福建典型茶區(qū)農(nóng)戶茶園生態(tài)化管理行為研究

朱 翔，戴智杰，蘇時鵬，程 甫，孫小霞，李心萍

（1.福建農(nóng)林大學(xué) 公共管理學(xué)院，福建 福州 350002；2.福建農(nóng)林大學(xué) 生命科學(xué)學(xué)院，福建 福州 350002）

0 引言

生態(tài)農(nóng)業(yè)是新時代農(nóng)業(yè)踐行“兩山理念”，實現(xiàn)綠色發(fā)展的重要路徑［1］。福建省茶葉種植歷史悠久，2020年茶園面積22.39萬hm2，產(chǎn)量46.14萬t，茶產(chǎn)業(yè)是福建茶區(qū)鄉(xiāng)村振興的支柱產(chǎn)業(yè)之一，茶園在福建農(nóng)村生態(tài)系統(tǒng)中具有重要地位。茶園生態(tài)化管理是福建農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)保護(hù)與高效可持續(xù)利用的重點內(nèi)容。為促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)生態(tài)化，福建自2012年相繼頒布《福建省促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展條例》《生態(tài)茶園建設(shè)與管理技術(shù)規(guī)范》等文件，但生態(tài)茶園建設(shè)進(jìn)展并不順利。其主要原因是：福建茶園以農(nóng)戶家庭經(jīng)營為主，農(nóng)戶經(jīng)營茶園需要考慮的因素較多。因此，分析典型茶區(qū)農(nóng)戶茶園經(jīng)營管理行為，引導(dǎo)其對茶園進(jìn)行生態(tài)化管理，對促進(jìn)福建鄉(xiāng)村生態(tài)振興和茶產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量具有重要的現(xiàn)實意義。生態(tài)茶園雖沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)［2-7］，但茶園生態(tài)化管理在實踐中被廣泛應(yīng)用，主要指以生態(tài)友好理念為指引，優(yōu)化茶園自然基礎(chǔ)，改進(jìn)傳統(tǒng)施肥管理、病蟲害防治等人工管理措施的綠色生產(chǎn)行為［6-8］。相關(guān)研究表明，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為受主客觀物質(zhì)條件［9］、知識與知覺行為效能［10］、感知成本與風(fēng)險的不確定性［11］、人情榮譽(yù)與道德責(zé)任感［12］等影響，其中，知識水平對農(nóng)藥與施肥行為影響甚大［13-19］，政府綠色服務(wù)具有明顯的促進(jìn)作用［20-23］，專業(yè)合作組織與技術(shù)服務(wù)也具有明顯影響［24-28］。農(nóng)戶茶園規(guī)模［29］、預(yù)期經(jīng)濟(jì)效益、生態(tài)功能支付意愿［30］等也會產(chǎn)生較強(qiáng)的影響。但目前將外部情景因素、茶園經(jīng)營條件和家庭因素綜合起來考慮的研究并不多。

1 研究區(qū)域概況

寧德市、泉州市、南平市2020年茶葉產(chǎn)量分別為11.04萬t、9.01萬t、7.93萬t，共占全省產(chǎn)量的62.79%，是福建茶葉核心產(chǎn)區(qū)。寧德市的福建銀針（福鼎白茶的一種）、泉州市的安溪鐵觀音、南平市的武夷巖茶均曾被評為中國十大名茶之一。因此，本文選擇安溪縣、武夷山市和福鼎市為研究區(qū)域，實地調(diào)研分析茶園生態(tài)化管理行為，進(jìn)而為改進(jìn)福建茶園生態(tài)化管理引導(dǎo)政策提供參考。安溪縣位于118°18'E、25°07'N，安溪縣有70%的農(nóng)戶從事與茶業(yè)相關(guān)工作，農(nóng)民人均收入的50%以上為茶產(chǎn)業(yè)收入。福鼎市位于120°21'E、27°32'N，福鼎市為“中國白茶之鄉(xiāng)”，2019年福鼎毛茶產(chǎn)值25.5億元，涉茶總產(chǎn)值106.5億元。武夷山市位于118°03'E、27°77'N，武夷山市作為生態(tài)茶園發(fā)展的領(lǐng)頭部隊，市政府重點把控產(chǎn)業(yè)生態(tài)化與生態(tài)產(chǎn)業(yè)化，積極探索茶園轉(zhuǎn)型發(fā)展道路。

