健康意識對規(guī)模養(yǎng)殖戶親環(huán)境行為的影響
——基于生豬環(huán)保飼料支付意愿的視角

王安邦，何 可，*，張俊飚

(1.華中農業(yè)大學 經濟管理學院，湖北 武漢 430070； 2.湖北農村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070)

1 研究背景

隨著我國經濟持續(xù)發(fā)展與人民生活水平不斷提高，國民對畜禽產品的需求日益增長，促使養(yǎng)殖業(yè)由家庭分散經營逐漸向規(guī)模化經營轉變[1]，但與此同時對農村地區(qū)生態(tài)環(huán)境造成巨大壓力[2]。根據《全國第一次污染源普查公報》數據顯示，畜禽養(yǎng)殖業(yè)所排放的氮、磷總量分別占全國污染物排放總量的21.7%、37.9%，是我國主要的農業(yè)面源污染。針對畜禽養(yǎng)殖業(yè)污染的嚴峻現狀，國家先后出臺了《畜禽養(yǎng)殖業(yè)污染物排放標準》《畜禽養(yǎng)殖污染防治條例》，以規(guī)范、約束養(yǎng)殖戶并督促其合理有效地處理養(yǎng)殖廢棄物。為加強環(huán)境健康風險管理，推動保障公眾健康理念融入環(huán)境保護政策，指導和規(guī)范環(huán)境保護部門工作，生態(tài)環(huán)境部于2018年1月24日印發(fā)《國家環(huán)境保護環(huán)境與健康工作辦法(試行)》，對畜禽養(yǎng)殖業(yè)與環(huán)境協(xié)調發(fā)展提出了更高的要求。由于畜禽養(yǎng)殖帶來的污染及其防治具有顯著外部性，因此如何將外部性內部化是當前政策工作的重點。

對于畜禽養(yǎng)殖污染所帶來的環(huán)境問題及其預防治理，主要研究方向分為3種。一是養(yǎng)殖業(yè)污染時空分布特征研究。張曉華等[3]采用排污系數法，估算出2000—2015年四川省畜禽糞便及氮磷產生量等，在此基礎上分析了2015年四川省畜禽糞便排放的時空分布特征與畜禽糞便、氮、磷污染情況；黃美玲等[4]發(fā)現，除荊州市外湖北省內絕大部分地區(qū)實際養(yǎng)殖數量都已超過環(huán)境容量的50%，這些地區(qū)應嚴格控制畜禽養(yǎng)殖數量，采取污染物消減措施。二是畜禽規(guī)模養(yǎng)殖與環(huán)境協(xié)調發(fā)展研究，畜禽糞污治理與資源化利用的研究即為代表。饒靜等[5]研究表明，中等規(guī)模生豬養(yǎng)殖主體的資源化利用程度普遍較低，而小農的社會經濟特性決定小規(guī)模生豬養(yǎng)殖主體和散戶的資源化利用程度更高。三是畜禽養(yǎng)殖污染防治的行為經濟學研究，包括養(yǎng)殖主體對養(yǎng)殖污染認知、治理意愿和支付行為的研究。于超等[6]研究發(fā)現，生豬規(guī)模養(yǎng)殖戶對清潔生產的認知水平在產前、產中、產后表現出顯著差異，且在一定程度上影響其清潔生產行為；劉雪芬等[7]對養(yǎng)殖戶污染認知進行統(tǒng)計分析，發(fā)現目前養(yǎng)殖戶對污染認知的程度普遍較低。不少學者以生豬、奶牛等畜禽養(yǎng)殖為例，分析畜禽規(guī)模養(yǎng)殖戶污染防治意愿及無害化處理技術的采納行為，發(fā)現戶主受教育年限、環(huán)境意識、養(yǎng)殖收益、養(yǎng)殖規(guī)模及技術培訓等成為影響畜禽規(guī)模養(yǎng)殖場污染防治意愿及技術采納行為的關鍵因素[8-9]。此外，還有諸多學者從養(yǎng)殖業(yè)排污權交易機制[10]與使用配方改良的飼料以減少畜禽糞便對環(huán)境的污染[11]等角度進行了大量研究。

