樊 翔，張 軍，王 紅，劉 梅

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，武漢430070）

農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的影響
——基于山東省大盛鎮(zhèn)農(nóng)戶調(diào)查

樊 翔，張 軍，王 紅，劉 梅

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，武漢430070）

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中的土壤呼吸、農(nóng)藥化肥的使用、農(nóng)業(yè)廢棄物（如農(nóng)膜、秸稈等）的處理都會產(chǎn)生碳的排放，從而加劇溫室效應(yīng)，農(nóng)業(yè)已成為溫室氣體排放的第二大來源。從農(nóng)戶的角度進行研究，基于理性行為、計劃行為等理論和經(jīng)濟社會心理因素考慮，利用山東省大盛鎮(zhèn)的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用計量模型對調(diào)研數(shù)據(jù)進行了分析，通過“認(rèn)知—意愿—實踐”的邏輯建立4個計量模型探究農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為。結(jié)果表明：農(nóng)戶稟賦對低碳生產(chǎn)行為有著重要作用，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知接近一般水平，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知水平和對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿處于較高水平，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)實踐程度處于一般水平。

農(nóng)戶稟賦；低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為；影響機制；山東省大盛鎮(zhèn)

我國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村人口占全國人口的50.23%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長至關(guān)重要。在我國，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)模式和較低的科技水平不僅阻礙了農(nóng)業(yè)的低碳化轉(zhuǎn)變，而且限制了農(nóng)戶的低碳行為，在沒有低碳經(jīng)濟意識與低碳技術(shù)的普及推廣之下，農(nóng)戶自身難以完成從粗放式模式向低碳式模式的轉(zhuǎn)變。自從改革開放以來，農(nóng)戶已經(jīng)成為我國廣大農(nóng)村投資、生產(chǎn)與經(jīng)營等經(jīng)濟活動的主體，是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)的決策單位，因此，農(nóng)戶行為的低碳化有利于驅(qū)動農(nóng)村低碳經(jīng)濟的良性循環(huán)，研究農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為對我國發(fā)展低碳經(jīng)濟具有重大的現(xiàn)實意義。

關(guān)于農(nóng)戶生產(chǎn)行為動機存在著理性和非理性兩種觀點。舒爾茨[1]認(rèn)為小農(nóng)具有天生的理性動機；Popkin[2]進一步強調(diào)了小農(nóng)理性動機的觀點，認(rèn)為小農(nóng)無論在市場領(lǐng)域還是在政治社會活動中，都更傾向于按理性投資者的原則行事。而諾斯[3]認(rèn)為受制于自身主觀認(rèn)識能力、所處環(huán)境和信息的不完全、契約的不完全性等因素的影響，相對于其他組織來說，農(nóng)戶行為決策的有限理性更為凸顯；Scott[4]提出了“小農(nóng)安全第一”的觀點。國內(nèi)林毅夫[5]認(rèn)為農(nóng)戶的行為是理性的；史清華[6]認(rèn)為不管是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)時期還是現(xiàn)階段，農(nóng)戶的經(jīng)濟行為一直是比較理性的。韓耀[7]總結(jié)了中國農(nóng)戶生產(chǎn)行為一般特征：自給性生產(chǎn)與商品性生產(chǎn)并存；經(jīng)濟目標(biāo)與非經(jīng)濟目標(biāo)并存；理性行為與非理性行為并存。這些對理解農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為提供理論依據(jù)。

對于農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，國內(nèi)山東、河南、河北等地的調(diào)查表明農(nóng)戶普遍存在過量施肥行為，對化肥造成的負(fù)面環(huán)境影響認(rèn)知度偏低[8]；農(nóng)戶的低碳生產(chǎn)意識普遍較低，對于秸稈和農(nóng)業(yè)廢水的處理以丟棄為主[9]；湖南長沙附近農(nóng)戶對低碳的認(rèn)知也是不足，對于秸稈的處理主要以焚燒為主，生物農(nóng)藥和有機肥的采用率很低，主要是因為其效用緩慢[10]；農(nóng)戶氣候變化認(rèn)知正向影響對減排技術(shù)的采納[11]；江蘇、浙江農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中沒有將環(huán)境影響作為重要因素[12-13]?？傊鼛啄觋P(guān)于低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對于低碳的認(rèn)知度普遍偏低。