2 研究設(shè)計

2.1 理論框架構(gòu)建

茶園生態(tài)化管理需要貫穿于種植選擇、施肥和除蟲等生產(chǎn)全過程，主要表現(xiàn)為間作套種、生態(tài)化施肥和不施用化學(xué)農(nóng)藥3個方面。間作套種具有改良土壤、增強(qiáng)生物多樣性、生物防治病蟲害、減輕連作障礙等作用，生態(tài)化施肥和不施用化學(xué)農(nóng)藥具有減少化肥施用量、遏制土地退化和降低農(nóng)藥殘留等作用。茶園管理行為是農(nóng)民根據(jù)自身條件和所處環(huán)境做出的有限理性選擇。農(nóng)民素養(yǎng)參次不齊，農(nóng)村社會結(jié)構(gòu)復(fù)雜、不確定因素多，農(nóng)戶生產(chǎn)行為復(fù)雜［31］。生計資本是決定農(nóng)戶行為的基礎(chǔ)［32］。多數(shù)農(nóng)戶會根據(jù)有限資本精打細(xì)算，權(quán)衡風(fēng)險，并參照周圍農(nóng)戶后做出行為選擇。在政策、市場、合作社指導(dǎo)和周邊農(nóng)戶行動等外部情景因素［33］和經(jīng)營壓力的作用下，農(nóng)戶對茶園生態(tài)化管理的認(rèn)知和意識會發(fā)生變化。農(nóng)戶在生態(tài)意識的驅(qū)動下，綜合考量茶園特征和生計資本等內(nèi)部條件和做出是否開展生態(tài)化管理的決策，進(jìn)而建構(gòu)藍(lán)本和具體行為方式（圖1）。

圖1 研究區(qū)域Figure 1 Research plot

2.2 變量選擇與模型構(gòu)建

茶園生態(tài)化管理行為變量選擇。依據(jù)福建省安溪縣、福鼎市和武夷山市政府茶產(chǎn)業(yè)規(guī)劃文件所提倡議及實地調(diào)研茶園所見常見做法，將茶園生態(tài)化管理行為概括為間作套種（Int）、生態(tài)化施肥（EF）和不施用化學(xué)農(nóng)藥（NCP）3個具體表現(xiàn)，分別作為因變量Y1、Y2與Y3，其內(nèi)容解釋如表1。

圖2 農(nóng)戶茶園生態(tài)化管理行為研究路徑Figure 2 Research path of farmers'tea garden ecological management behaviors

潛在影響因素變量選擇。影響茶園生態(tài)化管理行為的因素很多，綜合起來可從個人與家庭因素、茶園特征因素、茶園經(jīng)營因素和外部情境因素4個維度進(jìn)行分析。

從個人與家庭的角度來看，農(nóng)戶受教育程度越高，對茶園生態(tài)化管理技術(shù)的認(rèn)知越高［34］，科學(xué)采用生態(tài)化管理技術(shù)的可能性越大［35-37］。戶主年齡越大，對茶園的依賴性較大，更傾向于茶園生態(tài)化管理，施用有機(jī)肥［14，38］。也有研究認(rèn)為戶主年齡越大，越短視，思維越固化，對培訓(xùn)內(nèi)容的吸收和學(xué)習(xí)能力也更低［24，39］，更不會采用生態(tài)化管理。家庭人口規(guī)模越大，勞動力越充足，越有能力開展茶園生態(tài)化管理［40］。家庭年收入越低，越難承擔(dān)生態(tài)茶園投資大、回報周期長帶來的風(fēng)險，可能更不會采用生態(tài)化管理［13］。農(nóng)戶根據(jù)自身以往經(jīng)驗進(jìn)行技術(shù)選擇，對有機(jī)肥及生物農(nóng)藥等生態(tài)化管理技術(shù)的認(rèn)知不足，可能會導(dǎo)致化肥和化學(xué)農(nóng)藥的過量施用［42］。具體選擇年齡（Age）、受教育程度（Edu）、茶園管理時長（MT）、家庭勞動人口數(shù)（HLP）、對茶園生態(tài)管理技術(shù)的了解程度（Und）及家庭年收入（FI）6個變量。