學界在畜禽養(yǎng)殖業(yè)污染防治的研究已取得了豐碩成果，為本研究提供了較為完備的基礎，但已有文獻尚有一定的局限：一是研究對象上，由于規(guī)模養(yǎng)殖戶樣本獲取較困難，已有研究對象多以散養(yǎng)戶為主，但規(guī)?；切笄蒺B(yǎng)殖業(yè)的發(fā)展趨勢，因而研究規(guī)模養(yǎng)殖戶更具代表性；二是分析角度上，已有研究更多關注養(yǎng)殖業(yè)產后環(huán)節(jié)的污染防治，一定程度上忽視了產前環(huán)節(jié)，尤其是有關規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料的支付意愿及其影響因素的研究仍存在一定的拓展空間；三是變量選擇上，已有研究往往忽略了健康對養(yǎng)殖戶行為意愿的影響。鑒于此，本研究通過構建Heckman兩階段模型實證，分析健康意識對生豬規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿的影響，以期為生豬養(yǎng)殖業(yè)污染防控政策的完善提供決策參考。

2 概念界定與理論分析

2.1 環(huán)保飼料定義

環(huán)保飼料，又稱生態(tài)飼料，指能夠降低畜禽糞便中對環(huán)境產生不利影響的污染物的動物飼料，是利用精準營養(yǎng)技術配制，并添加天然植物促生長劑以替代抗生素和降低日糧中氮、磷、銅和鋅等用量，分別提高斷奶仔豬和生長豬的日增重和飼料轉化率的新型飼料[12]。造成畜禽養(yǎng)殖業(yè)污染的主要原因與飼養(yǎng)水平不高、飼料利用率低、抗生素濫用等因素有關。在一定程度上，使用環(huán)保飼料可節(jié)約飼料資源，有效減少畜禽糞便中污染物含量，以達到節(jié)約資源、保護環(huán)境的效果。本研究所分析的環(huán)保飼料指在不影響生豬產量的前提下，養(yǎng)分組成均衡、利用率穩(wěn)定、能降低生豬糞便中氮磷及其他微量元素排放的生豬飼料。

2.2 健康意識及其分類

健康意識(health consciousness)是一個多維度概念，一般指個體對自身健康狀況的關注程度[13]，劉寧寧等[14]指出健康意識在某種程度上比個體實際生理學健康狀況更為重要。依據Gould等[15]的研究，本研究將健康意識變量分為以下3個維度：(1)健康現狀感知(health state perception)，指規(guī)模養(yǎng)殖戶基于自我感覺對現階段身體狀況做出的主觀評價，不完全由身體有無疾病來決定，受到多種內外部因素的相互影響，反映個體健康主客觀各個層面的狀態(tài)。(2)健康變化感知(health change perception)，指規(guī)模養(yǎng)殖戶基于時間維度對過去自身健康狀況與當前自身健康狀況變化的比較認識，反映規(guī)模養(yǎng)殖戶對自己客觀身體健康狀況變化的感知[16]。(3)健康關注程度(health concern)，指由外部條件、生活環(huán)境、性格等因素所引起的自身生理機能是否持續(xù)良好狀態(tài)的關注程度[17]，可能導致規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)境問題關注程度和保護環(huán)境意愿的差異。

2.3 健康意識對親環(huán)境行為的作用

通過梳理文獻，發(fā)現健康意識主要通過以下3種作用機理對親環(huán)境行為意愿產生影響(圖1)。首先，根據保護動機理論(protection motivation theory，PMT)，個體的健康行為不僅受信息源影響，更受健康認知的調控，個體根據不同的認知應用不同的應對模式或行為[18]。由于環(huán)境污染可能對健康造成威脅，高健康意識的個體更了解并關注自身的健康狀態(tài)及其變化，相應地也可能更有動力去保持或改善自身的健康狀態(tài)，進而關注環(huán)境問題。其次，健康關注程度較高的個體，會對環(huán)境污染給健康帶來的不利影響更為敏感。根據我國現階段情況，環(huán)境污染給人們生命與健康帶來了嚴重威脅，因此人們親環(huán)境行為的動機可能是出于對自身健康和他人健康的考慮[14]。換言之，高健康關注程度可能產生更強烈的親環(huán)境行為意愿。第三，已有學者研究證實，環(huán)境問題對人們健康意識和行為帶來較為直接的暗示[19]，因此人們對環(huán)境問題的考慮應該在自身健康問題的關注上有所體現。同時，也有陳曉紅等[20]國內學者認為，健康意識越強的人會有更強的環(huán)境保護驅動。

