棉农参与农业面源污染治理意愿的影响因素分析
农业面源污染原因分析及控制对策
素， 并提 出解决 问题的政策建议。
关键词 ： 面源污染 ； 制度分析 ； 政策建议
中 图分 类 号 Ｘ ０ ５２ 文献 标 识 码 Ｂ 文章编号 １０ ７ ３ （０ ６ ０ ４ ０ ０ ７— ７ １ ２０ ）５— ５— ２
１ 农 业面 源Байду номын сангаас 染与 ＩＭ 项 目的 实施 Ｐ
随着我 国农业 和农 村 经 济 的快 速 发 展 和人 口的 急剧 增 加 ． 生态环 境不 断恶化 ， 农业 资源短 缺矛 盾 日益 突 出 ， 农 业 环境 污染 已经成 为制 约 农业 和农 村 经 济可 持 续 发展 的
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安徽农学通报 ， ｎ ｕ Ａ ． ｃ Ｂ ｌ ２０ １ （ ）４ ４ Ａ ｈ ｉ Ｓｉ ｕ１ ０６，２ ５ ：５— ６ ． ．
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农 业面 源污 染原 因分 析 及 控 制 对 策
黄雪萍 ■ Ｉ
（ 华 职 业技 术 学 院 ， 江 金 华 金 浙 ３ １０ ） ２ ０ ７
与技 术层 面取 得 的良好效果 相 比 ， 作层 面并 未取 得 运
预 期效果 。经过 培训 后 的 农 民虽 然 知 道化 肥 农药 的施用
量 以及 它们对 环境 造成 的后果 ， 但在 生产 中仍 投入 过多 的
农 药化 肥 。出现这样 的矛 盾 ， 了经 济 、 除 技术 等原 因外 ， 还 有 管理 方面 的因素 。 以下 就从 环 境 经 济社 会 系统 的角度
产 的加 剧 ， 农 民无力 顾 及 污染 控 制 ， 以顾及 农 业 的 长 使 难 期 发展 以及社 会效益 。
２ ２ 农 民环 保意识 不 高 。 ． 普遍 重 视经 济 效 益 轻视 环 境效
益
主体认知情境约束与农户参与农业面源污染治理意愿
主体认知情境约束与农户参与农业面源污染治理意愿随着城乡经济不断发展，农村面源污染已经成为现代农业中的一个严重问题。
为了改善农村生态环境和保护人民健康，农民参与农业面源污染治理已成为一项重要的任务。
然而，农民参与意愿的不足是制约农业面源污染治理的主要因素之一。
本文旨在探讨农户参与农业面源污染治理意愿的主体认知情境约束因素。
一、主体认知因素1、认知内容农民对于农业面源污染的危害认识程度、治理效果预期等因素均影响着他们的参与意愿。
若农民对于农业面源污染的危害并未真正认识，那么他们参与治理的意愿就会减弱。
再者，如果农民不了解治理的方案及其预期效果，那么对其治理意愿也会产生负面影响。
2、认知水平农民的受教育程度和文化水平，也会对其农业面源污染治理意愿产生影响。
通常情况下，文化程度较高的农民更容易理解农业面源污染治理的内容和意义，因此更为愿意参与其中。
3、治理动机农户的参与意愿也与治理动机有关。
如果农民认为直接从农业面源污染治理中获益甚小或不存在，就会对其参与产生抵触情绪。
而如果农民能够从中获得物质上或者精神上的回报，才会更加积极地参与。
二、情境约束因素1、政策支持政府相关政策和扶持措施对于农户的参与意愿有非常重要的影响。
政策的支持可以提高农民的知晓率和参与积极性，提高治理的效果。
2、社会关系社会关系是影响农民意愿的另一个重要因素。
在社会交往关系中，农民会获得一些信息和经验，并确定参与的意愿。
关系越紧密，农民们参与治理的积极性就越大。
3、经济水平农民的经济水平也是影响其参与意愿的因素之一。
如果经济状况较差，那么农民会倾向于将更多的精力和时间放在农业生产上，对于治理的参与会持否定态度。
综合来看，农户参与农业面源污染治理意愿的主体认知情境约束因素十分复杂，因此，治理农业面源污染不仅仅需要加强政策的支持和推广，更需要注重农民教育、提高意识和加强社会交流，使农村居民自觉参与和支持治理工作，形成良好的促进乡村绿色可持续发展的氛围。
农田循环生产技术农户采纳意愿影响因素实证分析
农田循环生产技术农户采纳意愿影响因素实证分析农田循环生产技术是一种能够提高农田产能、保护生态环境的重要技术。
近年来，随着人们对环保和可持续发展意识的提高，越来越多的农户开始关注并采纳农田循环生产技术。
农户采纳意愿的影响因素却是一个复杂的问题。
针对这一问题，本文将进行实证分析，探讨农田循环生产技术农户采纳意愿的影响因素。
一、政策支持农田循环生产技术得到政府的政策支持是农户采纳意愿的重要因素。
政府的支持可以通过资金补贴、技术指导、市场推广等形式来实现。
政策支持能够提高农户采用农田循环生产技术的成本收益比，减轻农户的经济负担，增加农户采纳的意愿。
二、信息渠道农户对于农田循环生产技术的了解程度也是影响农户采纳意愿的重要因素。
农户如果了解到农田循环生产技术能够提高产量、改善土壤、节约资源等好处，就会更愿意采纳这项技术。
信息渠道的畅通对于农户采纳意愿具有重要影响。
三、资源条件农户自身的资源条件也会影响其采纳农田循环生产技术的意愿。
如果农户有足够的土地、水源和劳动力，就更容易采纳这项技术。
相反，如果农户缺乏这些条件，就会对农田循环生产技术产生疑虑，影响采纳意愿。
四、经济收益农户采纳农田循环生产技术的最终目的是为了获得经济收益。
农户对于这项技术的经济效益是影响其采纳意愿的重要因素。
如果农田循环生产技术能够带来明显的经济收益，农户就会更愿意采纳这项技术。
五、风险承受能力农田循环生产技术相对传统的农田经营方式具有一定的风险，需要农户在技术上具备一定的能力。
农户的风险承受能力也会影响其采纳意愿。
如果农户缺乏技术能力或者对于技术风险缺乏信心，就会影响其采纳意愿。
六、社会因素农户所处的社会环境也会影响其采纳农田循环生产技术的意愿。
如果周围的农户都在采纳这项技术，就会对其他农户产生一定的示范效应，从而增加其采纳的意愿。
相反，如果农户所处的社会环境对于这项技术持负面态度，就会影响其采纳意愿。
农田循环生产技术农户采纳意愿的影响因素是多方面的。
棉花种植的环境影响及可持续发展建议
棉花种植的环境影响及可持续发展建议摘要：随着环保的要求不断落实，我国棉花种植得到了快速发展。
如果棉花种植做不好，将会严重地影响到农户的增收。
因此，站在环保的立场上，我们也要注意到在棉花种植船业发展发展中出现的问题，并对其加以改进，从而保证在任何时候，我国的棉花种植业都能与政策的要求相一致。
目前，从环保的观点来看，棉田发展中存在着制度、标准、法律等方面的问题，这些问题亟待解决。
本文以生态环保为切入点，通过对棉田生态建设现状的研究，对棉田生态建设和可持续发展提出了若干对策和建议。
关键字：棉花种植；环境影响；可持续发展前言：棉花种植问题是目前国家所面对的重大课题，只有采取行之有效的措施，才能使棉花种植业的发展带动上下游产业的发展。
目前，我国棉花种植现状，还不能完全适应社会生产力的发展，还存在着许多缺陷。
另外，缺乏规范的经营模式，在很大程度上阻碍了棉农的发展。
