王太祥 ，王 騰 ，張朝輝

（1.石河子大學 經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832003；2.石河子大學 棉花經(jīng)濟研究中心，新疆 石河子 832003）

一、引 言

改革開放以來，我國棉花單產(chǎn)水平由1978年的445.33公斤/公頃增長至2016年的1584.30公斤/公頃，37年的時間增長了3.56倍。棉花種植業(yè)的快速發(fā)展得益于大量先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的推廣與使用，尤其是地膜覆蓋技術(shù)的廣泛應用。地膜覆蓋因具有增加土壤貯水量、改善土壤水熱狀況、促進作物提早成熟等作用［1］264-272；［2］19-26；［3］182-186；［4］121-125，一度為我國棉花種植面積的擴大以及單產(chǎn)水平的提高作出了重要貢獻。然而，地膜多為聚乙烯類物質(zhì)，自然條件下難以降解，而連年的地膜覆蓋，加之缺乏有效的回收，導致大量地膜殘留在土壤中。新疆是我國棉田殘膜污染最為嚴重的地區(qū)之一，據(jù)新疆農(nóng)業(yè)廳資源與環(huán)境保護站對全疆20個縣的農(nóng)田調(diào)查結(jié)果顯示，農(nóng)田平均地膜殘留量已高達16.88公斤/畝［5］，且覆膜時間越長，地膜殘留量越高［6］48-57。由于殘膜在自然條件下難以降解，長期在土壤中積累會顯著降低土壤的有機質(zhì)含量［7］59-69，且隨著地膜殘留密度的增加，作物產(chǎn)量相應地下降［8］677-684，特別是殘膜密度達到2 000公斤/公頃時，新陸早33號和新陸早13號棉花將分別減產(chǎn)38.3%、45.2%［9］91-99，危及到棉花種植業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

但受水資源稀缺、土壤積溫低、無霜期短等農(nóng)業(yè)制約因素的影響，未來一段時間內(nèi)，地膜在棉花生產(chǎn)中仍將發(fā)揮重要的作用，因此采取有效的措施治理棉田白色污染已成為當務之急。然而，棉田白色污染治理工作是一項復雜的系統(tǒng)工程，涉及地膜回收機械的研發(fā)、回收作業(yè)、地膜回收點的建設以及地膜回收再利用等諸多環(huán)節(jié)，需要大量的資金投入。根據(jù)新疆維吾爾自治區(qū)政府在瑪納斯縣開展的農(nóng)田廢舊地膜污染綜合治理整縣推進試點結(jié)果，目前白色污染治理完全依靠政府的財政支持難以為繼，因此必須探尋一種合理的成本分擔方式以化解治理資金不足的困境。

按照“誰污染，誰治理”，“誰受益，誰付費”的原則，作為棉田白色污染的引發(fā)者和環(huán)境治理的受益者，棉農(nóng)理應參與其中。因此，在政府承擔主體投資的同時，棉農(nóng)適度承擔增加的額外成本成為解決這一問題的重要途徑。然而，在當前棉花市場價格“天花板”壓頂和棉花生產(chǎn)成本“地板”抬升的雙重制約下，棉農(nóng)是否愿意為棉田白色污染的治理付費，哪些因素會影響棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿？厘清影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的因素對今后棉田白色污染治理資金的籌集，以及治理工作的開展具有重要的現(xiàn)實意義?；谏鲜稣J識，本文以新疆沙灣縣和瑪納斯縣342位棉農(nóng)的調(diào)查數(shù)據(jù)為例，首先采用CVM法測度棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿，接著運用二元Logit模型確定影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的因素，最后基于ISM模型解析各影響因素間的關(guān)聯(lián)關(guān)系及層次結(jié)構(gòu)，從而為政府制定合理政策以引導棉農(nóng)白色污染治理提供理論支撐。