圖1 健康意識對親環(huán)境行為的作用

3 研究方法

3.1 實證模型設定

以探討規(guī)模養(yǎng)殖戶個人健康意識對其環(huán)保飼料支付意愿的影響為出發(fā)點，把規(guī)模養(yǎng)殖戶“是否愿意采納環(huán)保飼料與對環(huán)保飼料的支付意愿(willingness to pay，WTP)”作為因變量。規(guī)模養(yǎng)殖戶的支付意愿分為2個階段：第一階段為是否愿意為使用環(huán)保飼料付費，第二階段是其對環(huán)保飼料的意愿支付水平(即投標值)。為解決樣本選擇性偏差的影響，采用Heckman兩階段模型，該模型包括2個方程：第一階段為選擇方程，采用Probit模型對影響規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿概率的因素進行分析；第二階段利用普通最小二乘(OLS)法，對前一階段中愿意采納環(huán)保飼料的樣本的意愿支付水平進行回歸分析，并納入了逆米爾斯比率(inverse Mill’s ratio，IMR)作為判斷Heckman兩階段模型是否有效的變量。其中，第一階段Probit模型公式如下：

p(zi=1|x1i)=Φ(x1iβ1)。

(1)

式(1)中，x1i表示影響規(guī)模養(yǎng)殖戶是否愿意為環(huán)保飼料付費的因素，主要從健康現狀感知、健康變化感知、健康關注程度、個人特征、家庭特征、經營特征和認知特征等方面考察，β1代表相應變量的系數。同時，Φ表示標準正態(tài)分布，zi為二值選擇變量(取值為0或1)，只有zi=1時，規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料意愿支付水平才可被觀察到。zi的決定方程為

(2)

由于規(guī)模養(yǎng)殖戶在使用環(huán)保飼料時可能面臨飼料成本一定程度的上升，故本研究假定所要估計的規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料意愿支付水平模型(第二階段)如下：

yi=x2iβ2+ε2i。

(3)

式(3)中：yi為環(huán)保飼料的意愿支付水平，只有當zi=1時，其可被觀察到；x2i為一系列影響規(guī)模養(yǎng)殖戶意愿支付水平的解釋變量；β2代表相應變量的系數；ε2i為該回歸模型的隨機誤差項,ε2i～N(0,σ2),且假設ε1i與ε2i兩者的相關系數corr(ε1i,ε2i)=ρ。進而在第一階段選擇使用環(huán)保飼料的樣本條件期望值為：

=E(x2iβ2+ε2i|x1iβ1i+ε1i>0)

=E(x2iβ2+ε2i|ε1i>-x1iβ1i)

=x2iβ2+E(ε2i|ε1i>-x1iβ1i)

=x2iβ2+ρσλ(-x1iβ1i)。

(4)

3.2 數據來源

基于前文提出的理論假設，本研究選用的數據來源于課題組2017年8—9月對湖北省農村地區(qū)生豬規(guī)模養(yǎng)殖戶(生豬出欄量在30頭以上的養(yǎng)殖戶[21])的調研數據。本次調查的抽樣分別在武漢、咸寧、黃岡、荊門、荊州、潛江、仙桃、襄陽、宜昌等市各選取2～6個養(yǎng)殖大縣(省直轄縣級行政單位則以鎮(zhèn)或街道為單位抽取樣本)，之后進一步在每個被調查區(qū)域中隨機抽取8～10個生豬規(guī)模養(yǎng)殖戶，共獲得調查問卷410份，對主要內容缺失、信息前后矛盾的樣本進行剔除，有效問卷402份。

3.3 樣本基本特征

402個規(guī)模養(yǎng)殖戶樣本中，男性養(yǎng)殖戶有376位，占比93.5%，與中國多以男性為戶主的特征一致[22]。受訪養(yǎng)殖戶從事養(yǎng)殖業(yè)年限主要為5～15年，占比為77.5%；年齡集中在40～59歲，占比為72.4%，多為中老年人，符合我國農村現狀[23]。受訪規(guī)模養(yǎng)殖戶以初高中文化程度為主，占比73.4%，小學及以下文化程度占23.4%，大專及以上學歷占比為3.2%。同時，有29.1%的受訪養(yǎng)殖戶加入了產業(yè)化組織。生豬養(yǎng)殖規(guī)模主要集中在50～500頭之間，該區(qū)間樣本數占比例86.8%；養(yǎng)殖場所在地與周邊最近商業(yè)中心的平均距離為15.7 km，最遠距離為100 km；生豬的平均飼養(yǎng)成本集中在1 100～1 800元·頭-1，此區(qū)間占比為77.1%。

