野一提一補冶水價政策中農(nóng)戶的意愿影響因素研究

史藝萌，王軍，苑紫彤

（河北農(nóng)業(yè)大學，河北 保定 071000）

《河北省地下水超采綜合治理五年實施計劃 （2018-2022 年）》中指出，地下水的壓采是綜合治理的關鍵[1，2]。國內(nèi)外學者關于節(jié)水政策對地下水治理的影響研究較多，主要集中體現(xiàn)在節(jié)水政策實踐中存在的問題、節(jié)水政策的評估與績效考量、農(nóng)戶的節(jié)水意愿等[3～11]，而節(jié)水政策對地下水超采治理的作用及影響多基于宏觀角度，而針對市級區(qū)域的研究較少，因此，基于河北省地下水超采的衡水地區(qū)作為研究對象，深入分析2008～2019 年“一提一補”管理水價政策對研究區(qū)域的適用性與持續(xù)性，并且在此基礎上分析不同因素對農(nóng)戶響應管理節(jié)水政策、遏制地下水超采的影響，以期提高“一提一補”水價政策的持續(xù)性。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)及其來源

2019 年8 月，對衡水市桃城區(qū)典型節(jié)水試點村速流村、留仲村、中邢疃、田家莊和曹家莊村的農(nóng)戶隨機抽樣調(diào)查，填寫《“一提一補”水價政策持續(xù)推廣后農(nóng)戶節(jié)水意愿調(diào)查表》。發(fā)放調(diào)查問卷120 份，回收有效問卷96 份，有效率為80%。

1.2 研究方法

1.2.1 理論基礎 根據(jù)計劃行為理論，態(tài)度和行為感知越有利，感知行為控制越大，則其行為意圖越強烈；當發(fā)生某種機會時，人們就越期望執(zhí)行他們的意圖，發(fā)生實際行為的可能性就越高。因此，農(nóng)戶參與“一提一補”水價政策的行為會受到?jīng)Q策者的個人稟賦及外部政策環(huán)境等多方面的影響。另外，用水戶的用水行為具有外部性。根據(jù)庇古稅生態(tài)補償理論[12]，對于節(jié)水戶的節(jié)水行為產(chǎn)生的正外部性，政府對其進行補貼；對于耗水戶的耗水行為產(chǎn)生的負外部性，政府對其進行征稅或罰款，進而使用水戶的邊際私人成本與邊際社會成本趨向于均衡點。庇古稅體現(xiàn)了節(jié)獎超罰的本質(zhì)，同時也是“一提一補”水價政策的本質(zhì)。

1.2.2 選取變量 基于上述理論和研究區(qū)域的實際情況，分別從基本特征、生產(chǎn)經(jīng)營、政策信任3 個角度構(gòu)建“一提一補”水價政策中節(jié)水意愿和節(jié)水行為評價體系（表1）。

表1 “一提一補”水價政策中節(jié)水意愿和節(jié)水行為評價體系構(gòu)建Table 1 Construction of evaluation system for water saving willingness and behavior in the water price policy of‘One Raise and One Supplement’

1.2.3 Logistic 二元回歸模型構(gòu)建 基于研究內(nèi)容為“一提一補”政策實施后的農(nóng)戶節(jié)水意愿的評價，節(jié)水意愿為因變量，設定“愿意”“不愿意”屬性變量，農(nóng)戶愿意節(jié)水為1（y=1），農(nóng)戶不愿意節(jié)水為0（y=0），可以得到農(nóng)戶節(jié)水意愿表達式如下所示。

設農(nóng)戶愿意節(jié)水的概率為pi，則不愿意節(jié)水的概率為1-pi。對公式（1）兩邊求對數(shù)，構(gòu)建農(nóng)戶節(jié)水意愿Logistic 二元回歸模型，公式如下所示。

式中，a0：固定截距；x1～x5：解釋變量；a1～a5：回歸系數(shù)；ε：隨機擾動項。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性分析

樣本農(nóng)戶中，男女比例為1.23 ∶1，50 歲以上被訪者占比為40.6%，初中及以下文化程占比為88.6%。78.1%的農(nóng)戶節(jié)水意愿偏低。樣本農(nóng)戶的基本特征具有普遍性，研究結(jié)果具有真實性和科學性。

