非農職業經歷、土地流轉對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響效應

王林蔚,霍學喜,孔 榮

(西北農林科技大學 經濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

引 言

農業生態發展是保護生態環境資源、推動農業可持續發展的重要路徑,也是滿足人民日益增長營養健康要求的必然選擇。農戶生態自覺性指農戶受到綠色認知、風險感知等內在要素以及在就業經歷、社會網絡等外部環境影響下自覺采納生態生產技術的行為[1]。作為推動農業生態發展的根本動力,生態生產技術采納種類涉及生產前中后三個階段,即產前對新品種技術的選擇,產中耕地、施肥、施藥和灌溉等技術的采用以及產后農業廢棄物的回收管理等[2]。然而,由于生態生產技術存在初期投入成本高、回報周期長以及收益不穩定等特點,導致農戶農業生產的生態自覺性普遍不高[3]。近年來,相關部門持續加大對生態經營主體的培育,印發了《農業綠色發展技術導則(2018-2030)》,進一步完善農業綠色發展體系,積極推廣農業生態環保技術,促進了以生態農業為主導的家庭農場、農民專業合作社等新型經營主體的發展壯大。家庭農場具有專業務農、集約生產以及規模適度等特征,是推動生態生產的主要力量[4-5]。如何提升家庭農場主農業生產生態自覺性,使其正確認識農業生產與環境保護之間的關系,自覺采用生態生產技術,是當前推動農業生態轉型、助力鄉村振興的重要任務。

既有研究從金融支持、政府規制、數字化技術推廣等視角對家庭農場主農業生產生態自覺性的驅動因素進行了分析,提出并論證了推動農業生產生態自覺性的可行路徑[6-9]。烙印理論認為,在職業生涯早期階段等敏感時期,個體容易受外部環境影響而形成特定的印記,并在較長的一段時間內持續存在甚至變得更有影響力,從而對個體行為決策產生關鍵作用[10]。部分學者由此推斷,相較于長期從事農業生產的農場主,具有非農職業經歷的農場主社會網絡資源較為豐富,人力資本水平更高,可能成為推動農業高質量發展的主力軍[11]。但非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響未得到學界重視,非農職業經歷能否以及如何影響家庭農場主農業生產生態自覺性的研究尚存在不足。

鑒于此,本文使用陜西省564戶種植業家庭農場調研數據,運用PSM模型探究非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響效應,并基于土地流入視角分析土地流轉規模和土地流轉期限在非農職業經歷與家庭農場主農業生產生態自覺性關系中的影響機理,以期為推動各地區農業生產生態化發展提供決策參考。

一、文獻綜述與理論假說

(一)非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響

烙印理論表明,個體思想觀念以及決策行為會隨著職業經歷逐步發生轉變。在推進可持續農業背景下,非農職業經歷會直接影響家庭農場主農業生產生態自覺性。首先,非農職業經歷提高了農場主生態環保意識。隨著低碳環保觀念的不斷深入,各地區環保宣傳活動日漸頻繁,非農職業經歷促使農場主觀念產生變化,更加重視環保和可持續發展問題,從而促進其農業生產生態自覺性的提高[12]。其次,非農職業經歷拓寬了農場主生態生產信息獲取渠道。非農職業經歷擴大了農場主與外界社會網絡聯系,通過與工作伙伴接觸和交流,獲得較多生態生產技術以及市場需求等相關信息[13-14]。一方面,農場主了解更多先進經驗和新技術能提高生態生產效率,保持生態生產可持續性[15];另一方面,當前消費者食物安全意識提升,綠色農產品市場需求不斷增長,農場主能通過社會網絡關系獲取市場信息,提高農業生產生態自覺性以滿足市場需求[16-17]。最后,非農職業經歷增強了農場主生態生產能力[18]。農場主在非農職業期間可以獲得穩定收入,資金和資源積累充足,提高了消費和投資水平,能夠增加農業生產投資,合理配置資本、勞動力、土地以及先進技術等要素促進農業生產方式升級,提高家庭農場生產生態自覺程度[19]。此外,具有非農職業經歷的農場主一般積累了豐富的經營管理經驗并運用到農業生產中[20],能創新農產品生產模式,有效提高土地利用效率,推動農業生態生產可持續發展[21]。基于此,提出以下假說:

H1:非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性具有正向促進作用。

(二)土地流轉的中介效應分析

根據帕累托改進假說,土地流轉是影響農戶要素投入調整的重要因素,非農職業經歷不僅對家庭農場農業生產生態自覺性產生直接影響,也通過土地流轉對家庭農場農業生產生態自覺性產生間接影響,但不同土地流轉規模及期限狀態下非農職業經歷對家庭農場生產生態自覺性的影響具有差異性。

土地經營規模是家庭農場主農業生產生態自覺性的重要因素,非農職業經歷有效推動土地流轉規模擴大,促進家庭農場農業生產生態自覺性轉變。首先,非農職業經歷為家庭農場帶來更多生產初始資本,提升土地流轉購買力,推動家庭農場生態生產自覺性提升。土地流轉的“拉平效應”將土地從生產效率較低的小農戶轉移到生產效率較高的家庭農場,實現土地集中經營[22],有利于提高生產要素間的協調水平[23],將更多資源投入生態生產技術,推動農業種植結構調整,減少土地破壞和環境污染,促進農場主生態自覺性的提高。其次,非農職業經歷拓展了農場主社會資本,提高土地流轉信息可得性,降低交易成本推動土地規模擴張,影響家庭農場農業生產方式選擇[24]。根據農戶行為理論,農場主進行生產要素配置,以實現利益最大化為主要目標,既考慮各要素之間的替代關系,又考慮各要素的邊際成本[25]。土地流轉規模較小,家庭農場自有勞動力能夠滿足小規模土地經營勞動力需求,但小規模經營帶來的收益較低,家庭勞動力人力資本水平有限,不利于生態自覺性的提高。土地流轉規模較大,家庭農場需要雇傭其他勞動力來滿足季節性農忙需求,增加農業機械化使用頻率,促進農業生產采用先進生態技術更好地適應環境保護要求,提高農業生產質量[26]。最后,非農職業經歷增強了農場主人力資本,更傾向于將農業視為長期發展機會,擴張土地流轉規模,推動生態生產自覺性提升[27]。生態自覺性提升是推動農業可持續發展的重要途徑,農場主在非農職業期間學習能力得到提升,思維模式發生轉變,對新鮮事物的接受能力增強,幫助農場主更快適應政策和環境的變化,正向影響農業生態生產決策。基于此,提出以下假說:

H2:土地流轉規模在非農職業經歷影響家庭農場主農業生產生態自覺性過程中具有中介效應。

土地流轉期限是影響家庭農場生產決策的關鍵因素,流轉期限變化會促使家庭農場資本、勞動力以及土地等生產要素重新配置。一方面,非農職業經歷有效提升農場主生產投資能力和經營管理能力,延長土地流轉周期,促進農業生態生產可持續性發展[21]。土地流轉期限一般分成短期和長期兩種類型,土地流轉時間較短時,家庭農場更傾向于短期獲利,從而忽視土地的可持續利用,造成土地過度開發和損耗,增加環境污染,不利于農業生態生產。相對而言,土地流轉長期化能為生態生產提供較長時間的土地資源保障,影響農場主對創新投資的價值評估,促進生態生產自覺性提升[28]。另一方面,非農職業經歷能夠拓寬農場主社會網絡圈,通過土地流轉期限延長產生跨期投資激勵效應,促進農場主生態生產自覺性提升。當社會資源較為匱乏時,土地流轉期限偏短,農場主在進行農業生產決策時傾向于采用“短期見效型”技術,忽略適合農業生態生產長期發展的技術[29]。土地流轉期限延長有利于提高農場主風險偏好水平,產生跨期投資激勵效應[30]。跨期投資是具有一定風險的農業生產行為,隨著土地流轉期限的延長,農場主具備較強的跨期投資動機,會加強農業生態生產自覺性,推動土地長期利用最大化。基于此,提出以下假說:

H3:土地流轉期限在非農職業經歷影響家庭農場主農業生產生態自覺性過程中具有中介效應。

二、數據來源、變量選取與模型設定

(一)數據來源

本文數據來源于課題組2022年5月在陜西省開展的專項調查,選擇陜西省為研究地區的原因在于:一方面,陜西省作為農業大省,家庭農場登記總數超過10萬戶,具有較多全國家庭農場示范縣,探究各示范縣家庭農場綠色發展情況具有典型性,由于家庭農場種植農產品大多本土特色鮮明,因此,推動家庭農場綠色發展能有效保證農產品品質和特色,對全國農業綠色發展具有示范效應;另一方面,陜西省土地資源和水資源均相對匱乏,傳統農業生產方式大多依賴農藥和化肥等化學物質,面源污染現象嚴重,在陜西省推廣生態生產對推動農業可持續發展具有重要意義。在綜合考慮陜西省生態生產現狀以及經濟發展水平的基礎上,選取陜南(漢中市漢臺區、安康市石泉縣、商洛市洛南縣)、關中(西安市臨潼區和周至縣、寶雞市鳳翔區和眉縣、咸陽市淳化縣和興平市、銅川市耀州區、渭南市富平縣)、陜北(延安市黃陵縣)共9市12縣(區)564戶種植業家庭農場進行實地調查。項目調查組遵循隨機抽樣的原則,選擇工商登記的家庭農場進行訪問,共發放問卷570份,收回有效問卷564份,問卷有效率為98.95%,樣本代表性較好。樣本農場基本情況如表1所示,農場主年齡處于46～55歲的人數最多,占比為41.67%,66歲以上人數最少,占比1.78%;農場主受教育程度主要為初中和高中學歷,共占比71.27%;家庭種植總收入以10萬元及以下的農場為主,占比為33.33%;家庭農場總人數主要集中在4～6人之間,占比為70.57%;土地經營規模相對較為均勻,代表規模化生產在100畝以上的家庭農場較多,占比為40.95%;凈流入面積主要以50畝以下和100畝以上為主,占比分別為43.44%和35.99%;土地流轉時間較多為10年以上,占比46.10%;擁有非農職業經歷的家庭農場占比50.71%。樣本特征符合陜西省家庭農場實際情況,具有一定的代表性和典型性。

表1 受訪家庭農場基本情況

(二)變量選取

1. 被解釋變量:農業生產生態自覺性。本文參考相關研究[1-2],將家庭農場主農業生產生態自覺性分為農業生產產前、產中以及產后三個階段,并以采納生態生產技術數量衡量其生態自覺性程度,采納數量越多,家庭農場主農業生產生態自覺性越高。產前主要為農場主對新品種技術采納1種;產中包括耕種(深耕深松技術)、施肥(有機肥代替化肥、測土配方施肥技術)、施藥(病蟲害生物或物理防控技術)、灌溉(節水灌溉技術)5種技術;產后主要為廢棄物管理,包括農膜回收、廢棄物回收、秸稈還田3種技術。參考暢倩[31]的研究,將產前、中、后每一項行為設為二元變量,實施賦值為1,否則為0,加總所有變量的值,得出每個家庭農場主生態自覺性的綜合值。如表2所示,以9種技術采納程度反映家庭農場農業生產生態自覺性,其中,采用有機肥代替化肥技術的占比最高,達到92.91%;采用農膜回收的占比最低,為44.15%。

表2 家庭農場主農業生產生態自覺性基本情況

2. 解釋變量:非農職業經歷。與非農就業概念有所不同,非農職業經歷強調曾經從事非農職業,但受到政策等因素影響返鄉創業從事農業生產的農場主[32];而非農就業主要表現為正在從事非農經營、本地或外地務工等情況[33]。因此,參考羅明忠[34]的衡量標準,以家庭農場主在從事農業生產前是否具有務農以外的非農職業經歷作為衡量指標。從圖1可知,家庭農場主無非農職業經歷(僅務農)的比例為49.47%,有非農職業經歷的家庭農場主主要從事職業為務工,其次是經商,分別占比26.77%和13.83%,其中,務工以外出務工為主,經商以當地經商為主。

