保護性耕作的農(nóng)戶響應意愿實證研究

肖建英，譚術魁，程明華

（華中科技大學公共管理學院，湖北武漢430074）

中國耕地數(shù)量不斷減少的同時，耕地退化和污染嚴重。保護性耕作作為保護農(nóng)地可持續(xù)生產(chǎn)能力的耕作技術，通過土壤少免耕、地表微地形改造、地表覆蓋等達到“少裸露”、“少動土”、“少污染”來保護農(nóng)地生態(tài)環(huán)境[1]，對改善耕地質(zhì)量意義重大，已逐步成為中國一項重要而緊迫的發(fā)展任務。

中國于20世紀70年代開始引進保護性耕作，20世紀90年代示范推廣速度加快，進入21世紀各級政府對其更加重視，在相關政策支持下，保護性耕作推行范圍已達北方15個省（市、區(qū)）的501個縣，實施面積超過3000萬畝，但推廣應用面積占全國耕地總面積的比例僅為2.2%，遠低于美國、加拿大、澳大利亞、巴西、阿根廷等國家的40%—70%[2]，總體上仍處于起步階段。保護性耕作的推進需要農(nóng)戶響應，農(nóng)戶的響應意愿受到多種因素影響，在中國保護性耕作實施面積嚴重不足的情況下，對保護性耕作農(nóng)戶響應意愿的影響因素進行研究具有重要的現(xiàn)實意義。

1 研究進展

對農(nóng)戶響應保護性耕作之影響因素的研究，國外已有較為完善的理論體系和豐富的實踐經(jīng)驗。在農(nóng)戶個體特征方面，Wilson對歐盟的研究發(fā)現(xiàn)在當?shù)鼐幼r間越長的農(nóng)戶越傾向于采納保護性耕作[3]。Bewket以埃塞俄比亞為例提出風險偏好會影響農(nóng)戶采納保護性耕作的傾向[4]。Semgalawe和Folmer對坦桑尼亞的調(diào)研得出年齡、婚姻狀況、受教育水平是農(nóng)戶對耕地質(zhì)量下降認知的重要影響因素，受教育水平進一步影響農(nóng)戶對保護性耕作的響應力度[5]。Abreu認為受教育水平對哥斯達黎加農(nóng)戶響應保護性耕作的行為影響不明顯[6]，而Vignola等得出的結論是受教育水平高的農(nóng)戶對不實施保護性耕作將導致耕地產(chǎn)量下降的意識更強，對保護性耕作的響應積極性較高[7。

從經(jīng)濟學角度來看，農(nóng)戶對某種耕作方式的響應通常被假定為基于利潤最大化的考量。Ervin，C.A.和Ervin，D.E.提出種植非經(jīng)濟作物的農(nóng)戶更傾向于大力度投入保護性耕作[8]。Semgalawe和Folmer認為非農(nóng)勞動導致農(nóng)業(yè)勞動力不足，由于不完全依賴農(nóng)業(yè)收入，該類農(nóng)戶對耕地質(zhì)量不太關心[5]。Shively對菲律賓農(nóng)戶的分析得出，在投資成本較低、農(nóng)戶正常消費行為不受限制的情況下，小農(nóng)戶響應保護性耕作的意愿更強[9]。Lambert等發(fā)現(xiàn)，近年來美國對農(nóng)場優(yōu)秀經(jīng)營者的獎勵、農(nóng)戶經(jīng)濟特征均對農(nóng)戶響應保護性耕作產(chǎn)生了積極影響[10]。