農(nóng)戶的認(rèn)知程度直接導(dǎo)致農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的行為[14-15]，農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為受到多種因素的交互影響，農(nóng)戶稟賦作為其中的一方面因素，影響著農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的認(rèn)知、評價和意愿，從而影響其對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的實踐。農(nóng)戶的受教育程度影響農(nóng)戶的低碳生產(chǎn)行為[16-18]；農(nóng)藥施用的各階段明顯受農(nóng)戶教育程度的影響[13，19-22]；家庭人口數(shù)、勞動力和耕地面積等家庭稟賦影響農(nóng)戶的施藥行為[21，23-25]；農(nóng)戶家庭收入對農(nóng)戶參與環(huán)境生產(chǎn)的意愿有正向影響[13，22]。一般認(rèn)為，農(nóng)戶稟賦中的性別、受教育水平、家庭收入等對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為均有著一定程度的影響，關(guān)于低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的研究內(nèi)容主要集中在對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的認(rèn)知評價，以及農(nóng)戶化肥、農(nóng)藥的施用方面，而在農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為影響的系統(tǒng)分析和實證研究方面尚有待進一步深入。

本文選擇農(nóng)戶作為微觀主體進行研究，嘗試從農(nóng)戶稟賦的多個角度，包括戶主稟賦、家庭稟賦、經(jīng)濟管理特征、農(nóng)戶外源性稟賦來進行擴展現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶稟賦與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的研究，以期能夠更全面探究農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的影響機制，回答農(nóng)戶的低碳生產(chǎn)行為與農(nóng)戶稟賦之間是什么樣的關(guān)系，農(nóng)戶稟賦是如何影響農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的問題。

1 研究假設(shè)與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究假設(shè)

農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的決策過程是一個復(fù)雜的心理過程，因而農(nóng)戶之間對于這些措施和技術(shù)采納程度存在差異。農(nóng)戶在低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中做出決策，首先要對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題有所認(rèn)知，這是先決條件；在此條件的基礎(chǔ)上，農(nóng)戶對于采納低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)的重要性有所認(rèn)知，如果農(nóng)戶認(rèn)為采納低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)后能夠達到改善氣候變化問題的目的，并且具有實際的可實施性，那么農(nóng)戶才會進而產(chǎn)生是否采納低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)的意愿；農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)產(chǎn)生采納意愿之后，才會進一步應(yīng)用于生產(chǎn)實踐中。因此，本文將農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐過程分為4個邏輯階段，通過研究農(nóng)戶稟賦對每個階段的影響，探究農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響機制。

1.2 數(shù)據(jù)來源

山東省是我國東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平較高，選擇山東省農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況進行研究具有一定的標(biāo)本作用。大盛鎮(zhèn)位于山東省安丘市西南部，面積76 km2，轄62個行政村，耕地面積37.33 km2。大盛鎮(zhèn)地貌多樣，山區(qū)、丘陵、平原地各占1/3；屬暖溫帶大陸性季風(fēng)氣候，半濕潤區(qū)，發(fā)展農(nóng)、林、果、畜牧業(yè)條件優(yōu)越；農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)以桑蠶、速生豐產(chǎn)林、西瓜、大姜、蔬菜為主要優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。本文分析所用數(shù)據(jù)來自2015年8月對山東省大盛鎮(zhèn)180個農(nóng)戶的調(diào)研。采用多層隨機抽樣的方法選取樣本。隨機選取了山東省大盛鎮(zhèn)的9個村，并在每個村隨機抽取20個農(nóng)戶，共隨機抽樣180個農(nóng)戶樣本，剔除無效問卷30份，共有有效問卷150份。本次調(diào)研采取調(diào)查員直接入戶進行問卷調(diào)查的方式。為了檢驗調(diào)查數(shù)據(jù)的信度和效度，本文采用SPSS 19對問卷數(shù)據(jù)進行檢驗，Cronbachα系數(shù)為0.869，說明數(shù)據(jù)具有較好的信度。

2 農(nóng)戶稟賦和農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的現(xiàn)狀描述性分析