2.2 Logistic 二元回歸結(jié)果與分析

運用Eviews10 對調(diào)研數(shù)據(jù)進行Logistic 二元回歸結(jié)果（表2） 顯示，R2=0.440 399，LR=44.419 34，Prob=0，說明模型整體顯著，擬合優(yōu)度較好。根據(jù)估計結(jié)果，得到回歸方程如下所示。

2.2.1 農(nóng)戶決策者特征因素的影響 x3（受教育程度）與農(nóng)戶節(jié)水意愿呈負相關，x1（性別）、x2（年齡）與農(nóng)戶節(jié)水意愿呈正相關，且x2在0.1 水平上顯著正向影響農(nóng)戶節(jié)水意愿（P=0.064 9），即年齡越大的農(nóng)戶節(jié)水意愿越強烈（表2）。因為年長者在經(jīng)濟方面更加節(jié)儉，用水成本納入種植成本；同時年齡越大，在村時間越長，對環(huán)境認知就越強烈，更傾向于積極參與地下水超采治理等公共事務。因此，農(nóng)戶年齡對實施“一提一補”水價政策產(chǎn)生的節(jié)水意愿起到至關重要的影響。

表2 Logistic 回歸分析模型估計結(jié)果Table 2 Estimation results of Logistic regression analysis model

2.2.2 生產(chǎn)經(jīng)營特征因素的影響 x4（單次水量減少導致減產(chǎn)的認知） 與農(nóng)戶節(jié)水意愿呈負相關，且在0.01 水平上顯著負向影響農(nóng)戶節(jié)水意愿（P=0.006 5），即農(nóng)戶對于減少灌溉水量會導致農(nóng)作物減產(chǎn)的程度的認知越強，其節(jié)水意愿就越弱。說明“一提一補”水價政策中農(nóng)戶的節(jié)水意愿較低的重要原因是農(nóng)戶考慮到節(jié)水所帶來的成本收益問題。

2.2.3 農(nóng)戶對“一提一補”水價政策補貼標準的評價因素的影響 x5（節(jié)水農(nóng)戶對補貼標準的評價）與農(nóng)戶節(jié)水意愿呈正相關，且在0.01 水平上顯著正向影響農(nóng)戶節(jié)水意愿（P=0.007 9），即農(nóng)戶因節(jié)水產(chǎn)生的減產(chǎn)預期相對于因節(jié)水獲得的補貼越低，對于該水價政策的信任度越高，引發(fā)的節(jié)水意愿越強烈。與謝花林等[3]的研究一致。

3 主要結(jié)論與對策建議

3.1 主要結(jié)論

基于河北省衡水地區(qū)實地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Logistic二元回歸模型，深入分析“一提一補”水價政策實施中對農(nóng)戶節(jié)水意愿的影響，得到以下主要結(jié)論：（1）研究區(qū)域農(nóng)戶文化程度偏低，老齡化較為嚴重；78.1%樣本用戶節(jié)水意愿偏低。（2）x2（年齡）、x5（節(jié)水農(nóng)戶對補貼標準的評價）分別在0.1、0.01 水平上顯著正向影響農(nóng)戶節(jié)水意愿；x4（單次水量減少導致減產(chǎn)的認知）在0.01 水平上顯著負向影響節(jié)水農(nóng)戶意愿。（3）“一提一補”水價政策執(zhí)行10 余年后，政策執(zhí)行效果逐漸衰減，農(nóng)戶響應疲軟。

3.2 對策建議

基于上述研究，提出3 點對策建議。 （1）完善提價與補貼標準。根據(jù)社會發(fā)展現(xiàn)狀，因地制宜，完善并提高節(jié)水補貼[14～16]，落實耗水懲罰措施。（2）認真貫徹落實節(jié)水政策，充分發(fā)揮水協(xié)會的作用[9]；加強提高農(nóng)戶的節(jié)水意識，提倡行之有效的節(jié)水行動，加速培養(yǎng)新型節(jié)水農(nóng)民。