鄒揚(yáng)?王湃?沈文怡

土地利用方式對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護(hù)具有重要影響，環(huán)境友好型土地利用模式有利于促進(jìn)土地資源可持續(xù)利用，助推農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展。為了考察農(nóng)戶參與環(huán)境友好型土地利用的意愿及其影響因素，文章以海口市149戶農(nóng)戶為研究對象，運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行二元logistic模型分析。結(jié)果顯示，農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用技術(shù)有較高的采納意愿；農(nóng)戶的行為認(rèn)知、技術(shù)認(rèn)知、政策認(rèn)知和個(gè)人責(zé)任感都有待加強(qiáng)；農(nóng)戶的環(huán)境友好型土地利用參與意愿受到行為認(rèn)知、是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社、土地種植面積、個(gè)人責(zé)任感、耕地?cái)?shù)量等因素的影響，其中行為認(rèn)知是最重要的影響因素。

環(huán)境友好型土地利用模式的應(yīng)用有利于促進(jìn)人與自然的和諧發(fā)展，促進(jìn)土地資源可持續(xù)利用。農(nóng)民作為土地的主人，對環(huán)境友好型土地利用模式的成功推廣具有決定性作用。在已有的文獻(xiàn)中，學(xué)者們多從環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的農(nóng)戶參與意愿角度進(jìn)行研究[1-3]，應(yīng)用的方法主要有二元logistic模型和多變量Probit模型等[4-5]，但對環(huán)境友好型土地利用模式的參與者意愿卻鮮有研究。文章從農(nóng)戶視角出發(fā)，對?？谑?49戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研，分析其參與環(huán)境友好型土地利用的意愿和影響因素，以期為推廣環(huán)境友好型土地利用模式提供數(shù)據(jù)支撐。

模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源

海口市地處海南島北部，是海南省省會，是海南自由貿(mào)易港核心城市，也是國家“一帶一路”倡議的支點(diǎn)城市，屬熱帶季風(fēng)氣候，稻可三熟，菜滿四季，自然資源極為豐富。2022年2月，本課題組采用問卷調(diào)查法，在?？谑忻捞m區(qū)靈山鎮(zhèn)選取下田村、美玉村、陶沙村、福田內(nèi)村和羅陳村，在美蘭區(qū)新埠島選取東坡村，在瓊山區(qū)甲子鎮(zhèn)選取群望村、坡毛村和玉美村，在秀英區(qū)東山鎮(zhèn)選取琴山村，在龍華區(qū)遵譚鎮(zhèn)選取旺興村作為樣本村。本次調(diào)查工作共收回問卷154份，剔除無效問卷5份，剩余149份，有效問卷率為96.8%。

模型選取與變量說明

農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用的參與意愿有兩個(gè)結(jié)果，即愿意或不愿意，為二分類變量，故采用二元logistic回歸模型分析?？谑修r(nóng)戶環(huán)境友好型土地利用參與意愿的影響因素：

Ln（P/1-P）=a0+a1x1+a2x2+a3x3+……+anxn（1）

式（1）中Ln（P/1-P）為因變量，P為農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用措施的參與概率，1-P為農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用措施的不參與概率；xi為影響農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用措施參與意愿的第i個(gè)影響因素；n為影響因素個(gè)數(shù)；a0為常數(shù)項(xiàng)；ai為解釋影響因素式xi的系數(shù)，反映影響因素式xi對影響農(nóng)戶環(huán)境友好型土地利用措施參與意愿的方向及程度。

被解釋變量為農(nóng)戶環(huán)境友好型土地利用參與意愿，分別表示測土配方施肥技術(shù)參與意愿、有機(jī)肥的采用意愿、秸稈還田參與意愿、病蟲害生物防治技術(shù)參與意愿、生物農(nóng)藥參與意愿、垃圾的分類處理參與意愿、調(diào)整種植結(jié)構(gòu)參與意愿、污染物的規(guī)范化處置參與意愿、保護(hù)水體參與意愿。

