農(nóng)戶種植飼草料投入產(chǎn)出及種植行為影響因素研究

摘要：國內(nèi)消費(fèi)結(jié)構(gòu)及農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下，中國畜牧業(yè)迅速發(fā)展，飼草料需求不斷增加，但是國內(nèi)飼草料供應(yīng)不足、安全問題凸顯。在“糧改飼”試點(diǎn)旗縣進(jìn)行實(shí)地調(diào)研，了解當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶飼草料種植的投入產(chǎn)出情況，利用Logit、2SLS及LIML模型對(duì)農(nóng)戶種植飼草料行為的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果顯示，調(diào)查區(qū)域農(nóng)戶種植的飼草料主要以青貯玉米、苜蓿及燕麥草為主，種植苜蓿草的經(jīng)濟(jì)效益比其他飼草料高，2021年苜蓿草純收益可達(dá)22005元/hm2，比青貯玉米和燕麥草分別高出4590元/hm2元和12180元/hm2，但是農(nóng)戶種植飼草料尤其苜蓿草的積極性并不高。探究農(nóng)戶選擇種植飼草料行為的影響因素，發(fā)現(xiàn)政策激勵(lì)、土地稟賦及組織制度因素對(duì)農(nóng)戶飼草料種植行為有顯著的正向影響，提出政府應(yīng)該盡快建立完善的土地流轉(zhuǎn)市場體系，助力農(nóng)戶擴(kuò)大種植規(guī)模，順利進(jìn)行種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加大飼草料種植面積，促進(jìn)為養(yǎng)而種的良性循環(huán)，解決養(yǎng)殖業(yè)飼草料短缺問題以及鼓勵(lì)各類合作社發(fā)揮合作制度優(yōu)勢，幫助農(nóng)戶降低種植飼草料的投入成本，拓寬飼草料的銷售渠道，增加農(nóng)民收入的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：飼草料；投入產(chǎn)出；農(nóng)戶行為；影響因素；計(jì)量模型

中圖分類號(hào)：F323

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：20955553 （2024） 070276 07

Research on influencing factors of forage input-output and planting behavior of farmers：

Taking Hangjinhou Banner and Dengkou county of Bayannur city， Inner Mongolia as an example

Wu Yunhua， Yong Mei， Lü Yue， Xu Lili

（College of Economics and Management， Inner Mongolia Agricultural University， Hohhot， 010010， China）

Abstract：

During the upgrading of the structure of the domestic consumption and the strategic adjustment of agricultural structure， China’s animal husbandry industry has developed rapidly， which leads to increasing of the demand for forage. However， the domestic supply of forage is insufficient and the safety problem is prominent. In this paper， the field investigations were conducted in Hangjinhou Banner and Dengkou county of Bayannur city， the pilot county of “grain transformation to feed”， to understand the input and output of local farmers’ forage planting， the empirical research was carried out on" the influencing factors of farmers’ forage planting behavior by using the Logit， 2SLS and LIML models. The results showed that the forage grass planted by farmers in the survey area mainly included silage corn， alfalfa and oat grass， and the economic benefit of planting alfalfa grass was higher than other forage materials， with the net income of 22005 yuan per hectare in 2021， and higher than 4590 yuan per hectare and 12180 yuan per hectare compared with silage corn and oat grass respectively. However， the survey also found that the enthusiasm of farmers to plant forage， especially alfalfa， was not high. Further study on the influencing factors of farmers’ choice of planting forage found that policy incentives， land endowment and organizational system factors had significant positive effects on farmers’ behavior of planting forage. It is proposed that the government should establish a perfect land transfer market system as soon as possible to help farmers expand the scale of planting， smoothly carry out the structural adjustment of planting， increase the area of forage planting， promote the virtuous cycle of planting for breeding， solve the problem of shortage of forage in the breeding industry， and encourage all kinds of cooperatives to play the advantages of the cooperative system， help farmers reduce the input cost of planting forage， broaden the sales channels of forage， and increase the income of farmers. Countermeasures and suggestions to increase farmers’ income.

