水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶資本稟賦對其耕地保護(hù)決策行為的影響*
——基于雙欄模型的實(shí)證研究

崔 悅,趙 凱,賀 婧,曲 朦

(西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 楊凌 712100)

2018年中央一號文件把“提升農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量”看作重中之重,深度貫徹“藏糧于地、藏糧于技戰(zhàn)略,嚴(yán)守耕地紅線,確保國家糧食安全”。水稻(Oryza sativa)是我國最主要的糧食作物品種。全國約有65%的人口以稻米為主糧。水稻的穩(wěn)產(chǎn)增產(chǎn)對于保障國家糧食安全具有重要意義[1]。寧夏黃河灌區(qū)種植水稻歷史悠久,是全國優(yōu)質(zhì)水稻高產(chǎn)區(qū)之一[2]。2017年,寧夏水稻單產(chǎn)量達(dá) 8 489.77 kg·hm-2,高出全國平均水平 22.84%。可見,寧夏水稻優(yōu)生區(qū)耕地質(zhì)量保護(hù)在保障國家糧食安全和區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展中具有重要地位?，F(xiàn)實(shí)中,由于長期大規(guī)模、高強(qiáng)度的土地利用以及小農(nóng)生產(chǎn)保護(hù)意識不強(qiáng),寧夏水稻優(yōu)生區(qū)面臨著耕地質(zhì)量下降[3]、地下水源污染[4-5]、土壤鹽漬化、荒漠化[6]、農(nóng)業(yè)經(jīng)營粗放[7]等問題。同時,農(nóng)戶具有異質(zhì)性,不同家庭的資本稟賦不一致,收入結(jié)構(gòu)存在差異,這必然影響其開展耕地保護(hù)的意愿和決策行為。此外,農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微觀行為主體和耕地的直接使用者[8],其耕地保護(hù)意愿和決策行為直接影響著耕地保護(hù)政策的落實(shí)和耕地質(zhì)量的有效提升。因此,研究水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶資本稟賦對其參與耕地保護(hù)決策行為的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為資本稟賦是農(nóng)戶參與耕地保護(hù)行為決策不可或缺的關(guān)鍵因素。如陳美球等[9]分析得出農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)勞動力數(shù)量、年齡、耕地年均收入等是影響農(nóng)戶耕地保護(hù)性投入意愿的主要因素;朱蘭蘭等[10]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償能夠明顯改善農(nóng)戶耕地保護(hù)的積極性;王喜等[11]研究表明耕地細(xì)碎化程度越低,農(nóng)戶對耕地保護(hù)的積極性和參與意愿越高;鄺佛緣等[12]發(fā)現(xiàn)家庭中是否有村干部與農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性;李海燕等[13]通過構(gòu)建農(nóng)戶生計資本與耕地保護(hù)參與意愿的結(jié)構(gòu)方程模型得出社會資本每增加 1個單位,農(nóng)戶耕地保護(hù)意愿將提高0.011個單位?，F(xiàn)有研究對本文研究奠定了很好的研究基礎(chǔ),但存在以下不足：一是對農(nóng)戶資本稟賦的內(nèi)容劃分不一致,如李曉平等[14]將其劃分為經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會資本3類;楊云彥和石智雷[15]將其劃分為人力資本、社會資本、自然資本和經(jīng)濟(jì)資本 4類;張童朝等[16]將其劃分為自然資本、物質(zhì)資本、人力資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會資本5類。同一概念劃分為不同類型,必然影響其研究結(jié)果的可靠性。二是現(xiàn)有研究普遍將農(nóng)戶假設(shè)成一個均質(zhì)群體,未考慮不同地域情景的差異對于農(nóng)戶決策行為的影響。三是農(nóng)戶參與耕地保護(hù)是一個相對復(fù)雜的決策過程,涉及到“農(nóng)戶是否愿意參與耕地保護(hù)”和“在多大程度上愿意參與耕地保護(hù)”兩個相互緊密聯(lián)系且具有先后順序的階段,已有文獻(xiàn)并未清晰區(qū)分農(nóng)戶決策的這兩個過程。鑒于此,本文試圖以水稻優(yōu)生區(qū)寧夏青銅峽為例,參照楊云彥等[15]對資本稟賦的劃分方式,將農(nóng)戶資本稟賦分為人力資本稟賦、經(jīng)濟(jì)資本稟賦、自然資本稟賦和社會資本稟賦 4個方面,借助農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù),采用雙欄模型將農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為劃分為參與意愿和參與程度兩個決策行為階段,分析水稻優(yōu)生區(qū)資本稟賦對農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為的影響,以期為科學(xué)制定水稻優(yōu)生區(qū)耕地保護(hù)相關(guān)政策、保障農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供參考和借鑒。

