楊 俊 ,李 爭(zhēng),李文波

(1.東華理工大學(xué) a.測(cè)繪工程學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 南昌 330013； 2.湖北天地源勘查設(shè)計(jì)有限公司, 武漢 430070)

農(nóng)戶(hù)耕地污染響應(yīng)機(jī)制及影響因素研究
——以環(huán)鄱陽(yáng)湖地區(qū)為例

楊 俊1a,李 爭(zhēng)1b,李文波2

(1.東華理工大學(xué) a.測(cè)繪工程學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 南昌 330013； 2.湖北天地源勘查設(shè)計(jì)有限公司, 武漢 430070)

農(nóng)村耕地污染制約了農(nóng)業(yè)的健康持續(xù)發(fā)展，影響到國(guó)家的糧食安全戰(zhàn)略。為明確農(nóng)戶(hù)耕地污染響應(yīng)機(jī)制及影響因素，通過(guò)對(duì)環(huán)鄱陽(yáng)湖地區(qū)農(nóng)村耕地污染情況的調(diào)查,構(gòu)建有序Logit模型，分析農(nóng)戶(hù)對(duì)耕地污染的響應(yīng)及其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，得到以下主要分析結(jié)果：①耕地流轉(zhuǎn)比例和農(nóng)產(chǎn)品商品化率的提高有利于提高農(nóng)戶(hù)參與治理耕地污染的積極性;②農(nóng)戶(hù)選擇是否在受污染耕地上繼續(xù)生產(chǎn)受農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入耕地比例和商品化程度的影響；③農(nóng)戶(hù)主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力受教育程度越高，改變?cè)谑芪廴靖厣系纳a(chǎn)模式的意愿越強(qiáng)烈。以上結(jié)果表明，推動(dòng)耕地流轉(zhuǎn)對(duì)從微觀主體上加強(qiáng)耕地污染防治有積極的意義，且加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶(hù)耕地污染及食品安全方面知識(shí)的宣傳，有利于改善目前食品污染的現(xiàn)狀。

耕地污染；響應(yīng)；有序Logit模型；環(huán)鄱陽(yáng)湖地區(qū)；效用函數(shù)

1 研究背景

在工業(yè)化進(jìn)程中，工業(yè)廢棄物的隨意處置、廢水隨意排放、農(nóng)藥化肥的大量使用使得我國(guó)耕地正面臨著非常嚴(yán)重的質(zhì)量退化、土壤污染以及集約度下降等問(wèn)題[1-2]，土壤中的污染物隨著作物的生長(zhǎng)傳播到糧食中，受污染的糧食對(duì)食品安全、人類(lèi)的生命健康、糧食貿(mào)易等方面造成了非常嚴(yán)重的后果，同時(shí)也造成了生態(tài)難民等嚴(yán)重的社會(huì)問(wèn)題[3]。同時(shí)，耕地污染問(wèn)題也是困擾全球眾多國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，因此，耕地污染及其防治問(wèn)題在全球受到了較多的關(guān)注。政策層面上，現(xiàn)有文獻(xiàn)大部分關(guān)注于如何制定耕地污染防治的國(guó)家戰(zhàn)略[4-5]、耕地污染防治的立法研究[6]等；在技術(shù)層面上，大部分文獻(xiàn)通過(guò)GIS技術(shù)和土壤化學(xué)分析等方法對(duì)耕地污染的分布范圍、影響程度及修復(fù)手段進(jìn)行了分析[7-9]。農(nóng)戶(hù)是受污染耕地的直接使用者，國(guó)家制定的污染耕地防治策略將直接影響農(nóng)戶(hù)的福利。因此，農(nóng)戶(hù)對(duì)受污染耕地的處理方式和態(tài)度關(guān)系到耕地污染防治的效率，同時(shí)，如果農(nóng)戶(hù)對(duì)耕地污染感知程度較弱，將使得受污染耕地上的產(chǎn)品流入市場(chǎng)，產(chǎn)生更大的危害。在此角度上A. G. Short[10](2013)對(duì)美國(guó)加利福尼亞北部沿海盆地土地污染防治的研究中發(fā)現(xiàn)，小土地所有者在土地污染防治意識(shí)上要弱于大土地所有者。洪宇等[11](2011)對(duì)我國(guó)江漢平原地區(qū)農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理技術(shù)的接受意愿進(jìn)行了調(diào)查分析，發(fā)現(xiàn)受教育程度和耕地面積等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)接受耕地污染治理技術(shù)具有顯著的影響。相對(duì)于農(nóng)戶(hù)在感知耕地污染情況下的耕地污染防治效率和公眾食品安全，我們更應(yīng)關(guān)注如何處理被污染耕地及耕地上的產(chǎn)品。目前的耕地污染源除了工業(yè)污染以外，更多的來(lái)源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自身產(chǎn)生的化學(xué)污染。環(huán)鄱陽(yáng)湖地區(qū)作為我國(guó)典型的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)區(qū)，耕地資源豐富，水系發(fā)達(dá)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生的化學(xué)污染更易擴(kuò)散。因此，本文采用鄱陽(yáng)湖地區(qū)農(nóng)戶(hù)的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行分析，力圖揭示該研究區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶(hù)對(duì)耕地污染的響應(yīng)機(jī)制。