從茶園特征的角度來看，茶園生態(tài)化管理具有較強(qiáng)的規(guī)模效應(yīng)，茶園經(jīng)營規(guī)模越大，越有利于生態(tài)友好型技術(shù)的應(yīng)用與實施［43］，越可能采用生態(tài)化管理［44］。除面積之外，茶園破碎化程度過高，將會對機(jī)械化作業(yè)和規(guī)模經(jīng)營產(chǎn)生負(fù)面影響，使得農(nóng)戶對茶園生態(tài)化管理行為的意愿降低［37］。高海拔地區(qū)相對低溫、空氣濕度大、云霧多，山地土壤有機(jī)質(zhì)與磷鉀含量豐富有利于茶葉生長和病蟲害控制，有利于茶園生態(tài)化管理［45］。具體選擇茶園面積（Area）、茶園分塊（Div）、茶園海拔高度（Alt）、茶園土壤肥力（Fer）及茶園所在地（Loc）5個變量。

從茶園經(jīng)營的角度來看，茶園注冊為公司，茶園經(jīng)營管理的規(guī)范性越高，越會采用生態(tài)化管理。農(nóng)業(yè)收入比例對農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作技術(shù)有積極影響［24］，當(dāng)茶葉收入占據(jù)絕大部分家庭收入時，農(nóng)戶會成為農(nóng)戶家庭工作重心，對茶園經(jīng)營成本收益變化的關(guān)注度越高。成本變化認(rèn)知與生態(tài)調(diào)控技術(shù)的采納行為呈顯著負(fù)相關(guān)［46］。具體選擇是否注冊公司（Com）、茶葉年收入（AIT）和年施肥總成本（AFC）3個變量。

從外部情境的角度來看，農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社、涉農(nóng)企業(yè)間的聯(lián)系對農(nóng)戶采用茶園生態(tài)化管理行為具有重要影響［47，48］。農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社與涉農(nóng)企業(yè)通過提供農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的機(jī)會，增加農(nóng)戶了解和使用農(nóng)業(yè)新技術(shù)的渠道，有利于促進(jìn)和幫助農(nóng)戶更多地采納和使用茶園生態(tài)化管理行為［35］，且隨著農(nóng)戶受到技術(shù)培訓(xùn)的次數(shù)增加，農(nóng)戶對生態(tài)茶園的認(rèn)知會不斷深化，進(jìn)而影響農(nóng)戶采納茶園生態(tài)化管理行為［49］。政府補(bǔ)貼和懲罰性政策都有助于增加農(nóng)戶采納茶園生態(tài)化管理［50］。政府新技術(shù)推廣的政策也有利于推進(jìn)農(nóng)戶對茶園生態(tài)化管理行為的使用。具體選擇是否加入茶葉合作社（Coo）、是否接受茶園管理的培訓(xùn)或指導(dǎo)（Tra）和政府政策對茶園管理行為的影響程度（PIM）3個變量。

由于各因素對3種生態(tài)化管理行為的影響不同，將間作套種、生態(tài)化施肥和不施用化學(xué)農(nóng)藥分別作為3個模型的因變量，再分別選取不同的自變量，以“＋”表示假設(shè)解釋變量對被解釋變量有顯著正向影響、“-”表示負(fù)向影響，“＋，-”則表示有顯著影響但不確定方向，具體如表1所示。