表1 規(guī)模養(yǎng)殖戶樣本基本特征

Table1Basic characteristics of scale farmers

統(tǒng)計類別Statisticalcategory分類指標Classificationindex樣本數Number比例Proportion/%受訪養(yǎng)殖戶性別Genderoffarmerinterviewed男Male37693.53女Female266.47受教育程度Educationlevel小學及以下Primaryschoolandbelow9423.38初中Juniormiddleschool18746.52高中Highschool10826.87大專及以上Collegeandabove133.23年齡Age≤3071.7430～396215.4240～4914636.3250～5914536.07≥604210.45家庭人口數Familypopulation≤251.243～634986.82≥74811.94生豬養(yǎng)殖規(guī)模Scaleofpigfarming≤50122.9951～20022054.73201～50012932.09≥5004210.45距最近商業(yè)中心距離≤1022355.47Distancefromthenearestbusinesscenter/km10～5015638.8150～100235.72每頭生豬的飼養(yǎng)成本/元Feedingcostperpig/yuan≤100020.501001～150026265.171501～20006616.42≥2001297.21

3.4 變量設置

如表2所示，將變量分為因變量、核心自變量、控制變量3類。

3.4.1 因變量

為量化分析規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿，將養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料的支付意愿及意愿支付水平作為衡量其采納行為的指標。具體調查問題為“假如現有一種新型環(huán)保型飼料，能夠降低生豬糞便中20%的有害成分，且不影響生豬正常生長，請問您愿意購買嗎？”若回答“愿意”，則繼續(xù)詢問“請問您愿意在每頭生豬飼料成本比現在最多增加多少(0～100%)的情況下，使用新飼料？”第1個問題對應因變量為支付意愿，第2個問題對應因變量為意愿支付水平。

3.4.2 核心自變量

將健康意識中的健康現狀感知、健康變化感知與健康關注程度3個變量作為自變量。量表測量借鑒了Gould[15]與陳曉紅等[20]的研究。具體而言，對于健康現狀感知，調查問題為“您目前的身體健康情況怎么樣”，其對應選項為“不太好”“一般”“比較好”，依次分別賦值1～3分；在健康變化感知的度量上，調查問題為“您是否能夠經常感知到自身健康狀況的變化？”，其選項為“較少”“一般”“較多”，依次分別賦值1～3分；對于健康關注程度，調查問題為“您是否會檢查自己的身體健康狀況？”，其選項為“較少”“一般”“較多”，依次分別賦值1～3分。

3.4.3 控制變量

考慮到可能存在的變量遺漏問題，將個人特征(性別、年齡、受教育年限)、家庭特征(家庭年總收入、家庭人口數量)、經營特征(生豬養(yǎng)殖規(guī)模、養(yǎng)豬年限、養(yǎng)殖場與商業(yè)中心的距離)和認知特征(環(huán)保飼料價值認知、環(huán)境保護認知)作為控制變量納入回歸方程。在認知特征中，調查問題為“您認為合理的飼料配方，對減輕豬場環(huán)境污染的作用如何？”來衡量飼料價值認知，選項由“沒有作用”到“作用非常大”，依次分別賦值1～5分；調查問題為“您對環(huán)境保護法律法規(guī)與政策的了解程度如何？”來衡量飼料價值認知，選項由“很低”到“很高”，依次分別賦值1～5分。

表2 變量含義及描述性統(tǒng)計

Table2Variable meaning and descriptive statistics

變量Variable賦值內容Value均值Mean標準差SD因變量Dependentvariable1.第一階段Stageone支付意愿Willingnesstopay(y1)不愿意Unwilling=0;愿意Willing=10.8120.3912.第二階段Stagetwo支付意愿水平Willingnesstopaylevel(y2)愿意為使用新飼料在每頭生豬飼料成本比現在最大增加量/%Willingnesstoincreasecostperpigfeedbythelargestamountfortheuseofnewfeed6.69012.803自變量Independentvariable1.健康意識Healthconsciousness健康現狀感知Healthstateperception(x1)不太好Notwell=1;一般General=2;比較好Good=32.4080.576健康變化感知Healthchangeperception(x2)較少Seldom=1;一般Normal=2;較多Often=31.6320.676健康關注程度Healthconcern(x3)較少Seldom=1;一般Normal=2;較多Often=31.6190.617控制變量Controlvariable1.個人特征Personalcharacteristics性別Gender(x4)男Male=1;女Female=00.3910.488年齡Age(x5)受訪者實際年齡/歲Respondents actualage47.5309.224受教育年限Yearsofeducation(x6)受訪者接受教育年限/年Respondents educationalyears8.7012.7172.家庭特征Familycharacteristics家庭人口數量Familysize(x7)實際值/(人·戶-1)Actualvalue(personineveryfamily)4.9661.474家庭年收入Familyannualincome(x8)2016年家庭凈收入的對數Logarithmofnethouseholdincomein20162.6170.7983.經營特征Managementcharacteristics生豬養(yǎng)殖規(guī)模Scaleofpigfarming(x9)養(yǎng)殖場現有生豬數量的對數Logarithmofthenumberoflivepigsinfarms2.3210.344養(yǎng)豬年限Pigraisingyears(x10)年Year8.8635.014與商業(yè)中心距離Distancefrombusinesscentre(x11)養(yǎng)殖場距商業(yè)中心的距離的對數Logarithmofthedistance2.9431.0494.認知特征Cognitivecharacteristics飼料價值認知Feedvaluecognition(x12)沒有作用Noeffect=1;作用很小Verysmalleffect=2;有一定作用Acertaineffect=3;作用比較大Relativelylargeeffect=4;作用非常大Verylargeeffect=52.8340.828環(huán)境保護認知Environmentalprotectioncognition(x13)很低Verylow=1;較低Lower=2;一般General=3;較高Higher=4;很高Veryhigh=52.9880.889

