馬　瑛,王保力,張　芳,張志祺,和偉康,門建芳

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院,烏魯木齊　830052)

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·研究報告·

新疆棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度和支付意愿研究*

馬瑛,王保力※,張芳,張志祺,和偉康,門建芳

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院,烏魯木齊830052)

農(nóng)業(yè)面源污染問題已經(jīng)成為我國面臨的最嚴(yán)重的環(huán)境污染問題之一，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度和支付意愿研究，對于政府制定相關(guān)政策措施意義重大。分別采用李克特五點(diǎn)量表、條件價值評估法、多元有序Logistic模型回歸等方法對(1)棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度，(2)棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿(WTP)，(3)影響棉農(nóng)支付意愿的社會經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行研究。結(jié)果表明：新疆棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度非常積極，但是當(dāng)與自身利益相沖突時，則趨向于以犧牲環(huán)境為代價； 新疆每戶棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿是113.96元/年， 49.64%的被調(diào)查者選擇的支付區(qū)間是[12， 60)元/年，累計百分比占70.65%； 農(nóng)戶的教育水平和是否參加過農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織是新疆農(nóng)戶農(nóng)業(yè)面源污染防治支付意愿的主要影響因素。基于此，得出結(jié)論并提出相應(yīng)的對策建議。

農(nóng)業(yè)面源污染農(nóng)民態(tài)度支付意愿條件價值評估法多元有序Logistic模型

0　引言

我國農(nóng)業(yè)面源污染形勢日趨嚴(yán)峻，已經(jīng)嚴(yán)重阻礙了我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展。亞洲開發(fā)銀行估計，污染的直接經(jīng)濟(jì)損失占全國GDP的0.5%～1%[1]。2015年中央一號文件對“加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生態(tài)治理”做出專門部署，強(qiáng)調(diào)要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染治理。近年來，微觀層面對農(nóng)戶生產(chǎn)行為造成農(nóng)業(yè)面源污染的研究日益成為國內(nèi)外研究熱點(diǎn)。國內(nèi)一些學(xué)者從農(nóng)戶層面分析農(nóng)戶經(jīng)營行為對農(nóng)業(yè)面源污染的影響[2]，利用農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)分析農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)面源污染治理政策的接受意愿[3]，提出盡快建立各種類型面源污染源頭控制[4]，還有一些學(xué)者對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)面源污染防控的意識和經(jīng)濟(jì)價值進(jìn)行了研究，指出公眾對農(nóng)業(yè)面源污染的環(huán)境保護(hù)意識不足[5]，農(nóng)業(yè)面源污染防控的經(jīng)濟(jì)價值呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異[6]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中基于農(nóng)戶層面對農(nóng)業(yè)面源污染防治的研究較多，但對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度和支付意愿(生態(tài)補(bǔ)償意愿)的研究相對缺乏，基于新疆這一區(qū)域視角對棉花生產(chǎn)農(nóng)業(yè)面源污染防治進(jìn)行的研究則極少。

新疆是我國最大的優(yōu)質(zhì)商品棉和國內(nèi)唯一的長絨棉生產(chǎn)基地[7]，棉花產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為新疆社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱及農(nóng)民脫貧致富的主要途徑[8]。新疆棉田面源污染主要來源于地膜、農(nóng)藥、化肥的使用、灌溉方式的不合理以及秸稈的焚燒，而由于棉農(nóng)不合理的農(nóng)業(yè)經(jīng)營行為和生產(chǎn)方式，新疆棉田的面源污染問題日益突出，已經(jīng)成為新疆地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的瓶頸之一?，F(xiàn)階段新疆對農(nóng)業(yè)面源污染的防治主要集中在宏觀政策層面，沒有落實(shí)到微觀農(nóng)戶行為層面。而事實(shí)上，農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)面源污染的主體，讓他們參與面源污染控制并承擔(dān)一部分管理成本是減緩農(nóng)業(yè)面源污染問題的一項(xiàng)重要舉措[9]。為了激勵棉農(nóng)積極主動地參與農(nóng)業(yè)面源污染防治，充分理解棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度至關(guān)重要，而支付意愿研究則有助于更好地理解棉農(nóng)的態(tài)度和參與面源污染防治實(shí)際行動之間的關(guān)系。

