基于果農受償意愿的綠肥種植生態(tài)補償標準探討*

任 靜, 尹昌斌**, 段志龍

(1.中國農業(yè)科學院農業(yè)資源與農業(yè)區(qū)劃研究所 北京 100081; 2.陜西省延安市農業(yè)科學研究所 延安 716000)

果園綠肥種植始于19世紀中葉的美國[1], 果園綠肥不僅具有提高水果產量的經濟功能, 還具有增強土壤有機質、促進土壤營養(yǎng)物質循環(huán)、涵養(yǎng)水源、防風固沙、改善生態(tài)環(huán)境、維持生物多樣性等生態(tài)服務功能[2]。20世紀90年代, 我國開始推廣果園綠肥種植技術模式, 至今已將近30年, 但目前果園行間利用仍然以清耕為主[3-4], 人工種草及種植綠肥僅有3%, 自然生草占26%[5]。我國果園綠肥的長期“缺位”, 導致果園耕地基礎地力下降、果園生態(tài)環(huán)境惡劣、果樹發(fā)病率高、果品品質下降, “化肥果”缺乏市場競爭等一系列問題, 對我國果業(yè)安全和果園生態(tài)環(huán)境以及果農的經濟利益構成嚴重威脅。鑒于此, 為加快解決果園生態(tài)環(huán)境面臨的突出問題, 促進果業(yè)健康持續(xù)發(fā)展, 農業(yè)農村部印發(fā)的《到2020年化肥使用量零增長行動方案》提出“果樹要注重有機無機肥配合, 發(fā)展果園綠肥”, 重點在果園土壤污染嚴重、果品品質過低、果樹發(fā)病率過高的地區(qū)試點實行, 鼓勵果農積極在果園種植綠肥。果園種植綠肥雖然能夠改善生態(tài)環(huán)境和提高果園基礎地力, 但在果園綠肥種植前期, 降低了化肥使用量, 水果產量會降低, 影響果農收益。為保證果農收益不受損, 各地農業(yè)部門提出要給予綠肥種植果農必要的種子或者現金補助, 例如, 湖南省啟動“耕地地力提升綠肥種子補貼項目”, 江西省設立了紫云英(Astragalus sinicus)留種補貼項目[6], 以激勵果農在果園種植綠肥。

國內外有關生態(tài)補償的研究指出, 生態(tài)補償核算過多關注農戶參與生態(tài)保護項目的成本損失和生態(tài)效益[7-8]兩個指標, 嚴重忽視農戶這一微觀群體的受償意愿[9]。農戶作為國家生態(tài)保護項目的參與主體, 生態(tài)補償意愿不僅可以綜合反映農戶對國家生態(tài)保護政策接納性、對環(huán)境的認知程度以及自身生計問題[10-11], 而且更能反映農戶參與國家生態(tài)保護項目的真實心理預期[12]。生態(tài)補償標準的確定要以農戶意愿為基礎[13], 體現農戶的利益訴求, 否則國家各項生態(tài)環(huán)境保護政策很難順利高效地推進實施。因此, 農戶的受償意愿(WTA, willings to accept)是生態(tài)補償標準合理確定的核心關鍵要素和重要參考依據[14]。

但目前基于農戶受償意愿的果園綠肥種植生態(tài)補償的研究并不多, 而且當前我國果園綠肥種植補償與果農意愿聯系也不夠緊密。鑒于此, 本文依托陜西省423份果農綠肥種植樣本, 基于生態(tài)補償和效用理論, 從果農受償意愿的角度, 利用非參數估計和參數估計兩種方法, 研究測算果園綠肥種植果農的生態(tài)補償標準, 并通過二元回歸(Binary Logistic)模型探討果農受償意愿的關鍵影響因素, 深入分析果農綠肥種植的行為規(guī)律, 以期有針對性地提高果農綠肥種植的積極性, 為完善綠肥種植生態(tài)補償機制提供理論參考, 為綠肥種植生態(tài)補償標準的測算方法提供新的思路。

1 理論框架與模型設計

1.1 理論框架

補償變差(compensating variation, CV)是指產品價格發(fā)生變動時, 消費者個人的效用要想保持不變, 就必須給予或者從消費者那里取走一定的貨幣量。美國著名經濟學家希克斯指出, CV分為受償意愿和支付意愿兩種情況。設某物品價格為P, Q0為某政策實施前的資源環(huán)境狀態(tài), Q1為政策實施后的資源環(huán)境狀態(tài), U0為個人的初始效用, U1為政策實施后的個人效用, 依據?？怂沟难a償函數[15]CV則為:

