保護(hù)性耕作的農(nóng)戶響應(yīng)意愿實證研究

肖建英，譚術(shù)魁，程明華

（華中科技大學(xué)公共管理學(xué)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(yán)重。保護(hù)性耕作作為保護(hù)農(nóng)地可持續(xù)生產(chǎn)能力的耕作技術(shù)，通過土壤少免耕、地表微地形改造、地表覆蓋等達(dá)到“少裸露”、“少動土”、“少污染”來保護(hù)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(wù)。

中國于20世紀(jì)70年代開始引進(jìn)保護(hù)性耕作，20世紀(jì)90年代示范推廣速度加快，進(jìn)入21世紀(jì)各級政府對其更加重視，在相關(guān)政策支持下，保護(hù)性耕作推行范圍已達(dá)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(yīng)用面積占全國耕地總面積的比例僅為2.2%，遠(yuǎn)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(hù)性耕作的推進(jìn)需要農(nóng)戶響應(yīng)，農(nóng)戶的響應(yīng)意愿受到多種因素影響，在中國保護(hù)性耕作實施面積嚴(yán)重不足的情況下，對保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響因素進(jìn)行研究具有重要的現(xiàn)實意義。

1 研究進(jìn)展

對農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)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(dāng)?shù)鼐幼r間越長的農(nóng)戶越傾向于采納保護(hù)性耕作[3]。Bewket以埃塞俄比亞為例提出風(fēng)險偏好會影響農(nóng)戶采納保護(hù)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(rèn)知的重要影響因素，受教育水平進(jìn)一步影響農(nóng)戶對保護(hù)性耕作的響應(yīng)力度[5]。Abreu認(rèn)為受教育水平對哥斯達(dá)黎加農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的行為影響不明顯[6]，而Vignola等得出的結(jié)論是受教育水平高的農(nóng)戶對不實施保護(hù)性耕作將導(dǎo)致耕地產(chǎn)量下降的意識更強(qiáng)，對保護(hù)性耕作的響應(yīng)積極性較高[7。

從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來看，農(nóng)戶對某種耕作方式的響應(yīng)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(jì)作物的農(nóng)戶更傾向于大力度投入保護(hù)性耕作[8]。Semgalawe和Folmer認(rèn)為非農(nóng)勞動導(dǎo)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(guān)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(fèi)行為不受限制的情況下，小農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的意愿更強(qiáng)[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(jì)特征均對農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作產(chǎn)生了積極影響[10]。

傳統(tǒng)預(yù)期認(rèn)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(shù)援助工程、與推廣機(jī)構(gòu)聯(lián)系能促進(jìn)農(nóng)戶對保護(hù)性耕作的響應(yīng)，規(guī)模效應(yīng)的促進(jìn)作用不明顯[11-13]。Macary等研究發(fā)現(xiàn)，明確土地產(chǎn)權(quán)是促使農(nóng)戶積極響應(yīng)保護(hù)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(quán)屬與響應(yīng)保護(hù)性耕作之間關(guān)系不大[15]。Soule等認(rèn)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(quán)與響應(yīng)意愿的關(guān)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(yīng)意愿[16]。

Rogers和Shoemaker從社會學(xué)角度構(gòu)建的農(nóng)戶響應(yīng)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(yīng)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(xué)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(guān)保護(hù)性耕作的信息和援助，這對農(nóng)戶響應(yīng)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(xué)研究委員會向農(nóng)戶提供有關(guān)保護(hù)性耕作方式的信息和技術(shù)援助，農(nóng)戶很容易對比較關(guān)心的問題進(jìn)行咨詢，從而避免了因認(rèn)識不清導(dǎo)致農(nóng)戶響應(yīng)態(tài)度不積極的局面[10]。