Keywords：

forage; input and output; farmers’ behavior; influencing factors; econometric model

0 引言

飼草產(chǎn)業(yè)是畜牧業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的基礎(chǔ)，也是推動(dòng)畜牧業(yè)尤其是草食性畜牧業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要保障［1］。隨著中國人民生活水平的提高及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的不斷完善，人們對(duì)肉蛋奶的需求逐年上升，人們對(duì)動(dòng)物性食品的需求導(dǎo)致了對(duì)飼料糧的需求迅速增加［2］。中國農(nóng)業(yè)面臨突出的結(jié)構(gòu)性不平衡，其中一個(gè)重要方面就是飼料糧短缺［3］。飼草料供給作為種養(yǎng)殖業(yè)的紐帶與橋梁，對(duì)種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與畜牧業(yè)持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展影響舉足輕重［4］。中國天然草地的飼草供應(yīng)無法滿足畜牧飼料需求，養(yǎng)殖業(yè)的發(fā)展大量依賴進(jìn)口飼料糧，帶來了動(dòng)物飼料糧的安全問題。中國每年苜蓿草的總需求大約為5600kt，而國產(chǎn)苜蓿草大約有2600kt，我國的優(yōu)質(zhì)苜蓿草缺口很大［5］。飼草料市場的穩(wěn)定供應(yīng)不能過度依賴國際市場，通過政策手段和市場力量的融合，積極推動(dòng)國內(nèi)牧草產(chǎn)業(yè)發(fā)展極為重要［6］。在保障糧食安全和生態(tài)安全的前提下，加大草牧業(yè)投入，有利于提高飼草供給，降低養(yǎng)殖業(yè)蛋白飼料進(jìn)口，提高牛羊肉蛋奶自給率［7］。

關(guān)于飼草產(chǎn)業(yè)發(fā)展及農(nóng)戶種植行為學(xué)者們進(jìn)行了一系列的研究。李向林等［8］通過分析農(nóng)區(qū)飼草產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀與潛力，指出飼草產(chǎn)品市場需求呈現(xiàn)快速增長勢頭，但是農(nóng)區(qū)飼草業(yè)的資源優(yōu)勢尚未得到有效發(fā)揮，而且農(nóng)區(qū)飼草產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍然受傳統(tǒng)觀念的束縛，在政策上未得到應(yīng)有的公平對(duì)待。農(nóng)戶改變種植行為的驅(qū)動(dòng)因素主要有市場需求、農(nóng)資成本、人工成本、農(nóng)業(yè)科技及政策等［9］。許鶴等［10］利用邏輯模型分析農(nóng)戶玉米種植行為與政策之間的關(guān)系，結(jié)果表明政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶種植玉米行為具有調(diào)節(jié)作用。孟志興等［11］通過分析山西省農(nóng)戶種植行為認(rèn)為農(nóng)戶種植行為與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有顯著的相關(guān)性。

關(guān)于農(nóng)戶種植行為已有研究關(guān)注內(nèi)生性和樣本自選擇偏誤問題的不多。為了進(jìn)一步解決內(nèi)生性和樣本自選擇偏誤問題，并得到穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果，同時(shí)，本研究的被解釋變量是二元選擇變量，采用工具變量模型時(shí)適合用IVProbit模型，考慮到需要檢驗(yàn)和解決可能存在的弱工具變量問題，本文除了考慮Logit模型以外，采用IVProbit、二階段最小二乘（2SLS）和有限信息極大似然（LIML）［12］進(jìn)行估計(jì)。

內(nèi)蒙古自治區(qū)巴彥淖爾市作為“糧改飼”試點(diǎn)區(qū)域，正在積極發(fā)展飼草產(chǎn)業(yè)，但是發(fā)展速度較為緩慢，飼草供需缺口很大。巴彥淖爾市2022年牲畜飼養(yǎng)量達(dá)2500萬頭，飼草需求量為6250kt，目前全市優(yōu)質(zhì)飼草產(chǎn)量不足需求量的30%。實(shí)地調(diào)研巴彥淖爾市的杭錦后旗和磴口縣，在了解當(dāng)?shù)仫暡萘习l(fā)展現(xiàn)狀基礎(chǔ)上，找出影響農(nóng)戶飼草料種植行為的主要因素。