4 結果與分析

4.1 因變量的描述性統(tǒng)計分析

在此次調查的402名受訪規(guī)模養(yǎng)殖戶中，愿意使用環(huán)保飼料并額外支付飼料成本的受訪者占據數量優(yōu)勢。其中愿意為每頭生豬飼料多支付0～10%的比重最高，養(yǎng)殖戶平均愿為使用環(huán)保飼料多支付每頭生豬飼料成本的6.69%。結合已有學者研究[24]，假定從仔豬到出欄每頭生豬的飼料成本為700元，因此，受訪養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料意愿支付水平均值為46.80元·頭-1。上述結果的可能原因是，受訪規(guī)模養(yǎng)殖戶大多數對農村環(huán)境污染現狀有一定的了解，因而會傾向于選擇使用對環(huán)境危害更小的飼料從事養(yǎng)殖活動。同時，出于“理性經濟人”的角度，養(yǎng)殖戶不得不考慮由此帶來的養(yǎng)殖成本上升及利潤空間緊縮，從而對環(huán)保飼料的支付意愿較大程度地集中在一定的區(qū)間內。

同時，依據健康意識因素中健康現狀感知、健康變化感知與健康關注程度分別對規(guī)模養(yǎng)殖戶進行分組，對不同組別的樣本環(huán)保飼料支付意愿與意愿支付水平進行統(tǒng)計分析，結果如表3所示。不難看出，分組后的規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿與意愿支付水平表現出一定的組間差異。在一定程度上，可以初步發(fā)現規(guī)模養(yǎng)殖戶對健康現狀感知、健康變化感知及健康關注程度越高，其環(huán)保飼料支付意愿越強烈。

表3 自變量與因變量交叉分析

Table3Cross-analysis of independent and dependent variables

%

4.2 實證分析

借助STATA 15.0計量軟件利用Heckman兩階段模型分析健康意識對環(huán)保飼料支付意愿的影響程度。方程(1)為基準模型，其中包含的解釋變量為養(yǎng)殖戶個人特征、家庭特征、經營特征。考慮到健康意識變量對回歸結果造成的影響，在方程(2)中納入健康現狀感知、健康變化感知與健康關注程度3組數據。為盡可能控制遺留變量造成的偏誤，在方程(3)中引入規(guī)模養(yǎng)殖戶認知特征變量，包括環(huán)保飼料價值認知與環(huán)境保護認知兩組數據。根據結果，方程(2)、方程(3)中的逆米爾斯比率顯著，說明了存在選擇性偏誤，利用Heckman兩階段模型可有效解決該問題。較之方程(1)，方程(2)方程(3)健康意識變量中健康變化感知與健康關注程度變量均顯著，且總的來看，方程(3)對規(guī)模養(yǎng)殖戶行為起到了更好的解釋作用。基于此，本研究接下來的分析主要依據方程(3)。