模型構(gòu)建。3個行為分別作為3個模型的被解釋變量，模型如下：

式中：Yi為被解釋變量，取值為0和1，i＝1，2，3（即Y1為 變 量Int，Y2為 變 量EF，Y3為 變 量NCP）。當(dāng)i＝1時，Y1＝0表示無間作或套種，Y1＝1表示有間作或套種，相應(yīng)的概率為P10和P11；當(dāng)i＝2時，Y2＝0表示不生態(tài)化施肥，Y2＝1表示生態(tài)化施肥，相應(yīng)的概率為P20和P21；當(dāng)i＝3時，Y3＝0表示施用化學(xué)農(nóng)藥，Y3＝1表示不施用化學(xué)農(nóng)藥，相應(yīng)的概率為P30和P31。Xi為自變量，為Age-PIM變量，μ為隨機(jī)誤差項，服從二項分布?，F(xiàn)以Y1為例，則：

同時，二項分布概率函數(shù)為：

已知F（t）取值范圍為［0，1］，將公式（1）、（2）、（3）合并可得到P11與P10的比例關(guān)系，并取其對數(shù)，可得：

可得以下3個模型：

3 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自研究團(tuán)隊于2021年4—5月對安溪縣、福鼎市及武夷山市3個研究樣地的各鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、村實地調(diào)研所發(fā)放的調(diào)查問卷，各鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取3—5個村，各村隨機(jī)選取10—15戶調(diào)查樣本，共涉及15個鄉(xiāng)/鎮(zhèn)/街道，61個村，主要采用入戶問卷調(diào)查及訪談的形式收集問卷信息，實地觀測農(nóng)戶茶園情況，了解茶農(nóng)生產(chǎn)情況。三地共發(fā)放問卷416份，回收410份，回收率達(dá)98.56%。部分回收問卷信息不全，通過茶農(nóng)個人信息進(jìn)行電話回訪，絕大部分信息不全問卷已補(bǔ)全，但進(jìn)行數(shù)據(jù)整理時發(fā)現(xiàn)部分問卷數(shù)據(jù)精確度過低，質(zhì)量過差，遂加以剔除，最終獲得有效問卷389份，回收問卷有效率達(dá)94.88%。389份有效問卷來自安溪縣感德鎮(zhèn)、桃舟鄉(xiāng)、龍涓鄉(xiāng)；福鼎市太姥山鎮(zhèn)、管陽鎮(zhèn)、石番溪鎮(zhèn)、桐山街道及白琳鎮(zhèn)；武夷山市五夫鎮(zhèn)、星村鎮(zhèn)、武夷街道、洋莊鄉(xiāng)、興田鎮(zhèn)、嵐谷鄉(xiāng)和上梅街道。

從調(diào)查問卷結(jié)果可見，①在個人與家庭方面，389戶受訪茶農(nóng)中有248位年齡分布于41—60歲之間，占總數(shù)的63.75%；受訪茶農(nóng)主要受教育程度集中在小學(xué)（98，25.19%）、初中（138，35.48%）、高中或中專（101，25.96%），這3個階段累計占比86.63%；茶園管理時長多集中在10—30年，累計占比63.76%；大多數(shù)茶農(nóng)的家庭勞動人口數(shù)不超過3人（69.15%）；總體上看，受訪茶農(nóng)對茶園生態(tài)管理技術(shù)的了解程度并不高，維持在中等水平，較多人一般了解（126，32.39%），剩 余 則 在 兩 側(cè) 均 勻 分 布；45.5%的茶農(nóng)家庭年收入在20萬元以下，但收入大于100萬元的仍有8.48%，說明茶農(nóng)收入兩極分化較為嚴(yán)重。②在茶園特征方面，抽樣樣本的樣地分布十分均勻，65.04%的茶農(nóng)的茶園面積小于1.34hm2，38.05%的茶園分為3—4塊，所以大體上看來茶園面積不大且分散程度不高；43.7%的茶園海拔高度位于300—600m之間，近半數(shù)（49.1%）的茶園土壤肥力中等。③在茶園經(jīng)營方面，79.69%的茶農(nóng)茶葉年收入低于20萬元，這大體上與家庭年收入分布相似，說明茶葉收入是絕大部分茶農(nóng)的家庭主要收入來源；超過半數(shù)（56.81%）的茶園年施肥成本低于5000元，且與家庭年收入和茶葉年收入類似的是，兩極分化也比較嚴(yán)重，其余20.57%的茶農(nóng)年施肥總成本高于2萬元。④在外部環(huán)境方面，大多數(shù)人未注冊公司（76.86%），加入過茶葉合作社的茶農(nóng)占多數(shù)（58.1%），多數(shù)人接受過茶園管理的培訓(xùn)或指導(dǎo)（62.47%）；最后，認(rèn)為政府政策對茶園管理行為影響程度一般的人比較多，占比33.42%，剩余的兩側(cè)皆有分布；總體來看，認(rèn)為有影響的人略多于認(rèn)為沒有影響的人。