2.1 農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知情況

調(diào)查顯示11.3%的調(diào)查農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中二氧化碳的排放不影響氣候變化；49.3%的農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中二氧化碳的排放對氣候變化的影響不嚴(yán)重；25.3%的農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中二氧化碳的排放對氣候變化的影響一般；14%的農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中二氧化碳的排放對氣候變化的影響較嚴(yán)重；沒有農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中二氧化碳的排放對氣候變化影響非常嚴(yán)重。農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知均值是2.42（最小值是1，最大值是5），說明調(diào)查區(qū)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知程度接近一般水平。

2.2 農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿

農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿情況見表1。調(diào)查顯示，調(diào)查區(qū)農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿的平均取值為4.53（最小值0，最大值5），說明調(diào)查區(qū)農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿處于較高水平。有99.3%的農(nóng)戶愿意正確使用農(nóng)藥；有90%的農(nóng)戶愿意合理處理農(nóng)膜；有84.7%的農(nóng)戶愿意正確施用化肥；有87.3%的農(nóng)戶愿意有效處理秸稈；有92%的農(nóng)戶愿意正確灌溉。顯而易見，調(diào)查區(qū)農(nóng)戶對正確使用農(nóng)藥的采納意愿最高，對正確灌溉與合理處理農(nóng)膜的采納意愿處于中等水平，對有效處理秸稈和正確施用化肥的采納意愿相對較低。5項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)按照采納意愿進行排序為：正確使用農(nóng)藥、正確灌溉、合理處理農(nóng)膜、有效處理秸稈、正確施用化肥。

表1 農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿分析

2.3 農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐

調(diào)查顯示，調(diào)查區(qū)農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐程度的平均取值為4.41（最小值0，最大值8），說明調(diào)查區(qū)農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實踐程度處于一般水平。有54%的農(nóng)戶嚴(yán)格按說明書配置農(nóng)藥；有45.3%的農(nóng)戶嚴(yán)格執(zhí)行農(nóng)藥的安全間隔期，有54%的農(nóng)戶偶爾執(zhí)行農(nóng)藥的安全間隔期，有0.7%的農(nóng)戶從不執(zhí)行農(nóng)藥的安全間隔期；有37.3%的農(nóng)戶對農(nóng)膜進行回收處理廢物再利用，有62.7%的農(nóng)戶對農(nóng)膜作丟棄和焚燒處理；有43.3%的農(nóng)戶按規(guī)定用量施用化肥，有19.3%的農(nóng)戶偶爾超標(biāo)施用化肥，有37.3%的農(nóng)戶經(jīng)常超標(biāo)施用或隨意施用；有16%的農(nóng)戶對秸稈的處理是秸稈還田，有64%的農(nóng)戶對秸稈的處理是焚燒；有18%的農(nóng)戶灌溉方式是大水漫灌，有82%的農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉方式（表2）。由此可見，調(diào)查區(qū)農(nóng)戶對正確灌溉的實踐程度相對較高，對正確使用農(nóng)藥和正確施用化肥的實踐程度處于一般水平，對合理處理農(nóng)膜和有效處理秸稈的實踐程度相對較低。

綜合以上分析，調(diào)查區(qū)農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知和對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的采納意愿都處于較高水平，但是農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實踐程度卻僅處于一般水平。

表2 農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐程度分析

2.4 樣本描述性分析

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，調(diào)查區(qū)農(nóng)戶戶主的平均年齡為54.7歲，受教育程度平均值為1.4，略高于小學(xué)水平，說明調(diào)查區(qū)農(nóng)戶的受教育程度相對較低；調(diào)查區(qū)農(nóng)戶的家庭耕地面積平均值為2 466.67 m2，說明調(diào)查區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較小；樣本調(diào)查區(qū)農(nóng)戶家庭收入的平均值為17 250元，家庭人口數(shù)平均值為4人，家庭平均人均收入為4 312.5元；有96%的農(nóng)戶屬于風(fēng)險規(guī)避型農(nóng)戶；農(nóng)戶信息資源稟賦平均取值為4.56（最小值0，最大值8），趕集頻率的平均取值為3.45（最小值0，最大值5），均略高于一般水平，說明樣本調(diào)查區(qū)農(nóng)戶獲取農(nóng)業(yè)信息存在一定難度（表3）。

3 農(nóng)戶稟賦對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為影響分析

3.1 變量的選擇

3.1.1 因變量的選擇

（1）農(nóng)戶農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題認(rèn)知模型。本模型為農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知進行賦值：農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化十分嚴(yán)重=5；較嚴(yán)重=4；一般=3；不嚴(yán)重=2；不影響氣候變化=1。