此外，我国有关的法律规定也不健全，这就造成了在遇到问题时很难用法律手段来处理。
国家从生态环保的观点出发，对棉农的发展提出了新的要求，将有利于棉花种植业的可持续发展。
1.棉花种植的环境影响1.1环境技术在棉田栽培上的应用应用“绿色种植”技术是一种新型可持续发展理念，在当前阶段，“绿色种植”技术具有新的内涵，其核心是“绿色种植”。
在以往的种植策略规划中，主要是考虑到了棉花种植的安全性与便利性，所以所设计的种植策略通常都具有较高的种植效率，但是其周边的环境通常有一定的影响。
许多的种植区也因为过度的机械耕作，给周边的环境带来噪音及灰尘的污染，同时也导致人才的大量流失。
棉花栽培是一件十分复杂的工作，其中包括栽培效益、社会效益、生态效益等诸多方面。
因此，构建生态耕作战略对大家都有很大的实际意义，然而，就当前的棉田耕作技术而言，在环境保护上的创新并不充分，并没有起到“1+1>2”的作用。
归根结底，还是在这方面投入的资源不够了。
由于棉田的发展已经有了几十年的历史，所以很难进行革新。
棉花种植的农药使用与环境影响研究
棉花种植的农药使用与环境影响研究棉花是我国重要的经济作物之一，也是世界上最重要的纺织原料。
然而，棉花种植过程中使用的农药对环境和人类健康造成了一定的影响。
本文将对棉花种植中农药的使用及其环境影响进行研究。
一、棉花种植中农药的使用1. 常用农药种类目前，棉花种植中常用的农药主要包括杀虫剂、杀菌剂和除草剂。
其中，杀虫剂主要用于防治棉铃虫、蚜虫等害虫；杀菌剂主要用于防治棉花病毒病、霜霉病等病害；除草剂主要用于控制杂草的生长，提高棉花产量。
2. 农药使用量根据相关数据统计，我国棉花种植中农药使用量较大。
其中，农药使用量最大的是杀虫剂，其次是杀菌剂和除草剂。
在杀虫剂中，氢氧化钙、氯氰菊酯等广谱杀虫剂使用较多；在杀菌剂中，百菌清、甲基硫菌灵等广谱杀菌剂使用较多；在除草剂中，草甘膦、丙草胺等广谱除草剂使用较多。
3. 农药使用方法棉花种植中常用的农药使用方法主要有喷洒、灌溉、涂抹等。
其中，喷洒是最常见的使用方法，可以通过喷雾器等工具将农药均匀地喷洒到棉花上方或周围的土壤中。
灌溉是将农药溶解在水中，通过灌溉系统将其均匀地灌入土壤中。
涂抹则是将农药直接涂抹在棉花或其周围的土壤上。
二、农药使用对环境的影响1. 土壤污染棉花种植中农药的使用会导致土壤污染，使土壤中的有机质和微生物数量减少，影响土壤生态系统的平衡。
特别是广谱杀虫剂和除草剂，它们会对土壤中的微生物、植物和动物产生毒性作用，导致生态系统受损。
2. 水体污染棉花种植中农药的使用会使农药残留物进入水体中，导致水体污染。
这些农药残留物会破坏水生生物群落的平衡，影响水生态系统的健康。
3. 生态平衡受损棉花种植中农药的使用会对生态平衡产生负面影响。
由于农药的毒性作用，会导致许多有益昆虫和动物死亡或数量减少，从而影响整个生态系统的平衡。
三、减少农药对环境的影响的方法1. 合理施用农药合理施用农药是减少农药对环境影响的关键。
在施用农药时，应根据不同害虫和病害的发生情况、气象条件等因素进行科学合理的选择和使用。
农业面源污染因素分析及治理措施探讨
环境气象Hu a n jin g q ixia n g 农业面源污染产生于农业生产过程中，它是指某些未经合理处置的污染物对农业种植区域土壤、水体、空气以及农产品造成各种污染，而且农业面源污染因素类型众多，具有极强的不确定性和随机性，可能以任何途径发生于任何位置，发生范围及防治难度都相对较大。
本文主要以云南省怒江州土壤肥料工作站为背景，分析了当地农业面源污染的具体因素类型，并探讨相应治理措施。
农业面源污染主要来自于农村农作物在生产过程中所产生的各种废弃物，它侧面折射了农业生产过程中的某些不合理情况，例如大量农药、化肥的流失，残留于农田中的禽畜粪便与农用薄膜处理不当。
总而言之，不科学的农业种养方法容易导致农业面源污染大量产生。
1云南省农业面源污染发生概况1.1化肥及农药面源污染由于云南省大部分土地面积分布于山区，所以省内的坡耕地面积占到48.5%左右，这导致大面积的坡耕地容易发生地表径流问题，进而导致农用化肥与农药的大量流失。
根据2018年云南省省内的农业污染源普查报告数据显示，全省农业污染源排放到环境中的COD 占到全省农业面源污染总排放量的11.38%，约达到18.2万t 。
就以云南省怒江州为例，当地的农田施用化肥利用率相对偏低，平均总损失率高达70%，化肥利用率的持续走低代表当地化肥流失率的持续走高，其所造成的环境污染相当严重。
另一方面，怒江州农业在农药施用比例环节也存在严重失调的情况。
考虑到怒江州大部分土壤呈现出明显的偏酸特性，所以过多的农药施用已经导致部分土壤出现盐化、酸化、农田径流流失大量氮、磷等等现象问题。
而由此所导致的州内农田地下水与饮用水硝酸盐含量超标问题也极为严重，它直接导致了当地水体的富营养化。
根据怒江州土壤肥料工作站的相关数据统计，当地针对农田土壤的农药喷施量中大约有40%~50%左右会直接降落并残存于土壤中，其中还有10%~30%会漂浮于大气中，再通过自然降水返回到陆地并渗入土壤。
棉农绿色种植意愿及影响因素研究
面积 ( Ｘ４) 、 年总收入 ( Ｘ５) 、 是否参加过有关绿色
本数据进行拟合ꎬ 还可以更好地解释棉农是否愿意进
行绿色种植方式ꎮ
根据表 ２ 分析结果ꎬ 对棉农是否愿意绿色种植的
种植的相关培训 ( Ｘ６) 、 绿色生产技术信息取得途径
作者简介: 何新宇 (１９９９－) ꎬ 女ꎬ 硕士在读ꎮ 研究方向: 农村与区域发展ꎻ 通讯作者阿依吐尔逊沙木西ꎬ 女ꎬ 博士ꎬ 副教授ꎮ 研究方
向: 土地资源管理ꎮ
※农业经济 农业与技术 ２０２４ꎬ Ｖｏｌ ４４ꎬ Ｎｏ ０７ １７ ５
优惠政策的需求更为强烈ꎬ 农户是否愿意绿色种植与
政府补贴或优惠政策呈正比关系ꎬ 政府对绿色种植补
２ ２ 模型结果估计与分析
贴越多ꎬ 农户越愿意采取绿色种植方式ꎮ 政府是否帮
的样本导入 ＳＰＰＳ ２２ ０ 软件进行 Ｌｏｇｉｓｔｉｃｓ 二元回归实
号为负ꎬ 说明政府越宣传推广绿色品牌ꎬ 农户便对绿
政府是否帮助农户宣传绿色农产品推广其绿色品牌、
是否对绿色农产品质量安全进行监管ꎻ 技 术 支 持 情
况ꎬ 分别为采取了哪些绿色农业种植技术、 绿色种植
技术信息取得途径是否方便、 是否参加过绿色种植的
技术培训ꎻ 农户绿色生产的意愿情况ꎬ 分别为是否愿
意采取绿色种植的生产模式、 村干部 ( 邻居) 的意见
是否会影响农户绿色种植的行为决策、 政府政策是否
会影响农户绿色种植的行为决策ꎮ
将农户的基本特征ꎬ 棉花种植的基本情况ꎬ 政府支
持情况ꎬ 技术支持情况ꎬ 农户绿色生产的意愿情况ꎬ 共
１６ 个可能影响棉农绿色种植的因素作为原始变量ꎮ
粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析
