農戶“糧改飼”參與行為與意愿悖離研究*
——基于甘肅354位農戶的微觀數(shù)據(jù)

王霞，呂劍平, 2，蘭娜

(1. 甘肅農業(yè)大學財經(jīng)學院，蘭州市，730070； 2. 甘肅省區(qū)域農業(yè)與產(chǎn)業(yè)組織研究基地，蘭州市，730070)

0 引言

自實施糧食收購制度以來，我國糧食生產(chǎn)獲得“十七連豐”，糧食產(chǎn)量連續(xù)6年穩(wěn)定在6.5億t以上，取得了舉世矚目的輝煌成就，把中國人的飯碗牢牢的端在了自己手上。由此可見，現(xiàn)階段我國最重要的糧食問題已經(jīng)不再是單純的人口糧食安全，而是要在口糧絕對安全已有足夠保障的前提下著力解決飼料糧安全問題[1-2]。飼草作為優(yōu)質飼料糧，是關乎畜牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展的物質基礎，擁有充足的優(yōu)質飼草料能夠推動畜牧業(yè)優(yōu)質、高產(chǎn)、高效發(fā)展[3]。

對此，2015年中央一號文件首次提出“糧改飼”，指出“要加快發(fā)展草地畜牧業(yè)，支持青貯玉米和苜蓿等飼草料種植，開展糧改飼和種養(yǎng)結合模式試點，促進糧食、經(jīng)濟、飼草料作物三元種植結構協(xié)調發(fā)展”，之后6年的中央一號文件就繼續(xù)推進糧改飼工作、合理調整我國糧經(jīng)飼結構都做出了直接要求。截至2020年底，我國青貯玉米種植面積達1 000 khm2，通過“糧改飼”生產(chǎn)各類牧草達1 500 kt，極大地解決了國內優(yōu)質飼草料欠缺的困境。

“糧改飼”作為農業(yè)供給側結構性改革的重要舉措和種植結構調整的主抓手，各試點區(qū)種植結構調整情況及政策推廣成果較為顯著，但依舊存在諸多問題亟待解決[4-6]。就如何優(yōu)化“糧改飼”政策補貼問題，郭世娟等從微觀視角模擬不同補貼標準形式下農戶調整決策及成本收益變動情況[7]；也有學者們通過系統(tǒng)梳理或實地調研，分析實施“糧改飼”政策帶來的社會、經(jīng)濟及生態(tài)等方面效益[8-9]以及政策實施過程中所存在的問題。

然而，通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，大多文獻立足于政府視角展開研究，所陳述的問題多針對于特定研究區(qū)域，沒有普適性，鮮有學者從農戶視角出發(fā)探討“糧改飼”政策推行過程中存在的問題，農戶是“糧改飼”項目政策的“行動支點”[10]，其行為意愿直接影響政策實施成效，有參與意愿并真正參與才是保證政策有效實施的關鍵，意愿是行為的先導，但并不會完全轉化為行為，兩者之間出現(xiàn)差異的現(xiàn)象被稱作“悖離”，其受行為主體內生驅動與外部因素的影響[11]。已有學者采用計量經(jīng)濟學模型對綠色生產(chǎn)技術采納[12]、退耕還林[13]與生物農藥施用[14]等過程中所發(fā)生的行為意愿不一致悖離現(xiàn)象展開探究，發(fā)現(xiàn)影響農戶行為與意愿的因素不盡相同，導致悖離發(fā)生的原因有相似之處亦有差異。而農戶參與“糧改飼”行為意愿方面，學者們多對農牧交錯地帶農牧民飼草料種植行為意愿進行了實證研究[15-16]，其他鮮有研究涉足，尤其就農戶行為與意愿相悖離現(xiàn)象問題的分析具有重要的現(xiàn)實意義，值得深入探索，并尋找可行的解決辦法。

本文則以此為出發(fā)點，對農戶參與“糧改飼”政策行為與意愿悖離現(xiàn)象展開實證研究，為該政策繼續(xù)高質量的推行在農戶層面提供實證依據(jù)與參考的解決路徑。