二、理論分析與研究假設

（一）理論分析

農(nóng)戶是理性的“經(jīng)濟人”，其行為方式以追求效益最大化為目標。因此，假設家庭i通過最大化效用函數(shù)來決定是否參與棉田白色污染治理。設家庭的間接效用函數(shù)為Ui，治理棉田白色污染之前的環(huán)境狀態(tài)為q0，棉農(nóng)治理棉田白色污染之后的環(huán)境狀態(tài)為q1，家庭i的收入為Yi，影響家庭間接效用的其他社會經(jīng)濟變量為Xi。借鑒苗艷青［10］89-99、熊艷［11］48-54等的研究，本文采用隨機間接效用函數(shù)形式來實現(xiàn)理論模型與計量模型的轉(zhuǎn)換，其中被調(diào)查者不可觀測的效用函數(shù)部分用i表示。本文構(gòu)建的棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的理論模型如下：家庭i的隨機效用函數(shù)表示為：

根據(jù)理性農(nóng)戶效用最大化原則，只有棉田生態(tài)環(huán)境改善使棉農(nóng)增加的價值大于其支付的成本，即棉農(nóng)治理白色污染后其效用增加時，棉農(nóng)才愿意治理棉田白色污染。因此，家庭i決定參與棉田白色污染治理的概率可表示為：

假設式（2）服從線性形式，則有：

假設εi服從正態(tài)分布，式（3）的參數(shù)可以借助二元選擇模型進行估計。由于棉農(nóng)的行為選擇還受到個人特征、認知等非經(jīng)濟因素的影響。為此，本文將非經(jīng)濟變量Oi納入模型，則加入非經(jīng)濟因素后的方程可進一步表示為：

式（4）表明棉農(nóng)愿意支付的概率是收入變量、社會經(jīng)濟變量、非經(jīng)濟變量等的函數(shù)。當棉農(nóng)回答是否愿意為棉田白色污染治理支付時，可通過二元選擇模型計算出棉農(nóng)愿意支付的概率值。

（二）研究假設

根據(jù)國內(nèi)外現(xiàn)有研究成果，農(nóng)戶的環(huán)境保護支付意愿主要受個體因素、家庭特征、環(huán)境認知以及外部環(huán)境等因素的影響。

1.個體因素。個體因素主要包括性別、年齡、受教育程度等指標。何可研究了農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化生態(tài)補償?shù)闹Ц兑庠福芯拷Y(jié)果顯示，與女性戶主相比，男性戶主更愿意為農(nóng)業(yè)廢棄物資源化帶來的生態(tài)效益付費［12］627-637；Bani以加納東部地區(qū)為例，得出了女性農(nóng)戶對生態(tài)系統(tǒng)服務的支付意愿不強烈的相似結(jié)論［13］451-467。不同年齡的農(nóng)戶，其環(huán)境保護支付意愿也存在差異。朱淀的研究發(fā)現(xiàn)，年長的農(nóng)戶具有較低的生物農(nóng)藥施用意愿，且受教育程度高的農(nóng)戶更愿意施用生物農(nóng)藥［14］64-70。國外學者Khan的研究也表明，受教育程度是影響巴基斯坦地區(qū)農(nóng)戶對安全農(nóng)藥支付意愿的重要變量［15］297-303。

據(jù)此提出研究假設(1)：男性、文化程度較高的棉農(nóng)，其白色污染治理支付意愿越強；年齡較大的棉農(nóng)，可能更不愿意為棉田白色污染治理付費。

2.家庭特征因素。農(nóng)戶的支付能力是影響農(nóng)戶環(huán)境保護支付意愿的重要因素，這一觀點已得到國內(nèi)外研究的支持。葛繼紅在蘇皖兩省的研究發(fā)現(xiàn)，家庭年收入對農(nóng)戶的環(huán)境保護支付意愿產(chǎn)生正向影響，隨著家庭收入水平的提高，農(nóng)戶對環(huán)境保護的支付意愿相應地提高［16］93-106。席利卿在分析水稻種植戶農(nóng)業(yè)面源污染防控的支付行為時發(fā)現(xiàn)家庭人均純收入對農(nóng)戶的環(huán)保支付強度具有顯著的促進作用，同時，稻作收入占農(nóng)業(yè)收入的比重作為表征水稻生產(chǎn)重要性的指標，對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)面源污染防控的支付行為也表現(xiàn)出一定的積極作用［17］79-92。除此之外，種植年限也會對農(nóng)戶的環(huán)境保護支付意愿產(chǎn)生重要影響［18］1204-1208。