第48卷第8期西南师范大学学报(自然科学版)2023年8月V o l.48N o.8 J o u r n a l o f S o u t h w e s t C h i n aN o r m a lU n i v e r s i t y(N a t u r a l S c i e n c eE d i t i o n)A u g.2023D O I:10.13718/j.c n k i.x s x b.2023.08.008粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析①胡晨成郑州航空工业管理学院马克思主义学院,郑州450046摘要:农户参与人居环境整治的意愿是农村人居环境持续改善的关键动力.文章从农户心理因素视角出发,利用粮食主产区河南省舞钢市农村367户调查数据,运用结构方程模型(S E M)实证分析了农户心理因素对农村人居环境整治参与意愿的影响,检验了价值感知的中介效应和社会信任的调节效应.心理因素的生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度对农户参与农村人居环境整治意愿的影响均有统计学意义;价值感知在心理因素与农户参与意愿上有中介效应;社会信任在心理因素与农户参与意愿上有调节效应.地方政府应采取提升农户心理因素㊁增强农户环境价值感知㊁促进农户社会信任等方面措施,激发农户参与农村人居环境整治意愿.关键词:农村人居环境整治;心理因素;农户参与愿意;粮食主产区;河南省舞钢市中图分类号:F328;B849文献标志码:A文章编号:10005471(2023)08006308A n a l y s i s o n t h eP s y c h o l o g i c a lD r i v i n g F a c t o r s o f t h eF a r m e r s W i l l i n g n e s s t oP a r t i c i p a t e i n t h e I m p r o v e m e n to fR u r a l L i v i n g E n v i r o n m e n t i n M a i nG r a i nP r o d u c i n g A r e aHU C h e n c h e n gS c h o o l o fM a r x i s m,Z h e n g z h o uU n i v e r s i t y o f A e r o n a u t i c s,Z h e n g z h o u450046,C h i n aA b s t r a c t:T h ew i l l i n g n e s so f f a r m e r s t o p a r t i c i p a t e i nt h e i m p r o v e m e n to fh u m a ns e t t l e m e n t s i s t h ek e y d r i v i n g f o r c e f o r t h e s u s t a i n a b l e i m p r o v e m e n t o f r u r a l h u m a n s e t t l e m e n t s.F r o mt h e p e r s p e c t i v e o f f a r m e r s p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s,u s i n g t h e s u r v e y d a t a o f367r u r a l h o u s e h o l d s i n W u g a n g C i t y,H e n a nP r o v i n c e,t h e m a i n g r a i n p r o d u c i n g a r e a,t h e p a p e r e m p i r i c a l l y a n a l y z e s t h e i m p a c t o f f a r m e r s p s y c h o l o g i c a l f a c t o r so n t h e i rw i l l i n g n e s st o p a r t i c i p a t ei nr u r a l r e s i d e n t i a le n v i r o n m e n tr e n o v a t i o nb y u s i n g s t r u c t u r a le q u a t i o n m o d e l(S E M),a n dt e s t st h e i n t e r m e d i a r y e f f e c to fv a l u e p e r c e p t i o na n dt h er e g u l a t o r y e f f e c to fs o c i a l t r u s t.T h ee c o l o g i c a l c o g n i t i o n,e n v i r o n m e n t a l r e s p o n s i b i l i t y,s e l f-e f f i c a c y a n de n v i r o n m e n t a l a t t i t u d eo f p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s h a v e a s i g n i f i c a n t p o s i t i v e i m p a c t o n t h ew i l l i n g n e s s o f f a r m e r s t o p a r t i c i p a t e i n r u r a l r e s i d e n t i a l e n v i r o n m e n t r e n o v a t i o n;V a l u e p e r c e p t i o nh a s i n t e r m e d i a r y e f f e c t b e t w e e n p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s a n d f a r m e r s p a r t i c i p a t i o n i n t e n t i o n;S o c i a l t r u s t h a s am o d e r a t i n g e f f e c t b e t w e e n p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s a n d①收稿日期:20230327基金项目:国家社会科学基金项目(21X D J001).