重金屬污染區(qū)農(nóng)戶休耕意愿的影響因素及其差異性分析
——基于湖南省243個農(nóng)戶的問卷調(diào)查

劉 丹 楊文杰 鞏前文

(北京林業(yè)大學(xué) 綠色發(fā)展與中國農(nóng)村土地問題研究中心，北京 100083)

我國自確立并實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來，農(nóng)業(yè)發(fā)展成績顯著，現(xiàn)代化步伐不斷加快，糧食產(chǎn)量實現(xiàn)“十二連增”。但是，地下水超采、重金屬污染、耕地沙化和退化等問題不斷涌現(xiàn)，農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)村生態(tài)環(huán)境陸續(xù)亮起“紅燈”?！吨袊氐厍蚧瘜W(xué)調(diào)查報告》調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國中重度污染或超標(biāo)耕地有232.53萬hm2，輕度污染或超標(biāo)耕地達(dá)到了646.67萬hm2，占耕地總量的8%以上。每年我國因重金屬污染耕地直接減少糧食產(chǎn)量約1 000多萬t，造成經(jīng)濟損失約200多億元，重金屬污染問題成為不可回避且迫切需要解決的問題。耕地休耕是治理重金屬污染，促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的新選擇，我國“十三五”規(guī)劃綱要首次明確提出要探索實行耕地輪作休耕制度，讓耕地修養(yǎng)生息，以便“來年再戰(zhàn)”。輪作休耕制度在我國歷來有之，北魏《齊民要術(shù)》中有“谷田必須歲易”、“麻欲得良田，不用故墟”等記載。我國農(nóng)產(chǎn)品供給由全面短缺轉(zhuǎn)向部分過剩為推行耕地休耕政策創(chuàng)造了條件。誠然，休耕會導(dǎo)致農(nóng)戶種植模式轉(zhuǎn)變和短期內(nèi)種植收益下降，農(nóng)民的現(xiàn)實生活壓力和種植慣性使不少人對耕地休耕政策的可操作性持懷疑態(tài)度。在對歐盟和日本等國的休耕政策執(zhí)行研究中也發(fā)現(xiàn)強制性休耕會導(dǎo)致水土流失、土地拋荒和生態(tài)破壞等問題出現(xiàn)。因此，我國耕地休耕如何做到尊重農(nóng)戶意愿休而不荒是有效執(zhí)行休耕政策的關(guān)鍵。