據(jù)此提出研究假設(2)：從事棉花生產(chǎn)經(jīng)營的時間越久、植棉收入占家庭總收入的比重越高，棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿越強；此外，地膜使用的類型也會影響棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿，預計生產(chǎn)中使用超薄地膜的棉農(nóng)更不愿意為白色污染治理付費。

3.環(huán)境認知。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)環(huán)境的直接影響主體，其環(huán)境認知是農(nóng)業(yè)環(huán)境改善的基點。潘丹、Obubuafo et al.發(fā)現(xiàn)，畜禽養(yǎng)殖污染危害認知對養(yǎng)殖戶選擇環(huán)境友好型的畜禽糞便處理方式有正向影響，農(nóng)戶對污染危害的認知程度越高，選擇環(huán)境友好型污染物處理方式的可能性越大［19］17-29；［20］357-368。賓幕容的研究進一步揭示了對生豬排泄物污染程度的認知是影響湘江流域農(nóng)戶生豬養(yǎng)殖污染治理意愿的表層直接因素［21］154-160。王舒娟發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對“秸稈還田能夠保護環(huán)境”“秸稈還田有利于作物生長”的認知程度越高，越能夠提高小麥種植戶的秸稈還田意愿［22］74-85。

據(jù)此提出研究假設(3)：棉農(nóng)對“地膜殘留會污染土壤”“地膜殘留會影響作物產(chǎn)量”認知程度越高，其白色污染治理支付意愿也越強。

4.外部環(huán)境因素。外部環(huán)境也是影響農(nóng)戶支付意愿的關(guān)鍵因素。Zheng et al.認為，政府政策在促使農(nóng)戶選擇環(huán)境友好行為中發(fā)揮著重要的作用［23］661-672。而對違反農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)進行處罰、強令禁止高毒農(nóng)藥等命令控制政策，能有效規(guī)范農(nóng)戶過量施用農(nóng)藥的行為［24］148-155。朱啟榮的研究發(fā)現(xiàn)，政府宣傳“禁燒”政策的宣傳力度及處罰力度、政府對秸稈還田的補貼等，能夠顯著增強農(nóng)戶的秸稈焚燒意愿［25］103-109。但也有學者指出，政府宣傳、懲罰力度的不足導致政府未能發(fā)揮其有效作用，因此政府相關(guān)政策并未成為提升農(nóng)戶秸稈還田支付意愿的主要推力。

據(jù)此提出研究假設(4)：白色污染處罰、白色污染治理補貼等積極的政策環(huán)境，對棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿具有正向影響。

綜合研究假設(1)至(4)，得到如圖1所示的影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿主要因素的假設模型。

圖1 棉農(nóng)白色污染治理支付意愿影響因素的假設模型

三、問卷設計、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

（一）問卷設計

條件價值評估法（CVM）包括二分式、開放式和支付卡式等多種形式，考慮到二分式的調(diào)查成本高、開放式的問卷調(diào)查值相對保守等制約因素，本文采用支付卡式的問卷格式來獲得棉農(nóng)對白色污染治理的支付意愿（WTP）。問卷設計的具體情景為“假定您前期使用的是0.008毫米的農(nóng)膜，且未進行地膜的回收，導致地膜殘留在土壤中。如今，政府將全面展開白色污染治理工作，要求您在棉花生產(chǎn)中全部使用0.01毫米的地膜并進行地膜的有效回收。治理白色污染必然要增加額外成本，請問您是否愿意為棉田的白色污染治理付費？”答題選項是：“A.愿意，B.不愿意”。如果受訪者選擇A，則繼續(xù)詢問他們對白色污染治理的意愿支付水平：“請問，您愿意為每畝地支付多少金額？”答題選項是 ：“A.≤10 元 ；B.10～20 元 ；C.20～30 元 ；D.30～40元；E.40元以上。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2015年8月對新疆沙灣縣、瑪納斯縣開展的問卷調(diào)查。沙灣縣和瑪納斯縣是新疆天山以北重要的棉花生產(chǎn)基地，棉田農(nóng)膜覆蓋率高達100%，兩縣在2014年均已開展廢舊地膜污染綜合治理工作。為確保調(diào)研質(zhì)量，課題組先進行了小范圍的預調(diào)查，并在問卷修正后對沙灣縣和瑪納斯縣進行正式調(diào)查。此次調(diào)查以隨機抽樣法為基礎(chǔ)，先在沙灣縣隨機抽取4個鎮(zhèn)、瑪納斯縣抽取5個鎮(zhèn)，在每個鎮(zhèn)抽取2至3個行政村，然后在行政村內(nèi)隨機抽取棉農(nóng)進行面對面的問卷調(diào)查和深度訪談。調(diào)查共發(fā)放問卷350份，剔除漏答或邏輯錯誤的無效問卷以后，獲得有效問卷342份，問卷回收有效率為97.71%。