1 理論分析與研究假說

1.1 農(nóng)戶耕地保護(hù)決策行為分析的理論框架

農(nóng)戶耕地保護(hù)決策行為受到內(nèi)部因素和外部因素的共同影響,其中農(nóng)戶資本稟賦是重要因素。農(nóng)戶資本稟賦是指農(nóng)戶個人及其整個家庭共同享有的資源和能力[17]。本文借鑒已有研究成果[15,18],將水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶資本稟賦分為人力資本稟賦、經(jīng)濟(jì)資本稟賦、自然資本稟賦和社會資本稟賦4個方面。理由如下：一是李曉平等[14]的三大類劃分法缺少了自然資本稟賦。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)的有機(jī)結(jié)合,不能脫離自然條件。二是張童朝等[16]的五大類劃分法模糊了物質(zhì)資本和經(jīng)濟(jì)資本的范疇,本文認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)資本包含了物質(zhì)資本,可合為一類。

農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為是指農(nóng)戶愿意從事耕地保護(hù),且能夠在一定程度上將耕地保護(hù)付之于實(shí)際的社會決策活動?？梢?農(nóng)戶參與耕地保護(hù)行為包括了參與意愿和參與程度兩個方面,是二者的統(tǒng)一。按照參與意愿,農(nóng)戶可分為愿意參與耕地保護(hù)和不愿意參與耕地保護(hù)兩種類型。根據(jù)農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的程度,可以識別農(nóng)戶在多大程度上愿意參與耕地保護(hù)活動?；诖?本文選擇雙欄模型進(jìn)行分析,理論框架如圖1所示。

1.2 資本稟賦對農(nóng)戶耕地保護(hù)決策行為的影響假設(shè)

1.2.1 農(nóng)戶人力資本稟賦對其耕地保護(hù)決策行為的影響

人力資本稟賦是指勞動者自身所擁有的資本,包括知識技能、實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)、文化水平等方面投資而獲得的資本積累以及勞動能力、健康狀況等[19]。農(nóng)戶的人力資本稟賦主要包括：①勞動能力。勞動能力通常用家庭勞動力數(shù)量表達(dá),在當(dāng)前小農(nóng)經(jīng)濟(jì)為主體的條件下,擁有更多勞動力數(shù)量的家庭更有精力接受保護(hù)性耕作行為。②文化程度。根據(jù)2007年《全國公眾環(huán)境意識調(diào)查報告》顯示,隨著受教育程度的提升,農(nóng)戶保護(hù)生態(tài)環(huán)境的意識增強(qiáng),對新知識、新技術(shù)、新方法的認(rèn)可度更高。③農(nóng)業(yè)培訓(xùn)。劉錚等[20]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與專業(yè)性培訓(xùn)越多,對于親環(huán)境行為的認(rèn)可度和接受度越高。專業(yè)培訓(xùn)不僅能夠讓農(nóng)戶更加全面地了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù),規(guī)范生產(chǎn),還可以提高生產(chǎn)積極性,意識到保護(hù)耕地的重要性?；谝陨涎芯?本文提出如下假設(shè)：

H1：農(nóng)戶人力資本稟賦對其耕地保護(hù)的參與意愿和參與程度均存在顯著正向影響。

圖1 農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為的理論分析框架Fig.1 Theoretical analysis framework of farmers'decision-making behavior of protecting cultivated land