休耕問題近年來成為國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點。國外關(guān)于休耕的研究涉及了休耕耕地選擇、休耕申請程序與機制、休耕規(guī)模和空間布局、休耕影響與效益評價等方面[1-2]。美國是實施休耕項目(Conservation reserve program)最早的國家，已有研究也主要以美國的休耕項目為載體。但是,美國的休耕政策也并非完美。有學(xué)者指出，美國的休耕項目也會受到政治因素影響，一些“次優(yōu)”的土地可能也會納入休耕項目中[3]，后期的稅收抵扣代替補貼政策也導(dǎo)致高收入人群獲得更多收益[4]。日本推行耕地休耕制度主要是調(diào)節(jié)農(nóng)產(chǎn)品供給的問題，休耕期間利用價格補貼和進口關(guān)稅等政策來保障農(nóng)民休耕利益[5]。歐盟的休耕項目是為了解決農(nóng)產(chǎn)品過剩導(dǎo)致農(nóng)民收入下降的問題，2008年，為應(yīng)對國際糧價上漲局面，歐盟將休耕率進行調(diào)整，并于2009年取消了強制性休耕政策，采用自愿性休耕政策[6]。我國學(xué)者關(guān)于休耕的研究主要從休耕必要性、休耕國外經(jīng)驗借鑒等方面展開，休耕申請程序、技術(shù)、補償和監(jiān)督等方面的研究仍需加強[2]。其中，休耕的必要性主要圍繞耕地可持續(xù)利用、糧食安全和農(nóng)村生態(tài)環(huán)境保護等角度進行研究，已有研究普遍認(rèn)為我國當(dāng)前實施休耕是必要的，休耕可以緩解土壤酸化、保障糧食安全、增加農(nóng)民收入、改善土壤和物種保護、增強農(nóng)業(yè)發(fā)展能力和實現(xiàn)國家和農(nóng)民利益最優(yōu)化等[7-11]。關(guān)于休耕經(jīng)驗的借鑒，研究對象集中于美國、日本、歐盟和中國臺灣地區(qū)，在對上述國家或地區(qū)休耕政策執(zhí)行過程的比較分析后指出我國大陸地區(qū)在休耕中如何因地制宜采用恰當(dāng)?shù)姆椒?、程序及?yīng)如何規(guī)避休耕中出現(xiàn)的問題等。[1,5，12-14]但是，作為影響休耕政策有效執(zhí)行的重要因素的農(nóng)戶休耕意愿研究卻少之甚少。在僅有的關(guān)于農(nóng)戶休耕意愿的研究中，李爭等[15]分析鄱陽湖糧食產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶休耕意愿影響因素時指出非農(nóng)業(yè)收入比例、耕地質(zhì)量的主觀判斷對農(nóng)戶休耕意愿分別有正向和負(fù)向的影響，而戶主年齡、文化程度等影響不顯著；謝花玲等[16]對河北地下水漏斗區(qū)農(nóng)戶冬小麥休耕意愿的研究與李爭等[15]的研究結(jié)論相比，相同之處是農(nóng)戶對耕地質(zhì)量的認(rèn)知對休耕意愿具有負(fù)向影響，不同之處在于前者證明了文化程度、勞農(nóng)工日、家庭勞動力總數(shù)、人均耕地面積和休耕態(tài)度也是影響農(nóng)戶休耕意愿的重要因素；而龍玉琴等[17]則進行了更深入的研究，將地下水漏斗區(qū)河北省邢臺市598戶農(nóng)戶分為不同兼業(yè)類型分析其休耕意愿影響因素的差異，研究表明影響不同兼業(yè)類型農(nóng)戶的共同因素有年齡、冬小麥庫存和休耕補助核算方式滿意度等。從已檢索到的關(guān)于農(nóng)戶休耕意愿影響因素的文獻(xiàn)來看，學(xué)者們還未對重金屬污染區(qū)農(nóng)戶休耕意愿及其影響因素進行研究，且未從不同限定條件下影響因素的差異角度深入分析。

本研究利用重金屬污染區(qū)湖南省243個農(nóng)戶休耕意愿調(diào)研數(shù)據(jù)，運用Probit回歸模型，擬分析農(nóng)戶休耕意愿的影響因素及其差異性。以期探討農(nóng)戶休耕意愿的影響因素及其差異性為完善休耕政策、合理引導(dǎo)農(nóng)戶休耕提供重要的理論和實踐參考。

1 數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計分析

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究區(qū)域為湖南省，因大部分區(qū)域處于洞庭湖以南而得名“湖南”。湖南省耕地重金屬污染情況嚴(yán)峻，2013年的“鎘米”事件使得農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全問題被提到國家戰(zhàn)略地位，湖南省耕地重金屬污染治理壓力也開始不斷增強。湖南省土壤重金屬污染嚴(yán)重與其有色金屬采礦冶煉等全行業(yè)鏈粗放發(fā)展相關(guān)。湖南省有色金屬多，但是品質(zhì)較低，開采使用率不超過50%，伴生礦的使用率更低，僅達(dá)25%，選礦污水的處理不完善導(dǎo)致大量污水入河，而耕地使用重金屬污染水體灌溉，導(dǎo)致耕地重金屬污染嚴(yán)重[18]。2015年湖南省廢水中汞、鉛和鎘的排放總量達(dá)到了22 908.3 kg,遠(yuǎn)高于其他省份(1)數(shù)據(jù)來源：2016年《中國統(tǒng)計年鑒》。2016年湖南省為治理重金屬污染，制定了《湖南重金屬污染耕地治理式休耕試點2016年實施方案》，開始探索實行耕地輪作休耕制度。通過輪作休耕，重金屬污染耕地暫時退出生產(chǎn)序列，應(yīng)用土壤修復(fù)技術(shù)，使耕地污染治理實現(xiàn)自然修復(fù)與技術(shù)修復(fù)的融合。土壤種植環(huán)境的逐步優(yōu)化為降低農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全風(fēng)險、穩(wěn)定農(nóng)民收入和保障農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力奠定基礎(chǔ)。此次調(diào)研區(qū)域選擇了長沙市望城區(qū)的盤龍嶺村、藍(lán)塘寺村和湛水村，株洲市茶陵縣的東山村，采取隨機抽樣的方法選取樣本農(nóng)戶，樣本農(nóng)戶選取數(shù)量依據(jù)所在村總農(nóng)戶數(shù)量而定(圖1)。其中，長沙市望城區(qū)喬口鎮(zhèn)的盤龍嶺村、藍(lán)塘寺村和湛水村共選取116個樣本農(nóng)戶，株洲市茶陵縣東山村共有16個村小組，1 000多戶家庭，故選取124個樣本農(nóng)戶。此次調(diào)研共發(fā)放問卷243份，共回收問卷243份，去除缺失關(guān)鍵變量問卷3份，有效樣本240個。