1 理論分析與假設

在改造傳統(tǒng)農業(yè)、實行新型循環(huán)農業(yè)過程中，他們一旦認為“有利可圖”，即感知到現(xiàn)代新技術要素的投入能獲得更高的農業(yè)產(chǎn)出和收益，作為理性經(jīng)濟人的農戶會毫不猶豫地追求更豐厚的利潤。同時，當對現(xiàn)代技術要素產(chǎn)生需求時，也就產(chǎn)生了相應的意愿。然而是否進一步采取實際行動，則需要在有意愿的基礎上對各個方面進行全面而理性的考量[17]。大量已有研究證明，農戶特征與外部環(huán)境是一項政策或技術實施的主要影響因素；同時，“糧改飼”作為一項農業(yè)政策，在農戶有意愿采納的前提下，最終是否付出行動取決于農戶的行為決策。溫寧等人發(fā)現(xiàn)意愿轉化過程中存在兩個關鍵因素：一是來自意愿的內生驅動因素，二來自行為的外部環(huán)境，行為人可以根據(jù)自身稟賦進行自我調節(jié)實現(xiàn)轉化，而行為環(huán)境的改善有助于有意識或潛在的有意識行動者自發(fā)地產(chǎn)生行為，外部控制行動者實施行為，從而達到意愿轉化為行為的目的[18]。

那么，這些因素是否也同樣可以解釋在“糧改飼”政策推行過程中，農戶所表現(xiàn)出的行為與意愿差異現(xiàn)象呢？因此，借鑒已有研究，選取農戶認知特征、外部環(huán)境特征與農戶特征三個維度對農戶參與“糧改飼”政策行為與意愿的悖離現(xiàn)象做深度剖析。

1.1 農戶認知特征對農戶“糧改飼”參與行為與意愿悖離的影響

行為經(jīng)濟學認為，個體對某一事物的認知情況會使其對該事物的主觀態(tài)度或看法發(fā)生變化，從而影響最終行為[19]。農戶對傳統(tǒng)糧食作物的認知形成了一種“慣性”，他們已經(jīng)熟練掌握了這種既定的生產(chǎn)方式，要讓他們改變種植結構，首先要從其認知上進行改變。了解政策內容及其開展方式對農戶參與“糧改飼”與否有直接影響?！凹Z改飼”不僅能減少大氣污染、優(yōu)化生態(tài)環(huán)境，又能降低化肥使用量和改善土壤結構，解決農戶之前大量將玉米秸稈進行焚燒帶來的生產(chǎn)資源浪費與嚴峻的環(huán)境問題，一般情況下，農戶對資源保護認知越高，其行為發(fā)生概率越高。經(jīng)濟價值是農戶作為理性經(jīng)濟人考慮的首要因素，直接作用于農戶行為意愿的轉化。社會效益作為評價一項農業(yè)政策實施效果的關鍵部分，“糧改飼”政策是否真正推動社會進步，首先要從政策的實施者——農戶視角出發(fā)，尋求他們的意見與態(tài)度?！凹Z改飼”不僅可以為農戶帶來更多經(jīng)濟收益，且可以推動種養(yǎng)畜牧業(yè)高質量發(fā)展。現(xiàn)代農戶的素質逐漸提升，在生產(chǎn)經(jīng)營過程中不再單純地追求生產(chǎn)效益，他們更加注重生產(chǎn)過程中農業(yè)生產(chǎn)要素利用率是否提高、生態(tài)保護是否加強等社會效益?；谝陨戏治觯鞒黾僭O：

H1:農戶認知(農戶政策認知、環(huán)境保護認知、社會效益認知與經(jīng)濟價值認知)特征對農戶“糧改飼”參與行為與意愿的悖離有負向作用。

1.2 外部環(huán)境特征對農戶“糧改飼”參與行為與意愿悖離的影響

補貼是農業(yè)項目政策推行過程中普遍被采用的措施之一，農戶在接觸一項新事物時，基于風險考慮會有試探心理，若政府能給予補貼支持，他們會更有信心參與到該事物中去；再者，“糧改飼”推行時間不久，還未完全成熟，農戶沒有形成既定生產(chǎn)意識，政策補貼會激發(fā)農戶意愿，也為農戶行為提供堅實的保障。改種青貯玉米和后續(xù)的發(fā)酵加工過程中必須由專業(yè)的現(xiàn)代化機械進行處理，是否擁有配套的農業(yè)技術設施、機械能否容易到達作業(yè)區(qū)域也會影響農戶的行為，若機械無法到達，即使農戶參與意愿足夠強烈也無法真正行動起來，農戶經(jīng)營過程中機械化程度越高，政策實施效果越好?；A設施建設完善后，農戶是否擁有相應的技術操作能力亦是關系農戶能否進一步順利踐行政策，若缺乏專業(yè)技術，會使得農戶“心有余而力不足”而出現(xiàn)悖離。

