基于SEM模型的農戶循環農業參與意愿影響因素分析
——以河西地區為例

□付 濱 馮玉富 竇學誠,2 余 青

[內容提要]循環農業是轉變農業生產方式，促進農業生態文明的具體體現，農戶作為循環農業最主要的參與者和實踐者，研究其對循環農業的參與意愿的影響因素對后期制定推廣循環農業政策具有至關重要的作用。河西地區作為西北地區最主要的生態屏障，承擔著區域重要生態系統服務功能，在此，本文選擇河西地區武威、張掖、酒泉3市12鄉鎮30個行政村調研，基于469份調查問卷取得的基礎數據，構建SEM模型，分析農戶循環農業參與意愿的影響因素。結果表明：①農民受教育程度與參與循環農業的意愿呈正相關；②農戶家庭信息對其參與循環農業的意愿有負面影響，特別是耕地面積對農戶參與循環農業意愿影響最大，其次是農業收入占農戶總收入的比重，農業生產要素的投入影響最小；③政府參與程度對農戶參與循環農業的意愿有正向影響，且在上述因素中影響最大；④循環農業潛在的經濟效應直接影響農民參與循環農業的意愿。最后，針對影響農民參與循環農業意愿的因素，提出了相應的建議。

【通訊作者】竇學誠(1962- )，男，甘肅西和人，甘肅區域農業與產業組織研究基地主任、教授、經濟學博士，研究方向：區域經濟學。

一、前言

循環農業是指應用新的農業生產技術，充分整合和利用各種生產資源，達到高效生產與環境保護協同發展目標的新的農業發展理念。循環農業是在我國人口眾多、資源相對稀缺、環境問題嚴峻的發展現狀下提出的，也是順應生態文明建設目標的基礎舉措。我國作為以農業生產為基礎的大國，農業生態文明直接影響著生態文明的總體布局，循環農業是轉變農業生產方式，促進農業生態文明的具體體現。農戶作為循環農業最主要的參與者和實踐者，其參與意愿受到經濟因素和非經濟因素的影響。農戶的參與意愿形成是一個復雜、多因素關聯、區域差異性的過程[1]，分析農戶循環農業參與意愿的影響因素對后期針對性提出相應政策至關重要[2]。

近年來相關學者的理論研究主要集中在以下幾個方面：一是從農戶自身角度，研究著分別從資源稟賦[3][4]、農戶年齡[5]、農戶受教育年限[6][7]、家庭經濟收入水平[8][9][10]方面分析農戶對新技術及新知識接受的影響因素；二是從農戶所擁有的生產要素角度，研究者分別從農戶種植有的地塊數量及質量[11][12]、所擁有的機械數量[13][14]、地塊規模[15][16][17]等方面分析了影響農戶對新技術及新知識接受的因素；三是從新技術及新知識本身角度，研究者主要從新技術及新知識難易程度[18]、對農業生產效率提高的作用[19][20]、對農戶增收作用的表現[21]、新技術及新知識采用的機會成本[22][23]等方面分析了農戶對農業技術及新知識采納的影響因素。

近年來相關學者對農戶的研究方法主要集中在以下幾個方面：國外學者采用多元邏輯回歸分析法、接受意愿模型和偏好校準仿真模型在經濟學視角下分析影響農戶參與意愿的主要因素[24][25][26]；國內學者多采用Logistic線性回歸模型和Probit模型，結合農戶調研數據，從時間維度分析了農戶參與意愿與環境保護之間的影響關系[27][28][29][30]。

通過對過往研究文獻的閱讀，國內外學者在農戶參與意愿方面的研究多集中于單因素的考量，未從系統性角度分析農戶參與意愿的影響因素。導致對農戶參與意愿的研究較片面，未曾分析各影響因素之間的相互影響。此外當前學者對農戶的行為研究多以社會心理學為切入點，而現有的方法無法從農戶主觀層面分析影響潛在變量對農戶接受意愿的影響。本文以河西地區為研究區域，基于項目組在河西地區調研獲得的基礎數據，構建結構方程模型，對農戶循環農業參與意愿的影響因素進行分析，找出影響農戶循環農業參與意愿核心影響路徑和因素，探索提高農戶參與循環農業意愿的對策措施，為推進循環農業發展、加快農業生態文明建設提供科學理論依據。

