勞動力稟賦、耕地破碎化與農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為*

張 潔，陳美球※，謝賢鑫，3，賴昭豪，劉艷婷，張淑嫻，張玉琴

（1.江西農(nóng)業(yè)大學農(nóng)村土地資源利用與保護研究中心，南昌 330045；2.江西省鄱陽湖流域農(nóng)業(yè)資源與生態(tài)重點實驗室，南昌 330045；3.南京農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，江蘇南京 210095）

0 引言

耕地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最重要的物質(zhì)基礎(chǔ)，也是保障糧食安全和維護國家社會穩(wěn)定發(fā)展的根本性資源[1-2]。面對我國人多地少、耕地資源匱乏的基本國情，加強耕地保護有著重要的戰(zhàn)略意義。以遵循生態(tài)系統(tǒng)原理、避免對耕地系統(tǒng)造成人為不可逆干擾、利于改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境為特征的生態(tài)耕種，是實現(xiàn)我國耕地數(shù)量、質(zhì)量和生態(tài)“三位一體”保護目標的內(nèi)在需求。農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)耕種最直接和最主要的參與者，其對耕種方式的選擇直接影響著耕地利用的可持續(xù)性，進而影響現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展與走向[3]。探討和掌握廣大農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為的特征和影響規(guī)律，并有針對性地提出相關(guān)對策與建議，對生態(tài)耕種的推廣與運用，落實耕地保護基本國策，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。家庭勞動力稟賦與耕地基本狀況是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為決策的重要影響因素[4]。隨著工業(yè)化與城市化的發(fā)展，大量農(nóng)村青壯年勞動力流向城市，我國農(nóng)村勞動力稟賦結(jié)構(gòu)已發(fā)生截然不同的變化，勞動力結(jié)構(gòu)性稀缺成為常態(tài)[5]。勞動力數(shù)量的減少和老齡化，促使傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式發(fā)生轉(zhuǎn)變，也影響到農(nóng)戶對新型生產(chǎn)方式的采納意愿和采納程度。我國小農(nóng)生產(chǎn)模式將在一段時期內(nèi)持續(xù)存在[6]，人多地少、耕地資源匱乏的基本國情造成了耕地破碎化，也使得土地成為中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的瓶頸制約因素[7]。耕地破碎化程度越高，農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的難度越高，既會造成生產(chǎn)資料的浪費也不利于新技術(shù)與設(shè)備的應(yīng)用，極大地降低了生產(chǎn)效率，也在很大程度上影響了農(nóng)戶對新技術(shù)的采納意愿與程度。

近年來，農(nóng)業(yè)面源污染的加重使生態(tài)耕種成為一個研究熱點[8-14]，生態(tài)耕種方式包括如測土配方施肥、農(nóng)膜回收、秸稈還田、作物輪作等保護性耕作和種植綠肥、使用有機肥、減量施用化肥等綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為。現(xiàn)有文獻多是對農(nóng)戶生態(tài)耕種存在問題進行研究并提出建議[15]，或針對生態(tài)認知、信息傳遞[16]等具體方面對農(nóng)戶生態(tài)耕種的采納意愿或程度進行了研究，然而基于農(nóng)戶勞動力稟賦轉(zhuǎn)變和耕地破碎化視角，對農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為開展研究的文獻還很缺乏。同時，現(xiàn)有研究缺乏對農(nóng)戶生態(tài)耕種過程的分析。實際上，農(nóng)戶生態(tài)耕種采納行為是一系列的決策過程，包括“是否愿意采納”和“在多大程度上采納”兩個相互聯(lián)系而且有先后順序的過程，雙欄模型能夠較好地分析農(nóng)戶決策行為的兩個過程。