影響因素主要包括個(gè)人特征信息、家庭特征信息、土地特征信息、其他特征信息和個(gè)人認(rèn)知五個(gè)方面，具體包括15個(gè)指標(biāo)，詳見表1。

環(huán)境友好型土地利用的農(nóng)戶參與意愿分析

受訪者個(gè)人特征

在受訪者中，男女分布較為合理，超75%的受訪者年齡在40歲以上；高中或中專及以下學(xué)歷的受訪者占比為90%以上；91%的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年收入在1萬元以下；81%的受訪者沒有接受過農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)；18%的受訪者接受過1—2次農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)，1%的受訪者接受過3次及以上的農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)；近四成的受訪者參加過農(nóng)民專業(yè)合作社，詳見表2。

農(nóng)戶的參與意愿

農(nóng)戶對各種環(huán)境友好型土地利用措施的參與意愿率由高到低依次為秸稈還田技術(shù)（58%）、有機(jī)肥的采用（55%）、病蟲害生物防治技術(shù)（54%）、測土配方施肥技術(shù)（52%）、垃圾的分類處理（39%）、保護(hù)水體（38%）、施用生物農(nóng)藥（35%）、調(diào)整種植結(jié)構(gòu)（28%）和污染物的規(guī)范化處置（28%）。

環(huán)境友好型土地利用的農(nóng)戶參與意愿影響因素分析

模型擬合結(jié)果

如表3所示，所有模型擬合結(jié)果均通過卡方獨(dú)立性檢驗(yàn)的零假設(shè)，證明模型有效，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。除污染物規(guī)范化處置外，所有模型也均通過霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)，說明模型的擬合情況良好，能夠較好地反映變量之間的關(guān)系，具有較強(qiáng)的可信度。

影響因素分析

1.測土配方施肥技術(shù)

農(nóng)戶是否愿意參與測土配方施肥技術(shù)受行為認(rèn)知、土地種植面積和是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社的影響，回歸系數(shù)分別為1.745、0.212、-1.151。其中，是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社的回歸系數(shù)為負(fù)，說明沒有參加過農(nóng)民專業(yè)合作社的農(nóng)戶相較于參加過的農(nóng)戶參與測土配方施肥技術(shù)的意愿更低。行為認(rèn)知和土地種植面積回歸系數(shù)為正，說明農(nóng)戶認(rèn)知水平越高或者家庭擁有的耕地越多，農(nóng)戶參與意愿也越強(qiáng)。在相同情況下，耕地面積每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶參與測土配方施肥技術(shù)的意愿就提高到原來的1.236倍。

2.有機(jī)肥的采用

農(nóng)戶有機(jī)肥采用意愿的影響因素是行為認(rèn)知，回歸系數(shù)為1.753，意味著農(nóng)戶對行為結(jié)果的認(rèn)知能力越強(qiáng)，采用有機(jī)肥的意愿也越強(qiáng)。

3.秸稈還田技術(shù)

農(nóng)戶參與秸稈還田技術(shù)意愿的影響因素從大到小依次為行為認(rèn)知、政策認(rèn)知、耕地?cái)?shù)量和土地種植面積，回歸系數(shù)分別為1.029、0.584、-0.256、0.220。其中，行為認(rèn)知、政策認(rèn)知、土地種植面積的回歸系數(shù)為正，說明農(nóng)戶的行為認(rèn)知或者政策認(rèn)知能力越強(qiáng)，種植面積越大，愿意參與秸稈還田的意愿也就越高。耕地?cái)?shù)量的回歸系數(shù)為負(fù)，說明耕地?cái)?shù)量越多，農(nóng)戶越不傾向于采納秸稈還田技術(shù)。在相同情況下，耕地?cái)?shù)量每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶參與秸稈還田技術(shù)的意愿就下降22.6%。

4.病蟲害生物防治技術(shù)

農(nóng)戶參與病蟲害生物防治技術(shù)的影響因素是行為認(rèn)知，回歸系數(shù)為1.266，說明良好的行為認(rèn)知能夠促進(jìn)農(nóng)戶采納病蟲害生物防治技術(shù)。