2 農(nóng)戶(hù)耕地污染響應(yīng)機(jī)制表達(dá)及影響指標(biāo)體系

2.1 農(nóng)戶(hù)耕地污染響應(yīng)下的生產(chǎn)決策

用函數(shù)U=U(Tc,Y)表示農(nóng)戶(hù)家庭效用，其中Tc表示閑暇，Y表示家庭總收入。在農(nóng)戶(hù)考慮是否參與污染耕地治理情況下的生產(chǎn)決策可表示如下，即

MaxU=U(Tc,Y) 。

(1)

式(1)表示最優(yōu)決策。

收入約束為

s.t. pmxm+paQa+w1Tc+Cy≤paQ+Y′ 。

(2)

式中：pmxm表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本；paQa表示農(nóng)戶(hù)家庭消費(fèi)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)值；w1Tc表示農(nóng)戶(hù)消費(fèi)閑暇的價(jià)值；Cy表示農(nóng)戶(hù)參與耕地污染治理所付出的代價(jià)；paQ代表農(nóng)戶(hù)銷(xiāo)售農(nóng)產(chǎn)品所得；Y′ 表示農(nóng)戶(hù)家庭非農(nóng)收入。

勞動(dòng)約束L為

L=T-Tc。

(3)

生產(chǎn)函數(shù)為

( 4)

式中L,V分別代表勞動(dòng)投入和資本投入。

考察收入約束可發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)產(chǎn)品商品化程度和非農(nóng)收入Y′ 對(duì)其生產(chǎn)投入和消費(fèi)有著較大的影響，當(dāng)假設(shè)paQa和w1Tc固定為農(nóng)戶(hù)家庭維持繼續(xù)生產(chǎn)的最低農(nóng)產(chǎn)品和閑暇消費(fèi)時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品商品化程度和非農(nóng)收入的提高可增加農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)投入水平，同時(shí)提高農(nóng)戶(hù)參與耕地污染治理的投入預(yù)算。

2.2 影響因素指標(biāo)體系

農(nóng)戶(hù)家庭主體特征對(duì)農(nóng)戶(hù)的決策行為具有顯著的影響，本文在上述理論分析和參考相關(guān)研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上[12-14]，剔除相關(guān)性較高的特征因素，選擇租入耕地面積比例、非農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者平均年齡、主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者受教育程度和農(nóng)產(chǎn)品商品化程度這5個(gè)農(nóng)戶(hù)主體特征作為農(nóng)戶(hù)耕地污染響應(yīng)機(jī)制的影響因素。