鑒于此，文章從農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為出發(fā)，基于農(nóng)戶行為理論，結(jié)合CRAGG 提出的雙欄模型提出農(nóng)戶勞動力稟賦和耕地破碎化對其生態(tài)耕種決策行為影響的研究假設(shè)，借助江西省1 488份農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿和采納程度影響因素進行實證研究。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體和耕地的直接使用者，其對生態(tài)耕種的決策行為直接影響著耕地的質(zhì)量以及政府耕地保護政策的制定與落實。因此，該研究不僅能豐富農(nóng)戶決策行為的研究內(nèi)容，還可以拓展農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為的研究深度，為我國耕地保護、綠色農(nóng)業(yè)的實踐推廣和政策設(shè)計提供參考依據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為受到眾多因素的影響，其中勞動力稟賦和耕地破碎化是重要影響因素。隨著城市化的發(fā)展、市場化改革的深入、土地流轉(zhuǎn)制度的完善以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，農(nóng)戶家庭對勞動力的配置在市場需求的引導下進行調(diào)整，勞動力稟賦差異給農(nóng)戶決策行為帶來的差異日益顯著[17]。該文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上[18]，把農(nóng)戶勞動力稟賦分為家庭總?cè)丝凇趧恿θ藬?shù)、常年務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)和兼業(yè)程度。耕地破碎化是耕地面積、距離、分布狀態(tài)等的綜合反映指標。耕地破碎化的大小對農(nóng)業(yè)規(guī)模化、機械化生產(chǎn)，新技術(shù)、新設(shè)備的使用，耕地的集約利用效率等都有著極大的影響[19]。

農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為是指農(nóng)戶愿意進行生態(tài)耕種，并且能夠在一定程度上將生態(tài)耕種所包含的各項具體行為付之于實際的社會決策行為。根據(jù)農(nóng)戶行為理論，農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為分為采納意愿和采納程度兩個方面，是兩者的統(tǒng)一。生態(tài)耕種采納意愿決定了農(nóng)戶生態(tài)耕種采納的積極性，采納程度則反映了愿意采納生態(tài)耕種的農(nóng)戶對生態(tài)耕種的具體行為在多大程度上采納。根據(jù)采納意愿，農(nóng)戶可以分為愿意采納生態(tài)耕種和不愿意采納生態(tài)耕種兩種類型。根據(jù)農(nóng)戶采納生態(tài)耕種具體行為的項數(shù)，可以反映農(nóng)戶在多大程度上采納了生態(tài)耕種。

農(nóng)戶勞動力稟賦是指農(nóng)戶個人及其整個家庭所有的勞動力資源和能力，包括勞動力人數(shù)以及投入勞動的比重[20]。前人在研究勞動力稟賦時，通常只考慮家庭總?cè)丝诤蛣趧恿側(cè)藬?shù)，該文考慮到從事農(nóng)業(yè)勞動對勞動力的依附性，將常年務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)和兼業(yè)程度也納入研究范圍。勞動力稟賦包括：（1）家庭總?cè)丝跀?shù)。家庭人口數(shù)能反映家庭人力資源儲備情況，通常情況下，農(nóng)戶家庭總?cè)丝跀?shù)越大，越傾向于采用保守的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，采納生態(tài)耕種的可能性越小。（2）勞動力人數(shù)。在我國小農(nóng)經(jīng)濟依然為主體的前提下，勞動力人數(shù)越多其實施生態(tài)耕種的能力越強，選擇生態(tài)耕種的可能性越大。（3）常年務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)。常年務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要程度與依賴程度情況的反映指標，常年務(wù)農(nóng)人數(shù)越多，其對農(nóng)業(yè)的依賴度越大，對能增加收入的生態(tài)耕種采納度越高。（4）兼業(yè)程度。農(nóng)戶兼業(yè)程度是在家務(wù)農(nóng)時間與在外務(wù)工時間比重的反映指標，兼業(yè)程度越高，農(nóng)戶外出務(wù)工時間越長，非農(nóng)收入越高，接觸相關(guān)信息越多，采納生態(tài)耕種的可能性越大。由此提出以下假設(shè)。

H1：勞動力稟賦對農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為存在顯著影響。

耕地破碎化能綜合反映耕地面積、距離、分布狀態(tài)等指標。一方面，耕地破碎化使得農(nóng)戶難以進行機械化生產(chǎn)和規(guī)?；?jīng)營，極大地提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的難度，不利于農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿和采納程度的提高[21]；另一方面，耕地破碎化也有利于農(nóng)業(yè)種植多樣化與分攤自然風險，不僅能分散勞動強度、提高勞動效率，還能降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在的自然風險，從而提高農(nóng)業(yè)整體效益，有利于農(nóng)戶對耕地進行長期投資。但基于江西省小農(nóng)生產(chǎn)模式為主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)狀，耕地破碎化越大，耕地越破碎，農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的難度越大，對生態(tài)耕種的采納意愿和采納程度積極性越低?；谏鲜鲅芯?，提出以下假設(shè)。

