農戶農藥化肥零增長行動參與意愿研究

陳駒嶸 晏發發 肖杰強

摘 要：以中國12個省36個市238個農戶為樣本，采用Logit模型，對農戶農藥化肥零增長行動選擇的意愿進行研究。研究結果表明：農戶年齡、農戶受教育程度、魚塘面積和種植作物種類數目對農戶農藥化肥零增長行動參與意愿具影響正向顯著；農戶家中農業收入占家庭總收入比例對農戶農藥化肥零增長行動參與意愿具影響負向顯著。而農戶性別、農戶家庭年收入、家庭耕地面積、林地面積、農戶對農藥的認知對農戶農藥化肥零增長行動參與意愿不顯著。

關鍵詞：農戶；農藥化肥；零增長；Logit模型

中圖分類號：TB 文獻標識碼：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.06.077

1 引言

化肥的平均灌溉量自1978年至2014年增加372.55%。化肥的施用量的多少會影響農產品的質量，最終影響消費者的身體健康，所以引導農戶參與農藥化肥零增長迫在眉睫，為此，2016年中央一號文件提出綠色創新的主題，并且鼓勵農業生產過程中化肥農藥零增長，而要成功引導農戶參與之前必須弄清楚影響農戶化肥農藥施用的關鍵因素。

2 文獻綜述與假設提出

通過對相關文獻的梳理，本文討論影響農戶行為選擇的個人特征、家庭特征、土地特征、農業生產特征和認知特征因素。

2.1 個人特征

在農戶農藥化肥施用過程中，由于中國農村女性比男性節約，因此女性比男性農藥化肥施用量比男性少（魯柏祥， 蔣文華與史清華，2000）；年齡越大的農戶越容易參與零增量行動（左喆瑜，2015）；受教育程度越高的農戶環保意識更強（何浩然， 張林秀，李強，2006）。根據以上分析，具體假設如下：

假設1：男性農戶比女性農戶更傾向于不參與零增量行動。

假設2：年齡越大的農戶更傾向于參與零增量行動。

假設3：受教育程度越高的農戶更傾向于參與零增量行動。

2.2 家庭特征

從預算約束的角度來看，農戶家庭經濟狀況會影響農戶農藥化肥零增量行動參與（王志威，劉娜，侯博，2014），農戶收入越高，預算約束越小，用于農業生產資料的投入會更高（馬驥，2006）。根據以上分析，具體假設如下：

假設4：農戶家庭年收入越高的農戶更傾向于不參與零增量行動。

假設5：農業收入占家庭總收入比例越高的農戶更傾向于不參與零增量行動。

2.3 土地特征

當農戶家庭耕地面積在一定規模時，面積越大時，農業生產占據農戶家庭經濟活動的比例更大，所能帶來的經濟收入也會更大，因此農戶需要更多的農藥化肥維持或者提高耕地帶來的經濟效益，可能會傾向不參加零增量活動（何浩然， 張林秀，李強，2006）。農戶家庭水田旱地、林地和魚塘的規模相對較小，能夠帶來經濟利潤的可能性更低，所以當它們的面積越大時，農戶可能會不施用化肥農藥，因此農戶參與農藥化肥零增量行動的可能性更低（何浩然， 張林秀，李強，2006）。根據以上分析，具體假設如下：

假設6：家庭耕地面積越大的農戶更傾向于不參與零增量行動。

假設7：水田旱地面積越大的農戶更傾向于參與零增量行動。

假設8：林地面積越大的農戶更傾向于參與零增量行動。

假設9：魚塘面積越大的農戶更傾向于參與零增量行動。

2.4 農業生產特征

在耕地面積一定時，農戶種植作物種類越多意味著農戶可能考慮到了生態性，需要的農藥化肥用量就更少，農戶更傾向于參與零增量行動。根據以上分析，具體假設如下：

假設10：種植作物種類數目越多的農戶更傾向于參與零增量行動。

2.5 認知特征

農戶如果了解農藥化肥對人體的危害，那么會更加科學合理的進行施用（馬驥，蔡曉羽，2007），因此農戶對農藥化肥的認知越深刻，就更傾向于參加零增加行動。根據以上分析，具體假設如下：

假設11：農戶對農藥的認知越多的農戶更傾向于參與零增量行動。

3 研究方法

3.1 樣本選取與數據來源

本文所用的數據采用隨機抽樣的方式，在中國抽取了12個省，每個省抽取2個縣，共抽取了25個縣，每個縣抽取5個村 ，每個村抽取2個戶進行調查 ，共獲得了250個農戶樣本，剔除無效樣本12份，獲得有效樣本共238份。調查員發放問卷給每一個農戶來收集農戶信息。農戶調查問卷涵蓋了農戶的個人特征等信息。