傳統(tǒng)預期認為制度因素是影響農(nóng)戶耕作行為的重要變量。Lynch、Traore、D’Emden等研究發(fā)現(xiàn)技術援助工程、與推廣機構聯(lián)系能促進農(nóng)戶對保護性耕作的響應，規(guī)模效應的促進作用不明顯[11-13]。Macary等研究發(fā)現(xiàn)，明確土地產(chǎn)權是促使農(nóng)戶積極響應保護性耕作的有效方法[14]。然而，Bultena和Hoiberg對愛荷華州的研究發(fā)現(xiàn)，土地權屬與響應保護性耕作之間關系不大[15]。Soule等認為之所以出現(xiàn)相矛盾的觀點是因為沒有充分考慮以下兩個維度：一是土地使用權與響應意愿的關系受到成本—收益和成本回收期的影響；二是土地租賃類型的不同影響農(nóng)戶響應意愿[16]。

Rogers和Shoemaker從社會學角度構建的農(nóng)戶響應模型中把農(nóng)業(yè)、非農(nóng)信息的獲取作為影響農(nóng)戶響應意愿的重要因素；在美國，農(nóng)戶可以從公共部門（如美國農(nóng)業(yè)部、美國科學研究委員會）和私人部門（農(nóng)業(yè)企業(yè)、私人承包商人）獲得有關保護性耕作的信息和援助，這對農(nóng)戶響應意愿具有積極影響[5]。Lambert等也發(fā)現(xiàn)美國農(nóng)業(yè)部和美國科學研究委員會向農(nóng)戶提供有關保護性耕作方式的信息和技術援助，農(nóng)戶很容易對比較關心的問題進行咨詢，從而避免了因認識不清導致農(nóng)戶響應態(tài)度不積極的局面[10]。

從保護性耕作自身特性與農(nóng)戶響應的關系來看，Rogers提出了創(chuàng)新擴散理論（IDT），他認為創(chuàng)新是否得到響應的影響因素有兼容性、復雜性、相對優(yōu)勢、可觀察性和可試驗性[17]。Hopkins和Johansson認為對技術和管理水平的要求會影響農(nóng)戶響應行為，需要大量管理時間和技能的保護性耕作方式有可能得到小農(nóng)戶的響應，但需要大量的財力支持[18]。Sattlera和Nagel對德國東北部農(nóng)戶的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟效益并非影響農(nóng)戶響應保護性耕作的最重要因素，風險因素對其影響最大；更好地為后代保護耕地資源、提高農(nóng)民的社會聲譽也是農(nóng)戶優(yōu)先考慮的因素[19]。

相比較而言，國內(nèi)對保護性耕作及農(nóng)戶響應的研究尚少，相關成果一般針對特定耕作方式展開探討。曹光喬和張宗毅分別就秸稈還田、免耕播種兩項保護性耕作技術構建Logit模型對采納影響因素進行了研究[20]。湯秋香等針對不同保護性耕作模式的分析得出，政府示范宣傳與引導、鄰里效應是促進農(nóng)戶采納的主要原因，機具不配套是阻礙因素[21]。馬麗和呂杰從農(nóng)戶認知、家庭特征角度對遼寧西部玉米生產(chǎn)中保護性耕作的應用情況進行了深入調(diào)查[22]。趙旭強等以山西省為調(diào)研地點，重點分析了政府補貼對農(nóng)戶采納保護性耕作的影響[23]。農(nóng)戶響應意愿直接影響保護性耕作的推行，農(nóng)戶對于保護性耕作的態(tài)度或認知如何，有待進一步系統(tǒng)性地檢驗和研究。

2 保護性耕作農(nóng)戶響應意愿影響因素模型構建

2.1 理論模型構架

借鑒上述成果，保護性耕作方式農(nóng)戶響應意愿可視為在特定環(huán)境下，農(nóng)戶（主體）表現(xiàn)出的對保護性耕作方式（客體）進行響應的態(tài)度。農(nóng)戶的決策行為受到主體特征、保護性耕作方式自身特性、環(huán)境因素的綜合影響（圖1）。

2.2 影響因素指標體系

借助頭腦風暴法選取初始指標，設計并發(fā)放預調(diào)查問卷70份。初步訪談及預調(diào)查問卷分析結果提交專家指導小組討論，最終得到保護性耕作農(nóng)戶響應意愿分析指標體系及相關假設（表1）。