基于此，文章根據(jù)552份棉農(nóng)調(diào)查有效問卷，以新疆棉農(nóng)為例，采用李克特五點(diǎn)量表對棉農(nóng)農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度進(jìn)行度量，采用條件價值評估法(CVM)，對棉農(nóng)農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿(WTP)進(jìn)行調(diào)查，運(yùn)用多元有序logistic模型對影響棉農(nóng)支付意愿的主要社會經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行研究，以期明晰棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度和支付意愿，并找到影響農(nóng)戶支付意愿的主要因素，為提高面源污染防治的公眾參與度及政府農(nóng)業(yè)面源污染防治規(guī)劃的制定提供決策依據(jù)和政策建議。

1　材料與研究方法

1.1數(shù)據(jù)來源

根據(jù)Fink(2006)的研究，“小規(guī)模預(yù)調(diào)研用來支撐調(diào)研的信度和效度”，因?yàn)樗梢员ＷC“問卷包含研究所需要的全部問題，并且調(diào)研對象對問卷的回應(yīng)中所包含的問卷題目的類別對于研究是充分的、可行的”[10]。該研究首先選取兩個村莊進(jìn)行了預(yù)調(diào)研，然后對問卷做了完善，確定問卷終稿。問卷包括3部分：(1)棉農(nóng)的基本情況，有9道題； (2)棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度，有18道題； (3)棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿，有2道題。

采用抽樣調(diào)查的方式，樣本量、置信度、抽樣誤差之間的關(guān)系，可用公式(1)來表示：

(1)

式中，n為樣本量，P=0.5，取置信度為95%時，Z統(tǒng)計量為1.96，按抽樣誤差E的取值為3%～4%來確定樣本規(guī)模。計算得出，樣本量n的取值在385～601之間。

為保證數(shù)據(jù)的科學(xué)性和代表性， 2014年9～10月，研究采用典型抽樣法，采取一對一的形式對棉農(nóng)進(jìn)行大規(guī)模面對面入戶調(diào)查。樣本點(diǎn)選擇南北疆主要植棉區(qū)的典型縣市：哈密地區(qū)的哈密市、塔城地區(qū)的沙灣縣、喀什地區(qū)的莎車縣、阿克蘇地區(qū)的阿瓦提縣、昌吉州的呼圖壁縣和瑪納斯縣。此次調(diào)研共發(fā)放問卷600份，回收有效問卷552份，問卷有效率為92%。

1.2研究方法

1.2.1李克特五點(diǎn)量表(Likert Five-point Scale)

李克特量表是社會調(diào)查和心理測驗(yàn)等領(lǐng)域中最常使用的一種態(tài)度量表形式[11]。該調(diào)查采用李克特五點(diǎn)量表，對量表中的每個題目均給出表示態(tài)度積極程度的5種備選評語答案：“非常同意”，“同意”，“既不同意也不反對”，“反對”，“強(qiáng)烈反對”，并用1～5計分，分?jǐn)?shù)越低表示棉農(nóng)的態(tài)度越積極，反之則越消極。用均值表示態(tài)度的積極性程度，用標(biāo)準(zhǔn)差表示個體的離散性程度。

1.2.2條件價值評估法(Contingent Valuation Method，簡稱“CVM”)