各變量的指標(biāo)代碼、取值規(guī)則及預(yù)期的影響方向如表1所示。

表1 變量選擇及預(yù)期的影響方向

Table 1 Variable selection and expected effects

指標(biāo)名稱(chēng)代碼取值規(guī)則變量的預(yù)期影響y1y2治理態(tài)度y11=想主動(dòng)參加；2=可以接受被動(dòng)參與；3=無(wú)所謂；4=不想?yún)⑴c——生產(chǎn)態(tài)度y21=照常耕種，產(chǎn)品用于銷(xiāo)售；2=改做其他的用途；3=治理污染后繼續(xù)耕種；4=拋荒——租入耕地面積比例/%x1農(nóng)戶(hù)租入耕地面積/經(jīng)營(yíng)耕地總面積--非農(nóng)業(yè)收入比重/%x2非農(nóng)收入/家庭總收入+？農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者平均年齡x3農(nóng)戶(hù)家庭主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力年齡平均值-+主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者受教育程度x41=文盲；2=小學(xué)；3=初中；4=高中；5=大學(xué)及以上+-農(nóng)產(chǎn)品商品化程度/%x5銷(xiāo)售農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量/農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量+-

注：表中“+”表示預(yù)期有正向影響，“-”表示預(yù)期有負(fù)向影響，“？”表示影響方向暫時(shí)不明確。

3 樣本特征及數(shù)量模型

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本特征

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2014年1月份對(duì)江西省環(huán)鄱陽(yáng)湖地區(qū)余干、萬(wàn)年、鄱陽(yáng)、永修、玉山、新建6縣市農(nóng)戶(hù)的抽樣調(diào)查。抽樣規(guī)則為每個(gè)縣市選擇耕地?cái)?shù)量較多的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，到該鄉(xiāng)鎮(zhèn)后隨機(jī)抽取5～6個(gè)自然村，然后隨機(jī)抽取自然村中20%的農(nóng)戶(hù)進(jìn)行樣本采集。調(diào)查采取入戶(hù)訪談方式進(jìn)行，問(wèn)卷內(nèi)容主要涉及農(nóng)戶(hù)主體特征(人口數(shù)、年齡、教育程度、職業(yè)、工作時(shí)間等)、耕地?cái)?shù)量(包括流轉(zhuǎn)數(shù)量)、農(nóng)戶(hù)的生產(chǎn)行為(生產(chǎn)資料投入)、耕地年總產(chǎn)出、產(chǎn)品銷(xiāo)售情況、非農(nóng)收入、耕地污染感知、耕地污染治理態(tài)度、在被污染耕地上的生產(chǎn)態(tài)度等。本次調(diào)研共收集問(wèn)卷337份，其中有效問(wèn)卷293份，受訪者中男性比例為73.89%，女性比例為26.11%，經(jīng)營(yíng)耕地規(guī)模為0.67公頃以上者占43.69%。

在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶(hù)耕地污染源主要由工業(yè)污染、農(nóng)藥及化肥污染、生活垃圾和畜禽養(yǎng)殖廢棄物等構(gòu)成，其樣本數(shù)分別為工業(yè)污染67戶(hù)、農(nóng)藥及化肥污染137戶(hù)、生活垃圾污染89戶(hù)、畜禽養(yǎng)殖廢棄物污染48戶(hù)，且部分樣本同時(shí)受到多種污染源的影響。

3.2 數(shù)量分析模型

在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，分析農(nóng)戶(hù)的行為決策時(shí)，都暗含了“農(nóng)戶(hù)是追求效用最大化的行為人”這一強(qiáng)假設(shè)。本文將農(nóng)戶(hù)的耕地污染治理態(tài)度和在受污染耕地上的生產(chǎn)態(tài)度分別作為因變量進(jìn)行估計(jì)，以上2種態(tài)度屬于選擇問(wèn)題，農(nóng)戶(hù)需要在幾個(gè)方案中進(jìn)行選擇，而方案一般用離散的數(shù)據(jù)表示，各方案之間具有一定的排序特征，因此本文選擇排序多元選擇Logit模型作為數(shù)量分析模型。本文在研究過(guò)程中假設(shè)農(nóng)戶(hù)對(duì)被污染耕地的響應(yīng)態(tài)度均遵循效用最大化原則，根據(jù)其特征做出最優(yōu)決策，因此本文設(shè)定農(nóng)戶(hù)的被污染耕地響應(yīng)態(tài)度的效用函數(shù)為以下形式。