H2：耕地破碎化對農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為有顯著負向影響。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自課題組2018 年1—3 月于江西省開展的《江西省農(nóng)戶生態(tài)耕種認知與行為》專題抽樣調(diào)查。課題組采用分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方式選取調(diào)查樣本農(nóng)戶，抽樣步驟為：根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平和糧食生產(chǎn)情況在江西省內(nèi)11 個地級市中選取4～5 個縣（區(qū)），然后在每個縣（區(qū)）隨機選取2～3 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取1～2個村，最后在每個村隨機選取10～15戶水稻種植戶。此次調(diào)查采用訪談和問卷相結(jié)合的方式，對戶主或是參與農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策的家庭主要成員開展調(diào)查，一共發(fā)放1 600份問卷，剔除部分核心數(shù)據(jù)缺失或數(shù)據(jù)前后矛盾的問卷，得到實際有效問卷1 488份，問卷有效率為93.00%。問卷主要內(nèi)容包括農(nóng)戶個人及家庭基本情況、農(nóng)戶對生態(tài)耕種的了解情況與采納情況以及農(nóng)戶對生態(tài)耕種行為的觀點及看法3部分。

2.2 樣本特征

通過對1 488 份有效問卷分析發(fā)現(xiàn)：受訪農(nóng)戶74.6%為男性，男性仍是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要力量；受訪農(nóng)戶平均年齡達到48.38歲，50歲以上農(nóng)戶比重達36.15%，年齡總體偏大；受訪農(nóng)戶受教育程度為初中及以下的農(nóng)戶比重為82.86%，受教育程度普遍偏低；受訪農(nóng)戶家庭總?cè)丝诰禐?.387 人，家庭人口規(guī)模3～5 人的占樣本的55.51%，以中等規(guī)模為主；受訪農(nóng)戶實際耕地面積為0.33hm2（5畝）及以下的占樣本的77.49%，耕地面積較小的小農(nóng)戶為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最主要力量；家庭年收入均值為8.083 萬元，年收入低于10 萬的占樣本總量的80.38%，總體上處于較低水平。綜上所述，樣本農(nóng)戶具有以中老年男性為主，受教育程度偏低，中等家庭規(guī)模，耕地面積較小，家庭收入水平不高等特征，基本符合我國農(nóng)戶的一般特征，有一定代表性，詳見表1。

表1 受訪農(nóng)戶基本特征

2.3 變量說明

圖1 調(diào)研地點

（1）因變量。該文的因變量是農(nóng)戶生態(tài)耕種的決策行為，將其分解為采納意愿和采納程度兩個階段。第一階段設(shè)置的問題是：對10 項生態(tài)耕種具體行為是否有采納意愿，選項參考Likert Scale 采取五分變量形式，即很愿意得5 分、比較愿意得4 分、愿意得3 分、不太愿意得2 分和不愿意得1 分。由于選項設(shè)置的前3 項都是持“愿意”的態(tài)度，如果以平均數(shù)為界區(qū)分是否愿意的話會存在誤差，因此便以中位數(shù)作為農(nóng)戶是否有生態(tài)耕種采納意愿的劃分依據(jù)。通過把10 項具體行為的得分累計疊加后得到總分值[10,50]，中位數(shù)為30，累計分值大于中位數(shù)的視為有采納意愿，賦值為1，累計分值小于中位數(shù)的視為無采納意愿，賦值為0。第二階段為有意愿農(nóng)戶對生態(tài)耕種具體行為的采納程度，基于該文對生態(tài)耕種的定義，結(jié)合問卷調(diào)查的局限性，該文所指生態(tài)耕種主要為目前農(nóng)戶較常見與使用的10 項具體行為，包括測土配方施肥，農(nóng)膜回收，減量施用化肥，種植綠肥，低毒低殘留農(nóng)藥，作物合理輪作，秸稈還田，生態(tài)農(nóng)業(yè)模式，少耕、免耕和施用有機肥等。采納1項得1分，2項得2分，依次疊加，最后得分區(qū)間為[0,10]。若第一階段有采納意愿，則可以繼續(xù)第二階段對采納生態(tài)耕種具體行為項數(shù)的提問。