表4Heckman兩階段回歸結果

Table4Results of Heckman two-stage regression

項目Variable方程(1)Equation(1)第一階段Stageone第二階段Stagetwo方程(2)Equation(2)第一階段Stageone第二階段Stagetwo方程(3)Equation(3)第一階段Stageone第二階段Stagetwox10.023(0.145)-1.081(2.581)0.002(0.149)-1.558(1.721)x20.162(0.121)5.763??(2.557)0.061(0.129)4.398???(1.570)x30.410???(0.135)-2.161(4.050)0.341??(0.147)-0.497(2.281)x4-0.825?(0.485)-2.813(6.276)-0.794(0.504)-2.543(6.776)-0.923?(0.518)-1.464(4.376)x50.002(0.011)-0.107(0.168)0.002(0.011)-0.084(0.186)0.006(0.011)-0.069(0.125)x60.0622?(0.035)-0.302(0.679)0.0611?(0.036)-0.244(0.760)0.0725?(0.038)-0.458(0.468)x7-0.146??(0.057)-1.618(1.324)-0.137??(0.059)-1.756(1.446)-0.161???(0.062)-1.407(0.917)x80.116(0.139)-0.211(2.291)0.150(0.141)-0.120(2.648)0.170(0.149)-0.670(1.719)x9-0.451(0.323)1.313(5.565)-0.416(0.332)1.585(6.060)-0.412(0.346)2.942(3.878)x100.100???(0.023)0.214(0.584)0.093???(0.024)0.298(0.636)0.096???(0.025)0.035(0.350)x11-0.140?(0.080)-0.136(0.083)-0.095(0.088)x120.371???(0.118)2.482(1.666)

續(xù)表4

括號內為對應的T值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，Waldchi2指檢驗模型整體參數顯著性，Pro>chi2指Wald檢驗的顯著性水平P值。下同。

The correspondingTvalue was in parentheses. ***， **， * respectively indicated that the data were significant at the level of 1%， 5% and 10%.Waldchi2 refered to the significance of the overall parameters of the model;Pro>chi2 refered to thePvalue of the significance level of Wald test. The same as below.

4.2.1 健康意識的影響

如表4所示，健康變化感知在第二階段顯著為正，即規(guī)模養(yǎng)殖戶健康變化感知越強，能接受使用環(huán)保飼料帶來的飼料成本上升額度越高，與陳曉紅等[20]的研究一致。可能的解釋是，當規(guī)模養(yǎng)殖戶越能感知到自身健康狀況的改變時，會對環(huán)境污染給健康帶來的不利影響更為敏感，相應地更有動力去保持或改善自身的健康狀態(tài)并為減少污染而支付更多的資金。因而，本研究認為規(guī)模養(yǎng)殖戶的健康變化感知程度對其環(huán)保飼料意愿支付水平的提升具有正向促進作用。此外，健康關注程度在第一階段顯著為正，即健康關注程度越高的養(yǎng)殖戶越愿意使用環(huán)保飼料并為之付費?？赡艿慕忉屖?，環(huán)境污染給人的健康帶來嚴重威脅[25]，關注自身健康狀況的規(guī)模養(yǎng)殖戶更希望改善工作及生活的環(huán)境條件并使用環(huán)保飼料來降低畜禽糞便中污染物的排放。上述結果也與國外學者的研究發(fā)現較為近似，如Hwang[26]論證了消費者的健康意識對其環(huán)保意識與生態(tài)屬性認知具有不可忽視的影響。這也表明，以健康意識為出發(fā)點研究規(guī)模養(yǎng)殖戶親環(huán)境行為意愿是成功的，健康意識的提高對以使用環(huán)保飼料為代表的規(guī)模養(yǎng)殖戶親環(huán)境行為及意愿起著重要作用。

4.2.2 養(yǎng)殖戶個人與家庭特征變量的影響

如表4所示，養(yǎng)殖年限對環(huán)保飼料支付意愿具有顯著正向影響，養(yǎng)殖戶從事養(yǎng)殖業(yè)時間越長，越關注養(yǎng)殖環(huán)境問題與改善途徑。性別變量在方程(3)第一階段中顯著為負，即女性更愿意為環(huán)保飼料付費，與師碩等[27]學者的結論一致。家庭人口數量對環(huán)保飼料支付意愿具有顯著反向作用，與Kassie等[28]的結論有相通之處。研究發(fā)現，家庭勞動力占比越少，選擇精細化處理畜禽糞便的概率就越低。本研究結果可解釋為家庭總人口數越多，經濟負擔相對較大，從而降低了額外支出減少污染的意愿。在方程(3)第一階段中，養(yǎng)殖戶受教育年限顯著，與Burton[29]發(fā)現一個采納者的信息決定于其個人的稟賦，且其中教育程度較為重要的論述一致，國內學者吳林海等[30]的研究也得到了相同的結論。對養(yǎng)殖戶而言，對養(yǎng)殖業(yè)污染的認知和減少污染的意愿均需要相關環(huán)保信息的支持，而信息的獲得有賴于教育水平的提高。所以，受教育年限的提高能促進環(huán)保投資。