式中: e(P, Q1, U1)是消費者個人支出函數, 假設消費者保持個人經濟收入不變, 那么CV就是國家政策實施后生態(tài)環(huán)境改變后狀態(tài)下(Q1)的消費者個人效用水平U1與國家政策實施前生態(tài)環(huán)境改變前狀態(tài)下(Q0)的消費者個人的原有效用水平U0之間的差額。如果公式(1)的計算結果為正數, CV表示消費者個人的最大支付意愿; 相反, 若式(1)的計算結果是負值, 則CV表示消費者個人的最小生態(tài)補償量。

所以, 任何生態(tài)環(huán)境以及資源利用的政策實施都會產生收益和帶來成本兩方面的影響[16]。果園種植綠肥, 對于果園土地生態(tài)環(huán)境改善以及果品質量提升具有非常明顯的積極作用; 但是對于果農而言, 短期內 綠肥種植并不會帶來收益, 相反, 還會使果農遭遇經濟損失。因此, 在短期內, 式(1)CV理論上為負, 即在果園種植綠肥過程中, CV可以解釋為果農的受償意愿。

1.2 模型設計

1.2.1 研究方法

農戶受償意愿估計包括非參數估計和參數估計, 本文通過估計這兩種受償意愿, 研究二者之間的差異。

1)受償意愿的非參數估計。非參數估計是通過問卷調研果農本人愿意接受的最小受償意愿金額, 根據意愿金額的頻度計算而得, 具有很強的主觀性。非參數估計下受償意愿(WTA)的期望值模型E( WTA)為:

式中:iA 為果農選擇的第i 個意愿金額,iP 為果農選擇第i 個意愿金額出現的概率。

2)受償意愿的參數估計。盡管非參數估計方法可以直觀反映果農的最低補償金額, 但是僅僅通過這樣直觀的方法考慮果農的受償意愿是不客觀的, 因此需要采用效用函數模型進行修正[13]。

根據1.1的補償變差和效用函數的理論分析, 在短期內, CV可以解釋為受償意愿, 那么, 消費者個人的效用水平不僅受生態(tài)環(huán)境狀態(tài)變化的制約, 消費者個人的社會經濟特征S 以及一些不可控因素ε同樣影響消費者效用水平。所以, 消費者的個人效用水平是Q、S、ε的函數, 即:

如果國家某項環(huán)境資源保護政策發(fā)生改變, 假設從狀態(tài)Q0變?yōu)闋顟B(tài)Q1時, 此時要想保持消費者的效用水平(U*)不變甚至增加, 就必須滿足以下條件:

1.2.2 函數構建

依據效用函數和補償變差理論, 在公式(4)的基礎上構建農戶受償意愿效用函數, 推導農戶在種植綠肥和不種植綠肥情況下的等效用臨界點, 以測算基于果農受償意愿的綠肥種植最低生態(tài)補償標準。

假定農戶在果園種植綠肥的意愿用Y表示, 若果農愿意種植綠肥, 可代表果農愿意接受生態(tài)補償, Y=1; 果農不愿意種植綠肥, 則表示果農不愿意接受生態(tài)補償, 則Y=0。C1為果農種植綠肥時的成本支出, C0為果農未種植綠肥時的成本支出, W1表示果農種植綠肥獲得的補償, W0為果農未種植綠肥所獲得的補償, S表示社會經濟特征, ε為隨機誤差項, α、β、δ、φ為待估參數, 果農種植綠肥與不種植綠肥的效用分別為:

本文提出另外一個假定: 效用函數是線性函數, 即:

事實上C0、C1和補償W0是既定常數, 果農未種植 綠 肥 得 到 的 生 態(tài) 補 償W0為0, 令 α = α1+ φ1C1, α2= α0+φ0C0+ δ0W0, 則公式(6)和公式(7)可以寫為:

當且僅當UY=1≥UY=0時, 理性果農才會愿意種植綠肥。令U*=UY=1-UY=0, 當ε0=ε1(ε保持不變, 不受其他因素的影響, 尤其是綠肥種植的影響), 果農愿意種植綠肥(Y=1)的概率方程可以表示為:

而:

結合公式(10)和(11):

公式(12)顯然是一個二元選擇模型, 其中ε服從Logistic分布, 由此得到:

由公式(10)與公式(12)變換得到公式(14), 即Logistic模型的線性表達模型:

