農民對農業廢棄物循環利用參與意愿及其影響因素的實證分析

胡婉兒，王思清，劉 莉，叢 磊*

（1.中國農業大學 煙臺研究院，山東 煙臺 264670；2.中國農業大學 人文與發展學院，北京 100080）

0 引言

中國是農業大國，農業是我國國民經濟的基礎。隨著科技水平的進步，我國農業產量不斷提高，但農業高速發展的背后存在著不容忽視的農業廢棄物污染問題。近年來，農業廢棄物資源化利用受到國家的高度重視，2021年中央財政支持開展綠色種養循環農業試點工作，加快畜禽糞污資源化利用，打通種養循環堵點，促進糞肥還田，推動農業綠色高質量發展［1］。但相關數據顯示，當前農民對農業廢棄物循環利用的參與意愿并不高，區域種養結合及循環利用不充分。據統計，我國每年產生9億t秸稈，未利用的約2億t；每年產生畜禽糞污38億t，綜合利用率不到60%；每年使用農膜200多萬t，當季回收率不足2/3［2］。這些未實現資源化利用和無害化處理的農業廢棄物給城鄉生態環境造成了嚴重影響。

學者們從不同角度研究了農民參與農業廢棄物循環利用意愿的影響，如顏廷武等［3］著重分析了包括信任、互惠規范、公民參與網絡在內的社會資本對農民環保投資意愿的影響；豐軍輝等［4］主要探討了信息成本、學習成本、生產成本、風險成本等對農業廢棄物循環利用的影響；李傲群等［5］從農戶個體心理特征角度出發，研究了個體行為態度、主觀規范、感知行為控制等變量對農業廢棄物循環利用參與意愿的影響；何可等［6］研究了農民對生態補償的支付意愿及其影響因素。但從多因素角度綜合分析和系統性綜合評價農民對農業廢棄物循環利用參與意愿及其影響因素的報道較少。

本研究以萊陽市農民為研究對象，采用因子分析法從種養情況、技術環境、效益情況、政策環境4個維度，對農民參與農業廢棄物循環利用的意愿及其影響因素進行了實證分析，以期為我國農業廢棄物循環利用的有效實施提出可行性建議。

1 綜合評價及指標選取

農民對于農業廢棄物循環利用參與意愿的影響因素可分為主觀因素和客觀因素［7］（或外部因素與內部因素）。對于農戶而言，是否參與農業廢棄物循環利用首先取決于對其的感知程度，感知程度越高，參與意愿越強烈。另外，農戶的參與意愿還受到如性別、年齡、文化程度、收入、種養規模、外界環境等客觀因素的影響。理論上，文化程度越高、年齡越小的男性越容易接受新鮮事物；收入較高、種養規模較大的農民更具有參與循環利用的實力；外部政策、技術環境越好，農民參與意愿越強。

本研究對農民參與農業廢棄物循環利用的意愿及其影響因素進行了綜合性分析，從種養情況、技術環境、效益情況、政策環境4個維度評價其對農民參與意愿的影響以及相關程度的強弱，以期獲得全面、詳細、有所側重的結果。

如圖1所示，本研究選取了農民對農業廢棄物循環利用的了解程度、價值感知和經濟效益評價作為系統評價體系中的主觀因素，客觀因素包括性別、年齡、種養規模、年收入這些針對農民基本情況的評價指標以及政策環境和技術環境等外界環境指標，其中政策環境又包括政府監管、處罰力度、補貼力度、引導力度，技術環境包括專業設備/技術的完善程度以及操作難度。側重于綜合性研究這些因素對因變量的影響，并對各影響因素與因變量之間相關關系的強弱進行對比分析，以期為我國農業廢棄物循環利用的有效實施提出可行性建議。