圖1 調(diào)查區(qū)域分布情況Fig.1 The distribution of investigate regional

1.2 統(tǒng)計分析

1.2.1被調(diào)查者個人及家庭基本特征

樣本農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度、人均耕地面積和農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例的情況見表1。

從表1 可以發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查農(nóng)戶中男性比例居高，達(dá)到60.33%，這與調(diào)查中男性對家庭耕地情況較為了解密切相關(guān)。從被調(diào)查者受教育程度來看，調(diào)查區(qū)域農(nóng)戶受教育水平普遍偏低。有89.67%的被調(diào)查者受教育程度為初中及以下，其中文盲占比高達(dá)13.22%。除此之外，被調(diào)查者年齡集中在35～65歲，反映了當(dāng)前農(nóng)村大量青壯年勞動力外出務(wù)工的現(xiàn)象。大量青壯年選擇外出務(wù)工主要是因為家庭人均耕地面積少，農(nóng)業(yè)收入低。調(diào)查區(qū)域內(nèi)人均耕地面積在0.06 hm2以下的有84.29%，并且，有83.06%的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例在20%以下。

表1 被調(diào)查者個人及家庭基本特征Table 1 The characteristics of respondents and its family

1.2.2被調(diào)查者耕地基本情況

重金屬污染是制約湖南省農(nóng)業(yè)進一步發(fā)展的重要因素。被調(diào)查農(nóng)戶耕地的等級、土壤污染狀況、灌溉條件和離家距離等情況如表2所示。

表2 被調(diào)查者耕地基本情況Table 2 The basic cituation of farmland

從表2可以發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查者耕地等級以一等和二等為主，占比達(dá)到90.45%。意識到耕地存在污染問題的農(nóng)戶相對較少，只有39.08%，其余的60.92%仍認(rèn)為自家耕地并未有污染問題。因為湖南省相對于其他區(qū)域來說，耕地灌溉條件較好，較多農(nóng)戶認(rèn)為只要耕地方便灌溉，耕地產(chǎn)量就不會減少，污染問題也不復(fù)存在。被調(diào)查者中有81.74%的農(nóng)戶認(rèn)為耕地能保證灌溉，因此，農(nóng)戶對耕地污染問題較為忽視。調(diào)查區(qū)域耕地離家距離也普遍較近，離家距離在600 m以下的農(nóng)戶高達(dá)65.29%，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)較為方便。

1.2.3被調(diào)查者對休耕政策認(rèn)知情況

被調(diào)查者由于受教育程度和接收信息渠道的局限對休耕政策認(rèn)知程度差異明顯。對休耕政策制定原因、補貼方式等較為了解的被調(diào)查者對休耕政策表現(xiàn)出更強的接受度。被調(diào)查者對休耕補償方式了解情況、補償方式合理程度和休耕確定方式贊同程度如表3所示。

表3 被調(diào)查者對休耕政策認(rèn)知情況Table 3 The cognition of farmland fallowing policy

表3數(shù)據(jù)顯示，有53.31%的被調(diào)查者不愿意參與休耕，這與被調(diào)查者對休耕政策的認(rèn)知密切相關(guān)。被調(diào)查者中有近49.96%的農(nóng)戶不了解休耕補償方式，了解休耕補償方式的農(nóng)戶中也僅有4.15%是完全了解。農(nóng)戶休耕補償期望值與實際補貼之間差異較大(圖2)。較多農(nóng)戶認(rèn)為中央制定的休耕補貼應(yīng)該遠(yuǎn)超出地方政府現(xiàn)有發(fā)放補貼，因此，65.97%的農(nóng)戶認(rèn)為現(xiàn)有補償方式不合理。但是，又有78.15%的農(nóng)戶對休耕農(nóng)地確定方式表示贊同。