（三）樣本農(nóng)民的基本特征

在342份有效問卷中，男性為309人，占比90.35%，女性為33人，占比9.65%。在年齡構(gòu)成上，35～44歲、45～59歲的樣本棉農(nóng)各有 107 人、163 人，分別占樣本總量的31.29%、47.66%，反映出樣本棉農(nóng)的年齡偏大。在文化程度方面，初中學歷的棉農(nóng)占59.06%，構(gòu)成了受訪者的主體，其次為小學及以下，占26.90%，而高中學歷的棉農(nóng)僅占14.04%，反映出棉農(nóng)的文化程度普遍偏低。本次調(diào)查區(qū)棉農(nóng)的平均種植年限為21.37年，且棉農(nóng)對植棉收入的依賴性較大，植棉收入占總收入的比重為80%以上的棉農(nóng)占71.05%，其次是植棉收入占總收入的比重為50%～79%的棉農(nóng)，占13.74%。在地膜使用的類型方面，47.95%的棉農(nóng)在生產(chǎn)中使用厚度在0.008毫米以上的標準地膜，而其余52.05%的棉農(nóng)在生產(chǎn)中使用厚度在0.008毫米以下的超薄地膜，反映出當前棉花生產(chǎn)中對超薄地膜的使用仍非常普遍。

（四）棉農(nóng)的白色污染治理意愿支付水平分布

調(diào)查結(jié)果顯示，在342份有效問卷中，有184位棉農(nóng)愿意為白色污染治理支付一定的費用，占樣本總量的53.80%（表1）。其中，棉農(nóng)的白色污染治理意愿支付水平主要集中在0～10元/畝之間，這部分樣本約占樣本總數(shù)的30.99%，其次是10～20元/畝，占比為22.83%；而僅有1位棉農(nóng)愿意為白色污染治理支付40元以上的價格。隨著意愿支付水平的提高，棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿逐漸降低。

表1 棉農(nóng)的白色污染治理意愿支付水平分布

四、研究方法與變量選擇

（一）研究方法

1.平均支付意愿的測算

根據(jù)棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的概率分布，通過離散變量的數(shù)學期望公式計算得到正支付意愿的期望平均值：

式（5）中，Ai為正的投標數(shù)額，Pi為棉農(nóng)選擇該投標數(shù)額的概率，n為可供選擇的投標數(shù)。因調(diào)查結(jié)果中有零支付意愿，故應用Spike模型對E(WTP)正進行調(diào)整修正，即：

式（6）中，E(WTP)非負為人均支付意愿，P零意愿為零支付意愿概率。

2.二元 Logit模型

本文中因變量為棉農(nóng)是否愿意為棉田白色污染治理付費，愿意取值為1，不愿意取值為0，屬于典型的二元選擇問題，因此采用二元Logistic模型進行分析。該模型具體表達式如下：

對式（7）進行Logit變換得：

式（8）中，Pi為棉農(nóng)愿意為白色污染治理付費的概率，Xi（i=1,2,…,n）表示可能影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的因素，βi為待估計系數(shù)，ε為殘差項。

3.ISM方法

ISM方法是美國學者Warfield為分析復雜社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)而提出的一種建模方法［26］24-35，能夠直觀反映系統(tǒng)各個因素之間的層次結(jié)構(gòu)關(guān)系［27］11-23。為了厘清影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的表層直接因素、中層間接因素和深層根源因素，本文擬采用ISM模型深入解析各影響因素間的相互關(guān)系及多級階梯結(jié)構(gòu)。限于篇幅，ISM方法的具體分析流程詳見葛繼紅［16］所述。

（二）變量選擇

根據(jù)理論分析與研究假設，本文從棉農(nóng)的個人特征、家庭生產(chǎn)經(jīng)營特征、棉農(nóng)的環(huán)境認知、政府政策等方面，選擇了9個變量來分析棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的影響因素。變量的描述性統(tǒng)計及預期作用方向如表2所示。