如果決策者i在J項(xiàng)可供選擇方案中選擇了第j項(xiàng)，那么其效用模型為

uij=xijβ+εij。

(5)

式中：i=1,2,...,n;j=1,2,3,4;uij表示第i個(gè)農(nóng)戶(hù)選擇第j種耕地污染響應(yīng)態(tài)度時(shí)的效用;xij表示影響第i個(gè)農(nóng)戶(hù)選擇第j種耕地污染響應(yīng)的變量，包括農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)耕地面積等7個(gè)變量;β為回歸系數(shù)；n為農(nóng)戶(hù)的個(gè)數(shù);εij為誤差項(xiàng)。如果對(duì)于面臨J種選擇的第i個(gè)農(nóng)戶(hù)選擇了j，說(shuō)明對(duì)該農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)J種選擇中第j類(lèi)選擇的效用最大，同時(shí)對(duì)剩下的(J-1)種選擇具有排他性，據(jù)此，可構(gòu)建(J-1)個(gè)Logit回歸模型。

(6)

4 模型估計(jì)結(jié)果

4.1 模型檢驗(yàn)

多元排序Logit模型要求不管應(yīng)變量的閾值在什么位置，模型中各自變量的系數(shù)β都保持不變，即自變量的回歸系數(shù)與閾值分割點(diǎn)無(wú)關(guān)，也即要求(J-1)個(gè)回歸方程在多維空間中相互平等，因此需要對(duì)此模型首先進(jìn)行平行性檢驗(yàn)。代入本研究樣本數(shù)據(jù)，用統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件SPSS19.0對(duì)多元排序Logit模型進(jìn)行平行性檢驗(yàn)，結(jié)果表明顯著性p>0.05，說(shuō)明各回歸方程互相平行，可以使用多元排序Logit過(guò)程進(jìn)行分析。模型通過(guò)平行性檢驗(yàn)后，還需要對(duì)模型的擬合程度進(jìn)行判斷，模型擬合信息如表2所示。

表2 模型擬合信息

Table 2 Model fitting information

模型參數(shù)-2對(duì)數(shù)似然值卡方檢驗(yàn)值自由度顯著性p截距679．366最終601．937150．01470．000

注：聯(lián)接函數(shù)是Logit形式。

通過(guò)對(duì)模型中是否所有自變量偏回歸系數(shù)全為0 進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，結(jié)果p<0. 005，說(shuō)明至少有1個(gè)自變量的偏回歸系數(shù)不為0。即擬合包含本研究設(shè)定的5個(gè)自變量的模型，其擬合優(yōu)度好于僅包含常數(shù)項(xiàng)的模型。

4.2 回歸系數(shù)估計(jì)

用迭代法對(duì)模型中各參數(shù)的對(duì)數(shù)似然函數(shù)求最大值，得到各參數(shù)的估計(jì)值如下，見(jiàn)表3。

通過(guò)對(duì)農(nóng)戶(hù)耕地污染的治理態(tài)度和生產(chǎn)態(tài)度進(jìn)行Wald卡方檢驗(yàn)表明，在耕地污染的治理態(tài)度方面，租入耕地面積比例、非農(nóng)收入比例、主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力受教育程度農(nóng)產(chǎn)品商品化程度等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)耕地污染治理態(tài)度有顯著的影響，其中農(nóng)產(chǎn)品商品化程度相關(guān)系數(shù)最高，說(shuō)明該因素對(duì)農(nóng)戶(hù)耕地污染治理態(tài)度具有更強(qiáng)烈的影響，租入耕地比例因素的影響次之，受教育程度因素的影響最?。蛔馊敫孛娣e回歸系數(shù)為-0.740，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)租入耕地面積越大，想主動(dòng)參與耕地污染治理的態(tài)度越強(qiáng)烈。非農(nóng)收入比例的回歸系數(shù)為-0.256，說(shuō)明目前群眾對(duì)生態(tài)環(huán)境較為關(guān)注的背景下，農(nóng)戶(hù)非農(nóng)收入越高，對(duì)生態(tài)環(huán)境的要求更高，導(dǎo)致其對(duì)污染治理的意愿越強(qiáng)烈。主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者受教育年限為離散變量，從參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，受教育程度越高時(shí)，卡方檢驗(yàn)的顯著性越強(qiáng)，但該變量回歸系數(shù)為0～0.202，說(shuō)明主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者受教育程度越高，越不愿意參與耕地污染的治理，其原因?yàn)槭芙逃潭仍礁哒邊⑴c非農(nóng)就業(yè)成本低于參與耕地污染治理的成本，因此會(huì)選擇放棄對(duì)被污染耕地的治理。農(nóng)產(chǎn)品商品化程度因素回歸系數(shù)為負(fù)，證明農(nóng)產(chǎn)品商品化程度越高時(shí)，農(nóng)戶(hù)家庭收入對(duì)耕地的依耐性越強(qiáng)，因此參與耕地污染治理的意愿越強(qiáng)烈。