圖2 休耕補償期望值頻數(shù)分布Fig.2 The frequency distrubution of expected fallow compensation

2 模型選擇和模型估計

2.1 模型構(gòu)建

本研究構(gòu)建農(nóng)戶參與農(nóng)地休耕意愿影響因素的Probit模型，分析重金屬污染區(qū)湖南省農(nóng)戶休耕意愿及其影響因素。農(nóng)戶休耕意愿及其影響因素的Probit模型可表示為：

(prob(Y=1|X)=prob (Y*>0|X)=
prob{[μ>-(α+βX)]|X}=
1-φ[-(α+βX)]=φ[(α+β)])

(1)

式中：Y*是不可觀測的潛在變量，Y是實際觀測到的因變量，表示農(nóng)戶是否愿意參與休耕(不愿意=0，愿意=1)，即：

(2)

X是觀測到的自變量，包括上面提到的被調(diào)查者基本特征、家庭基本情況、對休耕政策認(rèn)知情況和耕地基本情況等影響因素；μ是隨機擾動項，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；Φ是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù)。

2.2 變量選擇與說明

農(nóng)戶的休耕意愿受到多種因素的影響。一些學(xué)者研究表明，被調(diào)查者個人特征、家庭基本情況、耕地條件和農(nóng)戶政策認(rèn)知等對農(nóng)戶的耕地休耕意愿具有重要的影響[16-17]。也有學(xué)者證實休耕補償變量在耕地休耕意愿影響中的適用性[15,19]。本研究在對前人研究成果借鑒的基礎(chǔ)上結(jié)合實地調(diào)研經(jīng)驗，從被調(diào)查者基本特征、農(nóng)戶家庭基本情況、耕地基本情況、被調(diào)查者對休耕政策的認(rèn)知(包括休耕補償期望偏差)等4個維度11個變量探究重金屬污染區(qū)湖南省農(nóng)戶休耕意愿影響因素及其差異性。初步預(yù)期：1)個體特征中，男性農(nóng)戶休耕意愿可能強于女性，年齡的影響方向不確定，受教育程度越高，被調(diào)查者越愿意選擇休耕；2)家庭特征中，農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例越高，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴程度越強，休耕意愿會越弱，家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例大，剩余勞動力外出務(wù)工的可能性高，休耕意愿強。但是，近年來農(nóng)戶外出務(wù)工機會不斷減少，可能導(dǎo)致農(nóng)戶家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例越大，越不愿意休耕；3)耕地基本情況特征中，耕地等級越低，越愿意通過休耕來提高耕地質(zhì)量，調(diào)研區(qū)域離家遠(yuǎn)的耕地多為山區(qū)低質(zhì)量土地，耕作不方便，農(nóng)戶休耕意愿強；4)被調(diào)查者對休耕政策的認(rèn)知中，休耕政策在試點區(qū)域執(zhí)行時對農(nóng)戶普及程度越高，農(nóng)戶休耕意愿越強烈，被調(diào)查者對休耕政策執(zhí)行手段的贊成程度與休耕意愿呈正向相關(guān)關(guān)系，被調(diào)查者認(rèn)為現(xiàn)有休耕補貼越合理，休耕補償期望偏差越小，越愿意參與休耕。各解釋變量的具體情況說明如表4所示。主要變量的特征值和取值范圍見表5。

表4 變量解釋Table 4 The explanation of selected variables

表5 變量特征值和取值范圍Table 5 The eigenvalues and ranges of selecte variables

2.3 模型估計及結(jié)果

本研究使用stata軟件，采用極大似然估計法對模型進行估計，使用懷特檢驗方程矯正異方差，在對全部調(diào)查樣本實證分析(模型I)的基礎(chǔ)上，分別建立望城區(qū)農(nóng)戶休耕意愿的影響因素模型(模型II)和茶陵縣農(nóng)戶休耕意愿的影響因素模型(模型III)，估計結(jié)果如表6所示。