（2）農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿模型。農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)采納意愿的取值為農(nóng)戶對5項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)的采納意愿總和。針對每一項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)，如果農(nóng)戶選擇愿意采納，則針對該項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)，農(nóng)戶的采納意愿得分為1分，如果農(nóng)戶選擇不愿意采納，則針對該項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)，農(nóng)戶的采納意愿得分為0分。

（3）農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐模型。本模型以農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐為因變量。分別給選取的5項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)賦值（表4），根據(jù)農(nóng)戶對某項低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施或技術(shù)的實施程度賦分。

3.1.2 自變量的選擇 根據(jù)以往的研究以及調(diào)查數(shù)據(jù)，4個模型中所包含的自變量及其定義如表5所示。

表3 調(diào)查樣本的描述性統(tǒng)計分析

表4 農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐程度評價

表5 自變量名稱及其定義

3.2 模型分析

3.2.1 農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知分析 利用SPSS軟件首先對所有的變量進行正態(tài)性檢驗，結(jié)果顯示：所有變量均符合正態(tài)分布，然后進行逐步回歸分析，出現(xiàn)了兩個模型，模型2的R2為0.552大于模型1，說明模型2優(yōu)于模型1，因此選擇模型2（表6）。模型2的F值為90.538，在0.001水平上通過顯著性檢驗，說明模型是成立的。另外，Durbin-Waston的值為1.858，接近2，因此沒有序列自相關(guān)問題。通過采用逐步回歸的方法，有3個自變量通過了顯著性水平的檢驗，即說明他們對因變量有顯著的影響。系數(shù)為正，即說明都是正向影響因變量的。且VIF均小于2，說明沒有多重共線性的問題。最終模型為：

式中：F1為農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知；inf為農(nóng)戶信息資源稟賦；edu為受教育程度。

表6 模型系數(shù)

農(nóng)戶信息資源稟賦正向顯著影響著農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知。農(nóng)戶信息資源稟賦每增加1個單位，則農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知將分別增加0.39個單位。

受教育程度正向顯著影響著農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知。受教育程度每增加1個單位，則農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知將分別增加0.448個單位。說明受教育程度對農(nóng)戶認(rèn)識農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題來說非常重要。

其他變量均沒有通過顯著性檢驗（表7），但勞動力人口數(shù)的顯著性為0.091＜0.1，說明在0.1的顯著性水平上是通過檢驗的，說明勞動力人口數(shù)對因變量農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化的認(rèn)知是有正向影響。

表7 已排除的變量

式中：F2為農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知；inf為農(nóng)戶信息資源稟賦；eco為家庭收入；arc為耕地面積；peo為勞動力人口數(shù)。

農(nóng)戶信息資源稟賦正向顯著影響著農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知。農(nóng)戶信息資源稟賦每增加1個單位，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知增加0.139個單位；耕地面積負(fù)向顯著影響著農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知，耕地面積每增加1個單位，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知減少0.088個單位；家庭收入對農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性認(rèn)知也存在影響，但其影響系數(shù)為1.644E-5，接近于零，說明家庭收入的影響程度較小；勞動力人口數(shù)正向影響著農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知。勞動力人口數(shù)每增加1個單位，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知增加0.089個單位。

3.2.3 農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿分析 利用SPSS進行逐步回歸分析，分析結(jié)果顯示：該模型R2值為0.083，說明該模型的擬合度較低，解釋力度較小。Durbin-Watson的值為2.687，在2附近，說明沒有序列自相關(guān)問題。模型中有兩個變量在0.1的顯著性水平下通過了檢驗，且VIF均小于10，模型不存在嚴(yán)重的多重共線性，最終模型為：

式中：F3為農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿；exp為經(jīng)歷；peo為勞動力人口數(shù)。

分析可知，經(jīng)歷正向影響農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿。經(jīng)歷每增加1個單位，農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿將分別增加0.263個單位。家庭人口數(shù)負(fù)向影響低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿。家庭人口數(shù)每增加1個單位，農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿將降低0.112個單位。其余變量均沒有通過顯著性檢驗，說明其他變量對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)意愿影響較小或者沒有影響。