（2）自變量。①勞動力稟賦。根據(jù)前文理論分析與研究假說，勞動力稟賦通過家庭總?cè)丝凇趧恿θ藬?shù)、常年務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)和兼業(yè)程度進行衡量。②耕地破碎化。耕地破碎化則采用耕地面積與耕地塊數(shù)的比值來表示[22]。③控制變量。為了提高研究結(jié)果的科學性和可信度，使農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為能得到更好地剖析而加入相關(guān)變量。已有相關(guān)研究表明[23]，其他相關(guān)因素對農(nóng)戶耕種決策行為同樣具有重要影響，因此選擇性別、年齡、受教育程度、健康狀況、農(nóng)業(yè)收入占比、是否加入合作社、是否享受農(nóng)業(yè)補貼等作為控制變量。變量設(shè)定與賦值見表2。

表2 變量含義及描述性統(tǒng)計

2.4 模型構(gòu)建

在該次調(diào)查中存在相當部分沒有采納意愿的農(nóng)戶個體，針對此類問題，學術(shù)界中多是采用Tobit 模型來處理。但是，因為該文是將農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的決策行為分為采納意愿和采納程度兩個階段來分析，Tobit 模型并不能處理兩階段問題。對于分兩階段來研究分析影響因素的文章，學術(shù)界多采用Heckman 模型來進行擬合[24]，但該模型中采納意愿方程和采納程度方程并不是彼此獨立的，采納意愿方程的誤差被帶入采納程度方程，這會使模型估計產(chǎn)生偏差。所以該文選擇能很好地將采納意愿與采納程度分兩個階段獨立，使兩者不存在內(nèi)生性問題的雙欄模型（Double hurdle modle)進行處理。

雙欄模型是經(jīng)濟學家Gragg在1971年提出的計量經(jīng)濟模型[25]，其將個體決策的過程分解為是否參與和參與程度兩個階段。雙欄模型中只有兩個階段同時成立才能構(gòu)成一個完整的決策行為，而且采納意愿方程和采納程度方程是兩個獨立的方程，很好地避免了方程之間產(chǎn)生影響而導致的誤差。雙欄模型在農(nóng)戶決策行為[26]、農(nóng)戶受償意愿[27]、農(nóng)戶治理行為[28]等的實證研究中都得到了成功的應(yīng)用。該文中首先考察農(nóng)戶對生態(tài)耕種行為采納的意愿，構(gòu)建方程為：

式（1）表示農(nóng)戶不愿意采納生態(tài)耕種，即采納意愿等于0；式（2）表示農(nóng)戶愿意采納生態(tài)耕種，即采納意愿大于0。Φ(·)表示標準正態(tài)分布的累計分布函數(shù)，yi表示因變量，即農(nóng)戶的生態(tài)耕種采納意愿，X1i表示農(nóng)戶勞動力稟賦、耕地破碎化等自變量，其中i表示第i個觀測農(nóng)戶樣本，α為相應(yīng)的待估系數(shù)。

其次，考察農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的程度，構(gòu)建方程為：

式（3）中，E(·)表示條件期望，代表農(nóng)戶生態(tài)耕種的采納程度；λ(·)為逆米爾斯比率；X2i表示農(nóng)戶勞動力稟賦、耕地破碎化等自變量；β表示相應(yīng)的待估系數(shù)；δ表示截取正態(tài)分布的標準差；其他符號與前文相同。

根據(jù)式（1）至（3），可以構(gòu)建對數(shù)似然函數(shù)為：

式（4）中，lnL表示對數(shù)似然函數(shù)值。利用極大似然估計法估計式（4），可以求得該文需要的相關(guān)參數(shù)。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿與程度分析

在1 488 份有效問卷中，有1 000 位受訪農(nóng)戶對生態(tài)耕種有采納意愿，占總樣本的67.20%?？傮w上農(nóng)戶對生態(tài)耕種有較高的采納意愿。在有意愿采納生態(tài)耕種的農(nóng)戶中，生態(tài)耕種具體行為采納的均值是5.32 項。此外，農(nóng)戶生態(tài)耕種采納程度有著較大的差異（表3）。在有生態(tài)耕種采納意愿的農(nóng)戶中，采納項數(shù)低于6項的農(nóng)戶較多，累計比例為53.50%。結(jié)合江西省農(nóng)業(yè)人口多、農(nóng)村地域大、農(nóng)業(yè)比重相對較高的典型農(nóng)業(yè)大省現(xiàn)狀，說明農(nóng)戶生態(tài)耕種的采納意愿較高，但采納程度并不高。