當UY=1=UY=0時, 即可求得果農進行綠肥種植的受償意愿:

根據公式(15), 得出參數估計下E(A)的最終表達公式:

公式(16)E(A)則為果農種植綠肥后, 為保持效用最大化, 應得到的最低生態(tài)補償標準。

2 數據來源與變量設置

2.1 數據來源

本文數據通過實地調研收集, 調研時間為2018年9月5—12日, 調查對象為18～75歲的果農。調研地點包括陜西省延安市洛川縣和咸陽市旬邑縣、彬縣3個縣27個村, 本文選取的目標地區(qū)為陜西果園綠肥種植面積較大的地區(qū), 能夠充分展現陜西省地區(qū)果農對種植綠肥的總體反映情況。本次調研采用集中調研和一對一入戶訪談相結合的方式, 發(fā)放問卷493份, 刪除關鍵信息缺失戶和信息矛盾戶, 共回收有效問卷423份, 有效問卷率達85.8%。調查數據運用SPSS 19進行處理。

2.2 變量設置及描述性統計

2.2.1 因變量

對“果農綠肥種植與否”的度量, 用“0”表示果農沒有進行綠肥種植, 即沒有綠肥種植的意愿; 用“1”表示果農進行了綠肥種植, 即有綠肥種植的意愿。

2.2.2 自變量

根據以上對果農綠肥種植的影響因素的分析, 本文對自變量的選取如下:

1)果農個人稟賦變量。該類變量具體包括果農性別、年齡、受教育程度以及果農的屬性(果農是否是村干部), 共4 個變量。

2)農戶生產經營變量。該類變量包括人均收入、家庭人口、農業(yè)勞動力占比、耕地面積和耕地質量共5個變量。

3)信任特征變量。該類變量包括對親戚的信任程度、對鄰居的信任程度和對村干部的信任程度, 共3個變量。

4)綠肥認知程度變量。該類變量包括對綠肥的認知程度、果農對綠肥經濟效益的認知程度和果農對綠肥生態(tài)效益的認知程度, 共3個變量。本文僅從果農在果園種植綠肥對蘋果產量影響的認知程度確定果農對綠肥經濟效益的認知程度; 從果農對在果園種植綠肥對耕地質量、化肥節(jié)約、農藥節(jié)約、改善空氣、減少面源污染和文化景觀6個方面的認知程度確定果農對綠肥生態(tài)效益的總體認知程度, 將果農回答的7個問題對應的數字加總后進行重新賦值, 具體為: 7～21賦值為0, 表示果農對綠肥生態(tài)效益認知程度較低; 22～35賦值為1, 表示果農對綠肥生態(tài)效益認知程度較高(表1)。

5)政策認知與推廣。該類變量包括對政府政策了解程度、果農接受的最低政府補貼、政府宣傳和技術培訓, 共4個變量。

3 實證結果與分析

3.1 變量描述性統計

根據理論分析與影響因素分析, 本文選取了5類共19個變量, 變量名稱、定義及統計特征詳見表2、表3。

表1 陜西省果農對綠肥生態(tài)效益認知程度的具體問題與賦值方法 Table 1 Specific issues and assignment methods for fruit farmers’ cognition of ecological benefits of green manure in Shaanxi Province

表2 陜西省果農綠肥種植意愿影響因素的變量說明 Table 2 Variables explanation of influencing factors of fruit farmers’ willingness to plant green manure in Shaanxi Province

表3 陜西省果農綠肥種植意愿影響因素的變量描述性統計 Table 3 Variable descriptive statistics of influencing factors of fruit farmers’ willingness to plant green manure in Shaanxi Province

從表3可以看出, 樣本果農果園綠肥種植意愿的總體水平較高, 種植意愿平均值為0.77, 但標準差為0.420, 存在很大的差異, 需進一步研究分析影響果農綠肥種植意愿的影響因素。果農受教育程度還不到初中水平, 平均值僅為1.81;年齡最小25歲, 最大75歲, 平均值為52.66歲, 綠肥種植的果農文化程度較低,年齡較大。果農之間的人均家庭收入差異較大, 整個調研地區(qū)耕地質量較差, 均值僅為2.78。親戚、鄰居和村干部對果農綠肥種植表現了較高的影響力, 三者均值均在3.5以上, 并且村干部對果農的影響力最大, 均值接近于4。果農對綠肥的認知度總體處于一個相對較高的水平, 說明果農可以明確認識到綠肥的重要性, 而對綠肥的經濟和生態(tài)功能認知水平較低。另外, 果農對綠肥相關的政策了解程度偏低, 均值不到2, 綠肥技術培訓活動參加的也非常少。