條件價值評估法(CVM)是一種陳述偏好法，在非市場的環(huán)境和自然資源的分配中，它用來測量價值的變化[12]。CVM，作為一種調(diào)查方法，它的發(fā)展是資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域在過去40多年中主要的理論創(chuàng)新之一[13-15]。CVM的基礎(chǔ)假設(shè)是人們對各種環(huán)境物品都具有真實(shí)但是隱藏的偏好，并且能夠把這些偏好轉(zhuǎn)換成貨幣單位[16]。為了確保CVM的準(zhǔn)確完整性，美國大氣與海洋管理局(NOAA)提出：抽樣、問卷反饋率、預(yù)調(diào)研、調(diào)查過程中的跟蹤和相關(guān)問題的解釋、經(jīng)濟(jì)方面的權(quán)衡和限制等相關(guān)方面的工作都要符合特定的要求[17]，其中包括：問卷應(yīng)經(jīng)過預(yù)調(diào)查； 采取面對面采訪形式； 核心估值問題應(yīng)采用二分式問法； 提醒被調(diào)查者為獲得所描述物品或服務(wù)而需要做出的犧牲[18-19]。

1.2.3多元有序Logistic回歸模型(Multinomial Ordinal Logistic Regression Model)

多元有序Logistic模型既集成了二元Logistic模型的優(yōu)點(diǎn)，又將因變量擴(kuò)展為多元有序的分類變量，能充分利用現(xiàn)有信息。采用多元有序Logistic模型分析新疆棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治支付意愿的影響因素，模型的表達(dá)式如(2)所示：

(2)

其中，j=1， 2， 3，…；X1，X2，…，Xn表示自變量；b1，b2，…，bn表示相應(yīng)的回歸系數(shù)；aj表示模型的截距。

2　結(jié)果與分析

2.1棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度

態(tài)度是一種心理傾向，指人們的信念或情感的一種狀態(tài)[20]。該文首先采用李克特五點(diǎn)量表對棉農(nóng)參與農(nóng)業(yè)面源污染防治態(tài)度的狀態(tài)進(jìn)行定量分析，如表1所示，然后給出相應(yīng)的定性描述。

表1　棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治態(tài)度的李克特五點(diǎn)量表數(shù)據(jù)分析結(jié)果

編號問題均值標(biāo)準(zhǔn)差治理農(nóng)業(yè)面源污染的重要性 1.農(nóng)業(yè)面源污染是很嚴(yán)重的問題1.881.02 2.農(nóng)業(yè)面源污染防治對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很重要1.900.92農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo) 3.農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)令人滿意2.210.86 4.您希望村里經(jīng)常舉辦關(guān)于農(nóng)業(yè)方面的技術(shù)培訓(xùn)1.480.71 5.農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)會對您的生產(chǎn)活動產(chǎn)生很大影響2.331.08國家面源污染政策 6.您熟悉國家相關(guān)的環(huán)境保護(hù)政策3.091.12 7.國家出臺對過度施肥的棉農(nóng)進(jìn)行農(nóng)業(yè)污染處罰的法律法規(guī)2.571.17 8.如果國家出臺相關(guān)的法律法規(guī),通過罰款等措施來限制農(nóng)民使用化肥量,這些措施會對您平時的耕作行為產(chǎn)生很大影響2.740.96 9.國家實(shí)施農(nóng)業(yè)面源污染稅收2.821.33 10. 如果國家實(shí)施農(nóng)業(yè)面源污染稅收,會對您的生產(chǎn)行為產(chǎn)生很大影響2.720.98農(nóng)企/農(nóng)協(xié) 11. 棉花專業(yè)合作社或協(xié)會對您家棉花種植的指導(dǎo)或幫助很大1.270.56 12. 建立農(nóng)企農(nóng)協(xié)這樣的組織有利于改善目前的農(nóng)業(yè)面源污染狀況2.711.30降低當(dāng)前化肥農(nóng)藥使用量 13. 降低當(dāng)前的化肥使用量有利于改善農(nóng)業(yè)面源污染狀況2.731.82 14. 降低當(dāng)前的農(nóng)藥使用量有利于改善農(nóng)業(yè)面源污染狀況2.691.31 15. 您愿意為保護(hù)農(nóng)業(yè)環(huán)境降低化肥和農(nóng)藥施用量2.661.04環(huán)保生產(chǎn)方式的采用 16. 目前的棉花種植方式會造成嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)面源污染2.160.94 17. 您愿意采用綠色環(huán)保的耕作方式1.961.01 18. 如果國家采取對環(huán)保生產(chǎn)方式給予一定補(bǔ)貼的政策,您會選擇這種環(huán)保的棉花生產(chǎn)方式1.570.38