3.2.4 農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐分析 利用SPSS進行逐步回歸分析，經(jīng)過分析出現(xiàn)了兩個模型，模型2的R2為0.349大于模型1，說明模型2優(yōu)于模型1，因此選擇模型2。Durbin-waston的值為2.138，接近2，因此沒有序列自相關(guān)問題。模型2的F值為39.448，在0.001水平上通過顯著性檢驗，說明模型是成立的。模型中有兩個自變量通過了顯著性水平的檢驗，即說明他們對因變量低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐程度有顯著的影響且都是正向影響因變量的，VIF均小于2，說明沒有多重共線性的問題。最終模型為：

式中：F4為農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐；inf為農(nóng)戶信息資源稟賦；edu為受教育程度。

計算機基礎(chǔ)教學(xué)是面向非計算機專業(yè)的計算機教學(xué)，它的目標(biāo)是培養(yǎng)學(xué)生掌握一定的計算機基礎(chǔ)知識、技術(shù)方法和拓展學(xué)生的視野，為后續(xù)課程學(xué)習(xí)做好必要的知識準(zhǔn)備，使學(xué)生能在一個較高的層次上利用計算機、并處理計算機應(yīng)用中可能出現(xiàn)的問題[1]。

分析可知，農(nóng)戶信息資源稟賦正向顯著影響農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐。農(nóng)戶信息資源稟賦每增加1個單位，農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐將增加0.411個單位。受教育程度正向顯著影響農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐。受教育程度每增加1個單位，農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐將增加0.640個單位。其余變量均沒有通過顯著性檢驗，說明其他變量對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)實踐影響較小或者沒有影響。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本文從農(nóng)戶的角度進行研究，基于計劃行為和理性行為等理論，同時將經(jīng)濟社會心理因素納入考慮，選取樣本調(diào)查區(qū)進行實地調(diào)研，運用計量模型對調(diào)研數(shù)據(jù)進行分析，通過從“認(rèn)知—意愿—實踐”的邏輯角度建立計量模型，分別探究農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，通過實證分析發(fā)現(xiàn)，最終只有農(nóng)戶信息資源、受教育程度、經(jīng)歷和家庭人口數(shù)通過了顯著性檢驗，說明這4個因素影響著農(nóng)戶低碳生產(chǎn)認(rèn)知—意愿—實踐這一過程。

（1）農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知接近一般水平，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿處于較高水平，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)實踐程度處于一般水平。但是較高的低碳意愿沒有帶來較高的低碳生產(chǎn)實踐，其可能的原因從農(nóng)戶低碳生產(chǎn)意愿模型中可以看出，主要是由農(nóng)村家庭人口因素影響的，農(nóng)戶家庭人口越多，經(jīng)濟壓力越大，而小范圍的低碳生產(chǎn)實踐并不能幫助其獲得更多的財富，無法緩解其經(jīng)濟壓力，其低碳生產(chǎn)的意愿自然就降低。

（2）農(nóng)戶信息資源、受教育程度正向影響著農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題的認(rèn)知和對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐這兩個階段。農(nóng)戶信息資源越豐富，能接收社會信息的次數(shù)越多，其對二氧化碳排放后果的認(rèn)知越清楚，對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性越贊同，從而影響到其低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實踐過程。受教育程度越高，接受到的社會信息越多，更加認(rèn)識到環(huán)境保護、低碳生產(chǎn)的重要性，對溫室效應(yīng)等環(huán)境問題的認(rèn)知越清楚，從而影響生產(chǎn)實踐。

（3）農(nóng)戶家庭人口數(shù)負(fù)向影響著農(nóng)戶低碳生產(chǎn)意愿。農(nóng)戶家庭人口數(shù)越多，在一定程度上會拓寬農(nóng)戶的認(rèn)知，但其經(jīng)濟壓力更大，而低碳生產(chǎn)實踐不僅不方便，還對其經(jīng)濟幫助不大，因此，農(nóng)戶家庭人口越多，其低碳生產(chǎn)意愿越低。

（4）經(jīng)歷正向影響著農(nóng)戶低碳生產(chǎn)意愿。農(nóng)戶經(jīng)歷越多，出去外地打工接觸的人與事物也越多，受到當(dāng)前輿論和周圍人群思維的影響越大，則其低碳生產(chǎn)的意愿越高。

