壩上農(nóng)村地區(qū)生物質(zhì)采暖影響因素分析

王冬計 張玉 劉學(xué)良 梁小虎 劉博昊 劉婧雯 劉春雨 劉聯(lián)勝

1 河北工業(yè)大學(xué)能源與環(huán)境工程學(xué)院

2 河北工業(yè)大學(xué)理學(xué)院

3 河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院

0 引言

隨著農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，居民生活水平不斷提高，對生活環(huán)境的關(guān)注與日俱增。傳統(tǒng)的散煤采暖方式由于污染物排放較高，在多地被禁止使用[1]。新型采暖方式如空氣源熱泵[2]、燃?xì)獗趻鞝t [3]受到多地政府的青睞。

壩上地區(qū)位于華北平原與內(nèi)蒙古高原的交接地帶，平均海拔高達(dá)1486 m。天然氣供給困難且成本較高[4]。加之我國北方地區(qū)貧油少氣的資源稟賦[5]，在壩上地區(qū)推廣燃?xì)獗趻鞝t采暖并不適宜[6]。另外，考慮到壩上地區(qū)冬季嚴(yán)寒漫長[7]，空氣源熱泵在低溫環(huán)境下容易結(jié)霜和機(jī)組效率大大降低[8]，所以以空氣源熱泵為主的電采暖在壩上地區(qū)可行性較差。但是，壩上農(nóng)村地區(qū)人口密度小、秸稈資源豐富[9]，將秸稈成型后用于農(nóng)戶采暖，具有明顯的經(jīng)濟(jì)效益、環(huán)境效益和社會效益[10-13]。因此，對于壩上農(nóng)村地區(qū)來說，生物質(zhì)壓塊采暖是一條可行的清潔取暖道路[14]。然而目前生物質(zhì)壓塊采暖推廣情況不容樂觀。

為探尋壩上農(nóng)村地區(qū)生物質(zhì)壓塊采暖推廣過程中的主要影響因素。本文以張北縣為例，采用客觀調(diào)查方式對被調(diào)查者的個人基本情況、家庭基本情況、對取暖認(rèn)知情況、對政策認(rèn)知情況共計14 個因素進(jìn)行調(diào)查，然后建立Logistic 回歸模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。研究結(jié)果為壩上地區(qū)生物質(zhì)壓塊采暖的推廣提供一定理論基礎(chǔ)。

1 方法

1.1 選址

張北縣位于河北省西北部，內(nèi)蒙古高原南緣，平均海拔高度為 1400 m，冬季嚴(yán)寒漫長，平均氣溫為-11.7 ℃。全縣總面積 4185 平方公里，其中農(nóng)業(yè)土地252 萬畝，占40.1%。林地面積183 萬畝，占29.1%。牧用面積112 萬畝，占17.8%。擁有豐富的秸稈、廢棄林木枝葉等生物質(zhì)資源，屬于典型的壩上地區(qū)。

1.2 客觀調(diào)查

課題組成員查閱大量文獻(xiàn)，精心設(shè)計調(diào)查問卷內(nèi)容，力求從多方面反映生物質(zhì)成型燃料采暖的影響因素。本次調(diào)查問卷共設(shè)計15 道題，涉及四部分內(nèi)容：1）被調(diào)查者的個人基本情況。2 ）被調(diào)查者家庭基本情況。3）被調(diào)查者對取暖認(rèn)知情況。4）被調(diào)查者對政策認(rèn)知情況。調(diào)查對象為張北縣農(nóng)村常住農(nóng)戶，調(diào)查時間為2019 年10月-12月，調(diào)查方式為入戶調(diào)查。

1.3 模型建立

Logistic 回歸模型是一種概率模型，主要應(yīng)用于研究個體主觀意愿、決策與多個影響因素之間關(guān)系的多變量統(tǒng)計問題中[15]，自變量可以是分類變量也可以是連續(xù)變量，因變量是分類變量，可以是二分類也可以是多分類。

農(nóng)民是否愿意使用新型生物質(zhì)取暖設(shè)備，結(jié)果只有兩種：愿意和不愿意。針對這種0-1 型因變量的問題，本研究選擇二元Logistic 回歸分析。設(shè)因變量為y，其中y=1 表示農(nóng)民愿意使用生物質(zhì)取暖設(shè)備，y=0 表示農(nóng)民不愿意使用生物質(zhì)取暖設(shè)備。