表3 農(nóng)戶生態(tài)耕種采納程度分布

3.2 農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿與程度的影響分析

為了保證模型的穩(wěn)定性與準確性，使結(jié)果真實有效，在進行雙欄模型的實證分析前，對各變量的多重共線性進行了檢驗。根據(jù)相關(guān)評定標準，如果同時滿足容忍度（Tolerance)＞0.1和方差膨脹因子（VIF)＞10 兩個限制條件則說明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。運行結(jié)果顯示：0.539＜Tolerance＜0.969、1.03＜VIF＜1.86，均在合理范圍內(nèi)，各變量之間不存在嚴重的多重共線問題。實證結(jié)果如表4所示，模型較為穩(wěn)定且整體擬合效果較好。

表4 雙欄模型實證

3.2.1 農(nóng)戶勞動力稟賦對生態(tài)耕種決策的影響

實證結(jié)果表明，家庭總?cè)丝趯ι鷳B(tài)耕種采納意愿和程度均產(chǎn)生負向顯著影響。即家庭總?cè)丝谠蕉?，采納生態(tài)耕種的意愿和程度都越低?；谖覈鴤鹘y(tǒng)小農(nóng)生產(chǎn)模式現(xiàn)狀以及江西省多山地丘陵的地形，較難形成規(guī)模經(jīng)濟效益以增加家庭收入，家庭總?cè)丝谠蕉?，家庭生活壓力越大，且抗風險性越小，對于具有一定風險性的生態(tài)耕種，其采納意愿與采納程度越低；勞動力人數(shù)對農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿和采納程度均產(chǎn)生正向顯著影響。表明勞動力人數(shù)越多，農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的意愿和程度越高。生態(tài)耕種前期相較于傳統(tǒng)的耕種方式需要投入的人力和物力較多，勞動力人數(shù)越多，便能保證采納生態(tài)耕種對于勞動力的需求，使得農(nóng)戶生態(tài)耕種采納的意愿和程度更高；兼業(yè)程度對生態(tài)耕種采納程度產(chǎn)生正向影響。兼業(yè)程度越高，農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的程度越高。由于城市化的發(fā)展，大量農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)進行短期兼職或長期工作，純務(wù)農(nóng)農(nóng)戶比例較少，因此對于生態(tài)耕種的采納意愿影響較不顯著。但在有生態(tài)耕種采納意愿的農(nóng)戶中，兼業(yè)程度較高的農(nóng)戶有較高的非農(nóng)收入，資本約束較低，抗風險能力較強，接觸外部相關(guān)信息較多，對于生態(tài)耕種等新型技術(shù)的采納程度也較高。這一結(jié)果驗證了假設(shè)1，即勞動力稟賦對農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為存在顯著影響。

3.2.2 耕地破碎化對生態(tài)耕種決策的影響

耕地破碎化對農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿有顯著的負向影響，與假設(shè)2相符。即耕地破碎程度越小，農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的意愿越高。耕地破碎化越大，農(nóng)戶規(guī)?；N與機械化耕種的難度越大，導致了耕地利用效率低下和農(nóng)戶生產(chǎn)成本提高，嚴重阻礙農(nóng)戶對于更先進與效用更高的耕種技術(shù)與模式的采納意愿。然而，農(nóng)戶意愿與行為之間仍存在著差距，有意愿不一定有相應(yīng)行為，甚至還會出現(xiàn)與意愿相反的行為[29]。所以耕地破碎化影響了農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的意愿，但對其采納行為程度卻沒有顯著的影響。