在“糧改飼”政策實施背景下，家中飼養(yǎng)牲畜的農戶容易產(chǎn)生自己種植飼草的意愿，以此緩解市場優(yōu)質飼料購買價格高、數(shù)量少的困境，在保證自家牲畜食用量的前提條件下，農戶可以將多余飼草料進行售賣以獲取額外收益；對于自家無牲畜食用或飼草料使用量較小的農戶，可以根據(jù)飼料市場價格及需求決定是否采取具體措施。

H2：除市場銷售情況與農戶行為意愿悖離呈正相關，技術指導培訓、農業(yè)基礎設施條件以及政策補貼與農戶“糧改飼”參與行為與意愿悖離皆呈負相關關系。

1.3 農戶特征對農戶“糧改飼”參與行為與意愿悖離的影響

大量研究表明，農戶特征是農戶參與行為與意愿出現(xiàn)差異的深層原因。其包括農戶自身特征、家庭特征與生產(chǎn)經(jīng)營特征等，綜合考慮農戶參與“糧改飼”政策情形，選取農戶個體與生產(chǎn)經(jīng)營特征作分析。農戶個體特征方面，男性雖然在傳統(tǒng)農業(yè)生產(chǎn)過程中從事主要勞動，較女性而言更加了解農業(yè)生產(chǎn)情況，但隨著時代的進步，女性在現(xiàn)代生產(chǎn)經(jīng)營過程中也承擔起重任，加之女性思慮周全，會對參與“糧改飼”政策擁有更加理性的決策；年齡越小的農戶，越容易理解新技術所帶來更高效益；“糧改飼”是一種新型循環(huán)農業(yè)，文化程度越高的農戶更易領悟“糧改飼”的生產(chǎn)效益；在中國農村社會，“人情社會”特征依舊存在，從眾心理越強的農戶，會伴隨身邊熟人的選擇盲目跟風。

生產(chǎn)經(jīng)營方面，“糧改飼”政策目的是為牛羊提供優(yōu)質的飼草料以此來提高動物產(chǎn)品品質，更好地滿足人們日益增長的高營養(yǎng)食物需求，農戶飼養(yǎng)規(guī)模在一定程度上會影響農戶行為。同理，實際耕種面積越大，農戶在付出相同勞動力成本的條件下，斟酌作物的不同經(jīng)濟價值之后應選擇能夠獲取更高收益的青貯玉米、苜蓿、黑麥等?！凹Z改飼”在甘肅是以龍頭企業(yè)或農業(yè)公司為主導，引導合作社并帶動小農戶積極參與飼草料種植為主要發(fā)展模式，故農戶是否參與農業(yè)經(jīng)營組織，對農戶的行為有積極帶動作用。然而，農戶非農收入越高，意味著其主要收入來源不是農業(yè)收入，那么即使農戶擁有強烈的參與意愿，也會因為其主要從事的其他工作和比較利益阻礙農戶政策行為。

基于以上分析與假設，構建圖1來表示各特征因素的影響機理，農戶特征作為最深層因素，農戶認知與外部環(huán)境三者同時作用于農戶在“糧改飼”參與時的意愿與行為。

圖1 農戶特征、農戶認知及外部環(huán)境對農戶參與行為與意愿的影響機制

2 數(shù)據(jù)來源、變量設定與模型構建

2.1 研究區(qū)概況

甘肅作為我國重點牧區(qū)省份之一，其中部地區(qū)又地處北方農牧交錯地帶，2020年省牛羊肉總產(chǎn)量525 kt，較2019年增長10%，牛奶產(chǎn)量575 kt，增加133.9 kt，居民膳食結構的改變和對動物性產(chǎn)品需求的不斷增加，刺激優(yōu)質飼料需求日益增長。目前甘肅糧食基本屬于自給自足狀態(tài)，但飼料糧產(chǎn)需存在缺口。作為首批“糧改飼”試點實施地區(qū)已取得明顯成效，將其作為研究區(qū)域具有典型性與代表性。本文以甘肅省不同經(jīng)濟發(fā)展水平、氣候與地理條件以及“糧改飼”政策實施狀況為原則，確定張掖甘州、臨夏廣河、天水張家川作為樣本區(qū)域。