作者简介:胡晨成,博士,讲师,主义从事农村基层治理的研究.46西南师范大学学报(自然科学版)h t t p://x b b j b.s w u.e d u.c n第48卷f a r m e r s p a r t i c i p a t i o n i n t e n t i o n.L o c a l g o v e r n m e n t s h o u l d t a k em e a s u r e s t o e n h a n c e f a r m e r s p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s,e n h a n c e f a r m e r s p e r c e p t i o no f e n v i r o n m e n t a l v a l u e,a n d p r o m o t e f a r m e r s s o c i a l t r u s t,s oa s t o s t i m u l a t e f a r m e r s w i l l i n g n e s s t o p a r t i c i p a t e i n r u r a l r e s i d e n t i a l e n v i r o n m e n t r e n o v a t i o n.K e y w o r d s:i m p r o v e m e n t o f r u r a l l i v i n g e n v i r o n m e n t;p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s;f a r m e r s w i l l i n g n e s s t o p a r t i c-i p a t e;m a i n g r a i n p r o d u c i n g a r e a;W u g a n g C i t y o fH e n a nP r o v i n c e人居环境是人们利用自然㊁改造自然以满足生存需要的场所[1].加强农村人居环境建设,实现乡村生态振兴是乡村振兴战略的目标之一.党的二十大报告提出: 提升环境基础设施建设水平,推进城乡人居环境整治. 农户是农村人居环境整治的主要参与者和受益者.河南作为农业大省, 三农 问题是最大 省情 .因此,探讨河南省农户农村人居环境整治参与意愿(以下简称参与意愿)对改善和提升农村人居环境整治成效㊁破解 三农 问题具有重要意义.纵观现有文献,学者们围绕农村人居环境整治取得了丰富的研究成果.首先,在保障农村人居环境整治活动开展方面,文献[2]认为法律法规等正式制度的建立是农村人居环境整治顺利开展的重要保障;文献[3]认为制定科学的规划㊁广泛筹措资金可以促进农村人居环境整治的开展.其次,在实证研究区域选择方面,文献[4]以南疆为实证区域分析了农村人居环境整治的成效与不足;文献[5]以重庆市巴南区为例探讨了农村人居环境整治的绩效.再次,在农户参与意愿方面,文献[6]认为主观规范㊁行为态度与知觉控制行为对农户参与意愿有重要影响;文献[7]认为户主的村干部经历㊁外出务工经历以及制度等因素对参与意愿影响较大.综上所述,现有研究成果对本文具有重要借鉴意义,但仍有可拓展之处.一是缺乏从微观农户心理层面研究参与意愿;二是农村人居环境整治是具有正外部性的公共事务,不同参与者之间存在利益博弈,如果忽视社会信任因素,可能会使农户参与意愿研究结果出现偏差;三是现有相关实证研究多集中在西部地区,河南作为农业大省,农村人口多,农村人居环境整治任务重,但农户参与意愿的相关研究较少.基于此,在已有文献基础上,本文采用河南省舞钢市农户调研数据,以微观农户心理因素为切入点,从生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度4个方面出发,探究心理因素对农户参与意愿的直接影响及通过价值感知对农户参与意愿的间接影响,并对社会信任在心理因素与农户参与意愿关系中的调节效应进行检验,剖析农户参与意愿的影响机制,以期为河南省制定农村人居环境整治政策,提升农村人居环境整治成效提供参考.1理论分析与研究假设1.1农户参与意愿的心理驱动因素分析目标行为理论将个体的心理系统视为一种复杂的自组织系统,心理目标作为该系统的动力性变量,支配着心理系统的自组织过程,推动个体对自身多重心理因素进行自组织重构,形成新的有序的心理结构,进而影响个体的行为决策选择[8].本文基于目标行为理论,将农户心理因素划分为生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度4个方面,探究其对参与意愿的影响.生态认知是农户在村庄生态环境变化的基础上形成的人为活动对人居环境影响的心理认知[9].生态认知的提升有利于农户认识到不合理的生产㊁生活行为给村庄人居环境带来的负面影响,激发其参与农村人居环境整治的积极性,提高参与意愿.环境责任感是个体在认可环境带来利益的基础上采取积极的措施改善环境问题的责任意识[10].环境责任感的提升可以激发农户主动采取行动解决环境问题,提高参与意愿.自我效能感是个体在参与某项活动前,就自身能力能否达成活动目标的一种评估认知[11].自我效能感的提升可以增强农户参与人居环境整治的自信心,提高参与意愿.环境态度是个体实施某项环境行为时的一种自我评价,是参与意愿的一种倾向性表达[12].农户对农村人居环境整治的积极态度可以提高参与意愿.基于以上分析,提出假设:H11:农户生态认知对参与意愿的影响有统计学意义;H12:农户环境责任感对参与意愿的影响有统计学意义;H13:农户自我效能感对参与意愿的影响有统计学意义;H 14:农户环境态度对参与意愿的影响显著相关.1.2 价值感知的中介效应价值感知是个体在现有掌握的知识体系基础上,为满足自身需要而对付出与收益间的衡量[13],体现了个体对环境的主观感知和效用评价.感知作为重要的前因变量,在解释个体行为意愿方面发挥着重要作用[14].农村人居环境整治的外部性决定了农户在参与过程中保留着追求经济利益的理性经济人本质.因此,提升环境价值感知,有助于农户认识到改善环境就是发展生产力㊁好环境带来宜居宜业等长期效益,强化心理因素对农户参与意愿的影响.基于以上分析,提出假设:H 21:农户价值感知在生态认知与参与意愿之间起中介作用;H 22:农户价值感知在环境责任感与参与意愿之间起中介作用;H 23:农户价值感知在自我效能感与参与意愿之间起中介作用;H 24:农户价值感知在环境态度与参与意愿之间起中介作用.1.3 社会信任的调节效应社会信任是社会文化规范和社会制度的产物[15],是成员社会心态的重要内容,是一种普遍信任,有利于增强彼此之间的互动交流,在一定程度上会影响个体决策[16].文献[17]的人际信任调节效应模型表明信任会调节其他因素对结果变量的影响.农村人居环境整治具有明显外部性,参与主体存在利益博弈,致使利益相关者之间存在相互猜疑,这种猜疑可能会干扰心理因素对决策行为的影响.