4 數(shù)據(jù)處理與結(jié)果分析

4.1 茶園生態(tài)化管理行為狀況

通過Stata16.0軟件對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表1、表2所示，并將研究樣地茶園生態(tài)化管理行為采取情況繪制如圖3。

圖3 研究樣地茶園生態(tài)化管理行為總體采取情況Figure 3 The overall adoption of behaviors of ecological management of tea gardens of research plots

表1 變量選擇及解釋Table 1 Summary of measured variables，variable setting for each model

表2 各樣地茶園生態(tài)化管理行為Table 2 Sub-item statistics on behaviors of ecological management of tea gardens in various plots

由圖3可知，323戶茶農(nóng)（83.03%）進(jìn)行了“生態(tài)化施肥”，在茶園生態(tài)化管理的3個行為中比例最高。其中安溪縣生態(tài)化施肥比例最高，達(dá)到94%，武夷山市比例相對較少，但也達(dá)到了72%，說明生態(tài)化施肥已是3樣地普遍實行的茶園生態(tài)化管理行為。其次，有244戶茶農(nóng)（62.72%）采用“不施用化學(xué)農(nóng)藥”，分樣地來看，安溪縣與福鼎市不施用化學(xué)農(nóng)藥的農(nóng)戶皆超過70%，只有武夷山市相反，有接近70%的農(nóng)戶仍在施用化學(xué)農(nóng)藥，研究團(tuán)隊在調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)機(jī)站和茶葉合作社的宣傳解釋缺位，茶農(nóng)對化學(xué)農(nóng)藥與生物農(nóng)藥界限模糊是造成這一現(xiàn)象的主要原因。最后，間作套種是茶園生態(tài)化管理行為中唯一一個采用數(shù)（137，35.22%）少于未采用數(shù)（252，64.78%）的行為，只有安溪縣有接近50%的茶農(nóng)采用間作套種，其余兩市采用比例則較低。故而，在本文3個樣地內(nèi)生態(tài)化施肥行為最為普遍，不施用化學(xué)農(nóng)藥行為次之，間作套種行為最少。其中，安溪縣茶農(nóng)采用茶園生態(tài)化管理最普遍，生態(tài)茶園建設(shè)完成度最高。

4.2 實證分析結(jié)果

運用Stata16.0將數(shù)據(jù)錄入，并按模型一、二、三依次進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。由表3可知，3個模型的偽擬合優(yōu)度分別為0.469、0.286和0.276，且模型整體通過檢驗。