從保護(hù)性耕作自身特性與農(nóng)戶響應(yīng)的關(guān)系來看，Rogers提出了創(chuàng)新擴(kuò)散理論（IDT），他認(rèn)為創(chuàng)新是否得到響應(yīng)的影響因素有兼容性、復(fù)雜性、相對優(yōu)勢、可觀察性和可試驗性[17]。Hopkins和Johansson認(rèn)為對技術(shù)和管理水平的要求會影響農(nóng)戶響應(yīng)行為，需要大量管理時間和技能的保護(hù)性耕作方式有可能得到小農(nóng)戶的響應(yīng)，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(jì)效益并非影響農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的最重要因素，風(fēng)險因素對其影響最大；更好地為后代保護(hù)耕地資源、提高農(nóng)民的社會聲譽(yù)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(hù)性耕作及農(nóng)戶響應(yīng)的研究尚少，相關(guān)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(hù)性耕作技術(shù)構(gòu)建Logit模型對采納影響因素進(jìn)行了研究[20]。湯秋香等針對不同保護(hù)性耕作模式的分析得出，政府示范宣傳與引導(dǎo)、鄰里效應(yīng)是促進(jìn)農(nóng)戶采納的主要原因，機(jī)具不配套是阻礙因素[21]。馬麗和呂杰從農(nóng)戶認(rèn)知、家庭特征角度對遼寧西部玉米生產(chǎn)中保護(hù)性耕作的應(yīng)用情況進(jìn)行了深入調(diào)查[22]。趙旭強(qiáng)等以山西省為調(diào)研地點，重點分析了政府補(bǔ)貼對農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作的影響[23]。農(nóng)戶響應(yīng)意愿直接影響保護(hù)性耕作的推行，農(nóng)戶對于保護(hù)性耕作的態(tài)度或認(rèn)知如何，有待進(jìn)一步系統(tǒng)性地檢驗和研究。

2 保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿影響因素模型構(gòu)建

2.1 理論模型構(gòu)架

借鑒上述成果，保護(hù)性耕作方式農(nóng)戶響應(yīng)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(hù)性耕作方式（客體）進(jìn)行響應(yīng)的態(tài)度。農(nóng)戶的決策行為受到主體特征、保護(hù)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(biāo)體系

借助頭腦風(fēng)暴法選取初始指標(biāo)，設(shè)計并發(fā)放預(yù)調(diào)查問卷70份。初步訪談及預(yù)調(diào)查問卷分析結(jié)果提交專家指導(dǎo)小組討論，最終得到保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿分析指標(biāo)體系及相關(guān)假設(shè)（表1）。

3 保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)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(yīng)意愿；（2）受試者家庭經(jīng)濟(jì)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(hù)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(jìn)行隨機(jī)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(yán)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(hù)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(jìn)行調(diào)研，回收有效問卷285份。統(tǒng)計分析顯示，對保護(hù)性耕作持積極響應(yīng)意愿的農(nóng)戶占70.2%，持消極響應(yīng)意愿的占29.8%。

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

表1 保護(hù)性耕作方式農(nóng)戶響應(yīng)意愿影響因素及假設(shè)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(hù)性耕作方式有積極響應(yīng)和消極響應(yīng)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(gòu)建Logit模型。運(yùn)用SPSS 17.0進(jìn)行二元Logistic回歸分析，對各因素的影響顯著性進(jìn)行檢驗。根據(jù)表1對不同因素的假設(shè)，將農(nóng)戶意愿函數(shù)表達(dá)如下：

式1中，Yi表示農(nóng)戶i的響應(yīng)意愿，取值1表示積極響應(yīng)，取值0表示消極響應(yīng)；Xj表示第j個影響因素；εi是隨機(jī)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(yīng)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(jī)擾動項。

采用向后逐步回歸法進(jìn)行分析（表2），結(jié)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(dá)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(guān)；Hosmer-Lemeshow值為10.856（p=0.210>0.05），未達(dá)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(yù)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(quán)屬感知4個變量在1%水平上達(dá)到顯著，性別、信息渠道、地塊數(shù)量三個變量在5%水平上達(dá)到顯著，教育水平、風(fēng)險偏好、經(jīng)濟(jì)作物三個變量在10%水平上達(dá)到顯著。地塊數(shù)量、耕地權(quán)屬感知對因變量產(chǎn)生消極影響，年齡、性別、受教育水平、風(fēng)險偏好、經(jīng)濟(jì)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(yīng)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(hù)性耕作方式自身特性對農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響運(yùn)用AHP方法實現(xiàn)，基本步驟為：（1）對7個特性構(gòu)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(quán)向量并進(jìn)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(biāo)，RI表示平均隨機(jī)一致性指標(biāo)，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(biāo)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(biāo)分?jǐn)?shù)的加權(quán)平均數(shù)作為AHP分析的矩陣構(gòu)造依據(jù)，進(jìn)而計算因素權(quán)重δi。結(jié)果顯示，CR值小于0.1，通過檢驗，不同特性對農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響程度權(quán)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(quán)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(jié)論及政策含義