2.2 變量設定與描述性統(tǒng)計分析

將悖離定義為：在農戶有參與“糧改飼”意愿的前提下，有實際行為則沒有出現(xiàn)悖離，即y=0，若沒有真正采取行動參與該政策，這種現(xiàn)象意味著出現(xiàn)了悖離，即y=1?；谇拔睦碚摲治觯梃b李新等[15]、孟志興等[16]的研究設定本文的解釋變量，具體各變量的定義如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析

2.3 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于寒假期間展開的實地入戶調查，此時農戶已將青貯飼料打包處于后期的發(fā)酵期，農戶參與“糧改飼”政策的行為與意愿已經(jīng)非常明晰。對樣本區(qū)域進行分層隨機抽樣，走訪不同類型的農戶家庭，選擇其中一名成員進行面對面交流，半開放式填寫問卷，共獲得問卷413份，去除無效問卷16份，有效率達96.13%。農戶行為意愿悖離分兩種：農戶有意愿無行為、無意愿有行為，調研過程中發(fā)現(xiàn)無意愿有行為的情況只是極少數(shù)，且本文主要針對農戶在擁有參與“糧改飼”政策意愿的情境下無實際行為的問題，無意愿卻有行為和無意愿無行為問題不在本文重點研究范圍之內，所以又去掉了沒有參與意愿的樣本數(shù)據(jù)，剩余有參與意愿的有效問卷共354份，有效問卷來源分布如表2所示。

表2 有效樣本分布情況

由表3可知：調查對象平均年齡處于31～65歲之間，約58%為男性，文化程度大多為小學或初中，受教育水平程度較低，這印證了甘肅省農民素質仍然處于較低水平狀態(tài)的事實。農戶的耕種面積均值在0.27 hm2左右，70%的農戶牲畜飼養(yǎng)規(guī)模較??；從農戶非農收入來看，70%的農戶非農收入在4萬元以上，說明農戶現(xiàn)在的主要收入來源已經(jīng)從原來的家庭經(jīng)營性收入為主向家庭經(jīng)營收入與其他收入共同作為主要收入轉變，與甘肅省農村居民人均可支配收入結構變動趨勢一致。

表3 調查對象樣本特征

2.4 模型構建

由于本文所研究的農戶“糧改飼”參與行為與意愿是否悖離是一個二元選擇問題，被解釋變量不滿足一般線性回歸約束條件，無法直接使用多元線性回歸。Logistic模型是將邏輯分布作為隨機誤差項的概率分布的一種二元離散選擇模型，適用于對按照效用最大化原則所進行的選擇行為的分析，因此采用二元Logistic回歸模型

(1)

式中：Pi——農戶行為與意愿悖離的概率；

β0——截距項；

βj——第j個自變量的回歸系數(shù)；

n——自變量個數(shù)；

Xij——第i個農戶第j個變量的具體數(shù)值。

給式(1)兩邊取對數(shù)簡化可得

(2)

3 結果與分析

3.1 模型檢驗

運用SPASS 23.0軟件對模型進行檢驗，結果如表4所示：模型的-2對數(shù)似然值為301.018，Hosmer-Lemeshow卡方檢驗值為4.447，說明自變量中至少存在一個變量與因變量相關，而其顯著性0.815遠大于0.05，模型擬合優(yōu)度較好。為避免各自變量之間出現(xiàn)自相關問題，進行共線性檢驗表5后發(fā)現(xiàn)各自變量的VIF值，即方差膨脹因子均小于5，由此可見各變量之間在數(shù)值上并不存在共線性，所選指標切實良好。測算方程

