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摘 要 在对青岛市农户进行问卷调查的基础上，基于环保型化肥、农药使用视角，运用二元Logistic模型实证分析不同类型农户参与农村生态环境治理意愿影响因素，以期为青岛市控制农业污染，改善农村生态环境，促进经济增长与环境保护协调发展提供参考。
关键词 生态环境；治理；Logistic模型
中图分类号：S181 文献标志码：B DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2017.14.054
2017年2月，青岛市发布了《青岛市“十三五”生态环境保护规划》，再次将农村生态环境治理放在政府工作的突出位置。由于青岛市农业规模化生产程度较低、专业化服务不足，农户具有明显的“双重身份”。农村环境所具有的公共物品属性，环境治理中市场失灵与政府失灵并存，公众参与是有效治理农村生态环境的必然途径。农户参与意愿对其行为发挥重要作用，探究农户环保型化肥、农药的使用意愿对青岛市控制农业污染，实现农业可持续发展具有重要意义。
1 研究综述
近年来，学者们从多角度对农户参与意愿影响因素进行探究。赵雪雁运用二项Logistic模型分析得出，家庭年收入、对生态补偿的支持度、收入变化、环境意识和农户对项目的了解程度等会显著影响甘南区农户生态补偿参与意愿[1]。张方圆对甘肃省农户实地调研得出：农户受教育程度、收入等变量与参与生态补偿呈正相关；但户主年龄和农户拥有的草地、耕地面积与农户参与生态补偿显著负相关。蒋磊验证了TAM在此类研究中的适用性，且纳入感知易用性和感知有用性这两个变量后能够改进模型的解释和预测能力[2]。在TAM中，Davis将感知易用性和感知有用性这两个变量这两个变量会对用户对某事物的态度产生影响，感知有用性反映了个体认为使用某一个系统或技术对其工作业绩提高的程度，感知易用性反映了个体认为自己容易使用某个系统或技术的程度[3]。
2 研究设计
2.1 模型设定
因变量（Y）为农户参与农村生态环境治理的意愿，分为愿意和不愿意两种（愿意定义为1，不愿意定义为0）。对于因变量是非连续的且为二分类变量时，采用二元Logistic回归模型进行分析，并通过最大似然估计法对回归参数进行估计[3]。用P表示农户参与农村生态环境治理意愿的概率，构建Logistic函数形式如下：
Log[P/（1-P）]=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+b9X9+b10X10+b11X11+b12X12+b13X13+b14X14+b15X15+ε
式中：P表示农户参与农村生态环境治理愿意的概率；b0为常数项；Xi表示影响农户参与农村生态环境意愿的相关因素；bi为变量Xi的回归系数；ε为随机干扰项。
2.2 变量选取（见表1）
2.3 样本描述
2.3.1 样本来源
本研究的样本对象主要是青岛市黄岛区和即墨市农户群体中的纯农户以及兼业性农户。青岛市农产品供给主要来自市郊的黄岛区和即墨市，这两地地域广阔，均处于农业转型期，农户分化产生的异质性农户群体比重大，对研究青岛市农户参与生态环境治理意愿具有代表性。本次调查采取分层随机抽样调查方法，向纯农户及兼业性农户家庭户主发放纸质版问卷，发放200份，回收137份。删除填写不完整的问卷和连续5个问题选择同一选项的问卷，以保证问卷的有效性。最终得到有效问卷126份，有效问卷率63%。
2.3.2 样本特征
调研样本特征呈明显的高斯分布，具有一定的代表性。样本中男性比重较大；年龄主要集中于40～55岁，以中老年为主；样本总体受教育程度偏低，小学和初中学历占绝大多数；大部分农户家庭非农收入占家庭总收入比重10%～50%，结合农户分化的背景，可见青岛地区的农户主要为一兼农户；样本中家庭耕地面积0.3～0.8 hm2的占90%以上，土地经营规模较小，规模化程度不高；农业年收入集中在3万～8万元，占71.23%。
3 研究结果
3.1 一般性统计分析
目前青岛市农户农业年收入偏低。具体来讲，农户农业年收入10万以上的仅占5.17%，3万～10万的占36.21%，绝大部分农户的家庭农业年收入在3万元以下，占58.62%。参与农村生态环境治理的意愿与非农收入占家庭总收入比重之间的交叉分析见表2。
