總共分成四個(gè)區(qū)間:1= 0-30%;2=30%-50%;3=50%-80%;4=80%-100%。(3)土地特征。本文選用的土地特征變量是家庭耕地面積、水田旱地面積、林地面積和魚塘面積這四個(gè)變量,單位:畝。(4)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征。在本文中選用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征變量是種植作物種類數(shù)目,其數(shù)值為調(diào)查對(duì)象實(shí)際種植的作物種類數(shù)目,單位:種。(5)認(rèn)知特征。在本文中選用的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥化肥認(rèn)知特征變量是農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥化肥對(duì)人體安全的認(rèn)知情況,總共分為五個(gè)等級(jí):完全不知道=1;非常了解=5。
被解釋變量是農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)參與意愿,具有參與意愿=1,否則=0。
4 實(shí)證分析
4.1 模型設(shè)定
研究化肥農(nóng)藥使用量的計(jì)量模型主要有Logit模型、Probit模型、Tobit模型、Heckman模型、一般線性模型、Double-Hurdle模型。由于本研究的被解釋變量是分類變量,并且本文的目的是對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥化肥零增加行動(dòng)的參與意愿進(jìn)行研究,本文運(yùn)用Logit模型,模型如下:
其中,i是第i個(gè)農(nóng)戶參與農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)可能性、sex為性別、age為年齡、edu為受教育程度、tincome為農(nóng)戶家庭年收入、agrincome為農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例、land為家庭耕地面積、paddydry為水田旱地面積、wood為林地面積、fishpond為魚塘面積、variety為種植作物種類數(shù)目、cog為農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥的認(rèn)知。
4.2 描述性統(tǒng)計(jì)
運(yùn)用Stata13軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下:性別的平均值為0.80,標(biāo)準(zhǔn)差為0.40,最小值為0,最大值為1;年齡的平均值為46,標(biāo)準(zhǔn)差為10.58,最小值為22,最大值為70;受教育程度的平均值為2.17,標(biāo)準(zhǔn)差為1.05,最小值為1,最大值為6;農(nóng)戶家庭年收入的平均值為2.72,標(biāo)準(zhǔn)差為1.13,最小值為1,最大值為5;農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例的平均值為1.81,標(biāo)準(zhǔn)差為0.90,最小值為1,最大值為4;家庭耕地面積的平均值為8.21,標(biāo)準(zhǔn)差為24.14,最小值為0,最大值為215;水田旱地面積的平均值為4.99,標(biāo)準(zhǔn)差為18.78,最小值為0,最大值為210;林地面積的平均值為0.91,標(biāo)準(zhǔn)差為3.35,最小值為0,最大值為30;魚塘面積的平均值為0.09,標(biāo)準(zhǔn)差為0.35,最小值為0,最大值為2;種植作物種類數(shù)目的平均值為1.63,標(biāo)準(zhǔn)差為0.93,最小值為0,最大值為4;農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥的認(rèn)知的平均值為2.55,標(biāo)準(zhǔn)差為0.83,最小值為1,最大值為5;參與農(nóng)藥化肥零增長行動(dòng)的平均值為0.41,標(biāo)準(zhǔn)差為0.49,最小值為0,最大值為1。
4.3 實(shí)證結(jié)果
本文運(yùn)用Stata軟件對(duì)238份問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的結(jié)果見表1。
5 結(jié)果分析
從表1的模型結(jié)果具體如下:
農(nóng)戶個(gè)人特征:在關(guān)于農(nóng)戶個(gè)人特征的三個(gè)變量中,性別回歸系數(shù)為負(fù)數(shù),與假設(shè)1一致,但是結(jié)果不顯著;年齡回歸系數(shù)為負(fù)數(shù),在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證了假設(shè)2;受教育程度回歸系數(shù)為正,在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證假設(shè)3。
農(nóng)戶家庭特征:農(nóng)戶家庭年收入回歸系數(shù)為正數(shù),符號(hào)與假設(shè)4不一致,且沒有通過顯著性檢驗(yàn);農(nóng)戶家中農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗(yàn),但是其回歸系數(shù)為負(fù)數(shù),驗(yàn)證假設(shè)5。
土地特征:農(nóng)戶家庭耕地面積的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù),與假設(shè)6一致,但是沒有通過顯著性檢驗(yàn);水田旱地、林地和魚塘這三個(gè)變量回歸系數(shù)均為正,與假設(shè)7、8、9一致,水田旱地和林地沒有通過顯著性檢驗(yàn),魚塘面積在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證假設(shè)9。
農(nóng)戶生產(chǎn)特征與認(rèn)知特征:農(nóng)戶種植作物種類數(shù)目的回歸系數(shù)為證,與假設(shè)10一致,在1%的顯著水平下通過顯著性檢驗(yàn),驗(yàn)證假設(shè)10。農(nóng)戶對(duì)化肥農(nóng)藥的認(rèn)知情況的回歸系數(shù)與假設(shè)11一致,但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)。
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