4.3 差異性分析

根據前文回歸結果，依據健康變化感知對樣本進行分組，把健康變化感知測度中得分為“1”的劃為低健康變化感知組，得分為“2”“3”的樣本劃入高健康變化感知組。采用Heckman兩階段模型估計健康變化感知對不同群體規(guī)模養(yǎng)殖戶的影響。如表5所示，相較于高健康變化感知組，低健康變化感知組性別變量在第一階段負向顯著，飼料價值認知在第二階段正向顯著。健康變化感知一般或較高組則表現出較大差異，其中受教育年限、養(yǎng)豬年限與飼料價值認知在第一階段正向顯著，家庭人口數量則表現出負向影響，受教育年限、家庭人口數量、家庭年收入均在第二階段負向顯著，而生豬養(yǎng)殖規(guī)模則表現出顯著正向作用。總體而言，低健康變化感知組對環(huán)保飼料的支付意愿更容易受到飼料價值認知的引導，而高健康變化感知組則明顯地受教育年限、家庭人口數量、家庭年收入等因素的影響。此結果印證了健康變化感知不同的規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料的支付意愿及其水平表現出一定的組間差異。

表5 基于健康變化感知的組間差異性檢驗

Table5Intergroup difference test based on health change perception

項目Variable低健康關注程度組Lowhealthconcerngroup第一階段Stageone第二階段Stagetwo高健康關注程度組Highhealthconcerngroup第一階段Stageone第二階段Stagetwox4-5.226???(2.027)1.077(2.014)-0.788(0.600)-2.608(7.684)x5-0.012(0.022)-0.103(0.066)0.014(0.014)-0.094(0.190)x60.014(0.070)-0.100(0.206)0.085?(0.049)-1.558??(0.781)x7-0.155(0.095)0.082(0.450)-0.190??(0.088)-2.834?(1.460)x8-0.096(0.279)0.647(0.879)0.278(0.201)-5.348?(2.804)x9-0.485(0.592)-2.161(2.032)-0.309(0.478)18.16???(6.464)x100.057(0.036)-0.066(0.147)0.126???(0.043)-0.119(0.474)x11-0.268?(0.163)0.044(0.113)x120.094(0.192)1.764???(0.668)0.441???(0.157)3.591(2.491)x13-0.239(0.173)-0.208(0.729)-0.106(0.161)-0.443(2.147)逆米爾斯比率InverseMillsratio1.588(8.557)14.91?(13.040)Waldchi220.34018.130Pro>chi20.0260.053

依據健康關注程度對樣本進行分組，健康關注程度測度中得分為“1”的劃為低健康關注程度組，得分為“2”“3”的樣本劃入高健康關注程度組。采用Heckman兩階段模型估計健康關注程度對不同群體規(guī)模養(yǎng)殖戶的影響。如表6所示，低健康關注程度組的家庭人口數量、生豬養(yǎng)殖規(guī)模在第一階段表現出顯著負向影響，飼料價值認知則在第二階段正向顯著；高健康關注程度組性別差異帶來的影響更明顯，受教育程度和環(huán)境保護認知也相較于前一組有更顯著的正向表現。總體而言，低健康關注程度組明顯更易受家庭人口數量、生豬養(yǎng)殖規(guī)模的影響。高健康關注程度組對環(huán)保飼料的支付意愿更容易受到環(huán)境保護認知的引導，規(guī)模養(yǎng)殖戶受教育年限和家庭年收入帶來的影響也更為顯著。綜上所述，健康關注程度不同的規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料的支付意愿及其水平的組間差異。

4.4 穩(wěn)健性分析

采用主成分分析法重新構造了健康意識(health，x0)這一變量來檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，具體方法是對健康現狀感知(health state perception)、健康變化感知(health change perception)與健康關注程度(health concern)3個維度的健康意識變量進行主成分分析，并選取第一主成分，該主成分的方差貢獻率達到了74.37%，即解釋了原有數據74.37%的信息。將采用主成分分析法重新構造的健康意識變量納入到方程(3)中重新進行回歸，結果如表7所示。不難發(fā)現，健康意識變量在2個階段均顯著，且方向都為正。這一結果印證了前文主要結論，即健康意識有助于改善規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿并提升意愿支付水平，也體現出前文的回歸分析結果較為穩(wěn)健。