表4 模型檢驗結果

表5 自變量共線性檢驗

yi=5.236-0.089X1i-0.165X2i+…+

0.274X7i+…-0.232X16i+ε

3.2 結果分析

3.2.1 農戶認知特征的影響分析

農戶認知特征對農戶行為意愿悖離的影響結果通過假設，農戶對“糧改飼”政策社會效益與經(jīng)濟價值認知分別在5%和1%的水平下通過了顯著性檢驗。當農戶對“糧改飼”所提供的經(jīng)濟價值認知增加一個單位時，如農戶認知度從比較滿意上升到非常滿意程度，農戶行為意愿出現(xiàn)悖離的可能性就會下降28.4%。改種青貯玉米、苜蓿等優(yōu)質飼草料后收入平均增加4 500～6 000元/hm2，農戶認知到“糧改飼”帶來的經(jīng)濟收益增加時，采取行動的可能性增加。認知到“糧改飼”政策能夠帶來較大社會效益比不認可的農戶出現(xiàn)行為意愿悖離現(xiàn)象的概率明顯減少0.417倍，優(yōu)質飼草料種植為牛羊的面包增加了更豐富營養(yǎng)的同時，秸稈焚燒的減少和牛羊糞便等為土地增添的更加肥沃的有機肥料，改善了土壤結構并提高了土地生產(chǎn)效率，促進綠色循環(huán)農業(yè)的發(fā)展，也在一定程度上緩解了飼料糧大量進口的不利局面，足以說明，現(xiàn)代農戶的思想境界有所提升，不再只是單純地追求經(jīng)濟回報，更加注重社會整體的可持續(xù)發(fā)展。但是，政策、資源保護認知沒有通過顯著性檢驗，原因可能是甘肅省新型農民化程度不高，其資源保護意識不夠強烈，對政策沒有深層次的認知。

3.2.2 外部環(huán)境特征的影響分析

政策補貼越合理，農戶行為意愿就越趨于一致，當政策補貼合理值提升一個單位，農戶行為與意愿悖離的發(fā)生就降低71.2%的可能性，即農戶認為政府對于“糧改飼”給予的補貼足夠合理的條件下，農戶積極采取行為的可能性就會增大。技術指導培訓在10%的水平下顯著影響農戶的行為意愿是否出現(xiàn)悖離，相關部門提供技術指導比不提供時農戶出現(xiàn)行為意愿不一致現(xiàn)象的概率下降0.45倍，目前“糧改飼”及生產(chǎn)技術仍然處于發(fā)展階段，農戶沒有完全精準掌握，農戶能夠獲得政府提供的技術支持時，行為與意愿也就愈加趨于一致。農業(yè)基礎設施條件建設影響也在1%水平下顯著，其完善程度愈高，且每增加一個單位，農戶行為出現(xiàn)悖離的情形會減少32.9%。當耕作、收割或者打包機械無法進入作業(yè)區(qū)時，農戶會被迫放棄種植青貯玉米選擇原來的籽粒玉米，該現(xiàn)象在丘陵密布、溝壑縱橫的廣河縣顯得更加普遍，耕地為山地較多，土地不平整、碎片化等問題導致農作機械不易到達田間實施作業(yè)，張家川某些鄉(xiāng)鎮(zhèn)該現(xiàn)象也較為突出，這些原因也迫使農戶出現(xiàn)空有意愿無行為的不良處境。假設2成立。市場銷售情況對農戶行為意愿出現(xiàn)差異的影響不顯著，樣本中認為銷售較難的農戶占80%，這是由于大多參與了“糧改飼”的農戶種植規(guī)模較小，成果自用，意愿行為不一致的農戶是受到此影響而認為銷售難。

3.2.3 農戶特征的影響分析

表6為回歸結果。農戶個體特征中，性別與年齡在1%的水平下通過了顯著性檢驗，且對農戶行為與意愿悖離現(xiàn)象的發(fā)生均為正向影響。男性行為與意愿出現(xiàn)悖離現(xiàn)象遠高于女性，女性社會地位逐步提高，思考問題更加長遠和細膩的心理使得她們看到了“糧改飼”政策實施前景，行為意愿較男性更趨于一致。而年齡越大的農戶，對新鮮事物的接受程度較青年來說更慢，他們傳統(tǒng)的生產(chǎn)思維抑制了其接受新現(xiàn)代農業(yè)生產(chǎn)方式，即使他們有一定的參與意愿，但也會因為擔心各種風險而選擇放棄行動，從而導致行為意愿差異。從眾心理的確阻礙了意愿向行為的轉化，但影響不顯著。