如表2所示，农户参与农村生态环境治理的意愿与非农收入占家庭总收入比重之间存在一定的相关性，农户的非农收入占家庭总收入比重越大（即兼业化程度越高）的农户参与农村生态环境治理的意愿也相应强。具体来说，非农收入占家庭总收入比重10%以下的农户中仅有45.71%的农户有参与意愿；非农收入占家庭总收入比重10%～50%的农户中有77.52%的农户有参与意愿；非农收入占家庭总收入比重50%以上的农户中有89.63%的农户有参与意愿。
3.2 模型回归结果
4 结论与政策建议
4.1 结论
研究结果表明，农户使用环保型化肥、农药的意愿受其性别、非农收入比重、耕地面积、农业年收入、环保重要性感知、治理必要性感知、治理认可度感知、治理持续性感知和治理容易性感知等因素的影响，不同因素影响的方向和程度有所差异。具体而言，非农收入比重越大、耕地面积越大与农业年收入越高，相应的农户参与农村生态环境治理的意愿越弱。
4.2 政策建议
首先，引导农民树立生态文明观念，通过多层次、多形式的宣传教育活动，提高环保意识。其次，开展环境保护知识和技能培训，维护农民的环境权益，真正把环境保护措施变为广大群众的自觉行动，这是环境保护工作取得成效的前提。最后，加强农技推广体系建设，增强所有农技推广人員的环境意识，使其能够在开展农技推广服务时，增强环保责任感，形成一支稳定的、遍布城乡的农村环保宣传队伍和面源污染防治的指导推动力量[5]。
参考文献
[1]赵雪雁，路慧玲，刘霜，等.甘南黄河水源补给区生态补偿农户参与意愿分析[J].中国人口·资源与环境，2012，22（4）：96-101.
[2]张方圆，赵雪雁，田亚彪，等.社会资本对农户生态补偿参与意愿的影响[J].资源科学，2013，35（9）：1821-1827.
[3]Davis F D. Perceived Usefulness， Perceived Ease of Use， and User Acceptance of Information Technology[J]. MIS Quart，1989，13（3）：319-340.
[4]王媛媛.非农就业对农业生产的影响研究[D].南京：南京农业大学，2009.
[5]丁银河.丹江口库区农村面源污染农户参与治理探析[J].湖北社会科学，2013（5）：70-74.
（责任编辑：刘昀）
关键词 生态环境；治理；Logistic模型
中图分类号：S181 文献标志码：B DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2017.14.054
2017年2月，青岛市发布了《青岛市“十三五”生态环境保护规划》，再次将农村生态环境治理放在政府工作的突出位置。由于青岛市农业规模化生产程度较低、专业化服务不足，农户具有明显的“双重身份”。农村环境所具有的公共物品属性，环境治理中市场失灵与政府失灵并存，公众参与是有效治理农村生态环境的必然途径。农户参与意愿对其行为发挥重要作用，探究农户环保型化肥、农药的使用意愿对青岛市控制农业污染，实现农业可持续发展具有重要意义。
1 研究综述
近年来，学者们从多角度对农户参与意愿影响因素进行探究。赵雪雁运用二项Logistic模型分析得出，家庭年收入、对生态补偿的支持度、收入变化、环境意识和农户对项目的了解程度等会显著影响甘南区农户生态补偿参与意愿[1]。张方圆对甘肃省农户实地调研得出：农户受教育程度、收入等变量与参与生态补偿呈正相关；但户主年龄和农户拥有的草地、耕地面积与农户参与生态补偿显著负相关。蒋磊验证了TAM在此类研究中的适用性，且纳入感知易用性和感知有用性这两个变量后能够改进模型的解释和预测能力[2]。在TAM中，Davis将感知易用性和感知有用性这两个变量这两个变量会对用户对某事物的态度产生影响，感知有用性反映了个体认为使用某一个系统或技术对其工作业绩提高的程度，感知易用性反映了个体认为自己容易使用某个系统或技术的程度[3]。
2 研究设计
2.1 模型设定
因变量（Y）为农户参与农村生态环境治理的意愿，分为愿意和不愿意两种（愿意定义为1，不愿意定义为0）。对于因变量是非连续的且为二分类变量时，采用二元Logistic回归模型进行分析，并通过最大似然估计法对回归参数进行估计[3]。用P表示农户参与农村生态环境治理意愿的概率，构建Logistic函数形式如下：