表3 回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果

Table 3 Estimation results of regression coefficients

檢驗(yàn)項(xiàng)目取值估計(jì)值Wald卡方檢驗(yàn)值顯著性治理態(tài)度閾值生產(chǎn)態(tài)度閾值自變量相對(duì)于因變量y1的位置自變量相對(duì)于因變量y2的位置1=想主動(dòng)參加-1．8355．2700．0392=可以接受被動(dòng)參與-0．79311．2560．0083=無(wú)所謂-0．8640．8990．3971=照常耕種，產(chǎn)品用于銷(xiāo)售-1．6954．2350．0482=改做其他的用途-1．4303．3760．0313=治理污染后繼續(xù)耕種-0．1170．0070．977x1-0．740?2．3930．079x2-0．256??5．7310．038x3-0．0140．2050．713x5-0．807???8．0230．005x4=10．2200．0900．752x4=20．169??3．9730．042x4=30．202???8．7950．009x4=40ax10．156?2．3750．081x20．637?1．8220．093x30．0140．1050．653x5-1．654???12．2570．000x4=10．4770．3560．595x4=20．222??4．3790．028x4=30．349???8．0990．011x4=40a

注：a表示該參數(shù)為冗余的，所以將其置為0;污染治理態(tài)度中4=不參與和生產(chǎn)態(tài)度中4=拋荒均為參照值，故未在估計(jì)結(jié)果中顯示;*,**,***分別表示10%,5%和1%顯著水平。

在受污染耕地上的生產(chǎn)態(tài)度方面，租入耕地面積比例、非農(nóng)收入比例、主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力受教育程度農(nóng)產(chǎn)品商品化程度等因素對(duì)農(nóng)戶(hù)在受污染耕地上的生產(chǎn)態(tài)度有顯著的影響。其中農(nóng)產(chǎn)品商品化程度相關(guān)系數(shù)最高，為-1.654，說(shuō)明該因素對(duì)農(nóng)戶(hù)在受污染耕地上的生產(chǎn)態(tài)度具有更強(qiáng)烈的影響，非農(nóng)收入因素次之，為0.637，租入耕地面積比例最低，為0.156；農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入耕地比例回歸系數(shù)為負(fù)，證明農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)收入的倚重程度越高，越不想放棄在被污染耕地上的生產(chǎn)。非農(nóng)業(yè)收入比重因素回歸系數(shù)為正，證明非農(nóng)收入比重越高，農(nóng)戶(hù)對(duì)耕地的依賴(lài)程度越低，因此農(nóng)戶(hù)放棄在受污染耕地上生產(chǎn)的意愿越強(qiáng)烈。農(nóng)產(chǎn)品商品化程度因素回歸系數(shù)為負(fù)，證明農(nóng)產(chǎn)品商品化程度越高時(shí)，農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以利益最大化為目標(biāo)，因此放棄現(xiàn)有生產(chǎn)狀態(tài)的意愿越低。農(nóng)戶(hù)主要農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者受教育程度因素回歸系數(shù)為正，說(shuō)明受教育程度越高時(shí)，越愿意改變受污染耕地上現(xiàn)有的生產(chǎn)狀態(tài)，而不是選擇繼續(xù)在受污染耕地上耕種，并將產(chǎn)品推向消費(fèi)市場(chǎng)。