圖1 家庭農場主職業經歷比例分布

3.中介變量:土地流轉。家庭農場規模經營依賴于土地流轉,土地流轉規模擴張及土地流轉期限均對農業生產決策具有重要影響。選取土地流轉規模、土地流轉期限分別作為中介變量,探討非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的間接影響。其中,土地流轉規模以土地經營凈流入面積作為衡量指標,即流入土地面積與流出土地面積差值[35];土地流轉期限以流轉5年為短期和長期的界限,土地流轉期限少于5年則為短期流轉,流轉期限大于等于5年則為長期流轉[36]。

4.控制變量。為了厘清非農職業經歷的影響因素,探究非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響,本文參考相關研究[37-38],選取農場主性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況、風險偏好代表家庭農場主個體特征和家庭農場自有土地面積、與鄰居互動頻率以及家中有政府工作人員代表家庭特征作為控制變量。各變量描述性統計如表3所示。

表3 有非農職業經歷和無非農職業經歷家庭農場指標均值差異描述性統計

采用獨立樣本t檢驗分析有非農職業經歷和無非農職業經歷家庭農場各指標的均值差異。如表3所示,相比無非農職業經歷的農場主而言,有非農職業經歷的農場主呈現女性較多、年輕化、受教育程度和風險偏好偏高等特征,家中政府工作人員更多,社會資源相對豐富。此外,在不考慮協變量的基礎上,有非農職業經歷的家庭農場主農業生產生態自覺性顯著高于無非農職業經歷的家庭農場主。由于家庭農場是否具有非農職業經歷屬于農場主自選擇問題,需要采取傾向得分匹配探究非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響。

(三)模型設定

1.PSM模型。由于家庭農場主是否具有非農職業經歷受自身資源稟賦的影響,并且可能存在影響非農職業經歷和生態生產自覺性的不可觀測因素導致樣本選擇偏誤問題,因此,運用傾向得分匹配法(PSM)將處理組(有非農職業經歷)和對照組(無非農職業經歷)按照相似度進行匹配,以對照組作為反事實樣本,對比處理組及對照組的福利差異,探究非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響。

Si=P[Gi=1|Xi]=E[Gi=0|Xi]

(1)

采用Logit模型測算農場主具有非農職業經歷的條件概率值,得出傾向得分匹配值S。P[·]代表農場主具備非農職業經歷的條件概率,Gi=1代表第i個具備非農職業經歷的農場主,Gi=0代表第i個不具備非農職業經歷的農場主,Xi為農場主的特征變量,即控制變量。由于不同匹配方法可能導致實證結果呈現差異,但差異大小能夠反映實證結果的穩健性程度,因此,本文選擇k近鄰匹配、卡尺內k近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配以及樣本匹配5種匹配方法分別進行匹配。最后,測算處理組及對照組家庭農場主農業生產生態自覺性差異,分析非農職業經歷平均處理效應。

ATT=E[Y1i|Gi=1]-E[Y0i|Gi=1]=E[Y1i-Y0i|Gi=1]

(2)

Y1i為具備非農職業經歷的家庭農場主農業生產生態自覺性,Y0i為不具備非農職業經歷的家庭農場主農業生產生態自覺性,E[Y1i|Gi=1]能夠被觀測到,但E[Y0i|Gi=1]不能被觀測,需使用PSM構造代替指標。

2.中介效應模型。為驗證土地流轉規模及土地流轉期限在非農職業經歷影響家庭農場主農業生產生態自覺性的中介路徑,本文參考溫忠麟等[39]的研究,建立回歸方程進行檢驗。

Yi=a1Xi+β1Ci+εi

(3)