表3 回歸結(jié)果Table 3 Regression results of each model

由模型一回歸結(jié)果可知，各變量對間作套種行為影響的顯著性，受教育程度（Edu）、對茶園生態(tài)管理技術(shù)的了解程度（Und）、茶園土壤肥力（Fer）、茶葉年收入（AIT）、年施肥總成本（AFC）和接受茶園管理的培訓(xùn)或指導(dǎo)（Tra）6個變量均在1%統(tǒng)計顯著水平上正向影響間作套種行為；政府政策對茶園管理行為的影響程度（PIM）在5%統(tǒng)計顯著水平上反向影響間作套種行為，其余變量則未有顯著影響。模型回歸結(jié)果大致與假設(shè)相同，茶農(nóng)受教育程度越高，其對新種植方法的理性接納度便越高。對生態(tài)修復(fù)技術(shù)的認(rèn)知可以直接引導(dǎo)茶農(nóng)接納茶園生態(tài)化管理技術(shù)，對該技術(shù)了解越深入，越發(fā)明白茶園生態(tài)對于個人茶園長期收益乃至宏觀茶產(chǎn)業(yè)及生態(tài)環(huán)境的好處，生態(tài)環(huán)境各要素相輔相成形成良性閉環(huán)，茶農(nóng)作為理性人，在深入了解生態(tài)修復(fù)技術(shù)后便會主動進(jìn)行生態(tài)茶園建設(shè)。如上文所述，茶園生態(tài)化管理方法對茶園土壤肥力有很高要求，土壤貧瘠地區(qū)的間作套種很難達(dá)到應(yīng)有效果，且擁有貧瘠土壤茶園的茶農(nóng)，出于短視效應(yīng)及稟賦效應(yīng)等影響，不舍將本就不富裕的土地養(yǎng)分分予綠植，所以產(chǎn)業(yè)生態(tài)化與生態(tài)產(chǎn)業(yè)化是相互依存的，高質(zhì)量的茶業(yè)發(fā)展必然需要向生態(tài)化的管理措施邁出步伐。施肥成本與茶葉年收入直接與茶農(nóng)對茶園的依賴程度相關(guān)，茶園的投入與產(chǎn)出越高意味著茶農(nóng)對茶園關(guān)注度更高，依賴性更強(qiáng)，促使農(nóng)戶產(chǎn)生生態(tài)意識，驅(qū)動生態(tài)化建設(shè)行為。結(jié)果中與預(yù)期相反的方面體現(xiàn)在政府政策對茶園管理行為的影響程度反向影響了農(nóng)戶的間作套種行為，此種結(jié)果出現(xiàn)的原因可能在于政府政策并未在實際層面推廣間作套種行為或未設(shè)置獎懲措施，加之農(nóng)戶間作套種的綠植悉為自費購置，從而產(chǎn)生反向影響。

由模型二回歸結(jié)果可知，年齡（Age）、受教育程度（Edu）、接受茶園管理的培訓(xùn)或指導(dǎo)（Tra）3個變量在1%統(tǒng)計顯著水平上正向影響生態(tài)化施肥行為；茶園分塊（Div）、茶園所在地（Loc）2個變量在1%統(tǒng)計顯著水平上反向影響生態(tài)化施肥行為；茶園海拔（Alt）在5%統(tǒng)計顯著水平上正向影響生態(tài)化施肥行為；對茶園生態(tài)管理技術(shù)的了解程度（Und）、茶葉年收入（AIT）、政府政策對茶園管理行為的影響程度（PIM）3個變量在10%統(tǒng)計顯著水平上正向影響生態(tài)化施肥行為，其余變量則未有顯著影響。生態(tài)化施肥作為近些年來新推廣的茶園生態(tài)化管理理念，高受教育程度加之對生態(tài)管理技術(shù)的了解顯然對茶農(nóng)接納這一理念產(chǎn)生最大基礎(chǔ)鋪墊，外部施加的培訓(xùn)、政策的影響都在此基礎(chǔ)上傳播生態(tài)化施肥理念，此外高海拔的茶葉在茶葉市場上可產(chǎn)生的附加值顯著高于低海拔，從而刺激了高海拔茶園的生態(tài)化施肥行為為其增加附加值，茶園越破碎，生態(tài)化施肥困難度越大，成本越高，所以其產(chǎn)生反向影響。最后，與筆者調(diào)研發(fā)現(xiàn)實際情況一致，安溪縣政府對生態(tài)化施肥宣傳力度最大，規(guī)模最大，同時有獎懲措施，而武夷山市政府該方面相對較弱，這與回歸結(jié)果一致。