3.2.3 控制變量對生態(tài)耕種決策的影響

受教育程度對農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿有顯著的正向影響，通過教育，農(nóng)戶對生態(tài)耕種信息的反應(yīng)、理解和接受能力能得到較大提高，其采納生態(tài)耕種意愿更高；農(nóng)業(yè)收入占比、是否享受農(nóng)業(yè)補貼以及是否加入合作社對生態(tài)耕種采納意愿及程度均產(chǎn)生顯著的正向影響，農(nóng)業(yè)收入占比代表著農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重，占比越高，對農(nóng)業(yè)的投入和依賴程度越大，為獲取更高的收益采納生態(tài)耕種符合理性小農(nóng)學派的農(nóng)戶行為理論；農(nóng)業(yè)補貼為農(nóng)戶加上了一重保險，增強了農(nóng)戶采納新技術(shù)的抗風險性，享受農(nóng)業(yè)補貼能增強農(nóng)戶采納生態(tài)耕種的積極性；合作社模式相對于傳統(tǒng)的農(nóng)戶經(jīng)營主體具有更強的生命力與優(yōu)勢，加入合作社的農(nóng)戶對生態(tài)耕種有更強的采納傾向。因此，農(nóng)業(yè)收入占比高、享受農(nóng)業(yè)補貼以及加入合作社的農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿更強烈、采納程度更高。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

該文基于江西省1 488份農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)，將農(nóng)戶參與生態(tài)耕種決策行為分為采納意愿與采納程度兩個階段，采用雙欄模型，實證分析了農(nóng)戶勞動力稟賦和耕地破碎化對農(nóng)戶生態(tài)耕種決策行為的影響。主要得到以下結(jié)論。

（1）總體來看，農(nóng)戶對生態(tài)耕種采納意愿較高，但采納程度較低。以中位數(shù)為劃分依據(jù)，愿意采納生態(tài)耕種的農(nóng)戶占總樣本數(shù)的67.20%，而有采納意愿的農(nóng)戶對10項生態(tài)耕種具體行為的平均采納項數(shù)僅為5.32項，不利于我國生態(tài)耕種技術(shù)的推廣和農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

（2）勞動力稟賦和耕地破碎化與農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿和采納程度間均存在較強的相關(guān)性，其中勞動力人數(shù)對采納意愿有顯著的正向影響，家庭總?cè)丝诤透仄扑榛瘜Σ杉{意愿有顯著的負向影響，家庭總?cè)丝谳^少、勞動力人數(shù)多、耕地破碎化小的農(nóng)戶，其生態(tài)耕種采納意愿更高；勞動力人數(shù)和兼業(yè)程度對采納程度有顯著的正向影響，家庭總?cè)丝趯Σ杉{程度有顯著的負向影響，家庭總?cè)丝谳^少、勞動力人數(shù)多、兼業(yè)程度高的農(nóng)戶，其生態(tài)耕種采納程度更高。

（3）受教育程度對采納意愿有顯著的正向影響，農(nóng)業(yè)收入占比、是否享受農(nóng)業(yè)補貼和是否加入合作社對農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿和采納程度均有顯著的正向影響，受教育程度高的農(nóng)戶采納意愿更高，農(nóng)業(yè)收入占比高、享受農(nóng)業(yè)補貼、加入合作社的農(nóng)戶，生態(tài)耕種采納意愿與程度均更高。

4.2 政策啟示

（1）提高資金和相關(guān)技術(shù)服務(wù)投入，加大生態(tài)耕種推廣力度。結(jié)合江西省的實際情況，切實保護生態(tài)耕種農(nóng)戶的自身利益，從而增強農(nóng)戶生態(tài)耕種采納意愿、提高采納程度。

（2）搭建農(nóng)戶臨時務(wù)工平臺，鼓勵農(nóng)戶在農(nóng)閑時外出務(wù)工。農(nóng)戶外出兼業(yè)，能接觸到外界更多生態(tài)耕種信息，擴大相關(guān)視野，使農(nóng)戶對相關(guān)政策與技術(shù)更為了解，從而提高生態(tài)耕種采納意愿與采納程度。

（3）規(guī)范和推動土地流轉(zhuǎn)與土地整治，促進土地規(guī)?；?jīng)營。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)與土地整理一方面能提高耕地利用效率，減少浪費，有效降低生態(tài)耕種成本，增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入；另一方面，又能降低耕地破碎化，促進發(fā)展現(xiàn)代化、機械化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

（4）加大農(nóng)村教育的投入，完善農(nóng)村教育體系，培育新型農(nóng)業(yè)主體。發(fā)展農(nóng)村教育，一方面可以提高農(nóng)戶受教育程度，進而促進對生態(tài)耕種行為的采納；另一方面，培養(yǎng)新型農(nóng)業(yè)主體既可以提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比，又可以引導農(nóng)戶加入合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進而提高生態(tài)耕種的采納意愿和采納程度。