表6 回歸結果

非農收入與農戶行為意愿出現(xiàn)悖離呈顯著正相關，且在5%的水平下通過了顯著性檢驗，每當農戶非農收入增加一個單位，例如農戶非農收入從2萬元以下增加到2～4萬元時，悖離出現(xiàn)的可能性就會極大地增加。同時，農業(yè)合作組織對農戶亦有十分顯著的影響，未加入任何農業(yè)組織的農戶出現(xiàn)行為悖離的可能性是加入的0.28倍，農民合作社以及龍頭企業(yè)等對小農戶牽引作用有效，調研發(fā)現(xiàn)甘州區(qū)相較于其他研究區(qū)域新型農業(yè)經(jīng)營組織數(shù)量更多，該影響作用更加突出。樣本中農戶平均受教育水平在9年左右，在生產(chǎn)經(jīng)營過程中，耕種面積與牲畜飼養(yǎng)規(guī)模也大多處于平均水平，因此影響不顯著。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

農戶作為“糧改飼”項目政策實施的關鍵決策和行為主體，樣本中仍有40.68%的農戶其行為與意愿呈現(xiàn)有意愿無行為的事實，這對政府推進糧改飼工作，合理調整糧經(jīng)飼結構帶來巨大的阻礙。文章基于廣河縣、張家川縣及甘州區(qū)調查數(shù)據(jù)，采用二元Logistic有序多分類模型，從農戶認知、外部環(huán)境、農戶特征三個維度對農戶參與“糧改飼”時的高意愿低行為現(xiàn)象發(fā)生影響因素分析后發(fā)現(xiàn)：(1)社會效益、經(jīng)濟價值、技術指導與培訓、農業(yè)基礎設施條件、政策補貼以及農業(yè)組織參與情況對農戶“糧改飼”的參與行為與意愿悖離具有顯著的抑制作用；而年齡、性別與非農收入的增長對其呈顯著的助推效果。(2)政策認知、資源保護認知、市場銷售情況、文化程度、從眾心理、牲畜飼養(yǎng)情況以及耕種面積對是否產(chǎn)生行為悖離的影響不顯著。需以顯著影響因素為主要突破口，兼顧非顯著因素，對“糧改飼”意愿行為差異現(xiàn)象進行抑制。

4.2 政策啟示

1) 政府應通過構建“當?shù)卣?新型農業(yè)組織+農戶”的模式，由政府牽頭帶領農業(yè)組織親自進行項目示范，培育典型示范戶，讓農戶切實認可該政策“有利可圖”，積極鼓勵意愿強烈的農戶真正參與進來。

2) 合理調整補貼標準，劃分補貼層次，針對不同生產(chǎn)經(jīng)營類型的農戶提供適宜的補貼，注重提供多樣化補貼形式，不只局限于資金，可以為農戶在良種與低污染塑料薄膜等方面提供補貼支持。

3) 加強農業(yè)生產(chǎn)基礎設施建設，減小“糧改飼”實施中基礎設施不利所帶來的客觀阻力，加強農戶現(xiàn)代化素質教育，聘請專業(yè)人員為農戶提供技術培訓與專用農作機械使用指導，解決農戶后顧之憂。

4) 引導農戶逐漸向理性決策轉變，切勿盲目從眾，自我行為受他人支配，要主動了解身邊親朋好友參與“糧改飼”的生產(chǎn)模式與效益，主動與他們進行溝通交流是緩解悖離現(xiàn)象的良好催化劑。

從農戶本身出發(fā)是解決農戶行為意愿悖離的最好途徑，農戶認知到“糧改飼”帶來的各方面高價值與高收益和外部環(huán)境的保障是農戶在擁有高參與意愿的同時盡量抑制其低行為現(xiàn)象發(fā)生的必要手段。