1.2.2 農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本稟賦對其耕地保護(hù)決策行為的影響

經(jīng)濟(jì)資本稟賦能夠反映農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)水平和經(jīng)濟(jì)能力,是各種資源中最基本的資本形式[21]。農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)資本稟賦主要包括：①家庭收入。家庭收入對農(nóng)戶參與保護(hù)性耕作的影響主要表現(xiàn)在兩方面：一是家庭收入水平越豐厚,家庭儲蓄能力越強(qiáng),抵御風(fēng)險的能力隨之增加[22];二是隨著收入增加,農(nóng)戶開始關(guān)注保護(hù)性耕作對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的間接影響,其生態(tài)價值對經(jīng)濟(jì)能力強(qiáng)的農(nóng)戶具有一定的激勵作用。②農(nóng)機(jī)投入。稻作農(nóng)具是稻作區(qū)農(nóng)戶家庭必不可少的生產(chǎn)工具,農(nóng)機(jī)農(nóng)具投入增加有助于耕作效率的提高,反映出農(nóng)戶家庭對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的極大依賴,進(jìn)而對耕地保護(hù)的重視程度可能增加?；谝陨涎芯?本文提出如下假設(shè)：

H2：農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本稟賦對其耕地保護(hù)的參與意愿和參與程度均存在顯著正向影響。

1.2.3 農(nóng)戶自然資本稟賦對其耕地保護(hù)決策行為的影響

自然資本稟賦是指有利于生計的自然資源,具體包括：①耕地稟賦。耕地稟賦直接決定著農(nóng)戶經(jīng)營耕地的面積,根據(jù)農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營理論,耕地規(guī)模對提高單產(chǎn)具有一定的正向效應(yīng)[23]。由此能夠預(yù)期耕地規(guī)模擴(kuò)大,可增強(qiáng)農(nóng)戶獲取較高農(nóng)業(yè)收益的信心,從而激勵農(nóng)戶對耕地的投資。②破碎程度。耕地破碎程度最直接的表現(xiàn)是農(nóng)戶經(jīng)營土地的細(xì)碎化和分散化。對于耕地破碎程度與保護(hù)性耕作的關(guān)系主要有兩種觀點(diǎn)：一是分散的地塊造成農(nóng)戶難以實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營和機(jī)械化生產(chǎn),極大增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)難度,不利于農(nóng)戶農(nóng)耕生產(chǎn)積極性的提高[24];二是土地細(xì)碎化有利于多樣化種植和自然風(fēng)險分?jǐn)?不僅可以分散勞動強(qiáng)度,更加有效地統(tǒng)籌勞動時間,還能夠降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的各種自然風(fēng)險,從而提高農(nóng)地收益,有利于農(nóng)戶對耕地長期投資的激勵[25]。但考慮到青銅峽農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要為水稻類種植,缺乏多樣化的種植方式,且以小農(nóng)經(jīng)營為主體的農(nóng)耕體系勞動力成本較大。因此,本文傾向于觀點(diǎn)一,即耕地破碎程度越高,耕作難度越大,預(yù)期耕地破碎程度對保護(hù)性耕作有負(fù)向影響?；谝陨涎芯?本文提出如下假設(shè)：

H3：農(nóng)戶自然資本稟賦對其耕地保護(hù)的參與意愿和參與程度均存在顯著影響。

1.2.4 農(nóng)戶社會資本稟賦對其耕地保護(hù)決策行為的影響

社會資本稟賦通常是指個體從社會網(wǎng)絡(luò)和社會制度中可能獲得的資源[26]。農(nóng)戶的社會資本稟賦主要包括：①社會關(guān)系。村干部作為農(nóng)村關(guān)系中最具權(quán)利的群體,在村集體決策事務(wù)中發(fā)揮著主導(dǎo)作用,農(nóng)戶與村干部之間特殊的社會關(guān)系不僅有助于政策信息在農(nóng)戶間的傳遞,而且能夠影響農(nóng)戶政治參與意識和積極性。②社會網(wǎng)絡(luò)。一方面,社會網(wǎng)絡(luò)在信息傳遞方面發(fā)揮著重要作用[27],農(nóng)戶之間的信息交流通過社會網(wǎng)絡(luò)得以擴(kuò)散,從而縮短了農(nóng)戶的信息搜尋過程,降低信息獲取成本[28]。另一方面,通過社會網(wǎng)絡(luò)中成員之間的合作互惠,農(nóng)戶可以獲得幫工支持,有效解決部分耕地保護(hù)過程中勞動力不足問題以及技術(shù)所需的物質(zhì)資本和資金支持[29]。因此,借助社會網(wǎng)絡(luò),農(nóng)戶能夠有效獲得耕地保護(hù)相關(guān)政策信息,增強(qiáng)風(fēng)險承擔(dān)能力,進(jìn)而可能對農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為產(chǎn)生積極影響。③社會參與。根據(jù)社會資本理論學(xué)者的已有研究[30-31],農(nóng)戶對正式社會組織和非正式社會組織的參與,能夠提高組織成員之間的信任程度和互惠互利的道德規(guī)范,避免信息不對稱和交易成本過高造成的困境,從而增強(qiáng)采取集體行動的能力?；谝陨涎芯?本文提出如下假設(shè)：