農(nóng)民愿意使用新型生物質(zhì)取暖設(shè)備的概率記為p，則不愿意使用新型生物質(zhì)取暖設(shè)備的概率記為1-p，p/(1-p)表示農(nóng)民愿意使用生物質(zhì)取暖設(shè)備與不愿意使用生物質(zhì)取暖設(shè)備的概率之比，在本研究中定義為農(nóng)戶希望使用生物質(zhì)采暖的機(jī)會比例，記為odds(比數(shù)、優(yōu)勢)。

由于0-1 型因變量的目標(biāo)概率取值范圍限制在[0,1]區(qū)間內(nèi)，但是回歸方程的因變量取值卻落在實數(shù)集中，這是不能接受的。所以需將目標(biāo)概率做 Logit 變換，使因變量的取值區(qū)間變成整個實數(shù)集。目標(biāo)概率Logit 變換如式（1）所示。

設(shè)Xi(i=1,2,…,k)為自變量，Logistic 回歸模型是建立 ln(p/(1-p))與自變量的線性回歸關(guān)系，具體如式（2）所示。

式中：Xi(i=1,2,…,k)表示影響農(nóng)民使用生物質(zhì)取暖設(shè)備意愿的第i個解釋變量，可在任意范圍內(nèi)取值。βi為斜率，表示解釋變量對農(nóng)戶是否想要使用生物質(zhì)采暖意愿的影響程度。

1.4 變量選取

選取被調(diào)查者的個人基本情況、家庭基本情況、對取暖認(rèn)知情況、對政策認(rèn)知情況4 類共計14 個因素作為自變量，如表 1 所示。

表1 自變量的選取

2 結(jié)果與分析

2.1 調(diào)研結(jié)果

共發(fā)放問卷1023 份，刪除漏答問卷，回收有效問卷共計1010 份，問卷有效率為98.72%。樣本地區(qū)分布如圖1 所示，涵蓋張北縣九個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，調(diào)查對象樣本的男女比例為500:510，接近1:1；樣本年齡分布如圖2 所示，整體呈正態(tài)分布。

圖1 樣本地區(qū)分布

圖2 樣本年齡分布

本次調(diào)研結(jié)果中，共有 673 名（63.1%）農(nóng)戶愿意使用新型生物質(zhì)取暖設(shè)備，373 名（36.9%）農(nóng)戶不愿意使用新型生物質(zhì)取暖設(shè)備，具體樣本特征如表2 所示。

2.2 共線性檢驗

數(shù)據(jù)分析使用權(quán)威社會統(tǒng)計分析軟件 SPSS25.0?？紤]到自變量較多，且自變量之間可能存在多重共線性[16]。為此，首先對自變量進(jìn)行多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果如表3 所示。

由表3 可知，容差最小值為0.117，大于 0.1。方差膨脹因子（VIF）最大值為 8.564，小于 10，且大部分因子的VIF 值接近于1，這表明自變量的獨立信息較多，自變量之間的多重共線性較弱，滿足回歸要求，不需要刪除變量。

2.3 回歸結(jié)果

二元Logistic 回歸分析采用的方法為Enter 方式，所有的自變量都進(jìn)入Logistic 回歸方程，霍斯默—萊梅肖檢驗結(jié)果如表4 所示。

表4 霍斯默—萊梅肖檢驗

根據(jù)表 4 可知該模型霍斯默-萊梅肖檢驗的 Sig值為 0.993 遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于校驗水準(zhǔn)（即0.993＞0.05），認(rèn)為當(dāng)前數(shù)據(jù)中的信息已經(jīng)被充分提取，模型擬合優(yōu)度較高，回歸結(jié)果可靠。

農(nóng)民采用生物質(zhì)成型燃料采暖影響因素結(jié)果如表5 所示。

表5 生物質(zhì)采暖意愿影響因素

2.4 回歸結(jié)果分析

變量的顯著性檢驗：顯著性概率的值代表變量對模型顯著影響的大小。本次結(jié)果分析中 Sig 采用兩種取值：

0.01 和0.05。如果 Sig＜0.01，說明是對該模型有顯著影響的因子。如果 0.01＜Sig＜0.05，說明是對該模型有較弱的顯著影響的因子。如果Sig＞0.05，說明該因子對于模型影響不顯著。