3 保護性耕作農(nóng)戶響應意愿實證分析

3.1 樣本分布與數(shù)據(jù)收集

正式調(diào)查問卷主要包括以下內(nèi)容：（1）受試者的基本特性及響應意愿；（2）受試者家庭經(jīng)濟狀況以及戶主對制度、社會因素所涉及變量的理解；（3）受試者對保護性耕作自身特征變量的評價。本文選取河北省為樣本總體進行隨機抽樣調(diào)查。樣本區(qū)屬黃淮海兩茬輪作區(qū)，是中國重要的糧（玉米、小麥）棉產(chǎn)區(qū)。近年來由于連續(xù)種植高產(chǎn)作物，農(nóng)地“重用輕養(yǎng)”現(xiàn)象嚴重，耕地質(zhì)量不斷退化。正式調(diào)查主要以適合黃淮海農(nóng)作需要的保護性耕作方式作為參考，調(diào)研人員于2011年10—12月選取45個村，300戶農(nóng)戶進行調(diào)研，回收有效問卷285份。統(tǒng)計分析顯示，對保護性耕作持積極響應意愿的農(nóng)戶占70.2%，持消極響應意愿的占29.8%。

圖1 保護性耕作方式農(nóng)戶響應影響因素關系圖Fig.1 Frame of factors affecting farmers intentions of adopting conservation measures

表1 保護性耕作方式農(nóng)戶響應意愿影響因素及假設Tab.1 Factors and hypothesizes of factors affecting farmers’attitudes of adopting conservation measures

3.2 影響因素實證分析

農(nóng)戶對保護性耕作方式有積極響應和消極響應兩種選擇，即因變量為二元選擇變量，選擇二元離散回歸方式構建Logit模型。運用SPSS 17.0進行二元Logistic回歸分析，對各因素的影響顯著性進行檢驗。根據(jù)表1對不同因素的假設，將農(nóng)戶意愿函數(shù)表達如下：

式1中，Yi表示農(nóng)戶i的響應意愿，取值1表示積極響應，取值0表示消極響應；Xj表示第j個影響因素；εi是隨機擾動項。Logit回歸模型形式為：

式2中，Pi表示農(nóng)戶i的積極響應概率，α為回歸截距，βj為影響因素回歸系數(shù)，Xij表示農(nóng)戶i的第j個影響因素，μ為隨機擾動項。

采用向后逐步回歸法進行分析（表2），結果顯示適配度檢驗的卡方值為73.708（p<0.01），即9個自變量的回歸系數(shù)均達到顯著；-2Log Likelihood、Cox-Snell R2、Nagelkerke R2值分別為273.448、0.228、0.324，表示該 9個自變量均與因變量相關；Hosmer-Lemeshow值為10.856（p=0.210>0.05），未達到顯著性水平，即整體回歸模型的適配度良好，自變量可以有效預測因變量。自變量中，年齡、農(nóng)業(yè)收入比例、農(nóng)業(yè)勞力、耕地權屬感知4個變量在1%水平上達到顯著，性別、信息渠道、地塊數(shù)量三個變量在5%水平上達到顯著，教育水平、風險偏好、經(jīng)濟作物三個變量在10%水平上達到顯著。地塊數(shù)量、耕地權屬感知對因變量產(chǎn)生消極影響，年齡、性別、受教育水平、風險偏好、經(jīng)濟作物、農(nóng)業(yè)收入比例、信息渠道、家庭農(nóng)業(yè)勞力對因變量應產(chǎn)生積極影響。