H4：農(nóng)戶社會資本稟賦對其耕地保護(hù)的參與意愿和參與程度均存在顯著正向影響。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于課題組2016年11月對寧夏黃河灌區(qū)青銅峽市展開的實(shí)地調(diào)查。選擇青銅峽市作為樣本區(qū)域的原因如下：①青銅峽市位于黃河上游,寧夏平原中部,是全國優(yōu)質(zhì)水稻高產(chǎn)區(qū),具有較好的代表性。②根據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計,2017年,青銅峽市稻谷產(chǎn)量 9.92萬 t,占寧夏稻谷總產(chǎn)量的14.41%,且青銅峽市農(nóng)村人均可支配收入中23.35%來源于農(nóng)業(yè)。因此,青銅峽市農(nóng)業(yè)發(fā)展對于當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的生產(chǎn)生活具有重要影響,農(nóng)戶耕地保護(hù)行為意識普遍較強(qiáng)。③青銅峽市近年來認(rèn)真落實(shí)耕地保護(hù)各項(xiàng)制度,通過農(nóng)戶打分等形式,當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶對于耕地保護(hù)相關(guān)政策的實(shí)施滿意度較高。課題組采用分層逐級抽樣和隨機(jī)抽樣結(jié)合的方式選取樣本農(nóng)戶。在樣本地區(qū)根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和水稻種植情況選擇 5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)(青銅峽鎮(zhèn)、瞿靖鎮(zhèn)、葉盛鎮(zhèn)、大壩鎮(zhèn)、邵崗鎮(zhèn)),每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇4～6個村,每個村隨機(jī)選擇15～20個農(nóng)戶,樣本分布見表1。本次調(diào)研共發(fā)放問卷410份,剔除不具代表性問卷后,獲得有效問卷 394份,有效率96.10%。農(nóng)戶問卷調(diào)研采取“一對一”的訪談形式,主要內(nèi)容包括受訪農(nóng)戶的個人及家庭情況、耕地基本情況、耕地保護(hù)的認(rèn)知和意愿、耕地保護(hù)的行為以及問卷的有效性檢驗(yàn) 5部分。為保證問卷設(shè)計的可行性,課題組在調(diào)研之前進(jìn)行了預(yù)調(diào)研,并在此基礎(chǔ)上對問卷進(jìn)行了修改和完善,調(diào)研結(jié)果具有一定的代表性和針對性。

表1 寧夏水稻優(yōu)生區(qū)樣本分布Table 1 Sample distribution in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region

2.2 樣本農(nóng)戶基本特征

受訪農(nóng)戶以中老年男性為主,年齡超過50歲的農(nóng)戶占樣本農(nóng)戶的 66.50%,總體年齡偏大;受教育程度為初中及以下的農(nóng)戶占 88.83%,樣本農(nóng)戶的文化程度普遍較低;家庭人口數(shù)以 3～5人的中等規(guī)模居多,占樣本總量的 59.64%;家庭經(jīng)營耕地面積主要集中在0.67～1.00 hm2,占69.03%;2016年家庭年收入大多低于10萬元,占67.77%(表2)?？傮w來看,樣本農(nóng)戶的基本特征表現(xiàn)為年齡偏高、受教育程度較低、家庭收入水平不高,但有一定規(guī)模的耕地可供經(jīng)營,這與寧夏平原水稻優(yōu)生區(qū)的實(shí)際情況基本相符。

表2 寧夏水稻優(yōu)生區(qū)樣本農(nóng)戶基本特征Table 2 Basic characteristics of sample farmers households in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region