1 理論分析與假設(shè)

根據(jù)舒爾茲理性小農(nóng)觀點(diǎn)，農(nóng)戶是理性的經(jīng)濟(jì)行為主體。作為理性經(jīng)濟(jì)人的農(nóng)戶，在耕地資源約束條件下追求收益最大化［13］。對(duì)農(nóng)戶來講，土地是最重要的生產(chǎn)要素［14］。農(nóng)戶的生產(chǎn)行為調(diào)整既受市場價(jià)格預(yù)期的影響，同時(shí)也會(huì)受限于農(nóng)戶家庭擁有的資源稟賦［15］。資源稟賦占有豐腴程度直接關(guān)系到農(nóng)戶的生產(chǎn)調(diào)整能力［16］。農(nóng)戶生產(chǎn)行為決策很大程度上取決于自身資源稟賦的狀況［16］。實(shí)際耕種面積越大，農(nóng)戶在付出相同勞動(dòng)力成本的條件下，斟酌作物的不同經(jīng)濟(jì)價(jià)值之后應(yīng)選擇能夠獲取更高收益的青貯玉米、苜蓿、黑麥等［4］。因此，本文提出第一個(gè)研究假說H1：家庭耕地面積可能正向影響農(nóng)戶的飼草料種植行為。

行為改變理論認(rèn)為決定行為的主要因素是環(huán)境、個(gè)人和行為特征［17］。政策影響農(nóng)業(yè)績效和結(jié)構(gòu)調(diào)整是通過人的經(jīng)濟(jì)行為選擇而實(shí)現(xiàn)［18］。補(bǔ)貼是農(nóng)業(yè)項(xiàng)目政策推行過程中普遍被采用的措施之一［4］。糧食補(bǔ)貼水平與農(nóng)戶糧食生產(chǎn)收益相關(guān)，直接影響農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)行為［13］。政策補(bǔ)貼會(huì)激發(fā)農(nóng)戶意愿，也為農(nóng)戶行為提供堅(jiān)實(shí)的保障［4］。玉米生產(chǎn)者補(bǔ)貼的發(fā)放對(duì)農(nóng)戶玉米種植行為調(diào)整具有引導(dǎo)作用［10］。通過生產(chǎn)者補(bǔ)貼可以減少玉米市場波動(dòng)帶來的損失，當(dāng)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)達(dá)到農(nóng)戶合理預(yù)期會(huì)激發(fā)農(nóng)戶玉米種植積極性［19］。因此，本文提出第二個(gè)研究假說H2：補(bǔ)貼等政策性激勵(lì)可能正向影響農(nóng)戶的飼草料種植行為。

2 研究過程

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自巴彥淖爾市磴口縣及杭錦后旗實(shí)地調(diào)研。在“糧改飼”政策的試點(diǎn)縣杭錦后旗和磴口縣，每個(gè)縣根據(jù)飼草料種植情況，抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)根據(jù)飼草種植情況，抽取4個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取5個(gè)飼草料種植農(nóng)戶，5個(gè)不種植飼草料農(nóng)戶。根據(jù)村里實(shí)際種植情況，樣本量進(jìn)行微調(diào)，最終獲得76戶種植飼草料農(nóng)戶，66戶不種飼草料農(nóng)戶，共142個(gè)樣本。經(jīng)整理后去掉不完整問卷4份，得到最終有效問卷138份，問卷有效率達(dá)97.2%。調(diào)研內(nèi)容主要包括農(nóng)戶的個(gè)人基本特征、家庭人口及耕地稟賦、飼草料及其他作物的種植投入產(chǎn)出情況、參與組織及培訓(xùn)情況、補(bǔ)貼等激勵(lì)政策的獲得情況等，調(diào)研涵蓋2019和2020年兩個(gè)時(shí)間段的數(shù)據(jù)，2019年的數(shù)據(jù)主要用于解決實(shí)證模型中有解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題。