由模型三回歸結(jié)果可知，對茶園生態(tài)管理技術(shù)的了解程度（Und）、政府政策對茶園管理行為的影響程度（PIM）2個變量在1%統(tǒng)計顯著水平上正向影響不施用化學(xué)農(nóng)藥行為；茶園分塊（Div）、茶園所在地（Loc）在1%統(tǒng)計顯著水平上反向影響不施用化學(xué)農(nóng)藥行為；家庭年收入（FI）、茶葉年收入（AIT）、注冊公司（Com）在5%統(tǒng)計顯著水平上正向影響不施用化學(xué)農(nóng)藥行為；年齡（Age）、年施肥總成本（AFC）在10%統(tǒng)計顯著水平上正向影響不施用化學(xué)農(nóng)藥行為，其余變量則未有顯著影響，其邏輯內(nèi)涵與上文所述及前兩個模型基本一致。經(jīng)過上述分析討論可見，對茶園生態(tài)管理技術(shù)的了解程度（Und）、茶葉年收入（AIT）及政策影響度（PIM）對3個因變量皆有顯著影響。其次，年齡（Age）、受教育程度（Edu）、茶園分塊（Div）、所在地（Loc）、年施肥總成本（AFC）、接受茶園管理的培訓(xùn)或指導(dǎo)（Tra）這6項皆在6個模型中出現(xiàn)兩次顯著影響。因此可認(rèn)為這6項是對茶園生態(tài)化管理行為次級重要的影響因素。最后，家庭年收入（FI）與注冊公司（Com）各在3個模型中共顯著1次，其也是正向影響茶園生態(tài)化管理行為的末級重要因素。

上述各重要影響因素中，政策影響度對間作套種有顯著反向影響，結(jié)合實際調(diào)研經(jīng)歷推測，可能系由于3個調(diào)查樣地地方政府對茶園管理出臺的相關(guān)政策中皆包含了對生態(tài)化施肥的獎勵措施、對噴灑化學(xué)農(nóng)藥的懲罰措施，在其二者獎懲分明的情況下卻沒有出現(xiàn)對間作套種的政策獎勵，趨利避害的茶農(nóng)進(jìn)過理性選擇，便不易主動選擇采取間作套種行為。同時，間作套種要求茶農(nóng)對原有茶園進(jìn)行改造，且有較高的技術(shù)要求，投入成本也較高，因此更不宜被茶農(nóng)采用。雖然這一變量在實驗結(jié)果中出現(xiàn)反向影響，但結(jié)合上述理由，仍然可認(rèn)為政府政策對生態(tài)茶園建設(shè)影響巨大，前提是需要出現(xiàn)合理且適宜的政策指導(dǎo)。

研究結(jié)果中，茶園管理時長、家庭勞動人口數(shù)、茶園面積與加入茶葉合作社4項并未對因變量產(chǎn)生顯著影響。一方面，與之前學(xué)者所得結(jié)論不同的是，本文研究顯示在福建省主要茶產(chǎn)區(qū)，茶園面積與家庭勞動人口數(shù)并不影響茶園生態(tài)化管理行為的采用與否，這與研究團(tuán)隊實地所見相符合：目前生態(tài)茶園建設(shè)處于探索起步階段，采取生態(tài)化管理會造成成本上升、產(chǎn)量下降，但卻不能保證收入的增加，即使農(nóng)戶茶園面積較大，也不會將所有茶園采取生態(tài)化管理，只是選擇其中的一部分茶園；雖然茶園生態(tài)化管理行為人力成本較高，但目前茶農(nóng)普遍的應(yīng)對做法是雇工而非受制于自家家庭勞動人口數(shù)。另一方面，茶農(nóng)對茶園管理的方式存在路徑依賴，故而即使部分茶農(nóng)具備先進(jìn)生態(tài)思想并探索出先進(jìn)的管理方式，但試圖依靠廣大茶農(nóng)自發(fā)跟進(jìn)并普遍推行是不可行的，即使茶農(nóng)加入相關(guān)茶葉合作社，其本質(zhì)上也是茶農(nóng)之間的抱團(tuán)取暖、互惠互利，并不能有效推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式的進(jìn)步，因此必須依賴政府的力量進(jìn)行宣傳、培訓(xùn)甚至采取強(qiáng)制措施。