3.2 變量選取

解釋變量的相關解釋如下：（1）本文選用的農戶個體特征變量是性別、年齡和受教育水平三個變量，其中性別分為兩個等級：1=男，0=女；農戶年齡采用農戶的實際年齡，單位：年；農戶受教育水平為農戶的最高受教育程度，總共分為六個等級 ：小學、初中、高中或者中專、大專、本科和研究生依次取1-6 。（2）家庭特征。本文選用的家庭特征變量是家庭總收入和農業收入占家庭總收入比例兩個變量，其中家庭總收入是整個家庭所有成員的工作收入之和，單位：千元，農業收入占家庭總收入比例是農業收入與家庭總收入的比值所在的區間，總共分成四個區間：1= 0-30%；2=30%-50%；3=50%-80%；4=80%-100%。（3）土地特征。本文選用的土地特征變量是家庭耕地面積、水田旱地面積、林地面積和魚塘面積這四個變量，單位：畝。（4）農業生產特征。在本文中選用的農業生產特征變量是種植作物種類數目，其數值為調查對象實際種植的作物種類數目，單位：種。（5）認知特征。在本文中選用的農戶對農藥化肥認知特征變量是農戶對農藥化肥對人體安全的認知情況，總共分為五個等級：完全不知道=1；非常了解=5。

被解釋變量是農戶農藥化肥零增長行動參與意愿，具有參與意愿=1，否則=0。

4 實證分析

4.1 模型設定

研究化肥農藥使用量的計量模型主要有Logit模型、Probit模型、Tobit模型、Heckman模型、一般線性模型、Double-Hurdle模型。由于本研究的被解釋變量是分類變量，并且本文的目的是對農戶農藥化肥零增加行動的參與意愿進行研究，本文運用Logit模型，模型如下：

其中，i是第i個農戶參與農藥化肥零增長行動可能性、sex為性別、age為年齡、edu為受教育程度、tincome為農戶家庭年收入、agrincome為農業收入占家庭總收入比例、land為家庭耕地面積、paddydry為水田旱地面積、wood為林地面積、fishpond為魚塘面積、variety為種植作物種類數目、cog為農戶對農藥的認知。

4.2 描述性統計

運用Stata13軟件對樣本數據進行描述性統計結果如下：性別的平均值為0.80，標準差為0.40，最小值為0，最大值為1；年齡的平均值為46，標準差為10.58，最小值為22，最大值為70；受教育程度的平均值為2.17，標準差為1.05，最小值為1，最大值為6；農戶家庭年收入的平均值為2.72，標準差為1.13，最小值為1，最大值為5；農業收入占家庭總收入比例的平均值為1.81，標準差為0.90，最小值為1，最大值為4；家庭耕地面積的平均值為8.21，標準差為24.14，最小值為0，最大值為215；水田旱地面積的平均值為4.99，標準差為18.78，最小值為0，最大值為210；林地面積的平均值為0.91，標準差為3.35，最小值為0，最大值為30；魚塘面積的平均值為0.09，標準差為0.35，最小值為0，最大值為2；種植作物種類數目的平均值為1.63，標準差為0.93，最小值為0，最大值為4；農戶對農藥的認知的平均值為2.55，標準差為0.83，最小值為1，最大值為5；參與農藥化肥零增長行動的平均值為0.41，標準差為0.49，最小值為0，最大值為1。

4.3 實證結果

本文運用Stata軟件對238份問卷數據進行分析的結果見表1。

5 結果分析

從表1的模型結果具體如下：

農戶個人特征：在關于農戶個人特征的三個變量中，性別回歸系數為負數，與假設1一致，但是結果不顯著；年齡回歸系數為負數，在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗，驗證了假設2；受教育程度回歸系數為正，在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗，驗證假設3。

農戶家庭特征：農戶家庭年收入回歸系數為正數，符號與假設4不一致，且沒有通過顯著性檢驗；農戶家中農業收入占家庭總收入比例在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗，但是其回歸系數為負數，驗證假設5。

土地特征：農戶家庭耕地面積的回歸系數為負數，與假設6一致，但是沒有通過顯著性檢驗；水田旱地、林地和魚塘這三個變量回歸系數均為正，與假設7、8、9一致，水田旱地和林地沒有通過顯著性檢驗，魚塘面積在5%的顯著水平下通過顯著性檢驗，驗證假設9。

農戶生產特征與認知特征：農戶種植作物種類數目的回歸系數為證，與假設10一致，在1%的顯著水平下通過顯著性檢驗，驗證假設10。農戶對化肥農藥的認知情況的回歸系數與假設11一致，但是沒有通過顯著性檢驗。

參考文獻

[1]魯柏祥， 蔣文華，史清華.浙江農戶農藥施用效率的調查與分析[J].中國農村觀察， 2000，（05）：62-69.

[2]左喆瑜.農戶對環境友好型肥料的選擇行為研究——以有機肥及控釋肥為例[J]農村經濟， 2015，（10）：72-77.

[3]何浩然， 張林秀，李強.農民施肥行為及農業面源污染研究[J].農業技術經濟， 2006，（06）：2-10.

[4]王志威，劉娜，侯博.農產品安全視角下農戶化肥施用決策研究[J].廣東農業科學， 2014，（01）：223-226.

[5]馬驥.農戶糧食作物化肥施用量及其影響因素分析——以華北平原為例[J]. 農業技術經濟， 2006，（06）：36-42.

[6]馬驥，蔡曉羽.農戶降低氮肥施用量的意愿及其影響因素分析——以華北平原為例[J].中國農村經濟，2007，（09）：9-16.