Mi=a2Xi+β2Ci+εi

(4)

Yi=a3Xi+a4Mi+β3Ci+εi

(5)

回歸方程中,Yi為因變量家庭農場主農業生產生態自覺性,Xi為自變量非農職業經歷,Mi為中介變量土地流轉規模和土地流轉期限,Ci為控制變量,a、β為待估參數,εi為隨機擾動項。式(3)為自變量Xi對因變量Yi的總效應,式(4)為自變量Xi對中介變量Mi的配置效應,式(5)為控制中介變量Mi影響下自變量Xi對因變量Yi的影響效應。其中,式(3)和(5)均采用有序Logit模型進行分析,式(4)根據土地流轉規模和土地流轉期限變量類型分別采用OLS模型和Logit模型。

三、實證結果

(一)非農職業經歷的影響因素

為保證匹配質量,運用Logit對非農職業經歷的影響因素進行估計。從表4結果顯示,受教育程度、風險偏好以及家里有政府工作人員是家庭農場主具備非農職業經歷的主要原因,可能源于當受教育程度和風險偏好較高時,農場主愿意接納新鮮事物,外出非農就業意愿較強,而家中有政府工作人員意味著能更便捷地獲取非農就業信息,有效推動農場主非農就業。年齡、健康、自有土地面積以及與鄰居互動頻率對非農職業經歷具有負向影響,可能源于農場主年齡較大且身體健康狀況較差時,外出就業機會較少,傾向于就地務農;家庭自有土地面積較大且與鄰居互動較為頻繁時,農業生產信息來源較廣,戶主擁有更多的職業選擇權,促進其農業生產經營。此外,農場主性別以及婚姻狀況對非農職業經歷的影響并不顯著,不能判定是否影響農場主非農職業經歷,在傾向匹配得分時刪除這兩個變量。

表4 基于Logit模型的農場主非農職業經歷的估計結果 n=564

(二)共同支撐域與PSM匹配結果分析

為了更直觀展示匹配效果,繪制了有非農職業經歷和無非農職業經歷的家庭農場傾向得分匹配后的密度函數圖(見圖2)。可以看出,兩個分組的傾向得分值重合范圍較大,共同支撐域廣,證實了匹配的有效性。此外,由表5可知,564個樣本在匹配后,對照組和處理組分別存在9個和12個未匹配樣本,有543個樣本匹配成功,匹配效果較好。

圖2 匹配后密度函數圖

表5 PSM匹配結果

(三)平衡性檢驗

在測算傾向得分匹配結果前,采用k(k=4)近鄰匹配,通過一對一匹配方法對控制變量進行匹配,對有非農職業經歷組與無非農職業經歷組控制變量的平衡性進行檢驗,以確保匹配結果的可靠性。匹配結果如表6所示,經過匹配,除家中有政府工作人員變量之外,匹配后其他變量標準化偏差均小于10%。同時,對比匹配前結果,大多控制變量標準化偏差均大幅下降,表明傾向得分匹配可以降低有非農職業經歷與無非農職業經歷兩組家庭農場之間的差異。此外,實證結果顯示,大多變量t檢驗結果均不顯著,表明除家中有政府工作人員變量外,其他變量均拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設。可以得出,傾向得分匹配能消除家庭農場因自選擇偏差帶來的估計偏誤,樣本匹配通過平衡性檢驗。

表6 傾向得分匹配的平衡性檢驗結果

(四)非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響效應

運用5種匹配方法衡量非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響,非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的平均處理效應結果如表7所示。各匹配方法下,非農職業經歷均能正向顯著促進家庭農場主農業生產生態自覺性提高,影響凈效應為0.441,表明在考慮農場主選擇性偏差后,非農職業經歷會促進家庭農場主農業生產生態自覺性顯著提高44.1%,證實相比無非農職業經歷的農場主而言,具備非農職業經歷的農場主農業生產生態自覺性更強,采納生態生產技術的程度更深。可能的原因在于具有非農職業經歷的農場主人際關系網覆蓋面較廣,易受周圍積極環境影響,環境保護意識強烈,掌握農產品市場動態,在農業生產時生態自覺性更強。由此,假說H1得以驗證。