4.1 主要結(jié)論

對主體特征和環(huán)境因素的分析表明，10個指標(biāo)對保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)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(fēng)險偏好對農(nóng)戶響應(yīng)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(yīng)保護(hù)性耕作。受教育水平高，對新技術(shù)的認(rèn)識和接受比較快，促進(jìn)響應(yīng)。男性較之女性更傾向于響應(yīng)，這可能與其對風(fēng)險的態(tài)度有關(guān)。農(nóng)戶對采納保護(hù)性耕作可能帶來的技術(shù)問題、成本增加、收益下降、收益期延長等風(fēng)險的偏好程度越高，越勇于嘗試保護(hù)性耕作。（2）從環(huán)境層面看，農(nóng)業(yè)收入比例、經(jīng)濟(jì)作物面積兩經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)對農(nóng)戶響應(yīng)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(hù)耕地的意愿會較強(qiáng)。家庭農(nóng)業(yè)勞力、信息渠道兩社會性因素增強(qiáng)了農(nóng)戶對保護(hù)性耕作方式的響應(yīng)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(biāo)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(hù)性耕作，從而科學(xué)、有效地對保護(hù)性耕作方式做出響應(yīng)。地塊數(shù)量、耕地權(quán)屬感知兩制度類指標(biāo)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(jī)械化作業(yè)和規(guī)模經(jīng)營，制約了農(nóng)戶對某些保護(hù)性耕作方式的響應(yīng)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(yuǎn)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?。農(nóng)民對這種不完全性的感知越強(qiáng)烈，對保護(hù)性耕作的響應(yīng)意愿越弱。

其余6個指標(biāo)對農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響并不顯著。值得注意的是原假設(shè)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(biāo)并未顯示出對農(nóng)戶響應(yīng)有顯著影響。一般認(rèn)為對耕地質(zhì)量下降的了解有助于農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作，結(jié)果與假設(shè)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(yán)重性，或者雖然認(rèn)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(yīng)意愿不會增強(qiáng)。預(yù)期與推廣部門的聯(lián)系會促進(jìn)響應(yīng)，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(shù)推廣的職能被忽視，這可能是導(dǎo)致分析結(jié)果不顯著的原因。

農(nóng)戶對不同保護(hù)性耕作方式的偏好不同，還因為不同保護(hù)性耕作方式的特性存在差異。保護(hù)性耕作方式的7個特性對農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作方式的影響權(quán)重由大到小順序為：風(fēng)險性>可察性>成本投入>兼容性>時間投入>復(fù)雜性>可試驗性。中國的土地細(xì)碎化、小農(nóng)經(jīng)營形式使得農(nóng)民抵御風(fēng)險的能力較低，一般農(nóng)民會介意保護(hù)性耕作伴隨的風(fēng)險?；诶硇越?jīng)濟(jì)人的考慮，成本投入被普遍認(rèn)為是農(nóng)戶最關(guān)心的特性，結(jié)果顯示其作用小于以對糧食產(chǎn)量影響為主要衡量標(biāo)準(zhǔn)的可察性。

4.2 政策含義

分析可知，農(nóng)戶更青睞風(fēng)險小、節(jié)省時間、減少勞動量、投入產(chǎn)出效益較高的保護(hù)性耕作方式，這為農(nóng)業(yè)創(chuàng)新和保護(hù)性耕作相關(guān)政策制定提供了指導(dǎo)。耕地質(zhì)量下降認(rèn)知對農(nóng)戶響應(yīng)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(jìn)行保護(hù)，這也是“重用輕養(yǎng)”現(xiàn)象嚴(yán)重的一大原因。農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重、經(jīng)濟(jì)作物面積對保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響較大，即農(nóng)戶對耕地的保護(hù)很大程度上取決于能從耕地上獲得可觀的經(jīng)濟(jì)收入。例如，國家對保護(hù)性耕作機(jī)械的補(bǔ)貼便促進(jìn)了農(nóng)戶響應(yīng)。此外，加大對保護(hù)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(guān)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(quán)屬感知對農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的影響較大，因此有必要對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)進(jìn)行規(guī)范。保護(hù)性耕作機(jī)械化的推行，使得單塊耕地面積較小成為影響農(nóng)戶響應(yīng)意愿的制約因素，“地塊”對農(nóng)戶響應(yīng)意愿呈負(fù)向影響的結(jié)果也印證了這一點。隨著農(nóng)村青壯年外出務(wù)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(yán)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(quán)屬界定就對相關(guān)政策的出臺提出了要求。

農(nóng)業(yè)推廣部門承擔(dān)著先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣責(zé)任，也做出了一定貢獻(xiàn)。如為了緩解因過量施肥導(dǎo)致的耕地污染問題，緩控釋肥技術(shù)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(dá)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(biāo)從提高土地產(chǎn)出率為主導(dǎo)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(shè)，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(yīng)，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(yīng)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(yīng)有的作用，相關(guān)農(nóng)技推廣政策的實施力度有待增強(qiáng)。

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