表6 模型估計結(jié)果Table 6 Results of model estimation

從模型的估計結(jié)果看，模型通過了似然比顯著性檢驗，模型有效。模型I的估計結(jié)果表明被調(diào)查者年齡、家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例、休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例、耕地離家距離、耕地等級和被調(diào)查者對休耕確定方法認(rèn)同程度和休耕補償期望偏差對農(nóng)戶休耕意愿影響顯著。而農(nóng)戶性別、受教育程度、休耕補償標(biāo)準(zhǔn)合理程度和休耕補償方式了解程度等因素對農(nóng)戶休耕意愿影響方向為正，但影響并不顯著。模型II與模型I相比，家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例和耕地等級不是農(nóng)戶休耕意愿的顯著影響因素，同時，模型II中的年齡變量顯著程度遠(yuǎn)高于模型I。模型III與模型I相比，影響農(nóng)戶休耕意愿的因素中增加了性別和對休耕補償方式了解程度這兩個變量，但家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例和耕地等級兩個變量與模型II一樣，均不是影響農(nóng)戶休耕意愿的顯著因素。對茶陵縣的農(nóng)戶調(diào)研中也證明了這一結(jié)果，調(diào)研中較多農(nóng)戶反應(yīng)村集體自治組織集權(quán)性高，休耕并未征求農(nóng)戶意見，農(nóng)戶對休耕補償方式了解甚少，休耕補償相關(guān)問題是茶陵縣農(nóng)戶休耕意愿的重要影響因素。對總體調(diào)查樣本回歸結(jié)果分析可得出如下結(jié)論：

1)被調(diào)查者年齡對農(nóng)戶休耕意愿具有正向影響。被調(diào)查者的勞動能力隨著年齡的增加而不斷下降，勞動收入也逐漸減少，而參與休耕既可以獲得國家相應(yīng)補貼又可以減少農(nóng)業(yè)勞動。問卷調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，當(dāng)前從事農(nóng)業(yè)勞動的人口集中在35～65歲，被調(diào)查者中35～65歲農(nóng)戶占比達(dá)到了75.21%，65～ 80歲的也達(dá)到了19.83%，這表明當(dāng)前農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動人口的老齡化趨勢加劇，大多數(shù)年齡較高的農(nóng)戶因為家中耕地?zé)o人耕種而被迫繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)。因此，農(nóng)戶年齡越高，越愿意選擇休耕。

2)家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例對農(nóng)戶休耕意愿具有負(fù)向影響。課題組在調(diào)研過程中了解到，近年來農(nóng)民工外出務(wù)工機會不斷減少，問卷調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，僅有21.40%的農(nóng)戶休耕后進城打工,農(nóng)業(yè)收入成為較多農(nóng)戶的主要收入來源。但是，受耕地資源和增人不增地的耕地分配制度的約束導(dǎo)致湖南省人均耕地面積不足0.13 hm2，農(nóng)業(yè)收入勉強可以維持家庭基本生活。休耕后農(nóng)業(yè)補貼與休耕前農(nóng)業(yè)收入相比有所減少，農(nóng)業(yè)勞動力多的家庭更愿意選擇從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)來增加家庭經(jīng)濟收入，短期內(nèi)不愿意讓耕地修養(yǎng)生息。

3)休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例對農(nóng)戶休耕意愿具有負(fù)向影響。休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例對農(nóng)戶休耕意愿的影響方向與預(yù)期一致。農(nóng)戶作為理性的經(jīng)濟人在選擇是否參與休耕時會將收益當(dāng)作主要考慮因素。調(diào)查樣本中僅有9.05%的農(nóng)戶認(rèn)為休耕后家庭農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例與休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例相比有所上升，其余均認(rèn)為休耕后農(nóng)業(yè)收入減少。因此，農(nóng)戶休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例越大越不愿意休耕。

4)耕地等級和耕地離家距離對農(nóng)戶休耕意愿具有正向影響。調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶更愿意將二等地或三等地用來休耕，而一等地因種植產(chǎn)量較高，不愿意選擇休耕。且湖南省農(nóng)戶的一等地都離家距離較近，二三等地一般分布在離家較遠(yuǎn)的山坡上。耕地離家距離決定了耕地耕作及養(yǎng)護的便捷程度，耕地離家距離較遠(yuǎn)一定程度上也會導(dǎo)致耕地質(zhì)量因為養(yǎng)護的困難而不斷下降。所以，耕地離家距離越遠(yuǎn)越愿意選擇休耕來提高耕地質(zhì)量。