表7 傾向得分匹配的處理效應(ATT)

(五)非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的組群差異——基于PSM模型

由于家庭農場資源稟賦的異質性,不同受教育程度以及不同年齡的農場主對非農職業經歷影響農業生產生態自覺性的程度存在差異。本文根據農場主受教育程度及年齡進行分組,探討非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的異質性影響。按照調研數據,將農場主受教育程度分為小學及以下、初中、高中及以上,將農場主年齡分為35歲及以下、36～45歲之間、46～55歲之間、56歲及以上4個階段。如表8所示。

表8 非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的組群差異實證結果

從受教育程度分組來看,農場主受教育程度為高中及以上時,非農職業經歷能提高農業生產生態自覺性,但對初中及以下學歷家庭農場主農業生產生態自覺性的影響不顯著,證實了文化程度在農場主決策中的重要作用;從年齡分組來看,農場主年齡處于46歲及以上時,非農職業經歷正向促進家庭農場生態生產自覺性,其中,56歲及以上農場主非農職業經歷帶來的影響最明顯,而45歲及以下農場主非農職業經歷帶來的影響不明顯。可能源于兩個原因:一是46歲及以上農場主擁有豐富的生活和工作經驗,在農業生產中注重經濟效益和市場競爭力,傾向于采納生態生產方式來提高產品的市場競爭力和附加值;二是在相同年齡條件下,具有非農職業經歷的農場主能接觸到生態保護的知識和經驗,在生產過程中的環保意識和責任感較強,促使他們采納環保和可持續的農業生產方式。

(六)內生性和穩健性檢驗

1.內生性檢驗。考慮到非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響可能存在因遺漏變量或逆向因果關系等造成的內生性問題,參考李家輝等[40]的研究,將工具變量和條件混合過程(CMP)估計法相結合能較好地解決內生性問題。采用CMP估計法,運用“同村莊相同年齡段非農職業經歷平均值”作為工具變量進行回歸分析,以(20,30]、(30,40]、(40,50]、(50,60]、60歲以上進行分組后的非農職業經歷平均水平作為工具變量衡量標準。主要基于以下考慮:一是村莊同年齡家庭農場主之間非農職業經歷存在較強的相關性。二是同村莊相同年齡段非農職業經歷并不直接影響到家庭農場主農業生產生態自覺性,滿足對工具變量的要求。研究結果如表9列(1)、(2)所示,第一階段結果表明,同村莊相同年齡段非農職業經歷顯著影響農場主非農職業經歷,滿足工具變量的相關性要求。第二階段回歸結果表示,在修正內生問題后,非農職業經歷仍然正向促進家庭農場主農業生產生態自覺性提升。混合回歸Insig_2值顯著,似然比通過檢驗,表明模型估計結果顯著。由于CMP無法檢驗弱工具變量問題,借助線性模型的弱工具變量檢驗法進行檢驗。結果顯示,弱工具變量檢驗F統計量遠大于10,拒絕弱工具變量的假設,也證實了內生性檢驗的必要性。

2.穩健性檢驗。運用Order-logit模型驗證原實證結果的穩健性,如表9列(3)所示。與PSM模型回歸結果大致相似,非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性依然具有正向的促進作用,證實了PSM模型結果的穩健性。為了避免異常值對回歸結果產生的誤差,從數據方面考慮對回歸結果的穩定性影響,對自變量在1%水平上進行縮尾處理,并在縮尾處理基礎上進行回歸檢驗。如表9列(4)所示,非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性在1%的顯著水平下仍然具有積極的正向影響,研究結果較為穩健。由于不同生態生產技術在功能、屬性和效果存在差異,參考李曉靜等[41]對生態生產技術采納程度的衡量方法,采用變異系數法對各項子技術賦權以此確定9個生態生產技術的權重系數,選取生態生產技術加權平均值以衡量家庭農場農業生產生態自覺性。如表9列(5)所示,在更換因變量衡量指標后,非農職業經歷依然能促進家庭農場農業生產生態自覺性提升,進一步證明研究結果的穩健性。