在治理農(nóng)業(yè)面源污染的重要性方面，棉農(nóng)認(rèn)為農(nóng)業(yè)面源污染是很嚴(yán)重的問題，且農(nóng)業(yè)面源污染防治對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)很重要。說明棉農(nóng)已經(jīng)意識到治理農(nóng)業(yè)面源污染直接關(guān)系到自己的日常農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。

在農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)方面，棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)比較滿意，且認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)對他們的生產(chǎn)活動會產(chǎn)生較大的影響。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的技術(shù)指導(dǎo)或培訓(xùn)需求迫切，而實(shí)際這類活動則較少。

在對農(nóng)企/農(nóng)協(xié)的態(tài)度方面，棉農(nóng)認(rèn)為棉花專業(yè)合作社或協(xié)會對其棉花種植的指導(dǎo)和幫助很大。而實(shí)際對于建立農(nóng)企/農(nóng)協(xié)這樣的組織有利于改善目前的農(nóng)業(yè)面源污染狀況，棉農(nóng)的態(tài)度是勉強(qiáng)同意，說明棉農(nóng)對農(nóng)企/農(nóng)協(xié)的信任度不高。大部分地方棉花專業(yè)合作社或協(xié)會名存實(shí)亡，農(nóng)戶需要有作為的專業(yè)合作組織。

當(dāng)把降低當(dāng)前化肥農(nóng)藥使用量作為降低農(nóng)業(yè)面源污染的一種手段時，棉農(nóng)對此表現(xiàn)出微弱的積極性，勉強(qiáng)同意降低當(dāng)前的化肥農(nóng)藥使用量有利于改善農(nóng)業(yè)面源污染狀況這一觀點(diǎn)。調(diào)研得知，當(dāng)提到降低化肥農(nóng)藥的使用量時，棉農(nóng)最關(guān)心的就是產(chǎn)量降低影響到自己的收入。因此，在面源污染治理過程中，要想方設(shè)法保證棉農(nóng)收入不降低，促使棉農(nóng)放心、積極地投入到農(nóng)業(yè)面源污染的治理過程。

棉農(nóng)比較贊同“目前的棉花種植方式會造成嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)面源污染”這一觀點(diǎn)，并且比較愿意采用綠色環(huán)保的耕作方式。如果國家采取對環(huán)保生產(chǎn)方式給予一定補(bǔ)貼的政策，棉農(nóng)愿意積極地采用這種環(huán)保的棉花生產(chǎn)方式。

總體來說，棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度是積極的，但是當(dāng)涉及自身利益時，則趨向于以犧牲環(huán)境為代價。

表2　被調(diào)查棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿統(tǒng)計

WTP(元/年)WTP(元/月)頻率(人)百分比(%)累計百分比(%)0011621.0121.01[12,60)[1,5)27249.6470.65[60,120)[5,10)6010.8781.52[120,180)[10,15)447.2588.77[180,240)[15,20)202.1790.94[240,480)[20,40)163.2694.20[480,720)[40,60)81.4595.65[720,960)[60,80)61.8197.46[960,1200)[80,100)81.4598.91[1200,2400)[100,200)40.7299.64[2400,+∞)[200,+∞)20.36100.00 注:“0”代表不愿意支付