2.3 變量說明

1)因變量。本文的因變量為水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的決策行為,并將其分解為參與意愿和參與程度兩個階段(表3)。第1階段問題設(shè)置為“是否愿意參與耕地保護(hù)”,為二元虛擬變量,即愿意參與賦值為1,不愿意參與賦值為0。第2階段問題為連續(xù)型變量,本文用農(nóng)戶愿意為耕地保護(hù)投入的具體金額表示。若第1階段選擇“愿意參與”,則可以繼續(xù)問第2階段問題“若愿意,您愿意為耕地保護(hù)投入多少資金”。

2)自變量。本文的自變量為水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶的資本稟賦以及控制變量,具體的變量界定和描述性統(tǒng)計特征見表3。根據(jù)前文理論分析與研究假說,本文將水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶資本稟賦分為人力資本稟賦、經(jīng)濟(jì)資本稟賦、自然資本稟賦和社會資本稟賦4個方面。人力資本稟賦通過家庭勞動力數(shù)量、受教育程度和是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)進(jìn)行衡量。經(jīng)濟(jì)資本稟賦通過家庭年收入和農(nóng)用機(jī)械工具數(shù)量進(jìn)行衡量。自然資本稟賦通過人均耕地面積和耕地破碎程度進(jìn)行衡量,其中耕地破碎程度參照鄺佛緣等[12]的界定,以耕地面積和地塊數(shù)之比來表征。社會資本稟賦通過社會關(guān)系、社會網(wǎng)絡(luò)和社會參與進(jìn)行衡量。以親戚中是否有村干部表征社會關(guān)系;以手機(jī)上聯(lián)系人數(shù)量、借錢難易程度分別表征社會網(wǎng)絡(luò)的廣度和深度;以參與社區(qū)興趣活動和是否參加農(nóng)業(yè)合作社表征社會參與的非正式參與和正式參與。已有研究[32]表明,政策認(rèn)知對農(nóng)戶耕地保護(hù)行為同樣具有重要影響,因此,本文選擇耕地保護(hù)的重要性認(rèn)知和耕地保護(hù)政策的了解程度作為控制變量。

2.4 模型構(gòu)建

由于樣本地區(qū)農(nóng)戶“是否愿意參與耕地保護(hù)”這一問題存在較多零值,已有文獻(xiàn)多采用Tobit模型來解決該問題[33]。然而,Tobit模型無法解決兩階段問題[34]。同時,由于常用來估計兩階段意愿的 Heckman模型存在估計偏差較大的問題[35],本文選用 Cragg提出的雙欄模型[36](double-hurdle model,DHM)將水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶的決策行為分為參與意愿和參與程度兩個階段的獨(dú)立方程,保證了彼此之間不存在內(nèi)生性問題。

表3 農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為的變量界定及描述性統(tǒng)計Table 3 Variable definition and descriptive statistics of farmers'decision-making behavior of protecting cultivated land

首先,考慮樣本農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的意愿,建立方程如下：

式(1)表示農(nóng)戶不愿意參與耕地保護(hù),即參與意愿為0;式(2)表示農(nóng)戶愿意參與耕地保護(hù),即參與意愿不為0。Φ(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計分布函數(shù);yi為因變量,表示農(nóng)戶的參與意愿;x1i為自變量,表示農(nóng)戶資本稟賦的變量,其中i表示第i個觀測樣本;α為相應(yīng)的待估系數(shù)。

其次,考慮樣本農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的意愿程度,建立方程如下：

式中：E(·)為條件期望,表示農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的意愿程度;λ(·)為逆米爾斯比率;x2i為自變量,代表農(nóng)戶資本稟賦的變量;β為相應(yīng)的待估系數(shù);σ為截取正態(tài)分布的標(biāo)準(zhǔn)差;其他符號如上文所述。