圖1 綜合評價體系框架圖

2 研究設計

2.1 樣本選取

本研究對萊陽市的種養農戶進行了廣泛調研，參考理論性指標并結合當地實際情況設計和發放問卷，研究當地農民對農業廢棄物循環利用的參與意愿及其影響因素。本次調研共收回調查問卷360份，其中有效問卷為333份，有效率為92.5%。樣本來自高素質農民培訓學員，主要從事規?；r業生產的家庭農場及合作社，農民年齡在35~55歲之間。他們是目前從事農業的骨干力量，具有較強的代表性。

2.2 分析方法

2.2.1 因子分析法 采用因子分析法對數據進行處理。因子分析法是通過研究眾多變量之間的內部依賴關系，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個綜合因子的一種多變量統計分析方法。利用SPSS 26.0軟件進行因子分析，得出各因子的方差貢獻率、旋轉后的成分矩陣以及提取公因子并進行分析。

2.2.2 多元線性回歸法 利用SPSS 26.0軟件采取多元線性回歸法對因子分析中提取的4個公因子以及其他相關變量與因變量進行多元線性回歸分析，得出因變量與各公因子以及其他相關變量之間的線性回歸關系，分析各公因子對因變量的影響。

2.3 指標設置

針對問卷調查收回的數據，借鑒以往科研成果并結合理論基礎與實際情況，在遵循科學性、可測量性、因地制宜性等原則的前提下，本研究設計了農業廢棄物循環利用參與意愿影響因素評價指標體系，包括種養情況、技術環境、效益情況、政策環境4個維度，再由此細分出10個評價指標變量，具體指標變量及解釋如表1所示。

表1 農業廢棄物循環利用參與意愿影響因素評價指標體系

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

3.1.1 樣本基本特征 在333份有效調查樣本中，男性有231人，占69.4%，女性有102人，占30.6%；平均年齡為42歲，文化程度全部為中專或大學及以上，其中大學及以上學歷的有118人，占比約為35.5%，中專學歷的有215人，占比為64.5%，普遍是文化素質較高的年輕農民；平均種養規模約為0.62 hm2，平均家庭年收入約為8萬元，多為種養規模較大的農戶。

3.1.2 農業廢棄物循環利用參與意愿分析 由表2可知，非常不愿意以及不愿意參與農業廢棄物循環利用的農民占27.32%，這部分農民對農業循環利用并不在意；沒有明確態度的農民占16.52%；愿意以及非常愿意參與農業廢棄物循環利用的農戶占55.25%。由以上數據分析可知，大部分農民對農業廢棄物循環利用持積極態度，愿意為其付出時間、人力以及金錢成本。但還有部分農民持消極態度或者沒有明確的態度，因此，深入探究農民參與農業廢棄物循環利用的意愿及其影響因素，并采取積極的應對措施對提高農民的參與度具有重要的意義。

表2 農民對農業廢棄物循環利用參與意愿

3.2 因子分析

3.2.1 適用性檢驗 檢驗變量之間的相關性是判斷因子分析法是否適用的前提。在因子分析之前對10個變量進行KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，結果如表3所示。

表3 KMO 和Bartlett檢驗

由表3可知，KMO統計量為0.785，大于0.7，說明數據之間具有良好的效度；Bartlett球形檢驗的卡方值為1656.255，其P值小于顯著性水平0.05，故拒絕原假設，表示變量之間具有顯著的相關性，適合做因子分析。

3.2.2 因子提取 采用主成分分析法進行因子提?。ū?），除農業廢棄物循環利用了解程度這一變量外，其余變量的累計方差貢獻率都在75%以上，其中有5個指標的累計方差貢獻率在80%以上。因此，提取的公因子對原始變量的解釋力度較大，損失的信息量較小，提取的公因子可以很好地代表10個指標變量。

表4 公因子方差

進行公因子提取分析，因子分析總方差解釋如表5所示，前4個主因子的特征根值大于1，累計方差貢獻率大于80%，表明提取的4個公因子可以很好地代表原始變量。

表5 因子分析總方差解釋

3.2.3 因子旋轉及命名 采用最大方差法變換坐標軸后得到旋轉后的成分矩陣，如表6所示，第1個主成分因子與變量X1、X2的載荷系數較大，主要體現了農戶種養的基本情況，故將第1個因子命名為種養情況；第2個主成分因子與變量X3、X4的載荷系數較大，主要體現了技術設備情況，故將第2個因子命名為技術環境；第3個主成分因子與變量X5、X6、X7的載荷系數較大，主要體現了農戶對效益的認知情況，故將第3個因子命名為效益情況；第4個主成分因子與變量X8、X9、X10的載荷系數較大，主要體現了政府的政策情況，故將第4個因子命名為政策環境。