2.2棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿

支付意愿(willingness-to-pay，簡稱WTP)是指被調(diào)查者對某一項(xiàng)改善環(huán)境或防止環(huán)境惡化措施費(fèi)用的支付愿望，它表明人們是否愿意投資于環(huán)境保護(hù)[21]。該研究利用CVM調(diào)查了新疆棉農(nóng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治的支付意愿。CVM的核心估值問題采用單邊界二分法進(jìn)行詢問，在正式調(diào)研前，先在小范圍內(nèi)對棉農(nóng)進(jìn)行WTP出資數(shù)額方面的咨詢，并經(jīng)過預(yù)調(diào)研進(jìn)行驗(yàn)證，以此來確定棉農(nóng)的最小支付意愿。首先詢問棉農(nóng)是否愿意為治理農(nóng)業(yè)面源污染支付一定費(fèi)用，若棉農(nóng)回答“是”則進(jìn)入下一道題； 若棉農(nóng)回答“否”，則問題結(jié)束。CVM變量的選擇主要參考馮慶、楊衛(wèi)兵等學(xué)者的相關(guān)研究[22-23]，然后結(jié)合新疆實(shí)際和預(yù)調(diào)研的基本情況進(jìn)行調(diào)整。在進(jìn)行問卷調(diào)查前，調(diào)研者先針對調(diào)查對象進(jìn)行農(nóng)業(yè)面源污染的解釋說明，使調(diào)查對象對農(nóng)業(yè)面源污染有一個直觀形象的認(rèn)識，以此來盡量減小CVM本身所存在的假想偏差和信息偏差，同時核心估值問題采用的是二分式問法，可相對減小策略性偏差。

2.2.1棉農(nóng)支付意愿(WTP)的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

如表2所示，新疆棉農(nóng)選擇不愿意支付的頻率為116，所占的百分比為21.01%； 支付意愿區(qū)間所占百分比最多的是[12， 60)元/年，頻率為272，所占百分比為49.64%； 最少的是[2400，+∞)元/年，頻率為2，所占百分比為0.36%。利用組中值算得，新疆棉農(nóng)對面源污染防治平均每戶的支付意愿(WTP)為113.96元/年。

2.2.2棉農(nóng)支付意愿的相關(guān)影響因素分析

運(yùn)用SPSS 21.0統(tǒng)計學(xué)軟件，采用多元有序Logistic模型進(jìn)行回歸分析。依據(jù)數(shù)據(jù)的可用性和相關(guān)變量間關(guān)系可測量的原則，選取性別、年齡、族別、受教育程度、家庭人口數(shù)、家庭耕地面積、家庭年均純收入、從事農(nóng)業(yè)勞動時間、是否參加棉花專業(yè)合作社9個社會經(jīng)濟(jì)因素作為自變量，如表3所示，對其與棉農(nóng)支付意愿之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

表3　變量含義和描述性統(tǒng)計

模型變量代碼賦值均值標(biāo)準(zhǔn)差因變量支付意愿(元/月)y0=0;1=1～10;2=10～20;3=20～60;4=60～100;5=100以上1.120.974自變量性別X11=男;0=女0.940.241年齡X2實(shí)際周歲45.338.602族別X31=漢族;0=其他0.930.260受教育水平X41=識字很少2=小學(xué)3=初中4=高中及中專5=大專及以上2.950.796家庭人口數(shù)(人)X5實(shí)際人口數(shù)3.961.081承包地面積(667m2)X6實(shí)際面積97.19113.286家庭年均收入(元)X7實(shí)際數(shù)值61674.0784075.120從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間(年)X8實(shí)際年數(shù)21.699.095是否參加了農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織X90=否;1=是0.170.373

在進(jìn)行實(shí)證分析時，如果用同一個數(shù)據(jù)集來分析WTP的影響因素，由于受到不顯著影響因素的影響，會造成結(jié)果的失真。因此，第一步用總數(shù)據(jù)集進(jìn)行多元有序logistic回歸分析，以找出對WTP有顯著影響的自變量，然后把沒有顯著影響的自變量剔除，建立一個新的子數(shù)據(jù)集，再對該子數(shù)據(jù)集進(jìn)行多元有序logistic回歸分析，得出最后的結(jié)果。