4.2 啟示與政策建議

我國低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展還處于理論多于實踐的階段，上述研究結(jié)論對我國實現(xiàn)低碳農(nóng)業(yè)、提高農(nóng)民低碳生產(chǎn)意識有著重要意義，其政策建議如下：

（1）政府應(yīng)為農(nóng)戶獲取低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息提供更加便捷暢通的渠道。政府充分利用多媒體，宣傳低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)二氧化碳排放影響氣候變化問題和低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性的認(rèn)知水平。

（2）提高農(nóng)戶的受教育程度，鼓勵高學(xué)歷人員從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。調(diào)查區(qū)農(nóng)戶的受教育程度平均處于小學(xué)水平，受教育程度較低，這也是我國農(nóng)民在教育方面存在的普遍問題。受教育程度正向顯著影響農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐，因而政府應(yīng)積極創(chuàng)造條件吸引高學(xué)歷的人員參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的行業(yè)，提高農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的受教育程度，為進一步發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)打造基礎(chǔ)。

（3）政府應(yīng)創(chuàng)造促進低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)實踐的有利條件。調(diào)查區(qū)農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿較高，但是實踐程度卻處于一般水平。以秸稈燃燒為例，農(nóng)戶反映沒有這樣的條件去生產(chǎn)沼氣或者還田處理。政府可以與相關(guān)企業(yè)合作，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的秸稈、農(nóng)膜等作回收處理，集中對秸稈、農(nóng)膜循環(huán)利用，既能實現(xiàn)農(nóng)業(yè)低碳，又可以產(chǎn)生經(jīng)濟效益。

（4）鼓勵對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)的創(chuàng)新與推廣。低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要新的思路，技術(shù)創(chuàng)新是低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的不竭動力，加大科研投入，增強農(nóng)業(yè)科研人員對低碳農(nóng)業(yè)的研究積極性，鼓勵舉行全國性的學(xué)術(shù)交流會，加深對低碳農(nóng)業(yè)的研究力度。同時，通過多種渠道對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)進行推廣宣傳，培養(yǎng)部分農(nóng)技指導(dǎo)員，加深農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施和技術(shù)的了解程度，增強農(nóng)戶對措施和技術(shù)的實踐應(yīng)用。

（5）完善低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展方面的法律法規(guī)。法律是世界各國對行為進行規(guī)范的最有力的手段。我國在農(nóng)業(yè)環(huán)境方面的法律法規(guī)還有待完善，至于詳細(xì)的單項立法更是不完備。因而目前，我國政府應(yīng)汲取世界各國的政策經(jīng)驗，逐步完善我國在農(nóng)業(yè)環(huán)境方面的法規(guī)。

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Influence of the Household Endowment on Farmers'Low-Carbon Agricultural Production Behavior—Based on Investigation in Dasheng Town，Shandong Province

FAN Xiang，ZHANG Jun，WANG Hong，LIU Mei
（School of Public Administration，Huazhong Agricultural University，Wuhan430070，China）

Soil respiration，pesticide，fertilizer use and agricultural waste such as plastic film，straw processing will produce carbon emissions and exacerbate the greenhouse effect.Agriculture has become the second largest source of greenhouse gas emissions.From the perspective of households，we discussed the household behaviors of low carbon agricultural production and applied econometric model to analyze household data based on the theory of rational behavior，planned behavior，and economic social psychological factors using household data in Dasheng Town，Shandong Province.The low carbon agricultural production behavior of household is discussed through the four econometric models established by the logic of cognition，intention and practice.The results showed that household endowments had the decisive effect on low carbon-production behavior，households on agricultural carbon dioxide emissions impact on climate change issues were close to the general level of cognition，households′awareness of the importance of low carbon agricultural production and its willingness to produce low carbon agricultural production were at a high level and the production practice of low carbon agriculture was at the general level.

household endowments；low-carbon production behavior；influence mechanism；Dasheng Town in Shandong Province

F323.3

A

1005-3409（2017）01-0265-07

2016-03-15

2016-04-01

國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系專項經(jīng)費資助項目“水禽產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系研究”（CARS-43-10B）

樊翔（1991—），男，湖北咸寧人，碩士研究生，研究方向為農(nóng)戶生產(chǎn)行為。E-mail：314738756＠qq.com

張軍（1969—），男，江蘇高郵人，博士，副教授，主要從事土地資源管理研究。E-mail：zhangjun0318＠m(xù)ail.hzau.edu.cn