5)農(nóng)戶對休耕確定方法的認(rèn)同程度對休耕意愿具有正向影響。休耕確定方法的認(rèn)同程度反應(yīng)了農(nóng)戶對政府確定休耕政策的信任程度。謝花林等[16]研究地下水漏斗區(qū)河北農(nóng)戶休耕意愿時指出，農(nóng)戶對政府的信任程度對農(nóng)戶休耕意愿具有顯著的正向影響，與本研究結(jié)果具有相似性。只有農(nóng)戶認(rèn)同休耕政策的具體執(zhí)行手段，才愿意積極配合休耕政策的落實。

6)休耕補償期望偏差對農(nóng)戶休耕意愿具有負(fù)向影響。農(nóng)戶認(rèn)為實際休耕補償與期望值偏差越大，休耕參與積極性就越低。問卷調(diào)查數(shù)據(jù)顯示僅有12.81%的農(nóng)戶認(rèn)為現(xiàn)有休耕補償高于或等于期望補償，同時，有17.77%的農(nóng)戶休耕期望補償值比實際休耕補償高500元。所以，有近53.33%的農(nóng)戶不愿意參與休耕。

3 農(nóng)戶休耕意愿影響因素的差異性分析

全部樣本農(nóng)戶休耕意愿影響因素分析結(jié)果表明，影響農(nóng)戶休耕意愿的主要因素有農(nóng)戶個人基本情況、家庭基本特征、耕地基本情況和政策認(rèn)知情況。因此，本研究將從這4個維度分析和探討不同限定條件下農(nóng)戶休耕意愿影響因素的差異。

3.1 年齡限定下農(nóng)戶休耕意愿影響因素差異性分析

基于年齡的差異，分別建立年齡<55歲的農(nóng)戶休耕意愿影響因素模型(模型IV)和年齡≥55歲農(nóng)戶休耕意愿影響因素模型(模型V)，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 年齡限定下農(nóng)戶休耕意愿顯著影響因素Table 7 The significant factors of affecting farms’ fallow at age-restricted

分析表7可以發(fā)現(xiàn)，不同年齡段的農(nóng)戶休耕意愿影響因素也存在著差異。年齡<55歲的農(nóng)戶休耕意愿顯著影響因素與年齡≥55歲的農(nóng)戶休耕意愿顯著影響因素相比，休耕補償期望偏差都是影響休耕意愿的重要因素，而農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例、補償政策認(rèn)同程度和耕地離家距離僅對年齡<55歲農(nóng)戶休耕意愿影響顯著，家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例和耕地等級僅對年齡>55歲的農(nóng)戶休耕意愿影響顯著。當(dāng)前，較多年齡<55歲的農(nóng)戶還有外出打工能力，家庭收入結(jié)構(gòu)較為多元，因此農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例成為顯著影響休耕意愿的因素。同時，年齡<55歲的農(nóng)戶對休耕政策關(guān)注度有較大差異，休耕政策認(rèn)同程度成為影響休耕意愿的重要因素。而年齡>55歲的農(nóng)戶考慮因素較為全面，家庭整體勞動力數(shù)量和耕地等級等因素都成為影響休耕的顯著因素。

3.2 家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例限定下農(nóng)戶休耕意愿影響因素差異性分析

根據(jù)農(nóng)戶家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例的差異，分別建立家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例50%及以下的農(nóng)戶休耕意愿影響因素模型(模型VI)和家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)50%以上的農(nóng)戶耕地休耕意愿影響因素模型(模型VII)，回歸結(jié)果如表8所示。

從表8 可以發(fā)現(xiàn)，兩個模型的顯著變量存在一定差異。就家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例50%及以下的農(nóng)戶而言，受教育程度和農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例是影響農(nóng)戶休耕意愿的關(guān)鍵因素。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，受教育程度為初中及以上的農(nóng)戶比初中以下農(nóng)戶愿意休耕的比例高16.67%。家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例在50%以上的農(nóng)戶影響休耕意愿的因素相對較多，主要表現(xiàn)在休耕補償方式的認(rèn)知及補償期望值偏差和休耕政策認(rèn)同程度等3個方面?？梢?，休耕政策從制定到宣傳再到執(zhí)行過程的合理性對家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例較高或換言之家庭人數(shù)相對較多的農(nóng)戶來說影響較強。調(diào)查結(jié)果也證實了這一點，對休耕補償方式不了解的農(nóng)戶有65.45%不愿意休耕，對休耕面積確定方式不認(rèn)同的農(nóng)戶有88.89%不愿意休耕。