表4　棉農(nóng)支付意愿影響因素的多元有序logistic回歸分析

變量OR值估計標(biāo)準(zhǔn)誤WaldDf顯著性95%置信區(qū)間下限上限[y=0]—-6.3421.20427.73510.000-8.703-3.982[y=1]—-3.1431.1527.44010.006-5.401-0.885[y=2]—-2.1561.1453.54710.060-4.4000.088[y=3]—-1.4151.1521.50910.219-3.6720.842[y=4]—0.0481.2460.00110.969-2.3932.490X20.963-0.0380.0203.63310.057-0.0770.001X50.968-0.0330.1240.07210.788-0.2760.209X60.999-0.0010.0020.39310.531-0.0040.002X71.000-9.855E-072.220E-060.19710.657-5.337E-063.366E-06X80.984-0.0160.0180.77410.379-0.0510.019[X1=0]0.638-0.4500.5350.70910.400-1.4990.598[X1=1]—0a——0———[X3=0]0.361-1.0180.5293.70810.054-2.0540.018[X3=1]—0a——0———[X4=1]0.070-2.6641.0416.55310.010-4.704-0.624[X4=2]0.143-1.9470.8515.23910.022-3.615-0.280[X4=3]0.233-1.4560.8123.21510.073-3.0470.136[X4=4]0.256-1.3640.8422.62710.105-3.0140.286[X4=5]—0a——0———[X9=0]0.373-0.9870.3707.11810.008-1.711-0.262[X9=1]—0a——0——— 注:聯(lián)接函數(shù):Logit。a因?yàn)樵搮?shù)為冗余的,所以將其置為零

將總數(shù)據(jù)集導(dǎo)入SPSS 21.0，進(jìn)行多元有序logistic回歸分析，結(jié)果如表4所示。在似然比檢驗(yàn)中，p=0.000<0.05，說明自變量中至少有一個因素與因變量相關(guān)。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)中，皮爾森χ2=0.995>0.05，偏差值=1.000>0.05，說明模型擬合得很好。偽R^2檢驗(yàn)中，Cox & Snell R^2=0.158，Nagelkerke R^2=0.175，McFadden R^2=0.074，說明模型整體的顯著性較高，可用于解釋分析。結(jié)果表明：X1(性別)、X2(年齡)、X3(族別)、X5(家庭人口數(shù))、X6(承包地面積)、X7(家庭年均收入)和X8(從事農(nóng)業(yè)勞動時間)不是影響新疆棉農(nóng)WTP的主要因素； X4(受教育水平)和X9(是否參加農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織)是影響新疆棉農(nóng)WTP的主要因素。

表5　棉農(nóng)支付意愿影響因素的多元有序logistic回歸分析

變量OR值估計標(biāo)準(zhǔn)誤WaldDf顯著性95%置信區(qū)間下限上限[y=0]—-4.2730.81527.46110.000-5.871-2.675[y=1]—-1.2280.7782.48810.115-2.7530.298[y=2]—-0.3110.7750.16110.688-1.8291.207[y=3]—0.4660.7870.35010.554-1.0782.009[y=4]—1.9100.9154.35910.0370.1173.703[X4=1]0.034-3.3900.95812.52510.000-5.267-1.513[X4=2]0.103-2.2770.8057.99010.005-3.855-0.698[X4=3]0.178-1.7240.7675.04710.025-3.227-0.220[X4=4]0.199-1.6160.7994.09410.043-3.181-0.051[X4=5]—0a——0——-[X9=0]0.305-1.1880.32813.08610.000-1.832-0.544[X9=1]—0a——0——- 聯(lián)接函數(shù):Logit。a因?yàn)樵搮?shù)為冗余的,所以將其置為零