表6 基于健康關注程度的組間差異性檢驗

Table6Intergroup difference test based on health concern degree

項目Variable低健康關注程度組Lowhealthconcerngroup第一階段Stageone第二階段Stagetwo高健康關注程度組Highhealthconcerngroup第一階段Stageone第二階段Stagetwox4-0.617(0.614)2.177(3.142)-0.993???(1.515)-3.449(8.383)x50.006(0.018)0.022(0.110)0.016(0.013)0.008(0.243)x60.030(0.054)0.105(0.347)0.153???(0.054)-0.435(1.017)x7-0.348???(0.092)-0.483(0.809)-0.031(0.091)-1.871(1.416)x80.288(0.184)0.228(1.209)0.209(0.234)-2.103(3.557)x9-0.998???(0.480)0.878(3.041)-0.593(0.506)9.481(7.796)x100.135???(0.037)-0.274(0.228)0.076??(0.034)-0.168(0.512)x110.111(0.128)-0.338??(0.132)x120.326??(0.156)1.343(0.991)0.306?(0.175)2.338(2.680)x13-0.166(0.160)-0.338(0.976)0.267?(0.155)-1.919(2.523)逆米爾斯比率InverseMillsratio-0.711(6.121)27.330?(17.940)Waldchi212.6306.080Pro>chi20.1450.109

表7 主成分分析法構造健康意識變量的回歸結果

Table7Constructing regression results of health consciousness variables by principal component analysis

項目Variable健康關注程度Healthconcernlevel第一階段Stageone第二階段Stagetwox00.196??(0.134)2.939?(1.718)x4-0.949?(0.508)-2.106(4.210)x50.007(0.011)-0.085(0.119)x60.074?(0.038)-0.513(0.443)x7-0.175???(0.061)-1.504?(0.896)x80.170(0.149)-0.989(1.633)x9-0.428(0.341)2.729(3.716)x100.099???(0.025)0.034(0.330)x11-0.088(0.087)

續(xù)表7

5 結論與啟示

基于湖北省402戶生豬規(guī)模養(yǎng)殖戶的調查數據，應用Heckman兩階段模型，探討了規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料的支付意愿及其影響因素，并進一步分析健康意識限制條件下規(guī)模養(yǎng)殖戶為環(huán)保飼料意愿付費影響因素的差異性，結果如下。第一，78.97%的受訪規(guī)模養(yǎng)殖戶愿意為環(huán)保飼料付費，且受訪規(guī)模養(yǎng)殖戶平均能接受生豬飼料成本最大上升額度為46.80元·頭-1。第二，總體而言，健康意識中對規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿與意愿支付水平的影響均具有正效應，即對近年來自身健康狀況變化感知較強烈、經常進行體檢、對自身健康狀況較為關心的規(guī)模養(yǎng)殖戶更傾向于為環(huán)保飼料付費，且為使用環(huán)保飼料而接受飼料成本上升的程度越大。第三，從影響因素的差異性來看，健康變化感知較低的規(guī)模養(yǎng)殖戶對環(huán)保飼料的支付意愿更容易受到飼料價值認知的引導，而健康變化感知較高的規(guī)模養(yǎng)殖戶則明顯地受教育年限、家庭人口數量、家庭年收入等因素的影響；健康關注程度偏高的規(guī)模養(yǎng)殖戶更容易受到環(huán)境保護認知的引導，而健康關注程度較低的規(guī)模養(yǎng)殖戶則更易受到家庭負擔的限制。

基于此，提出以下建議。第一，盡管多數規(guī)模養(yǎng)殖戶愿意為環(huán)保飼料付費，但依舊存在一定的提升空間，因而促進養(yǎng)殖戶尤其是規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保認知的提升具有重要意義。政府部門可借助各類媒體、入戶講解等方式向養(yǎng)殖戶進行宣傳，積極引導養(yǎng)殖戶采納環(huán)保飼料。第二，針對健康意識會直接影響規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保意識的規(guī)律，應由地方衛(wèi)生部門與環(huán)保部門配合進行周期性的環(huán)境與健康知識下鄉(xiāng)活動，要讓廣大養(yǎng)殖業(yè)從業(yè)者知道環(huán)境的惡化將會直接影響到自身的健康，以健康宣講機制促使養(yǎng)殖戶環(huán)保習慣的養(yǎng)成，也可由地方政府或村民自治組織定期組織當地規(guī)模養(yǎng)殖戶進行體檢，從而提升其健康意識。第三，健康變化感知與健康重視程度限定條件下影響因素的差異性表明，制定差異化的政策有利于提高規(guī)模養(yǎng)殖戶環(huán)保飼料支付意愿。對于健康變化感知較高的規(guī)模養(yǎng)殖戶，可在一定程度上鼓勵其進一步保持規(guī)?；B(yǎng)殖，而對于健康關注程度較高的規(guī)模養(yǎng)殖戶，則應鼓勵其主動接受更多文化或技術教育及培訓。