当农户社会信任度较高时,有利于就人居环境重要性形成共识,提高农户心理因素认知,提高参与意愿.基于以上分析,提出假设:H 31:农户社会信任在生态认知与参与意愿之间起调节作用;H 32:农户社会信任在环境责任感与参与意愿之间起调节作用;H 33:农户社会信任在自我效能感与参与意愿之间起调节作用;H 34:农户社会信任在环境态度与参与意愿之间起调节作用.基于以上理论分析,构建农户心理因素与参与意愿理论分析框架图(图1).图1 理论分析框架2 数据来源与研究方法2.1 数据来源本文数据来自于课题组2022年1-3月对河南省舞钢市农户的实地抽样.2021年12月,河南省印发‘关于开展农村人居环境集中整治行动的通知“,舞钢市推行以治理 六乱 (乱堆乱放㊁乱倒乱扔㊁乱搭乱建)㊁开展 六清 (清垃圾㊁清污水㊁清塘沟㊁清违建㊁清杂物㊁清残垣断壁)为重点的农村人居环境整治,取得了一定的成效,却仍然存在群众的参与意愿不强㊁积极性不高的情形.舞钢市是地形有平原㊁山地㊁岗56第8期 胡晨成:粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析地㊁丘陵等多种类型的新兴农业县市,在河南省具有典型代表性.调查以分层抽样与随机抽样㊁地形地貌与经济发展水平相结合的原则,选取尚店镇㊁尹集镇㊁庙街乡㊁八台镇㊁枣林镇共计5个乡镇,每个乡镇随机抽取8个村,每村随机抽取10户,共发放问卷400份,回收400份,回收率100%;有效问卷367份,有效率91.75%.从调查农户的基本特征看,女性198人,占比53.95%,男性169人,占比46.05%;年龄40岁以上有315人,占比85.83%,40岁以下(含40岁)52人,占比14.17%,村庄青壮年男性多外出务工,女性留守在家照顾老人孩子.有村干部或党员共计109人,占比29.70%,非村干部或党员是258人,占比70.30%;初中及以下文化程度有304人,占比82.83%,初中以上文化程度有63人,占比17.17%,整体文化程度不高.目前仍然务农的有319人,占比86.92%;将土地流转出去,不在务农的有48人,占比13.08%.因此样本农户特征符合当地实际情况,调研对象具有代表性.2.2变量设置为保证变量测量结果的准确性,文中以潜变量形式对生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度㊁价值感知㊁社会信任㊁参与意愿进行测量.其中,生态认知参见文献[9],从环境污染感知㊁环境保护意识㊁环境治理意义维度进行测量;环境责任感参见文献[10],从责任意识㊁行为感知㊁行为担当维度进行测量;自我效能感参见文献[10],从活动难易程度㊁参与机会㊁参与能力维度进行测量;环境态度参见文献[18],从参与积极性㊁活动支持㊁活动重要性维度进行测量;价值感知参见文献[13],从经济价值㊁生态价值㊁健康价值维度进行测量;社会信任参见文献[16],从村干部信任㊁邻居信任㊁环境政策信任维度进行测量;参与意愿参见文献[7],从计划参与㊁准备参与㊁愿意参与维度进行测量.本文采用L i k e r t五级量表形式测量问题项(表1).表1变量名称㊁定义㊁赋值潜变量观测变量赋值生态认知(E C)环境责任感(E R)自我效能感(S S E)环境态度(E A)价值感知(V P)社会信任(S T)参与意愿(W P)您了解当前村上环境问题的严重性(E C1)您了解如何在生产生活中保护人居环境(E C2)您了解人居环境整治对村子发展的重要性(E C3)保护人居环境是政府的事,与您无关(E R1)您的行为会对人居环境产生影响(E R2)您会因为没有参与人居环境保护感到惭愧(E R3)人居环境整治对您来说容易(S S E1)您有机会参与人居环境整治(S S E2)您有能力参与人居环境整治(S S E3)您参与人居环境整治的积极性高(E A1)您支持人居环境整治(E A2)您认为开展人居环境整治很有必要(E A3)您认为人居环境整治有利于村子经济发展(V P1)您认为人居环境整治有利于环境改善(V P2)您认为人居环境整治可以减少新冠病毒等疾病传播(V P3)您信任村干部(S T1)您信任邻居(S T2)您信任环保政策(S T3)您计划参与人居环境整治(W P1)您准备参与人居环境整治(W P2)您愿意参与人居环境整治(W P3)完全不同意 等于1,不同意 等于2,一般同意 等于3,同意 等于4,完全同意 等于52.3研究方法结构方程模型(S t r u c t u r a l E q u a t i o nM o d e l,S E M)可针对多个因变量做分析,同时处理观测变量㊁潜在变量㊁干扰变量或误差变量,为研究难以直接测量的变量间关系提供了科学的分析工具.农户参与意愿相66西南师范大学学报(自然科学版)h t t p://x b b j b.s w u.e d u.c n第48卷关变量均属于模糊性概念,需要一些具体指标来间接反映,结构方程模型很好地契合了研究的需要.因此选用S E M 对相关因素进行分析.其表达式由3个矩阵方程构成[10,13]:η=Βη+Γξ+ζ(1)X =Λχξ+δ(2)Y =ΛY η+ε(3)(1)式为结构方程模型,η,ξ分别代表内生㊁外生潜变量对应的系数矩阵,ζ代表残差项构成的向量;(2)式和(3)式为测量模型,Λχ,ΛY 分别代表外生潜变量㊁内生潜变量的因子载荷矩阵,δ,ε为残差项.3 实证结果与分析3.1 数据检验3.1.1 信度和效度检验在S E M 模型应用前,为保障问卷数据的有效性和可靠性,使用S P S S 25.0对量表进行信度与效度检验(表2).信度检验中,每个潜变量C r o n b a c h s α值在0.708~0.876间,均大于阈值0.7;K M O 值在0.769~0.900间,均大于阈值0.5;P 值均小于0.005.表明数据具有较好的信度和效度.表2 效度、信度检验潜变量测量题项信度检验C r o n b a c h s α效度检验KMOp生态认知(E C )E C 1,E C 2,E C 30.7240.8320.000环境责任感(E R )E R 1,E R 2,E R 30.7940.9000.000环境态度(E A )E A 1,E A 2,E A 30.8620.8150.000自我效能感(S S E )S S E 1,S S E 2,S S E 30.7740.7690.000价值感知(V P )V P 1,V P 2,V P 30.8760.8030.000社会信任(S T )S T 1,S T 2,S T 30.7080.8470.000参与意愿(W P )W P 1,W P 2,W P 30.7860.7950.0003.1.2 模型适配度检验依据理论假设,运用AMO S 25.0软件引入农户心理因素与参与意愿构建结构方程模型Ⅰ,验证生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度对农户参与意愿的直接影响;将价值感知引入模型Ⅰ,构建结构方程模型Ⅱ,分析价值感知在农户心理因素与参与意愿间的中介效应.