2.2 調(diào)研數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述分析

2.2.1 農(nóng)戶的基本信息

樣本戶中戶主男性居多，比重為97.1%。從年齡分布看，戶主年齡在40周歲以下僅有6戶，占總?cè)藬?shù)的4.4%，戶主年齡主要集中在51～60周歲之間，占比超過一半，達(dá)到56.5%。可見農(nóng)村40周歲以下的年輕勞動(dòng)力不多，農(nóng)村勞動(dòng)力呈中老齡化態(tài)勢比較明顯。從受教育程度看，戶主學(xué)歷主要集中在初中文化水平，所占比重為60.9%（表1），這與多數(shù)農(nóng)村研究者的研究結(jié)論吻合。

2.2.2 農(nóng)戶種植飼草料的投入產(chǎn)出分析

調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶種植飼草料主要是青貯玉米、苜蓿草和燕麥草，對(duì)三種飼草料的投入產(chǎn)出進(jìn)行對(duì)比分析。從投入成本來看，青貯玉米比其他兩種飼草料的投入成本高。青貯玉米投入成本為12268.5元/hm2，比苜蓿草高748.5元/hm2，比燕麥草高4006.5元/hm2。進(jìn)一步從飼草料投入成本構(gòu)成來看，青貯玉米的最大投入是肥料投入，占比28.3%，比苜蓿草和燕麥草分別高10.2和5.7個(gè)百分點(diǎn)。青貯玉米的雇工投入占比為14.3%，比苜蓿草高出8.5個(gè)百分點(diǎn)。而苜蓿草的最大投入成本是機(jī)械投入，占比28.4%，比青貯玉米和燕麥草分別高9.4和5.6個(gè)百分點(diǎn)?？梢娷俎２莸臋C(jī)械化程度較高。此外，苜蓿草的租地投入在投入成本中也占據(jù)一定比例，占投入的14.2%，比青貯玉米和燕麥草分別高出2.6和7.8個(gè)百分點(diǎn)。燕麥草的兩大成本投入分別是機(jī)械投入和肥料投入，分別占投入的22.8%和22.6%（表2）。可見，不同飼草料對(duì)生產(chǎn)要素投入的要求有所不同。

從產(chǎn)出對(duì)比看，青貯玉米產(chǎn)量最高，平均產(chǎn)量是61852.5kg/hm2，比苜蓿草和燕麥草分別高出45225 kg/hm2和48060 kg/hm2。但是由于價(jià)格不同，就產(chǎn)值來看，苜蓿草的產(chǎn)值比青貯玉米和燕麥草分別高出3840元/hm2和15435元/hm2。結(jié)合表2投入的成本，種植苜蓿草的純收益最大，比青貯玉米和燕麥草分別高出4590元/hm2和12180元/hm2（表3）。根據(jù)收益最大化的理性人行為理論，農(nóng)戶應(yīng)該更愿意種植苜蓿草。但是調(diào)研中發(fā)現(xiàn)選擇種植苜蓿草的農(nóng)戶不多，在進(jìn)一步探究不愿意種植的原因中發(fā)現(xiàn)，苜蓿草的種植對(duì)耕地情況、機(jī)械投入、種植及收割技術(shù)等都有比較嚴(yán)格的要求，沒有機(jī)會(huì)參加技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶一般不選擇種植。