二、理論模型構建

(一)研究假設

結合以往國內外學者的相關研究，本文提出以下幾點假設：

H0：農戶個體特征中性別、年齡、家庭總人口數對農戶循環農業參與意愿無顯著影響；受教育程度對農戶循環農業參與意愿有顯著正影響。

H1：農戶家庭特征中耕地面積、勞動力人數、農業收入占家庭總收入比重、農業生產要素投入、是否加入農業合作社對農戶循環農業參與意愿有顯著負影響。

H2：政府干預對農戶循環農業參與意愿有顯著正影響。

H3：循環農業潛在的經濟效益對農戶循環農業參與意愿有顯著正影響。

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(二)模型構建

農戶循環農業參與意愿受多方面因素影響，農戶在影響因素選擇上容易受主觀因素和外部環境的影響造成分析結果失真，并且農戶個體特征、農戶循環農業認知特征、政府干預程度等因變量屬于模糊性概念，因此本文通過構建結構方程模型對研究假設進行驗證。

結構方程模型主要用于分析關鍵影響因素對因變量的作用路徑，其可以同時處理多個因變量，允許各變量之間存在誤差，能夠準確計算出自變量和因變量之間的作用效果，從而被廣泛應用到各相關學科領域。

結構方程模型主要有以下3個矩陣方程組成：

X=Λx§+δ

(1)

Y=Λyη+ε

(2)

公式(1)(2)為測量方程，Λx為X在§上的因子載荷矩陣，X、Y為測量指標，Λy為Y在η上的因子載荷矩陣。

η=Bη+?！?ζ

(3)

公式(3)為結構方程模型，其中η為內生潛變量，§為外生潛變量，B、Γ分別為內生潛變量、外生潛變量系數，ζ為隨機擾動項。

(三)變量設計

依據結構方程模型原理，本文構建如圖1所示的影響農戶循環農業農戶參與意愿的結構方程模型。

圖1 農戶循環農業參與意愿影響因素的結構方程模型圖

三、實證分析

(一)研究區域概況

河西地區以其獨特的地理位置優勢，及便捷的灌溉條件，成為西北地區主要的商品糧生產及作物制種地區，但是隨著開發利用程度的不斷加深，河西地區出現了諸如地膜污染、農藥污染、化肥過量使用和水域污染等多種農業污染等問題，嚴重影響了農業的可持續發展。

(二)數據來源

本文采取調查問卷和半結構訪談相結合的調研方法，選取甘肅酒泉、武威、張掖3市12個鄉鎮、30個行政村進行入戶走訪調研，共發放問卷500份，收回問卷480份，有效問卷469份，問卷有效率97.71%，調查問卷主要包含農戶個體特征、農戶家庭特征、農戶循環農業參與意愿、循環農業潛在收益認知、政府參與情況等五個方面(表1)。

表1 農戶循環農業參與意愿影響因素結構方程要素

(三)模型檢驗

為了保證分析結果的科學性、準確性，在利用結構方程模型分析之前要先對模型數據進行信度與效度檢驗。本文利用SPSS22.0和AMOS22.0對模型的可信度和提出的理論假設進行檢驗。

表2 信度程度判斷標準

利用SPSS22.0對調查問卷獲得的農戶個體特征、農戶家庭特征、農戶循環農業參與意愿、循環農業潛在收益認知、政府參與情況5個潛在變量和19個可觀測變量進行Cronbach’s α系數分析，α最低值為0.815，最高得分為0.892，通過調研獲得的問卷的整體α值為0.949，得分均高于0.8[24](表3)，表明此次調查問卷獲得的可觀測變量數據有較高的一致性和穩定性。

表3 信度檢驗

通過效度檢驗，KMO值在0～1間波動，其值大小與各變量之間的相關性及因子分析效果成正比。利用SPSS22.0軟件對調研樣本進行效度檢驗，最終的KMO值和Bartlett檢驗結果見表4。