為了更好地探究各社會經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，特別是X4(教育水平)和X9(是否參加了農(nóng)業(yè)合作組織)之間的關(guān)系，進(jìn)行了皮爾森相關(guān)系數(shù)分析和協(xié)方差分析，結(jié)果表明：X4(教育水平)和X9(是否參加了農(nóng)業(yè)合作組織)之間不存在顯著相關(guān)性(r=0.064，p值=0.146)，也就是說這兩個變量之間不存在共線性問題。為了進(jìn)一步研究自變量X4(教育水平)、X9(是否參加過農(nóng)業(yè)合作組織)與因變量y(WTP)之間的關(guān)系，將其他自變量剔除，建立新的子數(shù)據(jù)集，進(jìn)行多元有序logistic回歸，結(jié)果如表5所示。在似然比檢驗(yàn)中，p=0.000<0.05，說明自變量中至少有一個因素與因變量相關(guān)。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)中，皮爾森χ2=0.321>0.05，偏差值=0.247>0.05，說明模型擬合得很好。偽R^2檢驗(yàn)中，Cox & Snell R^2=0.103，Nagelkerke R^2=0.115，McFadden R^2=0.047，說明模型整體的顯著性較高，可用于解釋分析。平行性檢驗(yàn)中，p=0.605>0.05，χ2=17.733，通過平行性檢驗(yàn)，說明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行多元有序logistic回歸。由表5可知，X4(教育水平)和X9(是否參加過農(nóng)業(yè)合作組織)的p值均小于0.05，所以X4(教育水平)和X9(是否參加了農(nóng)業(yè)合作組織)是影響新疆棉農(nóng)WTP的主要社會經(jīng)濟(jì)因素。X4=1(識字很少)的OR值=0.034<1，X4=2(小學(xué))的OR值=0.103<1，X4=3(初中)的OR值=0.178<1，X4=4(高中及中專)的OR值=0.199<1，并且它們的p值均小于0.05，OR值依次增大(0.034<0.103<0.178<0.199)，說明棉農(nóng)的受教育水平與其支付意愿呈正相關(guān)關(guān)系[5](與劉光棟(2004)的研究結(jié)果一致)。X9=0(未參加過農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織)的OR值=0.305<1，并且p值=0.000<0.05，說明與參加過農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織的棉農(nóng)相比，沒有參加過農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織的棉農(nóng)WTP更低。

3　討論與結(jié)論

新疆棉農(nóng)參與農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度是積極的，但前提是在防治農(nóng)業(yè)面源污染過程中要確保自身收入不降低，當(dāng)二者之間出現(xiàn)沖突時，則趨向于以犧牲環(huán)境為代價來換取自身收入的增加，與Dorina Grazhdani等的研究結(jié)果一致[24]。棉農(nóng)的支付水平普遍偏低，平均支付意愿僅為113.96元/年，有49.64%的被調(diào)查者選擇的支付區(qū)間是[12， 60)元/年，所占比例最多，該數(shù)額可為相關(guān)部門面源污染防治決策的制定以及生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的確定提供借鑒。棉農(nóng)的態(tài)度積極而支付意愿偏低，說明棉農(nóng)參與農(nóng)業(yè)面源污染防治的態(tài)度和實(shí)際行動之間存在一定的差距?！敖逃健焙汀笆欠駞⒓舆^農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織”是影響新疆棉農(nóng)的實(shí)際行動(即WTP)的主要因素，“家庭年均收入”不是主要影響因素。與劉光棟、席利卿等的研究結(jié)果相比較[5，25]，新疆農(nóng)戶農(nóng)業(yè)面源污染防治支付意愿顯著影響因素中不包含家庭收入，且目前相關(guān)研究鮮有將“是否參加過農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織”作為影響因素進(jìn)行分析的文獻(xiàn)，說明新疆在目前的農(nóng)戶環(huán)保意識水平下不能僅依靠提高農(nóng)民經(jīng)濟(jì)收入的方式來防治農(nóng)業(yè)面源污染，還要結(jié)合對農(nóng)戶面源污染防治知識的宣傳教育，以及農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織的引導(dǎo)幫助。

4　對策建議

為有效防治新疆范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)面源污染，建議如下。

(1)建立健全農(nóng)民收入增長的長效機(jī)制，使其自覺參與農(nóng)業(yè)面源污染防治。要根據(jù)新疆各地域不同的特色資源等優(yōu)勢，因地制宜地通過各種方式促進(jìn)農(nóng)民收入長效增長，使農(nóng)民在確保收入穩(wěn)定增長的前提下，積極地參與農(nóng)業(yè)面源污染防治。