五、結(jié)果與分析

（一）平均支付意愿的估算

根據(jù)離散變量的數(shù)學期望公式與Spike模型，測算出調(diào)查區(qū)棉農(nóng)白色污染治理的平均支付意愿為6.32元/畝。實地調(diào)研結(jié)果顯示，棉農(nóng)從0.008毫米轉(zhuǎn)而使用0.01毫米的地膜，需增加物化成本15.26元/畝①根據(jù)新疆瑪納斯縣農(nóng)業(yè)局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，厚度在0.008毫米以下的農(nóng)膜回收率僅為30%，而厚度在0.01毫米以上的農(nóng)膜回收率可達80%～90%。0.008毫米地膜棉田的畝均用量為4.50公斤，0.01毫米地膜的畝均用量為5.63公斤。2015年瑪納斯縣和沙灣縣每公斤地膜的市場售價為13.50元。。再加上農(nóng)作物收獲后，對農(nóng)田殘膜進行回收需增加機械回收成本17.00元/畝。因此要對農(nóng)田白色污染進行綜合治理，棉農(nóng)需多支付約32.26元/畝的費用②棉田白色污染治理成本包括新增物化成本、機械回收成本、管理支出費用三部分。由于新疆棉田殘膜回收多為機械回收，用工量較少，因此管理費用可忽略不計。。但依據(jù)本文的測算結(jié)果，現(xiàn)階段棉農(nóng)的平均意愿支付水平僅占白色污染治理新增成本的19.59%，占殘膜機械回收成本的37.17%。

表2 變量的定義及描述性統(tǒng)計

（二）棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的影響因素分析

本文運用Stata13.0統(tǒng)計軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行二元Logit回歸分析。變量篩選方法為向后篩選法，經(jīng)歷9個步驟得到最終結(jié)果。限于篇幅，本文僅列示第一個步驟和最后一個步驟的結(jié)果（見表3）。從模型整體擬合狀況看，2個模型均在1%的置信水平上顯著，擬合效果較好。

表3 二元Logit模型估計結(jié)果

根據(jù)模型二的回歸結(jié)果，文化程度、植棉收入占總收入的比重、地膜使用的類型、“地膜殘留會污染土壤”、白色污染治理補貼政策等變量通過了顯著性檢驗，而性別、年齡、種植年限、“地膜殘留會影響作物產(chǎn)量”、白色污染處罰措施等變量未通過顯著性檢驗。具體而言：

1.棉農(nóng)的個人特征中，性別未通過變量的顯著性檢驗，結(jié)果與假設不完全相符。這是因為本次接受調(diào)查的受訪者多為男性（占比為90.35%），性別的變異度較小，對被解釋變量的解釋力度不足。年齡變量也未通過顯著性檢驗，可能的原因是受訪者的年齡集中在45～59歲，其利用網(wǎng)絡及電子設備獲取信息的能力差，形成了政府政策發(fā)布與棉農(nóng)政策獲悉間的信息不對稱，而政府對地膜回收補貼、懲罰等政策的信息資源因整合度低，零散分布于各級職能部門間，加大了棉農(nóng)的信息搜尋成本，又進一步強化了信息不對稱。在信息完全的條件下，棉農(nóng)出于獲取補助及規(guī)避懲罰的考慮，傾向于治理白色污染，但現(xiàn)實中嚴重的信息不對稱，弱化了棉農(nóng)的治理支付意愿，因此年齡對棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿雖有影響但并不顯著。文化程度2在10%的水平上通過了顯著性檢驗，對棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿具有顯著正向影響。