表4 KMO和Bartlett檢驗

依據“漸進合理性”原則，需要對結構方程模型中的潛變量和觀測變量之間的從屬關系進行檢驗，即檢驗5個潛在變量與20個觀測變量之間的隸屬關系，一般認為潛在變量與觀測變量之間的標準化載荷系數在0.5～0.95[25]，否則應剔除。在進一步的模型修正中，ICF中的x1(性別)、x2(年齡)、x4家庭總人口數3個指標的標準化載荷系數分別為0.348、0.337、0.431，均小于0.5，故作剔除處理；CCF中x11(循環農業對環境的影響)指標的標準化載荷系數為0.972，大于0.95，也做剔除處理。

運用AMOS22.0軟件對修正后的結構方程模型進行標準化路徑系數計算及模型擬合效果圖(圖2)。

圖2 修正后的結構方程模型路徑及參數

使用AMOS22.0軟件對修正后的結構方程模型進行多次擬合檢驗，并對模型的路徑細微修正，再對結構方程模型進行檢驗，最終得到總體的擬合結果(表5)。表5中各項模型擬合指數均在合理范圍之內，表明模型的擬合度效果較好。

表5 結構方程模型擬合指數

(四)理論假設檢驗

修正后的結構方程模型中各潛在變量中包含的標準誤差均小于0.2，通過顯著性檢驗，且各觀測變量的標準化載荷系數均在0.5～0.95區間內。

由表6結果可知，農戶個體特征(ICF)與農戶參與意愿(CCF)的標準化載荷系數和P值分別為0.258，P=0.036。結合圖2修正后的結構方程模型路徑及參數結果，農戶的受教育程度與農戶循環農業參與意愿之間存在明顯的正相關關系，即H0假設成立。

表6 模型參數估計結果

循環農業潛在收益特征(RPB)農戶參與意愿(CCF)的標準化載荷系數和P值分別為0.185，P=0.008。結合圖2，循環農業潛在收益認知與農戶循環農業參與意愿存在明顯正相關關系，即H2假設成立。

政府參與情況(GP)與農戶參與意愿(CCF)的標準化載荷系數和P值分別為：0.296，P=0.002;結合圖2，政府參與情況與農戶循環農業參與意愿之間存在明顯正相關關系，即H3假設成立。

農戶家庭特征(HCF)與農戶參與意愿(CCF)的標準化路徑系數和P值分別為-0.207，P=0.033；由圖2結果表明，耕地面積、勞動力人數、農業收入占家庭總收入的額比重、是否加入農業合作社與農戶循環農業參與意愿存在明顯負相關關系，即H1假設成立。

三、結果分析

(一)個體特征對農戶循環農業參與意愿的影響

個體特征(ICF)對農戶循環農業參與意愿(CCF)標準化載荷系數為0.26，表明個體特征對農戶循環農業參與意愿有明顯正相關關系。由圖2可知，受教育程度(x3)對農戶循環農業參與意愿的相關系數為0.92，分析結果表明，加強農戶專業知識教育、提供更多的專業知識培訓可以從根源上解決農戶參與循環農業生產意愿不高的問題。

(二)家庭特征對農戶循環農業參與意愿的影響

家庭特征(HCF)對農戶循環農業參與意愿(CCF)標準化載荷系數為-0.21，表明家庭特征對農戶循環農業參與意愿有顯著負影響。其中，家庭特征所有的觀測變量中，耕地面積(x4)對家庭特征影響系數最大(0.94)；其次是農業收入占家庭總收入比重(x7)、農業生產要素投入(x8)，均為0.92。家庭擁有的耕地面積越多，農業收入占家庭總收入的比重越高，農業生產要素的投入也越高，采用循環農業技術的機會成本越高。隨著家庭收入結構的不斷改變，農業收入在家庭總收入的比重有下降趨勢，循環農業技術在農戶中推廣的阻礙程度相應降低。