5 結(jié)論及建議

通過(guò)對(duì)樣本區(qū)域農(nóng)戶(hù)耕地污染的響應(yīng)機(jī)制進(jìn)行理論和實(shí)證分析，討論了農(nóng)戶(hù)對(duì)受污染耕地的治理態(tài)度和在受污染耕地上的生產(chǎn)態(tài)度，研究結(jié)果表明影響農(nóng)戶(hù)是否愿意參與受污染耕地的治理和在受污染耕地上生產(chǎn)的因素中，農(nóng)產(chǎn)品商品化程度因素的回歸系數(shù)最高，對(duì)農(nóng)戶(hù)受污染耕地治理參與意愿和在受污染耕地上生產(chǎn)意愿的影響最為明顯，轉(zhuǎn)入耕地比例、非農(nóng)收入比例和受教育程度對(duì)農(nóng)戶(hù)耕地污染響應(yīng)態(tài)度均有顯著影響。因此，在政策層面上，除了控制耕地污染源外，還應(yīng)該積極推動(dòng)耕地的有效流轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)耕地的規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高農(nóng)戶(hù)農(nóng)產(chǎn)品的商品化程度，從耕地利用主體行為上推動(dòng)對(duì)耕地污染的治理。

在加強(qiáng)污染治理的同時(shí)也需要積極帶動(dòng)農(nóng)戶(hù)參與非農(nóng)就業(yè)，減少受污染農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)生。加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶(hù)耕地污染及食品安全方面知識(shí)的宣傳，有利于改善目前食品污染的現(xiàn)狀，但對(duì)農(nóng)戶(hù)個(gè)體經(jīng)濟(jì)利益而言則造成了損失，因此需要建立合理的耕地生態(tài)補(bǔ)償制度，根據(jù)不同區(qū)域的污染程度制定不同的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，在保證農(nóng)戶(hù)個(gè)體利益不受損失的情況下，保證社會(huì)的食品安全。

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(編輯：占學(xué)軍)

Farmers’ Response to Cultivated Land Pollution and Its InfluencingFactors：Poyang Lake Area as an Example

YANG Jun1, LI Zheng2, LI Wen-bo3

(1.Faculty of Geomatics, East China Institute of Technology, Nanchang 330013,China; 2.School of Economics and Management, East China Institute of Technology, Nanchang 330013,China; 3. Hubei Tiandiyuan Survey & Design Co. Ltd., Wuhan 430070,China)

Pollution of rural cultivated land has restricted the healthy and sustainable development of agriculture, and has affected the national food security strategy. In order to analyze the response of farmers to farmland pollution and its impact on agricultural production, we investigate the situation of rural land pollution and construct an ordered Logit model. Rural land pollution in Poyang Lake region is taken as an example. Major conclusions of this thesis are as follows: 1) the proportion of arable land circulation and the improvement of agricultural products’ commercialization rate are beneficial to improving farmers’ participation in the management of farmland pollution; 2) whether farmers choose to continue the production at contaminated farmland or not is affected by the proportion of farmland transfer-in and the degree of commercialization; 3) the higher education level of main agricultural labor force is , the stronger willingness to change the mode of production in polluted farmland is. The results show that, promoting the transfer of arable land has positive significance to strengthen the prevention and control of farmland pollution from the microscopic main body. Furthermore, strengthening the knowledge of farmers’ land pollution and food safety is conducive to improve the current situation of food pollution.

cultivated land pollution; response; orderly Logit model; Poyang lake area；utility function

2015-11-18；

2015-12-29

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41201118，41501587)；江西省社科規(guī)劃項(xiàng)目(14GL25)； 教育部人文社科項(xiàng)目(14YJC630077)

楊 俊(1984- )，男，湖北荊門(mén)人，講師，博士，研究方向?yàn)橥恋乩眯袨?(電話(huà))0791-83897348 (電子信箱)yjun@ecit.cn。

10.11988/ckyyb.20150978

2016,33(12):46-50

X53

A

1001-5485(2016)12-0046-05