对模型Ⅰ与模型Ⅱ的适配度进行检验(表3),模型Ⅰ与模型Ⅱ的I F I 和G F I 等指标均符合检验标准,并且引入价值感知的模型Ⅱ适配度检验指标优于模型Ⅰ,说明结构模型适配度良好,能够进行模型检验.表3 模型适配度检验检验指标C M I NG F IA G F IN F IC F I R M E S A标准<3.000>0.900>0.900>0.900>0.900<0.080结构方程模型Ⅰ2.4420.9190.9040.9210.9500.065结构方程模型Ⅱ2.5420.9380.9320.9330.9590.062拟合结果理想理想理想理想理想理想3.2 模型假说检验与分析3.2.1 农户心理因素对农村人居环境整治参与意愿的直接影响由模型Ⅰ标准化路径系数(表4)可知,生态认知对农户参与意愿影响的路径系数为0.751,在p <0.05水平有统计学意义,H 11得到验证.表明农户人居环境的生态认知越高,对人居环境重要性㊁污染状况认知越深刻,参与意愿越高;环境责任感对农户参与意愿影响的路径系数为0.519,在p <0.05水平有统计学意义,H 12得到验证.表明农户环境责任感越强,对村里环境保护㊁修复的责任心越强,参与意愿越高;自我效能感对农户参与意愿影响的路径系数为0.454,在p <0.01水平极有统计学意义,H 13得到验证.表明农户人居环境整治的自我效能感越高,参与的机会就越多,能力就越强,参与意愿越强;环境态度对农户参与意愿影响的路径系数为0.802,在p <0.1水平有统计学意义,H 14得到验证.表明农户的人居环76第8期 胡晨成:粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析境整治态度越积极,便越认可开展人居环境整治有必要,越支持此项活动,参与意愿越高.表4结构方程模型估计结果影响路径结构方程模型Ⅰ路径系数P检验结果结构方程模型Ⅱ路径系数P检验结果生态认知ң参与意愿0.751**0.016成立0.497**0.037成立环境责任感ң参与意愿0.519**0.037成立0.435**0.012成立自我效能感ң参与意愿0.454***0.000成立0.362***0.000成立环境态度ң参与意愿0.802*0.056成立0.698*0.061成立生态认知ң价值感知0.795***0.002成立环境责任感ң价值感知0.464*0.064成立自我效能感ң价值感知0.411***0.008成立环境态度ң价值感知0.301**0.016成立价值感知ң参与意愿0.486***0.005成立注:**表示在p<0.05水平有统计学意义,***表示在p<0.01水平极有统计学意义.3.2.2价值感知的中介效应由模型Ⅱ标准化路径系数(表4)可知,引入价值感知后,心理因素对农户参与意愿的影响的检验结果与模型Ⅰ基本一致,再次验证了H11,H12,H13,H14成立.并且,生态认知对价值感知影响的路径系数为0.795,在p<0.01水平极有统计学意义;环境责任感对价值感知影响的路径系数为0.464,在p<0.1水平有统计学意义;自我效能感对价值感知影响的路径系数为0.411,在p<0.01水平极有统计学意义;环境态度对价值感知影响的路径系数为0.301,在p<0.05水平有统计学意义;价值感知对农户参与意愿影响的路径系数为0.486,在p<0.01水平极有统计学意义.因此,可进一步对价值感知的中介作用进行检验.本文采用B o o t s t r a p方法[19]检验价值感知在心理因素与农户参与意愿间的中介效应,通过95%的置信区间内是否包含 0 值对中介效应进行判断(表5).价值感知在生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度影响农户参与意愿中的中介效应的标准化系数分别为0.036,0.228,0.210,0.118,置信区间均不包含 0 ,表明价值感知的中介效应存在,H21,H22,H23,H24均得到验证,证明价值感知在提高农户参与意愿中具有中枢作用.表5价值感知的中介效应检验效应类型路径关系影响估计值影响区间间接效应生态认知ң价值感知ң参与意愿0.306[0.510,1.750]环境责任感ң价值感知ң参与意愿0.228[0.063,0.251]自我效能感ң价值感知ң参与意愿0.210[0.059,1.460]环境态度ң价值感知ң参与意愿0.118[0.158,1.109]3.2.3社会信任的调节效应本文采用分层回归法检验社会信任的调节作用.首先对连续变量社会信任进行中心化处理,减少多重共线性.将农户参与意愿作为因变量,逐步在回归方程中引入控制变量(模型1)㊁自变量和调节变量(模型2)㊁自变量与调节变量的交互项(模型3),依据自变量与调节变量的交互项系数的显著相关性判断调节变量是否具有调节作用.分别将心理因素的4个方面作为自变量,社会信任作为调节变量,依次进行分层回归分析(表6).生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感㊁环境态度与社会信任的交互项系数均显著相关.分析证实社会信任在心理因素对农户参与意愿的影响过程中发挥调节作用,假设H31,H32,H33,H34得到验证.为了更直观地体现社会信任的调节效应,参考文献[20]的研究建议,以社会信任的均值加减一个标准差用以绘制交互效应图(图2).从图中2可以看出,当农户社会信任水平较高时,心理因素对农户参与意愿的影响较强,当农户社会信任水平较低时,心理因素对农户参与意愿的影响相对较弱,进一步支持了假设H31,H32,H33,H34.86西南师范大学学报(自然科学版)h t t p://x b b j b.s w u.e d u.c n第48卷图2 社会信任的调节效应图表6 社会信任调节效应检验结果变量生态认知模型1模型2模型3环境责任感模型1模型2模型3自我效能感模型1模型2模型3环境态度模型1模型2模型3性别0.112**0.097**0.097**0.112**0.067 0.066 0.112**0.063 0.062 0.112**0.063 0.062 年龄0.033-0.0310.3120.0330.0250.0160.0330.0580.0550.0300.0230.034教育程度0.179***0.187***0.186***0.179***0.182***0.181***0.179***0.173***0.169***0.179***0.154***0.154***生态认知0.403***0.301***环境责任感0.492***0.389***自我效能感0.493***0.401***环境态度 0.556***0.540***社会信任0.394***0.294***0.263***0.162***0.245***0.229***0.233***0.139***生态认知ˑ社会信任0.116**环境责任感ˑ社会信任0.127**自我效能感ˑ社会信任0.185**环境态度ˑ社会信任0.140**R 