2.4.1 個人基本情況對農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖意愿的影響

個人基本情況包括性別、年齡、受教育水平、白天在家時長，這4 個因素中“受教育水平”因子在 1%水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，這說明受教育水平對使用生物質(zhì)壓塊采暖方式的意愿起到顯著正相關(guān)作用。較高的受教育程度和文化水平不僅能在一定程度上提高農(nóng)民對環(huán)保節(jié)能的認(rèn)知水平，同時也能提高他們對新技術(shù)的理解能力和接受程度，對新技術(shù)的好奇程度也會促使他們主動搜集資料去了解生物質(zhì)壓塊采暖方式，因此他們更愿意嘗試使用新型生物質(zhì)能源取暖方式。而其它3 個因素的影響并不顯著，但根據(jù)表 5 可知，性別的回歸系數(shù)為負(fù)，白天在家時長的回歸系數(shù)為正，說明女性用戶更愿意使用新型生物質(zhì)取暖方式，這可能因為在北方的農(nóng)村女性普遍承擔(dān)起“家庭主婦”的角色，相比于在外務(wù)工的男性她們在家的時間更長，對在家做飯、冬季取暖體驗更深，因此對取暖方面關(guān)注度更高，期待著新型生物質(zhì)能源對現(xiàn)在的取暖情況進(jìn)行改善。

2.4.2 家庭基本情況對農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖意愿的影響

家庭基本情況包括家庭耕地面積、主要務(wù)農(nóng)人數(shù)、家庭人員組成特征、農(nóng)業(yè)是否為家庭收入主要來源、取暖費期望值、取暖費占家庭年收入的百分比以及取暖面積。

家庭耕地面積在 5%水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，對使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿起到顯著正相關(guān)作用。這主要考慮到了耕地面積越大，會產(chǎn)生越多的廢棄秸稈，頻繁的秸稈還田不利于農(nóng)作物生長，而如果對秸稈進(jìn)行焚燒處理的話，會造成能源利用率低下、嚴(yán)重污染空氣質(zhì)量、嚴(yán)重破壞耕地質(zhì)量等危害，因此農(nóng)戶更希望有一種合適的秸稈處理方式。采用生物質(zhì)壓塊采暖方式，不僅可以解決以上問題，還可將秸稈應(yīng)用到冬季供暖中去，大大減少農(nóng)民冬季供暖的成本，所以家庭耕地面積多的農(nóng)戶愿意使用新型生物質(zhì)壓塊采暖。

家庭主要務(wù)農(nóng)人數(shù)在5%水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，對使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿起到顯著正相關(guān)作用。這是因為務(wù)農(nóng)人數(shù)越多，勞動力越多，用于處理秸稈的精力也越多，從而每年秋收后可以收集到充足的秸稈供冬季取暖使用，所以務(wù)農(nóng)人員多的家庭更愿意采用生物質(zhì)壓塊采暖方式。

農(nóng)業(yè)是否為家庭收入主要來源在 1%的水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，對使用生物質(zhì)壓塊采暖方式的意愿起到顯著正相關(guān)作用。因為農(nóng)業(yè)收入越多，家庭耕地越大，產(chǎn)生的秸稈等生物質(zhì)能源越多，該家庭采取生物質(zhì)能源的意愿越強(qiáng)烈。

取暖費占家庭年收入的百分比在 1%的水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，對使用生物質(zhì)成型取暖方式意愿起到顯著正相關(guān)作用。這是因為對于家庭收入較低的農(nóng)戶來說，現(xiàn)階段的取暖費用是一筆不小的開銷，因此他們更希望用自家種植的秸稈來進(jìn)行冬季采暖，減少燃料購買開支，期待以最小的成本獲取最高的效益，更愿意使用生物質(zhì)壓塊采暖的方式。家庭人員組成特征、取暖面積對使用生物質(zhì)壓塊取暖方式意愿起到非顯著正相關(guān)作用，取暖費期望值對使用生物質(zhì)壓塊取暖方式意愿起到非顯著負(fù)相關(guān)作用。因此，耕地面積越大、取暖期望值越低、取暖費用占家庭收入的百分比越高、取暖面積越大、農(nóng)業(yè)為主要收入來源的農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿越強(qiáng)，這符合農(nóng)戶是“經(jīng)濟(jì)人”的特征，普遍傾向于使用更加便宜的供暖能源。