基于式(1)-(3),可構(gòu)建對數(shù)似然函數(shù)如下：

式中：lnL表示對數(shù)似然函數(shù)值,通過極大似然估計法,能夠得到本文所需的各個參數(shù)數(shù)值。

3 結(jié)果與分析

3.1 水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶參與耕地保護(hù)支付意愿程度分析

在394個樣本農(nóng)戶中,有 291個農(nóng)戶表示對參與耕地保護(hù)有支付意愿,占樣本農(nóng)戶的 73.86%?？梢?水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶有較高的耕地保護(hù)意識。除了最基本的資金支付,樣本農(nóng)戶中有 44.56%的農(nóng)戶表示同樣能夠接受勞動時間投入的支付方式用于保護(hù)性耕作。通過計算得出,樣本農(nóng)戶的平均支付意愿為3 100.65元·hm-2,標(biāo)準(zhǔn)差為4 691.22。此外,農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的支付意愿程度存在較大差異(表4)。在有支付意愿的樣本農(nóng)戶中,支付意愿在2 250元·hm-2以下的農(nóng)戶占到了多數(shù),累計頻度達(dá)61.17%。根據(jù)青銅峽市區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展,結(jié)合牛海鵬等[37]對耕地資源利用的外部性評估,說明盡管水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的意愿較為強(qiáng)烈,但支付意愿程度并不高。

表4 寧夏水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶參與耕地保護(hù)支付意愿程度累計頻率分布Table 4 Cumulative frequency distribution of the willingness of farmers to participate in cultivated land protection in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region

3.2 水稻優(yōu)生區(qū)資本稟賦對農(nóng)戶參與耕地保護(hù)的影響分析

考慮到資本稟賦各解釋變量之間由于存在相關(guān)關(guān)系而使模型估計失真,本文在進(jìn)行雙欄模型分析之前對各解釋變量進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)。根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)規(guī)則,VIF越大則說明多重共線性問題越嚴(yán)重,且最大不得超過 10。由于篇幅原因,本文僅展示以“勞動力數(shù)量”作為被解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果。由于最大的 VIF為1.45,遠(yuǎn)小于 10,故不必?fù)?dān)心存在多重共線性問題(表5)。

本文運(yùn)用雙欄模型分析資本稟賦對農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為的影響,實(shí)證結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示,模型 Wald卡方檢驗(yàn)在1%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗(yàn),說明該模型整體擬合效果較為顯著。

3.2.1 農(nóng)戶人力資本稟賦對耕地保護(hù)決策行為的影響

估計結(jié)果表明,受教育程度對農(nóng)戶耕地保護(hù)的參與意愿有一定影響。即受教育程度越高,農(nóng)戶生態(tài)意識越強(qiáng),越愿意參與耕地保護(hù),改善耕作環(huán)境并支持國家宏觀政策目標(biāo)[38]。對于參與程度來說,受教育程度和是否參加過農(nóng)技培訓(xùn)均通過了(P＜5%)顯著性檢驗(yàn)。原因在于寧夏黃河灌區(qū)受到地域條件限制,農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)投入的意識相對較為薄弱,而農(nóng)技培訓(xùn)在一定程度上能夠增強(qiáng)農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知,有效改善農(nóng)戶對保護(hù)性耕作的參與程度。因此,受教育程度和是否參加過農(nóng)技培訓(xùn)在客觀上促進(jìn)了水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶人力資本水平的提升,進(jìn)而提高農(nóng)戶耕地保護(hù)參與度,假說1得到驗(yàn)證。

表5 資本稟賦對寧夏水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶勞動力數(shù)量影響的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Multi-collinearity test results of the influence of capital endowment on the labor force of farmers in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region

表6 基于雙欄模型的資本稟賦對寧夏水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為影響的實(shí)證結(jié)果Table 6 Empirical results of the influence of capital endowment based on double-hurdle model on farmers'participation in cultivated land protection decision-making behavior in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region

3.2.2 農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本稟賦對耕地保護(hù)決策行為的影響

農(nóng)用機(jī)械工具數(shù)量對參與意愿的影響顯著(P＜5%),且估計系數(shù)為正,表明農(nóng)機(jī)工具的投入顯著提高了農(nóng)戶耕地保護(hù)的參與意愿,說明以小農(nóng)經(jīng)營模式為主的寧夏稻作區(qū)農(nóng)戶對水稻農(nóng)機(jī)工具的投入越多,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性越強(qiáng)烈,促使其土地意識增強(qiáng),有助于提升農(nóng)戶保護(hù)性耕作的參與意識。而對于參與程度,家庭年收入有顯著影響(P＜5%)。對樣本農(nóng)戶的統(tǒng)計結(jié)果顯示,家庭擁有農(nóng)機(jī)工具的均值僅有0.916,且擁有1種、2種和3種農(nóng)機(jī)工具的農(nóng)戶所占比例分別為51.27%、15.23%和3.30%,表明樣本區(qū)域農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)工具擁有量相對較低,且多為簡單的傳統(tǒng)工具。因此,盡管農(nóng)機(jī)工具投入能夠顯著增強(qiáng)參與意愿,就參與程度而言,主要取決于家庭年收入,收入水平越高,農(nóng)戶抵御因耕地保護(hù)產(chǎn)生的潛在風(fēng)險能力越強(qiáng),農(nóng)戶的參與程度越大。這一研究結(jié)果驗(yàn)證了前文提出的假說 2,即農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本稟賦對其參與耕地保護(hù)具有促進(jìn)作用。