3.2 模型運行結果及檢驗

為了研究分析果農受償意愿值以及農戶個人稟賦特征、家庭生產經營特性、信任特征、果農對綠肥認知以及果農對綠肥政策認知5 類變量對果農在果園種植綠肥意愿影響程度的差異, 本文采用5 個模型。運用SPSS 19.0 統計軟件, 對調研數據進行二元Logistics 回歸參數估計。表4 列出了分別納入果農個人稟賦變量(模型1)、家庭生產經營變量(模型2)、信任特征變量(模型3)、綠肥認知變量(模型4)、政策認知變量(模型5)的Logistics 回歸模型結果。模型檢驗結果顯示, 模型 1、模型 2、模型 3 的Nagelkerke 擬合優(yōu)度均低于21%, 而模型4 和模型5的Nagelkerke 擬合優(yōu)度分別為51.32%和70.922%, 卡方值分別為54.635、P(Sig=0.000)＜0.01 和91.723、P(Sig=0.000)＜0.01。所以, 果農的個人稟賦特征、家庭生產經營特性、信任特征不能解釋果農的綠肥種植意愿, 果農對綠肥認知和果農對綠肥政策認知是果農綠肥種植意愿的重要因素。

3.3 果園綠肥種植補償標準

非參數估計: 若不考慮被調研果農的個人、家庭以及其他外部條件等相關變量的影響, 陜西省果農綠肥種植的受償意愿期望值(WTA)運用公式(2)計算得出為3 660.75 ￥·hm-2。

參數估計: 根據果農綠肥種植受償意愿的回歸結果(表4), 將表4 的各變量回歸系數和Si的均值代入公式(16), 可計算得出果農綠肥種植的受償意愿為 2 611.80 ￥·hm-2, 此數值表示果農種植綠肥的臨界有償標準為2 611.80 ￥·hm-2。

表4 陜西省果農綠肥種植受償意愿模型回歸結果 Table 4 Model regression results of fruit farmers’ willingness to accept compensation for planting green manure in Shaanxi Province

非參數估計測算的果農受償意愿金額比參數估計金額高1 048.95 ￥·hm-2, 這表明: 非參數估計下的受償意愿金額具有較強的主觀性, 往往高于參數估計下的意愿金額, 所以非參數估計的意愿金額一般不能作為生態(tài)補償發(fā)放的下限, 但可以將非參數估計和參數估計的兩種測算結果作為生態(tài)補償的區(qū)間范圍, 各縣市可以根據此范圍進行合理的調整。

3.4 果農綠肥種植受償意愿的影響因素分析

3.4.1 果農個人稟賦和家庭生產經營變量對綠肥種植受償意愿的影響

果農個人稟賦的所有變量都沒有通過顯著性檢驗, 家庭生產經營變量中“耕地質量”是唯一通過檢驗的顯著影響因子。表4顯示, 耕地質量在模型(4)和模型(5)中均通過5%的顯著性檢驗, 對果農的受償意愿具有顯著的正向影響作用。這表明, 耕地質量越好, 果園單位產量越高, 經濟效益越好, 果農對綠肥種植越容易接納。

“性別”變量, 男性比女性更愿意在果園進行綠肥種植, 這一結果與“男性是戶主, 是家中事情的主要決策者”這一傳統的性別分工觀念相符?！澳挲g”變量,年齡通常與新技術的采用意愿呈負相關關系, 但本文“年齡”變量系數的符號為正, 這一結果與經驗不一致。這主要是由于20世紀50—80年代是綠肥生產繁榮期,年齡越大的果農, 尤其是60歲以上的老人, 更了解綠肥的作用與價值, 綠肥種植的受償意愿就越強?！笆芙逃潭取弊兞? 教育程度越高, 越有利于果農理解和認識到綠肥這種“新技術”的作用與好處?！笆欠袷谴甯刹俊弊兞? 村干部率先種植綠肥的“示范作用”可以加大果農對綠肥的了解與認識, 果農可以向村干部進行咨詢與學習, 提高綠肥種植技術的擴散率[17]。