(2)加強(qiáng)宣傳與指導(dǎo)，提高農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)意識。通過廣大媒體，尤其是網(wǎng)絡(luò)、電視等新媒體加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)面源污染防治知識的宣傳教育，通過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等方式加強(qiáng)對農(nóng)戶日常環(huán)保生產(chǎn)方式指導(dǎo)，多途徑提高農(nóng)戶環(huán)保意識，使農(nóng)戶主動地參與農(nóng)業(yè)面源污染防治。

(3)建立農(nóng)戶面源污染防治激勵措施，約束農(nóng)戶的資源不合理利用行為。以經(jīng)濟(jì)手段為主，多管齊下，激勵農(nóng)戶自覺限制化肥、農(nóng)藥的使用，杜絕不合理灌溉及焚燒秸稈行為，使其施肥用藥結(jié)構(gòu)及灌溉方式更趨合理化，主動參與農(nóng)用地膜的回收，促進(jìn)農(nóng)作物秸稈的資源化利用，創(chuàng)造條件鼓勵農(nóng)戶多采用有機(jī)肥、有機(jī)農(nóng)藥及環(huán)保地膜，堅決抵制高污染農(nóng)藥化肥及超薄地膜的使用。

(4)健全農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織，引導(dǎo)農(nóng)戶生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化、生態(tài)化。新疆各地非常缺乏各種有作為的農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織，應(yīng)堅持“政府引導(dǎo)，能人領(lǐng)辦，農(nóng)戶參與”的思路建立健全各類農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織，組織和協(xié)調(diào)農(nóng)民進(jìn)行專業(yè)生產(chǎn)，轉(zhuǎn)變農(nóng)戶各種不合理的傳統(tǒng)生產(chǎn)觀念，引導(dǎo)農(nóng)戶生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化、生態(tài)化。

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STUDY ON XINJIANG COTTON FARMERS′ ATTITUDE AND WILLINGNESS-TO-PAY FOR AGRICULTURAL NON-POINT SOURCE POLLUTION CONTROL*

Ma Ying, Wang Baoli※, Zhang Fang, Zhang Zhiqi, He Weikang, Men Jianfang

( Management Department of Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052, China )

The problem of agricultural non-point source pollution (ANSP) has become one of the hotspots in China. The study on farmers′ attitude and willingness-to-pay (WTP) for ANSP control has a great significance for our government formulating relevant policies and countermeasures. Using the methods of the Likert five-point scale, contingent valuation method (CVM), and ordinal multinomial Logistic regression model, this paper discussed (1) cotton farmers′ attitude for ANSP, (2) cotton farmers′ WTP for ANSP, (3) social-economic factors affecting cotton farmers′ WTP. The results showed that Xinjiang cotton farmers′ attitude for ANSP control was very positive, but it would sacrifice environmentwhen it conflicted with their own profit. The average yearly cotton farmers′ WTP was 113.96 RMB per household, and 49.64% of respondents′ payment range was 12-60 yuan per year, with the cumulative percentage of 70.65%. Farmers′ education level and whether participating into an agricultural cooperation organization were the main factors affecting farmers′ WTP for ANSP control. Finally,it gave the conclusion and proposed some relevant policy suggestions.

agricultural non-point source pollution; farmers′ attitude; willingness-to-pay; contingent valuation method; ordinal multinomial logistic model

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160722

2016-04-13

馬瑛(1975—),女，山東冠縣人，博士、副教授、碩士生導(dǎo)師。研究方向：農(nóng)業(yè)資源與環(huán)境?！ㄑ缸髡撸和醣Ａ?1987—)，男，河南漯河人，碩士研究生。研究方向：土地資源經(jīng)濟(jì)。Email:charly11@qq.com

X71

A

1005-9121[2016]07-0150-08

*資助項(xiàng)目：新疆自治區(qū)科協(xié)項(xiàng)目“農(nóng)業(yè)生態(tài)安全視角下新疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為的面源污染效應(yīng)及調(diào)控機(jī)制研究”(xjkx-14-044)