3.2.3 農(nóng)戶自然資本稟賦對耕地保護(hù)決策行為的影響

人均耕地面積對參與意愿的影響顯著(P＜5%)。人均耕地面積是農(nóng)戶土地稟賦最直觀的反映,表明農(nóng)戶土地稟賦越豐富,自然資本狀況越好,更有利于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn),其耕地保護(hù)的參與意識越強(qiáng)。耕地破碎程度對參與程度有一定的負(fù)向影響,說明耕地破碎程度越小,農(nóng)戶耕地保護(hù)的參與程度越高。這是由于稻作區(qū)土地破碎所帶來的細(xì)碎化和分散化問題,導(dǎo)致了耕地有效利用率降低[39]和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的提高[26],必然帶來小農(nóng)經(jīng)營成本的提升,促使農(nóng)戶耕地保護(hù)的參與程度降低。研究結(jié)果與已有學(xué)者[40-41]的研究相符,同時驗(yàn)證了假說3,即農(nóng)戶擁有的自然資本越豐富,對耕地的依賴程度增大,農(nóng)戶保護(hù)耕地的意愿越強(qiáng),參與程度也越高。

3.2.4 農(nóng)戶社會資本稟賦對耕地保護(hù)決策行為的影響

親戚中是否有村干部對農(nóng)戶耕地保護(hù)參與意愿有顯著正向影響(P＜5%)。因地理?xiàng)l件和人文因素的限制,寧夏稻作區(qū)的農(nóng)戶對于國家政策的了解渠道相對匱乏,農(nóng)戶家庭中有村干部在一定程度上增加了農(nóng)戶的社會資本,有利于提高農(nóng)戶家庭對耕地保護(hù)相關(guān)政策的關(guān)注度,增強(qiáng)對耕地保護(hù)的了解程度和保護(hù)意識,提升農(nóng)戶保護(hù)性耕作的參與意愿。是否參加農(nóng)業(yè)合作社對農(nóng)戶耕地保護(hù)參與意愿和參與程度均有影響,其中對參與程度影響顯著(P＜5%)。農(nóng)民參加農(nóng)業(yè)合作社不僅能夠更快接觸到國家出臺的各項(xiàng)惠農(nóng)政策,提高農(nóng)戶對耕地保護(hù)重要性的深度認(rèn)知,還有利于推廣應(yīng)用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù),加強(qiáng)農(nóng)戶抵御農(nóng)地經(jīng)營風(fēng)險的能力,從而表現(xiàn)出更高的耕地保護(hù)參與度,假說4得到驗(yàn)證。然而,代表社會網(wǎng)絡(luò)的手機(jī)聯(lián)系人數(shù)量和借錢難易程度并不顯著。可能的原因是,就當(dāng)前農(nóng)戶面臨著社會網(wǎng)絡(luò)廣而不精、融資難等問題,農(nóng)戶對其社會關(guān)系和社會參與的信任度相對較高,因此更傾向于通過社會關(guān)系和社會參與提高其對政策的認(rèn)知程度,進(jìn)而提升耕地保護(hù)的參與意愿和參與程度。

3.2.5 控制變量對農(nóng)戶耕地保護(hù)決策行為的影響

耕地保護(hù)政策重要性認(rèn)知對參與意愿有顯著影響(P＜1%),而耕地保護(hù)政策了解程度對參與意愿和參與程度的影響分別通過了 5%和1%的顯著性檢驗(yàn)。耕地保護(hù)重要性認(rèn)知是農(nóng)戶對耕地保護(hù)重要程度的直觀感受,認(rèn)為耕地保護(hù)越重要,則農(nóng)戶保護(hù)耕地的參與意愿越強(qiáng)烈。而耕地保護(hù)政策了解程度是農(nóng)戶對耕地保護(hù)相關(guān)政策的深入了解,了解程度越深,農(nóng)戶對耕地保護(hù)的嚴(yán)峻形勢認(rèn)識更多,對耕地保護(hù)補(bǔ)償政策了解更全面,從而保護(hù)性耕作的參與意愿越強(qiáng)烈,參與程度越高。