2.家庭生產(chǎn)經(jīng)營特征中，植棉收入占總收入的比重變量對棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿有顯著正向影響，與模型的假設相符。農(nóng)業(yè)收入占比能在一定程度上反映棉農(nóng)的非農(nóng)發(fā)展能力［13］，因此當棉農(nóng)植棉收入占家庭總收入的比重越高時，棉農(nóng)的非農(nóng)發(fā)展能力就越差，棉農(nóng)對植棉收入的高度依賴性增強了其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的長期投資意愿。棉農(nóng)棉花種植年限對其白色污染治理支付意愿的影響雖與預期方向一致，即棉花的種植年限越長，棉農(nóng)的白色污染支付治理越強，但這一變量未通過顯著性檢驗。這可能是因為棉農(nóng)長期從事棉花種植，會形成較為剛性的行為偏好，對“一直在做的事情”有著穩(wěn)定的偏好，從而不愿意改變某種行為習慣，哪怕是不好的習慣。地膜使用的類型這一變量通過了1%水平的顯著性檢驗，且系數(shù)為負值，與預期假設一致。這一點不難解釋，棉田覆蓋超薄地膜后，受風吹日曬等外部因素的影響，導致地膜風化破損，呈零散碎片狀，且這一現(xiàn)象在棉花收獲后表現(xiàn)得更為突出。大量碎片狀地膜增加了回收成本、降低了回收率，因此當棉農(nóng)在棉花種植中覆蓋的是超薄地膜時，棉農(nóng)更不愿意為棉田白色污染的治理付費。

3.棉農(nóng)的環(huán)境認知中，“地膜殘留會污染土壤”這一變量通過了5%的顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正值，說明當棉農(nóng)認為“地膜殘留會污染土壤”進而會對未來棉花種植產(chǎn)生不利影響時，其白色污染治理支付意愿就越強。但“地膜殘留會影響作物產(chǎn)量”變量未通過顯著性檢驗，這是因為即使多數(shù)棉農(nóng)已經(jīng)意識到殘留的地膜會影響作物產(chǎn)量，但在棉花價格持續(xù)下滑的態(tài)勢下，進行地膜回收會減少其預期收益，且棉農(nóng)對地膜殘留究竟在多大程度上影響棉花產(chǎn)量缺乏準確的度量，從而導致該認知變量并未顯著影響棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿。

4.政府政策中，“白色污染治理補貼”變量通過了5%水平的顯著性檢驗，驗證了朱啟榮［25］、Zheng et al.［23］的研究結(jié)論。政府對白色污染治理的補貼增加了棉農(nóng)的收入預期，在一定程度上彌補了棉農(nóng)的投入成本，對棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿具有顯著的促進作用?！鞍咨廴咎幜P措施”變量未通過顯著性檢驗，原因可能一方面由于政府與棉農(nóng)之間信息的不對稱性，導致政府的監(jiān)管成本增大、執(zhí)行效力下降，農(nóng)戶污染成本低；另一方面棉農(nóng)即使了解這一政策，鑒于棉花種植成本攀升、棉花價格下行的現(xiàn)實情況，棉農(nóng)也不愿意耗費大量財力物力進行白色污染的治理。

值得注意的是，二元Logit模型雖能識別新疆棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的顯著性影響因素，但不能得出各影響因素間的關(guān)聯(lián)關(guān)系及層次結(jié)構(gòu)。因此，本文進一步運用ISM模型確定5個顯著性影響因素的關(guān)聯(lián)關(guān)系和層次結(jié)構(gòu)。

（三）棉農(nóng)白色污染治理支付意愿影響因素的層次結(jié)構(gòu)分解

本文用S0表示棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿，S1、S2、S3、S4和 S5分別表示文化程度、植棉收入占總收入的比重、地膜使用的類型、棉農(nóng)對“地膜殘留會污染土壤”的環(huán)境認知、白色污染治理補貼政策。筆者在咨詢有關(guān)專家學者的基礎(chǔ)上，初步確定棉農(nóng)白色污染治理支付意愿影響因素間的邏輯關(guān)系，建立鄰接矩陣 A，并采用 Matlab(R2014a)軟件，計算可達矩陣 R，最后根據(jù) L1、L2、L3、L4、L5得到排序后的可達矩陣B（圖2）。

圖2 可達矩陣B

由排序后的可達矩陣B可知，S0位于第一層，S3位于第二層，S2和 S4位于第三層，S5位于第四層，S1位于第五層。影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿因素間的相互關(guān)系與層次結(jié)構(gòu)如圖3所示。

圖3 棉農(nóng)白色污染治理支付意愿影響因素的層次結(jié)構(gòu)