表2 二元回歸及檢驗表Tab.2 Binary regression and inspection table

保護性耕作方式自身特性對農(nóng)戶響應意愿的影響運用AHP方法實現(xiàn)，基本步驟為：（1）對7個特性構造其對農(nóng)戶意愿作用程度的成對比較矩陣（選用1—9比較尺度）；（2）計算權向量并進行一致性檢驗，CR值小于0.1即通過檢驗，計算公式為/RI（CR表示一致性比率，CI表示一致性指標，RI表示平均隨機一致性指標，λmax是對比矩陣的最大特征值，n是矩陣階數(shù)）。其中，矩陣賦值源自農(nóng)戶評價。就表1中7個特性因素包括的26個測量指標獲取農(nóng)戶評價，分值采用利克特“五點”量表。以7個特性因素各自包含的指標分數(shù)的加權平均數(shù)作為AHP分析的矩陣構造依據(jù)，進而計算因素權重δi。結果顯示，CR值小于0.1，通過檢驗，不同特性對農(nóng)戶響應意愿的影響程度權重分別為 0.087、0.281、0.110、0.046、0.303、0.134、0.039（表 3）。

表3 因素影響權重矩陣及計算表（一致性比率CR=0.096）Tab.3 Weights of factors regarding different conservation measures

4 結論及政策含義

4.1 主要結論

對主體特征和環(huán)境因素的分析表明，10個指標對保護性耕作農(nóng)戶響應意愿有顯著影響。（1）從農(nóng)戶主體特征看，性別、年齡、受教育水平、風險偏好對農(nóng)戶響應意愿產(chǎn)生積極影響。年齡較長者對耕地的依賴性較大，更傾向于積極響應保護性耕作。受教育水平高，對新技術的認識和接受比較快，促進響應。男性較之女性更傾向于響應，這可能與其對風險的態(tài)度有關。農(nóng)戶對采納保護性耕作可能帶來的技術問題、成本增加、收益下降、收益期延長等風險的偏好程度越高，越勇于嘗試保護性耕作。（2）從環(huán)境層面看，農(nóng)業(yè)收入比例、經(jīng)濟作物面積兩經(jīng)濟性指標對農(nóng)戶響應意愿產(chǎn)生積極影響。如果主要依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活，或者耕地能為其創(chuàng)造出更多財富，農(nóng)戶保護耕地的意愿會較強。家庭農(nóng)業(yè)勞力、信息渠道兩社會性因素增強了農(nóng)戶對保護性耕作方式的響應意愿。家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量一定程度上說明了對耕地的依賴，也說明了農(nóng)忙時的可用勞動力，勞動力充足對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動有利。對于信息渠道指標來說，農(nóng)戶能獲取的信息量越大，越有可能更好的了解保護性耕作，從而科學、有效地對保護性耕作方式做出響應。地塊數(shù)量、耕地權屬感知兩制度類指標的影響是消極的。耕地數(shù)量越多意味著單個地塊的面積越小，不利于機械化作業(yè)和規(guī)模經(jīng)營，制約了農(nóng)戶對某些保護性耕作方式的響應意愿。中國農(nóng)地屬集體所有，存在諸如承包經(jīng)營期限問題，家庭經(jīng)營的地塊并非永遠歸該戶經(jīng)營；國家對農(nóng)地的征收問題，集體所有土地有轉(zhuǎn)變?yōu)閲械目赡堋＾r(nóng)民對這種不完全性的感知越強烈，對保護性耕作的響應意愿越弱。

其余6個指標對農(nóng)戶響應意愿的影響并不顯著。值得注意的是原假設家庭財富的影響力視財富主要來自非農(nóng)收入或農(nóng)業(yè)收入可能出現(xiàn)差異。受所選樣本的影響，該指標并未顯示出對農(nóng)戶響應有顯著影響。一般認為對耕地質(zhì)量下降的了解有助于農(nóng)戶采納保護性耕作，結果與假設不符，可能是因為農(nóng)戶沒有真正了解耕地質(zhì)量下降的嚴重性，或者雖然認識到耕地質(zhì)量下降，但在未影響產(chǎn)量的前提下，農(nóng)戶的響應意愿不會增強。預期與推廣部門的聯(lián)系會促進響應，但調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，很多地方的農(nóng)業(yè)推廣部門存在職能缺位和錯位現(xiàn)象，其農(nóng)業(yè)技術推廣的職能被忽視，這可能是導致分析結果不顯著的原因。