3.3 耕地離家距離限定下農(nóng)戶休耕意愿影響因素差異性分析

耕地離家距離可以分為3個層次，分別是較近(耕地離家距離≤300 m)、適中(耕地離家距離>300 m，≤600 m)和較遠(yuǎn)(耕地離家距離>600 m)，耕地離家距離限定下分別建立農(nóng)戶休耕意愿影響因素模型VIII、模型IX和X模型，回歸結(jié)果如表9所示。

表8 家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比重限定下農(nóng)戶休耕意愿顯著影響因素Table 8 The significant factors of affecting farms’ fallow at the restricted in proportion of labour

表9的回歸結(jié)果表明，休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例和休耕政策認(rèn)同程度是影響模型VIII和模型IX的共同變量，而模型X中并未有影響農(nóng)戶休耕意愿的主要變量。模型VIII中影響農(nóng)戶休耕意愿的主要變量從屬于農(nóng)戶家庭基本特征和休耕政策認(rèn)知情況，模型IX中影響農(nóng)戶休耕意愿變量又增加了從屬于個人基本特征的變量，且影響方向為正。模型IX中，去除受教育程度變量后，休耕政策認(rèn)同程度仍然是影響農(nóng)戶休耕意愿的主要變量，可見，對休耕政策的認(rèn)同程度與受教育程度沒有必然的關(guān)系，休耕政策執(zhí)行中存在的問題可能導(dǎo)致農(nóng)戶休耕政策認(rèn)同程度的差異。

3.4 休耕政策認(rèn)同程度限定下農(nóng)戶休耕意愿影響因素差異性分析

根據(jù)模型的擬合優(yōu)度，在休耕政策認(rèn)知情況中選取“休耕政策認(rèn)同程度(休耕面積確定方式認(rèn)同程度)”這一變量作為限定條件。農(nóng)戶對休耕面積確定方法認(rèn)同程度分為不認(rèn)同(比較不認(rèn)同和完全不認(rèn)同)和認(rèn)同(比較認(rèn)同和完全認(rèn)同)，分別建立對休耕面積確定方法不認(rèn)同的農(nóng)戶休耕意愿影響因素模型(模型XI)和對休耕面積確定方法認(rèn)同的農(nóng)戶休耕意愿影響因素(模型XII)，回歸結(jié)果如表10所示。

分析表10可以得出兩個模型中顯著變量之間存在一定的差異。就個人特征而言，對休耕政策不認(rèn)同的農(nóng)戶性別是影響其意愿的關(guān)鍵因素，對休耕政策認(rèn)同的農(nóng)戶年齡是影響其意愿的關(guān)鍵因素。調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)較多留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)勞動的女性農(nóng)戶不愿意休耕，在對休耕政策不認(rèn)同的限定下，更是有90.48%的女性農(nóng)戶不愿意休耕。在對休耕政策認(rèn)同的限定下，農(nóng)戶因年齡增大、耕種能力下降而越愿意休耕。模型XI也反映了在對休耕政策不認(rèn)同的情況下，即使休耕補償再合理，農(nóng)戶也不愿意休耕。可見，地方政府休耕政策執(zhí)行能力對休耕政策落實的重要性。農(nóng)戶家庭特征和對休耕補償?shù)恼J(rèn)知對模型XI和模型XII具有較為一致的影響，而耕地情況對2個模型的影響存在差異，耕地等級是對休耕政策不認(rèn)同時的主要影響因素，耕地離家距離是對休耕政策認(rèn)同時的主要影響因素。

表9 耕地離家距離限定下農(nóng)戶休耕意愿顯著影響因素Table 9 The significant factors of affecting farms’ fallow at the restricted in farmland away from home

表10 休耕政策認(rèn)同程度限定下農(nóng)戶休耕意愿顯著影響因素Table10 The significant factors of affecting farms’ fallow at the restricted in recognition of fallow policy

表10(續(xù))