20.0540.3120.5100.0540.3790.4780.0540.4000.4050.0540.4120.544ΔR 20.2680.2000.0330.0210.3540.3070.3670.301F6.848***11.149***14.128***6.848***9.187***13.427***6.848***11.965***17.331**6.848***14.159***16.827*** 注:**表示在p <0.05水平有统计学意义,***表示在p <0.01水平极有统计学意义.4 结论与讨论4.1 结论本文聚焦粮食主产区河南省农村人居环境整治问题,构建了 心理因素 农户参与意愿 理论分析框架,基于舞钢市实地调研数据并运用结构方程模型,分析了心理因素对农户参与意愿的影响;在此基础上,采用B o o t s t r a p 法进一步验证了价值感知在心理因素与农户参与意愿之间的中介效应;同时,对社会信任在心理因素影响农户参与意愿关系中的调节作用进行了检验.主要结论如下:1)从农户参与意愿的直接影响路径结果看,心理因素的4个方面对农户参与意愿的影响均有统计学意96第8期 胡晨成:粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析07西南师范大学学报(自然科学版)h t t p://x b b j b.s w u.e d u.c n第48卷义,影响路径由大到小依次为环境态度㊁生态认知㊁环境责任感㊁自我效能感.因此,提高农户心理因素认知,可以提高参与意愿.2)从农户参与意愿的间接影响路径结果看,价值感知在心理因素的4个方面与农户参与意愿关系中均存在中介效应,且其影响呈显著相关性.因此,提升农户对农村人居环境的价值感知是提高参与意愿的核心路径.3)从社会信任调节效应看,社会信任对心理因素的4个方面与农户参与意愿关系的调节效应的影响有统计学意义.因此,提升农户社会信任水平可以提高参与意愿.4.2讨论本研究揭示了心理因素对粮食主产区河南省舞钢市农户参与农村人居环境整治意愿的影响机制,进一步分析了心理因素对参与意愿路径的影响,认为心理因素4个方面对参与意愿的影响存在差异.然而,参与意愿既受心理因素影响较大,亦受国家政策㊁乡村规划㊁农村产业发展等因素影响,未来深入研究农户人居环境整治参与意愿的影响机制与路径,为促进粮食主产区乡村振兴提供参考.参考文献:[1]吴良镛.人居环境科学导论[M].北京:中国建筑工业出版社,2006:38-39.[2]刘鹏,崔彩贤.新时代农村人居环境治理法治保障研究[J].西北农林科技大学学报(社会科学版),2020,20(5):102-109.[3]于法稳,侯效敏,郝信波.新时代农村人居环境整治的现状与对策[J].郑州大学学报(哲学社会科学版),2018,51(3):64-68.[4]王富忠,胡燕.乡村振兴战略背景下南疆地区农村人居环境整治研究[J].农业经济,2021(11):43-45.[5]鄂施璇.韧性视角下农村人居环境整治绩效评估[J].资源开发与市场,2021,37(9):1053-1058.[6]赵新民,姜蔚,程文明.基于计划行为理论的农村居民参与人居环境治理意愿研究:以新疆为例[J].生态与农村环境学报,2021,37(4):439-447.[7]孙前路.西藏农户参与农村人居环境整治意愿的影响因素研究[J].生态与农村环境学报,2019,35(8):976-985.[8]韩晴,黄速建,肖宇佳,等. 硬创业 还是 软创业 ? 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棉农参与农业面源污染治理意愿的影响因素分析摘要：棉农是农业面源污染的主体，是农村生态环境的直接影响者，棉农参与意愿是解决农业面源污染问题的关键所在。
以新疆玛纳斯县为研究区域，基于154户棉农调查资料，采用Pearson相关性分析和二元Logistic回归模型定量分析了影响棉农参与面源污染治理意愿的因素。
研究结果表明，棉农参与意愿受到诸多因素的共同作用和影响，其中年龄、文化程度、家庭人口数、棉花种植面积、环境关注度、支付意愿和培训认同感等对棉农影响较显著。
得到农业面源污染治理启示：注重提高棉农的教育水平；努力研发新型环境友好型农资；加强宣传力度以强化棉农对面源污染治理的认知。
关键词：面源污染治理；参与意愿；影响因素中图分类号：X506 文献标识码：A DOI 编码：10.3969/j.issn.1006-6500.2016.02.009Analysis of Influence Factors of Cotton Farmers' Participation Willingness to Agricultural Non-point Source Pollution Control：Taking Manasi County of Xinjiang as an ExampleZHANG Zhiqi，MA Ying，WANG Baoli（School of Management of Xinjiang Agricultural University，Urumqi，Xinjiang 830052，China）Abstract：Cotton farmer has played the main role in agricultural non-point source pollution （ANSP），and has also been directly influenced by rural ecological environment，so it lies crucial importance upon cotton farmers' participation willingness to solve the problem of agricultural non-point source pollution. Taking Manasi county of Xinjiang as a case study，on the basis of the survey data of 154 cotton farmers，this study used Pearson's correlation analysis and binary logistic regression model to analyze factors affecting cotton farmers' participation to non-point source pollution. Findings suggest that，cotton farmers' participation willingness was affected by many factors，of which age，education level，family size，cotton cultivation areas，environmental