由圖3可知，在眾多影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的因素中，地膜的使用類型是表層直接因素，白色污染治理補貼政策、棉農(nóng)對“地膜殘留會污染土壤”的環(huán)境認知、植棉收入占總收入的比重是中層間接因素，棉農(nóng)的文化程度是深層根源因素。上述5個影響因素既獨立發(fā)揮作用，又相互關(guān)聯(lián)、相互作用，共同構(gòu)成一個完整的棉農(nóng)白色污染治理支付意愿影響因素系統(tǒng)，具體作用路徑表現(xiàn)為：棉農(nóng)文化水平→白色污染治理補貼政策、植棉收入占總收入的比重、棉農(nóng)對“地膜殘留會污染土壤”的環(huán)境認知→地膜使用的類型。棉農(nóng)的文化程度越高，其利用網(wǎng)絡及電子設備獲取信息的能力越強，越有可能了解政府關(guān)于新疆棉田白色污染治理的補貼政策。一方面，白色污染治理補貼政策的實施增強了棉農(nóng)的收入預期；另一方面，政府在出臺環(huán)境治理補貼政策時會加大環(huán)境污染危害的宣傳力度，棉農(nóng)對政策的高度認知增加了棉農(nóng)對環(huán)境保護的關(guān)注程度，對白色污染危害的認知可能更強。當棉農(nóng)的植棉收入越高、對“地膜殘留會污染土壤”的環(huán)境認知程度越高時，基于風險規(guī)避的考慮，棉農(nóng)更愿意使用標準地膜，并為棉田白色污染治理付費。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文利用新疆342位棉農(nóng)的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，基于CVM法和Logit-ISM模型，分析了棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿，探討了棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的影響因素及各影響因素間的層次結(jié)構(gòu)。結(jié)果表明，研究區(qū)域內(nèi)具有白色污染治理支付意愿的棉農(nóng)有184位，其平均意愿支付水平為6.32元/畝，僅占白色污染治理新增成本（32.26元/畝）的19.59%。文化程度越高、植棉收入占總收入的比重越大、對“地膜殘留會影響土壤”的環(huán)境認知越高的棉農(nóng)，其白色污染治理支付意愿越高；白色污染治理補貼政策也會正向影響棉農(nóng)的白色污染治理支付意愿；與棉花生產(chǎn)中使用非超薄地膜的棉農(nóng)相比，使用超薄地膜的棉農(nóng)更不愿意為白色污染治理付費。影響棉農(nóng)白色污染治理支付意愿的5個因素既獨立發(fā)揮作用，又相互關(guān)聯(lián)，形成一個具有層次結(jié)構(gòu)的影響系統(tǒng)。其中，地膜使用的類型是表層直接因素，白色污染治理補貼政策、植棉收入占總收入的比重、棉農(nóng)對“地膜殘留會影響土壤”的環(huán)境認知是中層間接因素，棉農(nóng)的文化程度是深層根源因素。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，加強宣傳教育，提高棉農(nóng)的環(huán)保意識。要充分利用廣播、電視、報紙、雜志等傳播媒介向棉農(nóng)講授什么是白色污染、白色污染的危害，消除棉農(nóng)對白色污染的模糊認知，同時使棉農(nóng)清晰地認識到自己既是白色污染的受害者，也是白色污染的引發(fā)者，更應是污染治理的付費人，以此提高棉農(nóng)的環(huán)境保護意識。第二，制定嚴格的地膜市場準入制度。通過頒發(fā)地膜生產(chǎn)經(jīng)營許可證，規(guī)范地膜的生產(chǎn)、經(jīng)營及使用行為，禁止不達標的地膜產(chǎn)品出廠、進店和下田。第三，制定殘膜的回收補貼政策。根據(jù)棉農(nóng)的支付意愿和殘膜回收成本，給予農(nóng)戶適當?shù)臍埬せ厥昭a貼額度，并探索有效的回收補貼發(fā)放方式。第四，提高棉農(nóng)的收入水平。棉農(nóng)收入水平的提高，有助于降低農(nóng)膜回收成本在收入中的比重，一方面要持續(xù)培育棉花專業(yè)化合作組織，提高棉農(nóng)的組織化程度，并保障棉花的規(guī)?；N植，提升植棉水平，增加棉農(nóng)收入；另一方面要依托先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，加大機采棉種植模式的推廣力度，提高棉花的機收率，降低棉花采收成本。