Log[P/（1-P）]=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+b5X5+b6X6+b7X7+b8X8+b9X9+b10X10+b11X11+b12X12+b13X13+b14X14+b15X15+ε
式中：P表示农户参与农村生态环境治理愿意的概率；b0为常数项；Xi表示影响农户参与农村生态环境意愿的相关因素；bi为变量Xi的回归系数；ε为随机干扰项。
2.2 变量选取（见表1）
2.3 样本描述
2.3.1 样本来源
本研究的样本对象主要是青岛市黄岛区和即墨市农户群体中的纯农户以及兼业性农户。青岛市农产品供给主要来自市郊的黄岛区和即墨市，这两地地域广阔，均处于农业转型期，农户分化产生的异质性农户群体比重大，对研究青岛市农户参与生态环境治理意愿具有代表性。本次调查采取分层随机抽样调查方法，向纯农户及兼业性农户家庭户主发放纸质版问卷，发放200份，回收137份。删除填写不完整的问卷和连续5个问题选择同一选项的问卷，以保证问卷的有效性。最终得到有效问卷126份，有效问卷率63%。
2.3.2 样本特征
调研样本特征呈明显的高斯分布，具有一定的代表性。样本中男性比重较大；年龄主要集中于40～55岁，以中老年为主；样本总体受教育程度偏低，小学和初中学历占绝大多数；大部分农户家庭非农收入占家庭总收入比重10%～50%，结合农户分化的背景，可见青岛地区的农户主要为一兼农户；样本中家庭耕地面积0.3～0.8 hm2的占90%以上，土地经营规模较小，规模化程度不高；农业年收入集中在3万～8万元，占71.23%。
3 研究结果
3.1 一般性统计分析
目前青岛市农户农业年收入偏低。具体来讲，农户农业年收入10万以上的仅占5.17%，3万～10万的占36.21%，绝大部分农户的家庭农业年收入在3万元以下，占58.62%。参与农村生态环境治理的意愿与非农收入占家庭总收入比重之间的交叉分析见表2。
如表2所示，农户参与农村生态环境治理的意愿与非农收入占家庭总收入比重之间存在一定的相关性，农户的非农收入占家庭总收入比重越大（即兼业化程度越高）的农户参与农村生态环境治理的意愿也相应强。具体来说，非农收入占家庭总收入比重10%以下的农户中仅有45.71%的农户有参与意愿；非农收入占家庭总收入比重10%～50%的农户中有77.52%的农户有参与意愿；非农收入占家庭总收入比重50%以上的农户中有89.63%的农户有参与意愿。
3.2 模型回归结果
4 结论与政策建议
4.1 结论
研究结果表明，农户使用环保型化肥、农药的意愿受其性别、非农收入比重、耕地面积、农业年收入、环保重要性感知、治理必要性感知、治理认可度感知、治理持续性感知和治理容易性感知等因素的影响，不同因素影响的方向和程度有所差异。具体而言，非农收入比重越大、耕地面积越大与农业年收入越高，相应的农户参与农村生态环境治理的意愿越弱。
4.2 政策建议
首先，引导农民树立生态文明观念，通过多层次、多形式的宣传教育活动，提高环保意识。其次，开展环境保护知识和技能培训，维护农民的环境权益，真正把环境保护措施变为广大群众的自觉行动，这是环境保护工作取得成效的前提。最后，加强农技推广体系建设，增强所有农技推广人員的环境意识，使其能够在开展农技推广服务时，增强环保责任感，形成一支稳定的、遍布城乡的农村环保宣传队伍和面源污染防治的指导推动力量[5]。
参考文献
[1]赵雪雁，路慧玲，刘霜，等.甘南黄河水源补给区生态补偿农户参与意愿分析[J].中国人口·资源与环境，2012，22（4）：96-101.
[2]张方圆，赵雪雁，田亚彪，等.社会资本对农户生态补偿参与意愿的影响[J].资源科学，2013，35（9）：1821-1827.
[3]Davis F D. Perceived Usefulness， Perceived Ease of Use， and User Acceptance of Information Technology[J]. MIS Quart，1989，13（3）：319-340.
[4]王媛媛.非农就业对农业生产的影响研究[D].南京：南京农业大学，2009.
[5]丁银河.丹江口库区农村面源污染农户参与治理探析[J].湖北社会科学，2013（5）：70-74.
（责任编辑：刘昀）