4 主要結(jié)論與政策建議

重金屬污染區(qū)湖南省農(nóng)戶參與耕地休耕意愿的影響因素及差異性的實證研究結(jié)果表明，農(nóng)戶參與耕地休耕的意愿并不強烈，不愿意參與耕地休耕農(nóng)戶仍占較大比例。被調(diào)查者的年齡、家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例、休耕前農(nóng)業(yè)收入占總收入比例、耕地離家距離、耕地等級、對休耕政策認(rèn)同程度和休耕補償期望偏差是影響農(nóng)戶休耕意愿的主要因素。其中，家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例、休耕前農(nóng)業(yè)收入占總收入比例和休耕補償期望偏差的影響方向為負(fù)，其余變量的影響方向為正。從休耕意愿影響因素的差異性來看，不同限定條件下，農(nóng)戶休耕意愿影響因素存在差異性。其中，共同之處是農(nóng)戶家庭特征和對休耕政策的認(rèn)知是影響休耕意愿的重要因素。不同之處主要表現(xiàn)為在對休耕面積確定方法認(rèn)同的情況下年齡越大的農(nóng)戶更愿意休耕；家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例在50%及以下的農(nóng)戶受教育程度與休耕意愿呈現(xiàn)正向影響；耕地離家距離較遠(yuǎn)的農(nóng)戶休耕意愿較強，休耕意愿影響因素不明確?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，本研究得出如下政策建議：

1)加強農(nóng)戶對休耕問題的認(rèn)知，調(diào)動農(nóng)戶休耕積極性。調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶休耕意愿并不強烈，有53.33% 的農(nóng)戶不愿意參與休耕，這與農(nóng)戶對自身耕地質(zhì)量認(rèn)知不足密切相關(guān)。調(diào)查數(shù)據(jù)中有97.12% 的農(nóng)戶從未參加過關(guān)于耕地保護的技術(shù)培訓(xùn)活動，較多農(nóng)戶未意識到耕地污染的嚴(yán)峻性及耕地休養(yǎng)生息的重要性。因此，政府應(yīng)該加強對農(nóng)戶耕地保護技術(shù)的培訓(xùn)，增強農(nóng)民對耕地質(zhì)量的認(rèn)識，發(fā)揮農(nóng)民對休耕的自愿性和積極性。

2)提供休耕農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機會，促進休耕政策有效執(zhí)行。實證分析結(jié)果表明休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例越大，農(nóng)戶越不愿意休耕。實地調(diào)研也發(fā)現(xiàn)近兩年較多工廠停工，農(nóng)戶外出打工機會不斷減少，農(nóng)業(yè)收入成為維持家庭生活的主要來源。因此，休耕政策要與相關(guān)引導(dǎo)農(nóng)民就業(yè)轉(zhuǎn)移政策配套執(zhí)行，為農(nóng)民提供非農(nóng)就業(yè)渠道，維持農(nóng)民家庭休耕前基本收入水平，緩解農(nóng)民生活的經(jīng)濟壓力。

3)加大休耕政策的宣傳力度，擴展休耕政策普及范圍。休耕政策的宣傳、普及程度對農(nóng)戶休耕意愿影響頗大。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，較多農(nóng)民不了解休耕政策，不理解國家政策制定目標(biāo)，甚至參與了休耕卻未聽說過“休耕”，對休耕認(rèn)知不清晰。但是，一般了解休耕政策的農(nóng)戶休耕意愿較強。所以，要將休耕政策的宣傳落實到戶。同時，加強農(nóng)民對休耕后土地權(quán)益的認(rèn)知，避免農(nóng)戶將休耕政策理解為國家對土地承包經(jīng)營權(quán)的強制剝奪。

4)完善休耕補貼發(fā)放程序，保障補償方式公開透明。休耕補償方式合理程度是影響農(nóng)民意愿的重要因素。目前，農(nóng)地休耕補貼與休耕期耕地養(yǎng)護補貼分配不明確，補貼發(fā)放程序及發(fā)放時間不透明，休耕補償方式合理程度受到質(zhì)疑。因此，休耕補貼分配方案要明確規(guī)定補貼發(fā)放方式、發(fā)放時間等。補貼也要隨著經(jīng)濟發(fā)展、糧價變化等不斷調(diào)適。

5)制定以農(nóng)戶類型為依據(jù)的差別化休耕動態(tài)補償模式。從休耕意愿的差異化分析中發(fā)現(xiàn)，家庭勞動力人數(shù)占總?cè)藬?shù)比例和休耕前農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例在大多數(shù)限定條件下對農(nóng)戶休耕意愿影響顯著。因次，可以以此為依托將參與休耕農(nóng)戶類型劃分為兼業(yè)型、純農(nóng)業(yè)型等類型，進行差別化的補償模式構(gòu)建。