4 結(jié)論與討論

提高耕地肥力,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是當(dāng)前我國實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的必然選擇。作為耕地利用的直接主體,農(nóng)戶耕地保護(hù)決策行為直接影響綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和食品安全。本文將農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為劃分為參與意愿和參與程度兩個決策行為階段,利用水稻優(yōu)生區(qū)寧夏青銅峽394戶農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù),運(yùn)用雙欄模型,實(shí)證分析了資本稟賦對于農(nóng)戶參與意愿的影響。得到以下主要結(jié)論：第一,總體來看,樣本農(nóng)戶的參與意愿較高,但參與程度較低,愿意參加耕地保護(hù)的農(nóng)戶占 73.86%,而平均支付意愿僅為3 100.65元·hm-2。第二,資本稟賦與農(nóng)戶耕地保護(hù)參與意愿和參與程度之間均存在較強(qiáng)的相關(guān)性,其中受教育程度、農(nóng)用機(jī)械工具數(shù)量、人均耕地面積、親戚中是否有村干部以及是否參加農(nóng)業(yè)合作社5項(xiàng)指標(biāo)對參與意愿有顯著的正向影響;受教育程度、是否參加過農(nóng)技培訓(xùn)、家庭年收入和是否參加農(nóng)業(yè)合作社4項(xiàng)指標(biāo)對參與程度有顯著的正向影響,耕地破碎程度對參與程度有顯著的負(fù)向影響。第三,耕地保護(hù)重要性認(rèn)知僅對農(nóng)戶耕地保護(hù)參與意愿有促進(jìn)作用,而耕地保護(hù)政策了解程度對農(nóng)戶耕地保護(hù)參與意愿和參與程度均有促進(jìn)作用。

基于本文研究結(jié)論,可以得出如下政策啟示：第一,建立健全耕地保護(hù)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償政策。結(jié)合寧夏稻作區(qū)實(shí)地情況,切實(shí)保護(hù)水稻優(yōu)生區(qū)農(nóng)戶的自身利益,從而增強(qiáng)農(nóng)戶耕地保護(hù)的參與程度。第二,積極組建各類農(nóng)業(yè)合作社和耕地保護(hù)組織。通過諸如“稻作區(qū)耕地保護(hù)協(xié)會”等自發(fā)性組織,增強(qiáng)農(nóng)戶和村干部之間的信任,達(dá)到相互監(jiān)督的目的,促進(jìn)保護(hù)性耕地的集體化防治。第三,進(jìn)一步完善農(nóng)村教育培訓(xùn)體系,培養(yǎng)新型農(nóng)民。第四,加大寧夏稻作區(qū)耕地保護(hù)相關(guān)政策的宣傳力度,加強(qiáng)農(nóng)村基層組織和農(nóng)戶對于耕地保護(hù)政策的正確解讀,尤其是涉及農(nóng)戶個人利益的部分,有利于提升農(nóng)戶對政策的支持度,增強(qiáng)其耕地保護(hù)的主動性。

本文值得討論的問題有：一是對于資本稟賦的劃分,不同學(xué)者劃分方式不同,變量的選擇亦不同,由此得出的結(jié)論可能存在差異,本文根據(jù)研究區(qū)域以及相關(guān)學(xué)者的研究將資本稟賦劃分為人力資本稟賦、經(jīng)濟(jì)資本稟賦、自然資本稟賦和社會資本稟賦 4個方面分別做以探究,但綜合考慮資本稟賦指數(shù)作為自變量的研究有待進(jìn)一步加深。二是本文以水稻優(yōu)生區(qū)為例,將農(nóng)戶參與耕地保護(hù)決策行為劃分為參與意愿和參與程度兩個決策行為階段,運(yùn)用雙欄模型實(shí)證分析了資本稟賦對于農(nóng)戶參與意愿的影響,還需利用其他模型做進(jìn)一步驗(yàn)證。