5.施用生物農(nóng)藥

農(nóng)戶施用生物農(nóng)藥的影響因素是行為認(rèn)知，回歸系數(shù)為1.540，說明良好的行為認(rèn)知能夠促進(jìn)農(nóng)戶對施用生物農(nóng)藥的采納意愿。

6.調(diào)整種植結(jié)構(gòu)

農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整意愿的影響因素從大到小依次為行為認(rèn)知、個(gè)人責(zé)任感和是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社，回歸系數(shù)分別為3.595、-3.106、-1.449。其中，行為認(rèn)知的回歸系數(shù)為正，說明良好的行為認(rèn)知能夠促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整。個(gè)人責(zé)任感與是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社的回歸系數(shù)為負(fù)，表明個(gè)人責(zé)任感越弱或者沒參加過農(nóng)民專業(yè)合作社的農(nóng)戶對參與調(diào)整種植結(jié)構(gòu)的意愿較弱。

7.垃圾的分類處理

農(nóng)戶參與垃圾的分類處理意愿的影響因素為行為認(rèn)知，回歸系數(shù)為2.480，說明良好的行為認(rèn)知能夠促進(jìn)農(nóng)戶對垃圾分類處理的采納意愿。

8.保護(hù)水體

農(nóng)戶參與保護(hù)水體意義的影響因素由大到小依次為個(gè)人責(zé)任感、行為認(rèn)知和是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社，回歸系數(shù)分別為-2.707、1.757、0.959。其中，行為認(rèn)知與是否參加過農(nóng)民專業(yè)合作社的回歸系數(shù)為正，說明良好的行為認(rèn)知能力或者參加過農(nóng)民專業(yè)合作社，能夠促進(jìn)農(nóng)戶參與保護(hù)水體這項(xiàng)環(huán)境友好型土地利用措施。個(gè)人責(zé)任感的回歸系數(shù)為負(fù)，說明責(zé)任感較弱的農(nóng)戶參與保護(hù)水體的意愿也較低。

以上所有變量的影響方向均與預(yù)期一致，詳見表4。

問題與建議

文章通過研究149戶農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建二元logistic模型實(shí)證分析了環(huán)境友好型土地利用的農(nóng)戶參與意愿及影響因素，并發(fā)現(xiàn)以下問題。

第一，宣傳力度不足。研究表明農(nóng)戶的行為認(rèn)知、政策認(rèn)知、技術(shù)認(rèn)知和個(gè)人責(zé)任感均有待提高。當(dāng)?shù)厝狈τ行У恼咝v活動(dòng)，導(dǎo)致很多農(nóng)戶認(rèn)識不到環(huán)境保護(hù)的重要性，參與環(huán)境友好型土地利用措施的意愿不高；再加上部分農(nóng)戶存在隨意亂丟垃圾、傾倒污水、過量使用化肥等行為，土地質(zhì)量逐漸下降，鄉(xiāng)村環(huán)境污染嚴(yán)重。

第二，監(jiān)督機(jī)制不全。垃圾的分類處理、污染物的規(guī)范化處置和保護(hù)水體是環(huán)境友好型土地利用的重要措施，但當(dāng)?shù)乇O(jiān)察體系不完善，村委會無法及時(shí)發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的不當(dāng)行為，也沒有對違反規(guī)定的農(nóng)戶采取處罰措施，導(dǎo)致環(huán)境友好型措施與相關(guān)政策規(guī)定形同虛設(shè)。

第三，缺乏專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。由于培訓(xùn)的內(nèi)容可能不符合農(nóng)戶的實(shí)際需求，因此農(nóng)戶參與技術(shù)培訓(xùn)的意愿并不高；再加上受文化水平的影響，部分農(nóng)戶對集中科普性技術(shù)培訓(xùn)接受能力有限。現(xiàn)有的培訓(xùn)浮于表面，缺乏后續(xù)跟蹤性的實(shí)踐指導(dǎo)，導(dǎo)致農(nóng)戶的采納意愿并不高。