表6 旋轉后的成分矩陣

3.3 多元線性回歸分析

3.3.1 模型構建 基于多元線性回歸法對農民是否愿意參與農業廢棄物循環利用的影響因素進行分析，函數模型為：

式中，Y為因變量，取值“1=非常不愿意，2=不愿意，3=一般，4=愿意，5=非常愿意”；自變量為F1（種養情況因子）、F2（技術環境因子）、F3（效益情況因子）、F4（政策環境因子）；XB（性別）（賦值“男=1，女=2”）、NL（年齡）是連續變量；β1~β6表示自變量的系數；β0為截距項；μ表示隨機擾動項。

3.3.2 結果分析 本研究對樣本數據進行多元線性回歸分析，結果如表7、表8所示。由模型統計分析可知，模型的擬合優度為74.6%，調整后的模型擬合優度為74.2%，標準估算誤差為65.1%，說明自變量對因變量的解釋程度較高，模型的擬合優度較高。由表7可知，模型的卡方值為160.097，回歸模型的顯著性P值小于0.05，說明在該模型中解釋變量時被解釋變量具有顯著的線性關系，研究具有統計學意義。

表7 回歸模型的方差分析結果

表8 多元線性回歸系數

由表8可以看出，變量F1、F2、F3、F4和NL對因變量具有顯著影響。其中，F1、F2、F3、F4與因變量農戶對農業廢棄物循環利用的參與意愿之間存在正相關關系，NL與因變量之間存在負相關關系。XB這一變量沒有通過顯著性檢驗，因此對因變量的影響不顯著。具體分析如下：

（1）種養情況對農民參與意愿具有顯著影響且呈正相關關系，表明種養規模越大、收入越高的農民參與農業循環利用的意愿越強。調查結果表明，小型種植戶參與農業廢棄物循環利用的意愿較低，普遍存在對區域環境保護重視程度不夠、區域合作意識不強、不主動參與共建農業廢棄物循環利用等現狀。而保護生態環境是一項“集體活動”，需要公眾的共同參與，因此，針對種養規模較小的散戶，仍需要政府不斷加強頂層設計、完善參與機制、合理引導這部分農民參與農業循環利用的積極性和主動性。另外，由于農業廢棄物的循環利用需要農民個人投入一定的成本，而農民作為追求利益最大化的“理性經濟人”，在經濟能力不足時參與農業循環利用的意愿較低，因此，政府首先要加強宣傳教育力度，讓農民切實認識到農業廢棄物循環利用的長期效益，并通過增加補貼等方式，消除農民的后顧之憂。

（2）技術環境對農民參與意愿具有顯著影響且呈正相關關系，表明專業設備/技術越完善，其操作難度越低,越能夠提高農民的參與意愿。由分析可知，部分農村地區缺乏專業設備/技術或者現有設備/技術的操作難度較高，農民更偏向于簡單且投入少的技術環境。因此，政府不僅需要破除農村地區的技術壁壘，為農村地區營造良好的技術環境，還需要加強對農民的技術指導服務，針對農民技術知識儲備較低等現狀，積極組織農技指導員進村、進戶進行技能培訓服務，解決技術推廣“最后一公里”的問題［8］。