2.4.3 取暖認(rèn)知情況對農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖意愿的影響

取暖認(rèn)知情況包括對生物質(zhì)壓塊取暖方式的了解程度、對現(xiàn)階段非生物取暖方式的整體滿意度。對生物質(zhì)壓塊取暖方式的了解程度和對現(xiàn)階段非生物取暖方式的滿意程度在 1%的水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，這說明，越了解生物質(zhì)壓塊采暖方式的農(nóng)戶、對現(xiàn)階段的非生物取暖方式越不滿意的農(nóng)戶對生物質(zhì)壓塊取暖方式的期待越高。然上述調(diào)研統(tǒng)計分析顯示，只有29.0%的農(nóng)戶對生物質(zhì)壓塊取暖技術(shù)有一定的了解，他們了解到作物秸稈可以變廢為寶，成為可燃性粒裝燃料并作為生物質(zhì)壓塊取暖的原料用于冬季取暖。而大多數(shù)農(nóng)民對于秸稈的利用意識不是很強(qiáng)，他們的傳統(tǒng)觀念仍然驅(qū)使他們就地焚燒秸稈。有78.1%的農(nóng)戶對現(xiàn)階段非生物取暖方式并不滿意，冬天由于天氣寒冷，大家習(xí)慣關(guān)閉門窗，這會造成室內(nèi)通風(fēng)不良，而現(xiàn)階段北方許多農(nóng)村地區(qū)仍然采用燃蜂窩煤、秸稈、木板等方式取暖，容易造成一氧化碳中毒，存在很大的安全隱患，導(dǎo)致很多農(nóng)戶家庭對現(xiàn)階段的取暖方式感到不滿。針對目前情況，政府若要推廣生物質(zhì)壓塊取暖方式的使用，應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)村地區(qū)有關(guān)生物質(zhì)壓塊取暖方式的使用、安全性以及各種優(yōu)點的普及，使農(nóng)戶在諸多取暖方式中選擇生物質(zhì)壓塊取暖。

2.4.4 政策認(rèn)知情況對農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖意愿的影響

禁止秸稈燃燒困擾程度因素在 1%的水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，說明該因素對農(nóng)戶使用新型生物質(zhì)取暖方式意愿起到顯著正相關(guān)作用。這是因為有關(guān)政府部門對焚燒秸稈行為進(jìn)行嚴(yán)厲打擊，農(nóng)戶就地焚燒秸稈的行為越少，會更傾向于將其用于采暖。

3 結(jié)論

本文結(jié)合調(diào)研數(shù)據(jù)，采用 Logistic 回歸分析方法對壩上農(nóng)村地區(qū)生物質(zhì)壓塊采暖的影響因素進(jìn)行分析，得出以下主要結(jié)論：

1）個人基本情況對于農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿影響不太顯著，但受教育程度越高的農(nóng)戶越支持使用生物質(zhì)壓塊取暖。

2）家庭基本情況對于農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿影響較為顯著，因此推廣生物質(zhì)壓塊采暖可以優(yōu)先考慮耕地面積大、農(nóng)業(yè)平均收入高且勞動力充足的地區(qū)。

3）取暖認(rèn)知情況對于農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿影響比較顯著，對生物質(zhì)壓塊認(rèn)知越全面，使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿越強(qiáng)。建議政府在推廣該取暖方式時，先制定方針政策向農(nóng)戶普及生物質(zhì)壓塊取暖的各種優(yōu)勢，從而鼓勵農(nóng)戶使用廢棄秸稈等生物質(zhì)資源進(jìn)行冬季供暖。

4）國家禁止燃燒秸稈政策對于農(nóng)戶使用生物質(zhì)壓塊采暖的意愿影響比較顯著，所以需要國家制定相關(guān)政策來引導(dǎo)農(nóng)民收集秸稈，提高農(nóng)林廢棄物能源化利用意識，鼓勵農(nóng)戶采用新技術(shù)。