3.4.2 信任特征變量對綠肥種植受償意愿的影響

村干部建議分別在模型(3)、模型(4)和模型(5)通過了5%顯著性檢驗, 而鄰居和親屬建議僅在模型(5)通過10%的顯著性檢驗。從3個模型中得出, 村干部建議對果農綠肥種植意愿具有正向影響作用, 這表明果農對村干部的信任程度越高, 綠肥種植意愿就越強。所以, 村干部作為全村的領導者, 是果農認可度高、信任度高的一個重要群體, 他們的建議具有重要的參照價值。相反, 對鄰居和親屬的信任表現的并不是很強烈, 而且鄰居的建議還對果農綠肥種植意愿具有負向作用, 這主要是因為果農與親屬、鄰居同屬一類群體, 他們都面臨著相似的決策問題且擁有相似的信息集[9,18], 即: 對于綠肥種植, 都表現出無知或者了解不全面, 因此果農視親屬、鄰居的決策行為為自己的參照, 害怕決策失誤, 選擇不種植綠肥或者至少不會大面積種植綠肥。

3.4.3 綠肥認知和政策認知變量對綠肥種植受償意愿的影響

果農對綠肥的認知水平變量是影響受償意愿的關鍵因素。從表4可以得到, 果農對綠肥認知水平變量是所有變量中唯一在模型(4)和模型(5)兩個模型中均通過1%顯著性水平的變量, 對果農具有正向的顯著作用。這表明綠肥認知水平是影響受償意愿的直接關鍵因素, 果農對綠肥了解的越充分, 綠肥種植受償意愿就越強烈。而果農對綠肥生態(tài)價值以及經濟價值的認知水平盡管沒有通過顯著性檢驗, 但可以得出, 經濟價值認知水平的系數模型(4)為0.002, 模型(5)為0.020, 表明果農認為綠肥種植并不能給他們帶來可觀的經濟效益, 種植意愿較弱。生態(tài)價值認知水平的系數為負, 表明綠肥種植不會改善果園生態(tài)環(huán)境, 果農也不會降低化學肥料的施用量。

果農對綠肥政策的認知上, 通過顯著性檢驗的只有政府宣傳和意愿金額兩個變量。政府宣傳通過了5%的顯著性檢驗水平, 對果農綠肥種植受償意愿有著密切的正向影響; 意愿金額的期望值在10%的顯著水平上通過了正向檢驗, 果農綠肥種植的積極性隨著意愿金額的升高而增強, 這符合一般經濟學思維邏輯。調研發(fā)現, 當前果農對土地生態(tài)保護意識普遍較弱, 問卷統計結果表明, 59.81%的果農表示如果有足夠的生態(tài)補償, 我們愿意進行綠肥種植。而為了改善果園耕地生態(tài)環(huán)境而選擇綠肥種植的果農僅3.29%, 可見綠肥生態(tài)價值這一解釋變量不足以刺激果農參與種植綠肥, 而最為直接的經濟目的才是果農愿意種植綠肥的根本動力。這與檢驗結果一致。

4 討論與結論

4.1 討論

積極發(fā)展與推廣綠肥, 實現耕地種養(yǎng)結合已成為持續(xù)提升土壤肥力、改善農業(yè)生態(tài)環(huán)境的有效措施[19]。農戶作為綠肥種植的微觀主體, 對農戶綠肥種植的受償意愿影響因素以及生態(tài)補償標準進行實證分析, 可為國家制定綠肥種植生態(tài)補償的政策提供重要理論依據。但是, 本文仍有需要深入探討的問題: 一是有關研究主體的選擇。確定綠肥種植生態(tài)補償標準是一項長期而復雜的系統工程[20], 不僅需要確定農業(yè)企業(yè)、合作社、家庭農場、種植大戶、普通農戶等多種經營主體的生態(tài)補償, 更涉及這些經營主體與政府之間的利益關系。本文僅基于微觀果農視角, 利用果農微觀調研數據, 展開研究普通果農綠肥種植的生態(tài)補償標準。所以, 有關其他新型經營主體生態(tài)補償標準的確定以及這些經營主體與政府之間的利益關系有待后續(xù)進一步研究。二是關于研究方法的選擇?，F有研究大多通過測算農戶參與生態(tài)保護項目的成本損失和生態(tài)效益確定生態(tài)補償標準。本文側重于從果農受償意愿的角度, 運用Logistic模型, 研究測算生態(tài)補償標準, 在一定程度上克服了運用機會成本測算生態(tài)補償標準偏小以及運用生態(tài)效益測算生態(tài)補償標準偏大的弊端[11,21]。三是有關樣本量的問題。由于調研時間和人力的局限性, 本研究只選取了陜西省延安市和咸陽市3個縣作為調查樣本, 樣本量僅有423份, 樣本量偏小, 可能導致實證分析結論具有一定的局限性。所以, 要擴大區(qū)域調研范圍, 使實證研究結論更具普適性[22]。