5 結(jié)論與討論

5.1 結(jié)論

基于福建省安溪縣、福鼎市、武夷山市3個核心茶產(chǎn)區(qū)389戶茶農(nóng)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，將福建省現(xiàn)有茶園生態(tài)化管理行為界定為間作套種、生態(tài)化施肥和不施用化學(xué)農(nóng)藥3種具體行為，建立二元Logit模型，從個人與家庭、茶園特征、茶園經(jīng)營和外部情境4個維度分析影響茶園生態(tài)化管理行為的關(guān)鍵因素。主要結(jié)論如下：①福建省農(nóng)戶茶園生態(tài)化管理行為總體上仍停留在農(nóng)藥化肥減量化層面，且地區(qū)間差異較大。3個典型茶區(qū)的茶園生態(tài)化管理多數(shù)仍停留在施用生物有機(jī)肥和少用化學(xué)農(nóng)藥層面，較少采用間作套種等充分利用茶園生態(tài)系統(tǒng)生產(chǎn)力的行為。其主要原因是大量施用化肥會造成土壤酸化進(jìn)而會導(dǎo)致茶葉產(chǎn)量和品質(zhì)下降等觀念深入人心，政府制定了有效的化肥農(nóng)藥減量化的激勵政策。間作套種等生態(tài)管理行為由于增加的勞動力成本較多，短期的經(jīng)濟(jì)效益并不明顯而沒有得到廣泛應(yīng)用。安溪縣茶園采用生態(tài)管護(hù)行為的比例最高，武夷山市最低，地區(qū)間差異較大。其主要原因是政府規(guī)制嚴(yán)格程度和茶葉生產(chǎn)特點不同。安溪縣較早規(guī)范茶產(chǎn)業(yè)規(guī)章制度；福鼎市政府對茶產(chǎn)業(yè)生態(tài)化與生態(tài)安全問題高度重視，建立了茶葉質(zhì)量溯源體系；武夷山巖茶暫無農(nóng)藥安全等問題。②福建省農(nóng)戶茶園生態(tài)化管理行為以外部因素驅(qū)動為主。個人與家庭、茶園特征因素等農(nóng)戶內(nèi)部因素影響并不明顯，政府政策和技術(shù)培訓(xùn)等外部因素的影響明顯。由此可見農(nóng)戶實施茶園生態(tài)化管理行為目前仍以外部因素驅(qū)動為主。因此，政府制定更加有力的引導(dǎo)和激勵政策，加強(qiáng)政府宣傳，引導(dǎo)、規(guī)范本地民間茶企及茶葉合作社等組織，發(fā)揮高收入農(nóng)戶的示范帶動作用，有利于促進(jìn)茶園生態(tài)化行為。③影響福建省茶園生態(tài)化管理行為的關(guān)鍵經(jīng)營因素為短期經(jīng)濟(jì)因素。茶葉年收入對茶園生態(tài)化管理行為具有顯著正向影響。茶葉年收入高的茶農(nóng)抗風(fēng)險能力更強(qiáng)，品牌與質(zhì)量意識更強(qiáng)，更有能力通過生態(tài)化管理來提高茶葉產(chǎn)品整體附加值。因此，政府出臺政策支持茶葉區(qū)域品牌創(chuàng)建，構(gòu)建茶葉區(qū)域質(zhì)量社會生態(tài)系統(tǒng)，有利于農(nóng)戶通過生態(tài)化管理來實現(xiàn)茶葉價值增值，進(jìn)而形成一個“生態(tài)化管理—茶葉品質(zhì)提升—經(jīng)營收入增加”的良性循環(huán)。

5.2 討論

受數(shù)據(jù)獲取的限制，本文尚未探討如“梯壁留草”等茶園生態(tài)化管理行為，也沒有討論低碳化等生態(tài)化管理行為，需要在以后的研究中逐步加以完善。本研究選擇的樣本僅限于福建省核心茶產(chǎn)區(qū)的3個縣，本文研究得出的上述結(jié)論需要在更大范圍內(nèi)進(jìn)行檢驗。另外，茶園生態(tài)化管理的內(nèi)涵隨著茶園管理實踐不斷變化，福建省生態(tài)茶園建設(shè)正處于發(fā)展上升階段，未來可能發(fā)現(xiàn)新的相關(guān)因素對茶園生態(tài)化管理行為產(chǎn)生影響，以后將考慮更多的茶園生態(tài)化管理行為因素，并分析各因素之間的相互關(guān)系，進(jìn)而分析找出各因素具體的影響路徑。