(三)循環農業潛在收益對農戶循環農業參與意愿的影響

循環農業潛在收益(RPB)對循環農業參與意愿(CCF)的標準化載荷系數為0.19，表明循環農業潛在收益對促進農戶接受循環農業有積極作用。獲得循環農業貸款的難易程度(x15)系數為0.84，低于循環農業收益的期待程度(x16)的0.95。在實際的農業生產過程中，收入永遠是農戶的最高追求，采用循環農業生產技術帶來的預期經濟收益是農戶是否采用循環農業技術的最直接、最主要的評判標準。在推廣循環農業生產技術過程中，相關貸款申請的難易程度也是農戶衡量是否采用該技術的標準之一，在未來的推廣過程中，應適當拓寬貸款來源渠道，采取政策貸款加商業貸款結合的方式，為農戶提供貸款服務，解決農戶采取循環農業生產技術的資金顧慮。

(四)政府參與情況對農戶循環農業參與意愿的影響

政府參與情況(GP)在對農戶循環農業參與意愿(CCF)的標準化載荷系數為0.30，是所有潛在變量中與農戶循環農業參與意愿正相關性最高的。其所對應的的4個觀測變量對政府參與情況影響的大小為：獲得政策補償的難易程度(x19)、環保政策對農戶生產行為的影響程度(x18)、政府循環農業政策的宣傳力度(x17)、政府循環農業技術支持力度(x20)，即0.90>0.88>0.87>0.86。表明農戶獲得循環農業政策補償越容易，農戶接受循環農業技術的意愿越高，補貼力度越大，農戶的參與積極性越高；環保政策的宣傳力度是側面督促農戶采取循環農業技術進行農業生產的因素，在日常的農業生產過程中，農業生產的廢棄物(薄膜、秸稈、尾菜等)如果沒有環保政策的約束，農戶多會采取焚燒、填埋的方式進行處理，對耕地面源污染及空氣污染較大，加大對環保政策的宣傳力度，可以更好地提高農戶循環農業的參與意愿；政府對循環農業技術的支持力度可以幫助農戶解決采取循環農業生產技術的技術壁壘，政府可以通過舉辦循環農業技術推廣會、循環農業成果展覽會、召開循環農業技術培訓班等方式提高農戶循環農業的參與意愿。

四、結論與建議

(一)結論

(1)農戶家庭特征對循環農業參與意愿產生顯著的負向影響。農戶耕地面積越多，采用循環農業生產技術的成本越高；農業收入占家庭總收入比重越高，農戶采用循環農業技術的意愿越低，因為農戶作為規避風險者，農戶對農業新技術的采用、投資力度主要受家庭收入的影響，循環農業生產技術作為新興農業生產技術，未得到農戶的廣泛認可，認為采用該技術會對家庭收入產生負面影響。

(2)政府參與情況對農戶循環農業參與意愿產生顯著正向影響，且影響效果最大，政府參與越多，農戶循環農業參與意愿越高。隨著生態文明建設力度不斷提高，政府在環境方面的參與越來越多，所營造出的政策環境和外界自然環境變化刺激農戶參與循環農業生產實踐中，此外社會交流和媒體宣傳循環農業政策也成為推動農戶參與循環農業的原動力。

(3)循環農業潛在經濟收益性直接正向影響農戶循環農業參與意愿。農戶作為農業生產直接的參與者，也是理性的經濟人，經濟收益是驅動農戶進行農業生產和采用新生產技術最根本的內生動力，循環農業潛在經濟收益越高，農戶參與循環農業的積極性也越高。

(二)對策建議

(1)開展循環農業技術培訓，提升農戶循環農業認知水平，增強農戶采用循環農業生產技術的能力，利用循環農業技術處理農業生產的廢棄物(塑料薄膜、秸稈、尾菜)、進行病蟲害防治以減少化肥農藥的使用，保護耕地生態系統環境。

(2)加大政府監管政策實施力度結合多元化信息傳播方式，擴大規制制度的宣傳力度。加大對規制制度的宣傳力度及普及，讓農戶了解到政府的監管決心，意識到環境破壞的危害性，嚴守“生態紅線”。

(3)優化循環農業基礎設施建設及生產資料貸款審批制度，為農戶參與循環農業提供資金保障，同時做好?？顚Ｓ玫谋O督制度，推廣第三方評估機制，保障農戶高積極性參與循環農業，助力西部生態屏障建設。