（3）效益情況對農民參與意愿具有顯著影響且呈正相關關系，表明農民對農業廢棄物循環利用的了解程度越高、價值認知越高，經濟效益評價越高，參與意愿也越高。由變量系數可知，效益情況因子與因變量參與意愿之間的相關關系最強，結合研究結果可知，農民對于農業廢棄物循環利用的價值感知較為遲緩，對于農業三產融合的多功能性認識不夠。一方面反映了農民對于農業廢棄物循環利用的主觀認知和接受能力較低，另一方面也從側面反映了政府的宣傳力度不夠，尤其是在不發達的農村地區，農民并沒有真切感知到農業廢棄物循環利用帶來的效益。因此，應重視農業廢棄物循環利用理論的宣傳普及效果，使農民能夠充分認識到農業廢棄物循環利用所帶來的長遠經濟效益。

（4）政策環境對農民參與意愿具有顯著影響且呈正相關關系，表明政府監管、處罰力度越大，補貼力度越讓農民滿意，引導越合理，農民的積極性就越高。由該因子系數可知，政策環境與因變量參與意愿之間的相關關系較強，政府在提高農民參與意愿方面具有積極作用。對于農業廢棄物隨意排放的行為，合理引導是必須的，監管、處罰等強制措施也是必要性的。同時，政策補貼也是改進重點，適度的補貼能夠讓農民真正獲益，對于提高農民參與農業廢棄物循環利用的意愿具有一定的促進作用。另外，隨著農民對政府期望值的不斷提高，制度信任即政府法規或承諾的真正實現也成為提高農民參與意愿的重要因素。

（5）年齡對農民參與意愿具有顯著影響且呈負相關關系，表明年輕農民的積極性較高。因為年輕人素養更高，接受新事物的能力更強，但由變量系數可知，當前年齡與農民參與意愿之間的相關關系較小。這也說明了年齡不再是限制農民參與農業廢棄物循環利用的主要因素，對于農民的引導應該覆蓋到各個年齡層。

4 建議

4.1 政府提高干預力度與精準度

提高農民農業廢棄物循環利用參與程度首先需要政府的積極干預。政府要加大資金投入力度，對農民進行適當補貼，切實提高參與農業廢棄物循環利用的經濟效益。同時，政府還要完善財政補貼機制，提高補貼政策的精準性，有效防止“搭便車”的行為［9］。對于隨意排放的行為政府要及時采取并且落實監管、處罰等強制措施，提高農民的制度信任，進而有效約束農民的隨意排放行為。

4.2 完善農村基礎設施建設，健全農村廢棄物回收機制

目前，農業可持續發展對科技水平的依賴程度不斷加大，回收設施、專業設備可以幫助農民高效地進行廢棄物處理。當地政府以及行政村應通力合作，健全農村農業廢棄物回收機制，設置專門的廢棄物回收點或者引進廢棄物回收企業直接回收，合理規劃回收點的位置，增加農民循環利用廢棄物的便捷性，引導農戶積極參與到循環農業中來。另外，還應加大科技投入，不斷引進先進設備，提高農業廢棄物回收的效率以及專業化程度［10］。

4.3 引進農技人員，打造先進示范村

相關部門可以引進農技人員，先培訓部分農戶，通過這部分農戶掌握的專業設備及技術的操作方法，在本地區進行傳授、傳播，在降低學習成本的同時實現技術的有效推廣。當前我國不同地區的農村發展水平不均衡，農民對于新事物的接受能力參差不齊，相關部門可以優先在發展水平較高的村落推動循環農業發展，通過打造農業廢棄物循環利用先進示范村，從而輻射帶動周邊地區的發展［11］。

4.4 提高農民價值感知，實現區域合作共建

相關部門可以借助電視廣播、互聯網新媒體的力量擴大循環農業的傳播范圍。在農戶聚居的村落開設相關培訓班，大力宣傳農業廢棄物資源化利用的環境價值、經濟價值、社會價值，加強輿論引導［12］，尤其是對于種養規模較小的散戶，他們普遍存在規模小、污染小的認識誤區，因此不愿支付農業廢棄物資源化利用的成本。政府應當把引導工作的重點放在這部分農民身上，幫助他們樹立區域合作意識，讓他們充分了解到循環農業的內涵及其巨大的發展前景，組織農民采取合作共建的方式共同處理農業廢棄物。