4.2 結論

本文依托陜西省423份果農綠肥種植樣本, 從果農受償意愿的角度, 選用非參數估計和參數估計兩種方法, 研究測算果園綠肥種植果農的生態(tài)補償標準, 利用Logistics模型探討果農受償意愿的關鍵影響因素, 得出以下主要結論: 第一, 受償意愿期望值可以作為果農綠肥種植生態(tài)補償標準的參考。根據參數估計, 測算得出果農在果園綠肥種植的受償意愿額度為2 611.80 ￥·hm-2, 而非參數估計得出的受償意愿額為3 660.75 ￥·hm-2, 可以將這兩個數值作為陜西省果園綠肥種植生態(tài)補償標準的動態(tài)調整區(qū)間, 然后每個縣市再結合本地實際情況, 調整生態(tài)補償標準。所以, 以受償意愿金額為基礎的果農生態(tài)補償標準, 理論性強, 并且能夠真正體現果農的真實訴求, 具有現實可行性。第二, 從果園耕地保護的角度, 大多數果農愿意進行綠肥種植。根據調研結果, 約有77%的果農傾向于在果園種植綠肥, 認為種植綠肥能夠改善果園生態(tài)環(huán)境, 尤其是可以增加土壤有機質。但是, 具有不同個人特征、家庭特征、認知水平的果農會表現出不同的綠肥種植意愿。一般而言,年齡越大, 受教育程度越高, 認知水平越高的果農, 更傾向于果園進行綠肥種植。第三, 影響果農綠肥種植受償意愿的因素極其復雜。現階段陜西省果農綠肥種植意愿受多種因素的共同影響。但在當前國家鼓勵和推進綠肥種植的大環(huán)境下, 果農的個人稟賦和家庭生產經營因素的影響作用被嚴重削弱, 信任特征、農戶對綠肥以及政策的認知程度成為果農綠肥種植的主要影響因素。具體而言, 果農對綠肥的認知水平成為農戶愿意接受綠肥種植補償的直接關鍵原因, 耕地質量是果農接受綠肥種植補償的誘導因素, 耕地質量越好, 果農對政策的了解程度越深, 果農接受綠肥種植補償的意愿越強烈。

基于本文研究結論, 得出如下政策啟示: 第一, 建立管控與激勵相結合的生態(tài)補償制度, 科學確定生態(tài)補償標準。為保障綠肥種植的果農利益, 建立管控與激勵相結合的市場化、多元化的果園綠肥種植生態(tài)補償制度, 積極開展果園綠肥生態(tài)價值評估, 科學合理確定生態(tài)補償標準。根據不同農業(yè)經營主體對綠肥補償政策與制度的需求, 設計差異化的綠肥種植生態(tài)補償機制, 即對小農戶采取將綠肥補貼納入農業(yè)綜合補貼的形式, 對農業(yè)企業(yè)、合作社等新型經營主體和種植大戶采取以獎代投或以獎代補的形式, 保證生態(tài)補償制度更科學與民主, 使補償制度更能符合果農實際情況和切實體現果農的利益需求, 激勵果農綠肥種植的積極性。第二, 賦予農戶利益訴求機會, 提高果農綠肥種植意愿。在推動果園綠肥種植的過程中, 果農綠肥種植并不是完全自愿的, 因此建議地方政府以及政策制定時, 要考慮果農的利益訴求, 不能強迫命令, 不能以多數戶同意“綁架”少數戶[23], 需要加強地方政府與農戶的雙向溝通[24], 了解農民真實需求, 切實保證果農利益訴求得到表達, 增強果農對政策的信任和認同度, 提高果農綠肥種植意愿。第三, 提高果農對果園綠肥種植的正確認知, 提升果農綠肥種植的參與度。根據本研究的結論, 果農對綠肥的認知水平是影響綠肥種植意愿的關鍵直接因素, 因此, 政府應該做好充分引導作用, 加大果園綠肥對果園土壤、水果質量、生態(tài)環(huán)境、經濟收益等方面的宣傳, 特別是要讓果農充分認識到果園長期過量施用化學肥料的危害, 充分了解果園綠肥的生態(tài)價值。通過宣傳, 在潛移默化中強化果農對果園綠肥種植的了解與認知, 增強果農綠肥種植意愿。