concern，willingness to pay and training identity are significantly correlated to cotton farmers' participation willingness. Finally，enlightenment for agricultural non-point source pollution control were reveled：lay emphasis on improving cotton farmers' education level；make deep research and development on new environmental agricultural material；enhance dissemination to strengthen cotton farmers' knowledge to non-point source pollution.Key words：surface source pollution；willingness to participate；influencing factors当前我国农业资源短缺，土地开发过度、农业面源污染加重。
国家在2015年中央一号文件中明确提出要“加强农业生态治理”，“加强农业面源污染治理，大力推动农业循环经济发展”，从而把农业面源污染控制提高到战略高度[1-2]。
如何治理面源污染问题，是当今社会必须应对的一个重大挑战。
农业生产行为是农业面源污染形成的主要源头之一，而农户是造成农业面源污染的主体，是农村生态环境的直接影响者。
棉农在农业生产活动中拥有生产资料的投入决策权，所需化肥农药的用量及用法，除去国家政策和技术培训的引导，一切都由棉农根据自己的偏好和经验来决定。
深层次剖析棉农参与农业面源污染治理的意愿，有助于提高棉农对农业面源污染的关注、认识和思考，可以为政府提供理论依据，促进政策改革，推动政府工作[3-8]。
基于此，笔者以微观视角，从棉农角度出发，以玛纳斯县为例对棉花生产面源污染治理棉农参与意愿的影响因素进行研究。
1 研究假设笔者主要利用Logistic模型来探索和分析影响棉农参与农业面源污染治理意愿的因素。
主要通过以下几方面来实证分析：棉农个人特征、家庭特征，棉农对环境的关注度、对农业面源污染治理的认知、态度，以及棉农的支付意愿和农技培训等。
基于此提出以下几点假设。
H1：棉农对环境的关注度与棉农参与农业面源污染治理意愿呈正相关；H2：棉农对农业面源污染的认知与棉农参与农业面源污染治理意愿呈正相关；H3：棉农的支付意愿与棉农参与农业面源污染治理意愿呈正相关；H4：棉农是否参与农技培训与棉农参与农业面源污染治理意愿呈正相关。
2 实证分析2.1 调查区域概况与数据来源新疆独特的气候条件和地理位置为棉花大规模生产创造了基本条件，使其成为中国第一大棉仓，其棉花产量约占全国棉产量的1/3，为国家棉花生产和西北地区的经济发展做出了重要的贡献[9-10]。
玛纳斯县是新疆经济强县、农业大县，拥有丰富的水、土、光、热自然资源，农业产业化程度较高，是“中国优质棉花之乡”，是国家级粮食基地县、全国棉花生产百强县，同时也是面源污染典型区域[11]。
本次调查选择新疆玛纳斯县作为调查地点，采用随机抽样、入户调查的方式，选取昌吉回族自治州玛纳斯县包家店镇保林七队、昌吉回族自治州玛纳斯县包家店镇前哨村、昌吉回族自治州玛纳斯县兰州湾乡夹河子村、昌吉回族自治州玛纳斯县六户地镇鸭洼坑村、昌吉回族自治州玛纳斯县北五会乡沙窝道村、新疆玛纳斯县第六师新湖农场新源社区33连、新疆玛纳斯县第十三师红星二场5连，共7个单位展开入户问卷调查。
本次调查共发放调查问卷154份，有效问卷152份，有效率达到98.7%。
问卷主要内容涉及棉农个人特征、家庭特征，棉农对环境的关注度、对农业面源污染治理的认知、态度，以及棉农对农业面源污染治理的支付意愿和农技培训等。
2.2 研究方法和样本基本情况笔者立足于实证分析，以玛纳斯县为例，通过Pearson 相关性分析和构建Logistic回归模型深入剖析棉农参与面源污染治理意愿的影响因素，以期促进农业面源污染治理。
本次问卷调查中，棉农家庭主要劳动力性别，男性占90.3%，女性占为9.7%；受访棉农的主要劳动力年龄平均44.4岁；棉农普遍文化程度不高，主要劳动力受教育程度多为初中，所占比例为56.9%，仅有3.9%的棉农接受了大专及以上高等教育；家庭总人口数平均为3.7人，家庭劳动力平均为2人，其中从事农业劳动力人数平均为1.8人；家庭耕种面积极大值为50 hm2，极小值为1 hm2，棉花种植面积平均为7.8 hm2。
家庭年平均纯收入为74 479.9元，其中种植业收入平均占家庭总收入的81.1%。
棉农从事农业生产的平均年限为21.1年，有54.5%的棉农认为近些年收入是增加的。
2.3 模型构建与变量选取2.3.1 模型构建笔者选取棉农参与面源污染治理的意愿作为因变量，棉农个人特征、家庭特征、棉农认知等作为自变量。
由于棉农是否愿意参与面源污染治理的反应只有愿意参与和不愿意参与两种，属于典型的二元选择模型。
因此，笔者采用二元Logistic模型对棉农是否愿意参与农业面源污染治理进行回归分析。
Logistic模型的具体形式如下：（1）根据（1）式，得到（2）具体建模如下：（3）式中：pi为棉农愿意参与面源污染治理的概率；xi为第个影响因素；βi为第i个影响因素的回归系数；α为回归截距，e为随机扰动项。
2.3.2 变量选取如表1所示。
2.4 相关性分析表2中所示数据，显示了棉农参与面源污染治理意愿与各影响因素之间的相关性分析。
因表格冗长（表2中仅显示Y和X1～X5相关数据），故以性别、年龄为例，其他变量分析方法相同。
由表2可见，棉农参与意愿与性别相关性不显著，年龄与因变量的相关系数为-0.202，显著性达到0.014，呈负显著相关5%。
棉农参与面源污染治理的意愿与家庭年均纯收入、务农受周围朋友或村民习惯影响的相关性不显著，与文化程度、棉花种植面积、是否相信培训、支付意愿、环境关注度，呈显著相关1%，Pearson值分别为0.492，-0.342，0.236，0.394，0.275；与家庭人口数、是否参加培训、是否凭经验施用、面源污染治理认知、农资价格上升，化肥农药地膜用量、是否会因化肥价格便宜而多使用、是否会因化肥效果好而少使用呈显著相关5%，Pearson值分别为-0.258，0.201，-0.223，0.298，-0.235，0.258，0.271，通过相关性分析确定了13自变量与因变量存在相关关系。
2.5 计量模型的Logistic回归分析在相关性分析结果的基础上，笔者运用SPSS软件对152个样本的截面数据进行了二元Logistic回归处理。
在处理过程中，采用进入法进行回归。
表3中Hosmer和Lemeshow检验的sig.=0.464>0.05，模型系数综合检验sig.=0.000<0.05，说明统计显著，模型拟合效果很好，模型有意义。