表9 穩健性檢驗結果 n=564

(七)土地流轉中介效應

根據前文理論分析,非農職業經歷不僅對家庭農場主農業生產生態自覺性產生直接影響,也通過影響土地流轉規模以及期限對家庭農場主農業生產生態自覺性產生間接影響。運用中介效應模型對間接影響進行實證檢驗,結果如表10所示。運用OLS模型和Logit模型分別探究非農職業經歷對土地流轉規模和土地流轉期限的影響,由列(1)、(2)結果可知,非農職業經歷分別在1%和10%的顯著水平上對土地流轉規模和土地流轉期限產生正向影響,影響系數分別為0.494和0.369,表明非農職業經歷對土地流轉規模的影響相比土地流轉期限更大。運用有序Logit模型分析在土地流轉規模和土地流轉期限的中介作用下非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響,由列(3)、(4)結果可知,在加入非農職業經歷變量的基礎上,土地流轉規模和土地流轉期限分別在1%和10%的顯著水平上促進家庭農場主農業生產生態自覺性程度提高,表明家庭農場主轉入土地規模越大且流轉期限越長時,其農業生產生態自覺性越高。同時,由表9列(3)可知,非農職業經歷對農場農業生產生態自覺性的影響在1%水平上具有顯著的正向影響,系數為0.905。根據中介效應檢驗程序,得出土地流轉規模和土地流轉期限均在非農職業經歷影響家庭農場主農業生產生態自覺性的過程中具有部分中介效應,且中介效應占總效應的比例分別為13.70%、12.02%,表明非農職業經歷能夠通過擴大土地流轉規模、延長土地流轉期限促進家庭農場主農業生產生態自覺性提升,且擴大土地流轉規模的間接效應更明顯,假說H2、H3得到驗證。

四、結論及政策建議

本文基于陜西省9市12縣564戶家庭農場微觀調研數據,運用PSM方法,探究非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性的影響,得到三點結論。(1)家庭農場主年齡、受教育程度、健康狀況、風險偏好、家庭農場自有土地面積、與鄰居互訪頻率、家中有無政府工作人員均能顯著影響家庭農場主非農職業經歷。(2)非農職業經歷對家庭農場主農業生產生態自覺性具有顯著正向影響。家庭農場主受教育程度為高中及以上、年齡處于46歲及以上時,非農職業經歷對其農業生產生態自覺性的正向影響更明顯。(3)土地流轉在非農職業經歷影響家庭農場主農業生產生態自覺性的過程中具有中介效應,即非農職業經歷通過擴大土地流轉規模和延長土地流轉期限提升家庭農場主農業生產生態自覺性,土地流轉規模的中介效應相比土地流轉期限更大。

根據上述結論,本文提出三點建議。(1)完善非農職業經歷群體返鄉創業激勵機制,穩定增加資金補貼、土地流轉以及技能培訓等要素供給支持,提高非農就業人員返鄉創業意愿,為農業生態生產培育更多新型職業農民。(2)加大對家庭農場等新型經營主體農業生態生產政策支持力度,引導農戶樹立生態環保意識,提升生態生產自覺性。同時,組織家庭農場主進行職業教育培訓,重點關注具有非農職業經歷的高齡農村留守群體,提升其農業生產生態自覺性,通過示范效應帶動年輕農場主提升農業生態生產水平。(3)適度推進家庭農場土地規模擴張及土地流轉期限長期化。一方面,通過財政補貼以及提高信貸可得性等方式鼓勵種植業家庭農場根據自身情況適度擴張土地經營規模,促進土地流轉健康發展。另一方面,健全土地流轉服務體系,創新土地流轉模式,降低土地流轉糾紛,推動土地流轉期限適度延長,促進農業生產者生態自覺性提升。