針對目前研究發(fā)現(xiàn)的問題，文章提出以下幾點(diǎn)對策。

首先，加強(qiáng)宣傳，提高認(rèn)知。當(dāng)?shù)卮逦瘯?yīng)當(dāng)加強(qiáng)科學(xué)信息的普及，對施用過量化肥農(nóng)藥、傾倒污水、隨意處置糞污等行為的危害性進(jìn)行宣傳，如借助微博、微信公眾號等新媒體平臺推送相關(guān)消息，增強(qiáng)農(nóng)戶主體意識、環(huán)保意識、集體意識以及個(gè)人責(zé)任感，從而為環(huán)境保護(hù)型土地利用打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

其次，建立紐帶，相互監(jiān)督。充分發(fā)揮村委會的紐帶作用，推動(dòng)農(nóng)戶積極分類處理垃圾、保護(hù)水體、規(guī)范化處置污染物。對于政府的政策，村委會一定要積極宣傳落實(shí)，將信息及時(shí)、準(zhǔn)確地傳達(dá)給農(nóng)戶，并根據(jù)當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，制定具體的實(shí)施細(xì)則，嚴(yán)格實(shí)行。同時(shí)，還要構(gòu)建一套監(jiān)察體系，不定期對農(nóng)戶污水防治、糞污處置等情況進(jìn)行檢查，形成一種相互監(jiān)督、積極向上的良好氛圍。

最后，組織培訓(xùn)，提升技術(shù)。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，受過農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)感到很滿意，甚至非常滿意，表明農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)在一定程度上能夠提高農(nóng)戶的采納意愿。村委會應(yīng)當(dāng)派遣專業(yè)技術(shù)人員為農(nóng)戶提供實(shí)踐性技術(shù)指導(dǎo)，幫助農(nóng)戶了解更多農(nóng)業(yè)技術(shù)，同時(shí)發(fā)揮示范戶的帶頭作用，讓農(nóng)戶能看到技術(shù)帶來的良好成效，從而提高農(nóng)戶的采納意愿。

環(huán)境友好型土地利用是推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要措施，也是生態(tài)文明建設(shè)的重要一步。目前，農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用措施的參與意愿不高，可以通過加強(qiáng)政府宣傳，提高農(nóng)戶認(rèn)知；充分發(fā)揮村委會紐帶作用，規(guī)范治理鄉(xiāng)村環(huán)境；加強(qiáng)對農(nóng)戶的技術(shù)指導(dǎo)，提高農(nóng)戶對環(huán)境友好型土地利用措施的采納意愿；加大資金補(bǔ)貼力度，調(diào)動(dòng)農(nóng)戶參與的積極性等措施，更好地推廣環(huán)境友好型土地利用模式，助力農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]褚彩虹，馮淑怡，張蔚文.農(nóng)戶采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)行為的實(shí)證分析——以有機(jī)肥與測土配方施肥技術(shù)為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012（03）：68-77.

[2]羅嵐，李樺，許貝貝.綠色認(rèn)知、現(xiàn)實(shí)情景與農(nóng)戶生物農(nóng)藥施用行為——對意愿與行為悖離的現(xiàn)象解釋[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2020，41（04）：649-658.

[3]黃炎忠，羅小鋒，劉迪，等.農(nóng)戶有機(jī)肥替代化肥技術(shù)采納的影響因素——對高意愿低行為的現(xiàn)象解釋[J].長江流域資源與環(huán)境，2019，28（03）：632-641.

[4]羅小娟.種糧大戶環(huán)境友好型技術(shù)選擇的關(guān)聯(lián)效應(yīng)與決策機(jī)制——基于聯(lián)立雙變量Probit模型的實(shí)證分析[J].金融教育研究，2019，32（04）：11-19.

[5]孔凡斌，張維平，潘丹.農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖污染無害化處理意愿與行為一致性分析——以5省754戶生豬養(yǎng)殖戶為例[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2018（04）：125-132.