農(nóng)戶對不同保護性耕作方式的偏好不同，還因為不同保護性耕作方式的特性存在差異。保護性耕作方式的7個特性對農(nóng)戶響應保護性耕作方式的影響權重由大到小順序為：風險性>可察性>成本投入>兼容性>時間投入>復雜性>可試驗性。中國的土地細碎化、小農(nóng)經(jīng)營形式使得農(nóng)民抵御風險的能力較低，一般農(nóng)民會介意保護性耕作伴隨的風險。基于理性經(jīng)濟人的考慮，成本投入被普遍認為是農(nóng)戶最關心的特性，結果顯示其作用小于以對糧食產(chǎn)量影響為主要衡量標準的可察性。

4.2 政策含義

分析可知，農(nóng)戶更青睞風險小、節(jié)省時間、減少勞動量、投入產(chǎn)出效益較高的保護性耕作方式，這為農(nóng)業(yè)創(chuàng)新和保護性耕作相關政策制定提供了指導。耕地質(zhì)量下降認知對農(nóng)戶響應意愿的影響并不顯著，在不影響產(chǎn)量的情況下，農(nóng)戶一般不傾向于對耕地進行保護，這也是“重用輕養(yǎng)”現(xiàn)象嚴重的一大原因。農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重、經(jīng)濟作物面積對保護性耕作農(nóng)戶響應意愿的影響較大，即農(nóng)戶對耕地的保護很大程度上取決于能從耕地上獲得可觀的經(jīng)濟收入。例如，國家對保護性耕作機械的補貼便促進了農(nóng)戶響應。此外，加大對保護性耕作帶來的短期投入增加、收益減少和長期收益增加相關知識的宣傳，亦有助于農(nóng)戶在可接受收益回收期內(nèi)做出合理選擇。

耕地權屬感知對農(nóng)戶響應保護性耕作的影響較大，因此有必要對農(nóng)地經(jīng)營權和所有權進行規(guī)范。保護性耕作機械化的推行，使得單塊耕地面積較小成為影響農(nóng)戶響應意愿的制約因素，“地塊”對農(nóng)戶響應意愿呈負向影響的結果也印證了這一點。隨著農(nóng)村青壯年外出務工、就近選擇非農(nóng)就業(yè)趨勢的蔓延，農(nóng)民對耕地的依賴逐漸淡化，某些地區(qū)耕地拋荒嚴重。這些現(xiàn)實情況對耕地內(nèi)部流轉(zhuǎn)提出了要求，土地有效流轉(zhuǎn)以及耕地權屬界定就對相關政策的出臺提出了要求。

農(nóng)業(yè)推廣部門承擔著先進農(nóng)業(yè)技術的推廣責任，也做出了一定貢獻。如為了緩解因過量施肥導致的耕地污染問題，緩控釋肥技術于“十一五”期間納入國家科技支撐計劃，截至2011年，示范推廣范圍已達23個省[24]。農(nóng)業(yè)部于2011年12月發(fā)布《農(nóng)業(yè)科技發(fā)展“十二五”規(guī)劃》，把創(chuàng)新目標從提高土地產(chǎn)出率為主導轉(zhuǎn)向提高土地產(chǎn)出率、勞動生產(chǎn)率和資源利用率并重，并提出加大農(nóng)技推廣隊伍建設，提高推廣人員素質(zhì)[25]。農(nóng)業(yè)科技成果的轉(zhuǎn)化最終取決于農(nóng)戶的響應，然而，實際情況并不樂觀，“與農(nóng)業(yè)推廣部門的聯(lián)系”對農(nóng)戶響應的影響并不顯著。這說明基層農(nóng)技推廣部門并未發(fā)揮應有的作用，相關農(nóng)技推廣政策的實施力度有待增強。

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