2.2.3 農(nóng)戶種植飼草料行為可能的影響因素統(tǒng)計(jì)分析

從飼草料的投出和產(chǎn)出對(duì)比看，種植苜蓿草的單位面積純收益高，按照理性人行為理論，農(nóng)戶追求效益最大化，應(yīng)該選擇種植苜蓿草。但是在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)不管是苜蓿草還是其他飼草料，農(nóng)戶種植飼草料的積極性都不高。進(jìn)一步探究發(fā)現(xiàn)，如果有飼草料補(bǔ)貼，且耕地易通過流轉(zhuǎn)獲得，農(nóng)戶增加收入、調(diào)整種植業(yè)結(jié)構(gòu)意愿較為強(qiáng)烈。那么，農(nóng)戶選擇種植飼草料的行為可能會(huì)受到哪些因素的影響？下面主要從政策激勵(lì)、資源稟賦、農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭特征、合作組織、技術(shù)培訓(xùn)及保險(xiǎn)等方面考慮可能影響農(nóng)戶選擇種植飼草料的行為因素。表4數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶是否種植飼草料與農(nóng)戶的年齡、受教育程度、家庭人口及勞動(dòng)力人數(shù)相關(guān)性較小，種植飼草料戶與不種植戶的以上幾個(gè)信息的均值區(qū)別較小。但是家庭耕地面積的數(shù)據(jù)有明顯差異，種植飼草料戶的家庭平均耕地面積比非種植戶多3.33 hm2。進(jìn)一步從戶均耕地面積分組情況看，戶均耕地小于1.33 hm2組的不種飼草料戶的比例比種植戶高22.4個(gè)百分點(diǎn)，而戶均耕地大于6.67 hm2組的飼草料種植戶的比例反而比非種植戶高出23.9個(gè)百分點(diǎn)（表5）。由此可見，戶均耕地面積越多的農(nóng)戶選擇種植飼草料的也越多。

考慮補(bǔ)貼等激勵(lì)因素及參與組織情況與農(nóng)戶飼草料種植行為之間的相關(guān)關(guān)系時(shí)，為了避免可能的相互影響，飼草料補(bǔ)貼情況和參與合作社組織情況用滯后一期的數(shù)據(jù)表示。從表6的數(shù)據(jù)分析來看，農(nóng)戶的飼草料種植行為與政策性激勵(lì)及參與合作組織等情況有相關(guān)關(guān)系。已經(jīng)獲得飼草料補(bǔ)貼的農(nóng)戶選擇種植飼草料的比例為93.4%，沒有獲得飼草料補(bǔ)貼的農(nóng)戶選擇不種飼草料的比例為96.8%。

從是否參與合作社與農(nóng)戶種植飼草料行為之間的關(guān)系看，表6數(shù)據(jù)顯示，雖然總體上農(nóng)戶參與合作社組織比例不高，但是在已經(jīng)參與合作社組織的農(nóng)戶中選擇種植飼草料的農(nóng)戶比例比不種飼草料的農(nóng)戶高出23.9個(gè)百分點(diǎn)。因此，本文提出第三個(gè)研究假說H3：參與合作社組織可能正向影響農(nóng)戶的飼草料種植行為。

另外，從表6可以看出，村里是否有經(jīng)營牧場的人、是否購買種植業(yè)保險(xiǎn)及是否參與種植飼草料培訓(xùn)等也有可能影響農(nóng)戶的飼草料種植行為。但是根據(jù)實(shí)地調(diào)研，發(fā)現(xiàn)村里經(jīng)營牧場的人不多，購買種植業(yè)保險(xiǎn)的比例很低，村里種植飼草料培訓(xùn)機(jī)會(huì)很少，因此這些因素的影響在實(shí)證模型里作為控制變量處理。

2.3 農(nóng)戶種植飼草料行為的影響因素的實(shí)證研究

本文在理論和文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，提出三個(gè)研究假說，并討論農(nóng)戶飼草料種植行為與可能的影響因素之間的相關(guān)關(guān)系。為進(jìn)一步進(jìn)行因果識(shí)別并檢驗(yàn)研究假說，本節(jié)設(shè)定計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證模型。

2.3.1 模型設(shè)定

模型被解釋變量是農(nóng)戶是否選擇種植飼草料（PLA），取值為1=是，0=否，即選擇種植了飼草料，則賦值為1，否則賦值為0。模型核心解釋變量主要考慮國家補(bǔ)貼激勵(lì)政策（INS）和農(nóng)戶的資源稟賦（RES）情況?？紤]到補(bǔ)貼政策與種植飼草料行為之間的可能的雙向關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，補(bǔ)貼政策采用滯后1期的數(shù)據(jù)。資源稟賦變量選擇農(nóng)戶的家庭耕地面積。模型的控制變量（Z）包括是否參加過培訓(xùn)（TRA）、是否購買了種植飼草保險(xiǎn)（INSU）、戶主年齡（AGE）、戶主受教育程度（EDU）及家庭勞動(dòng)力人數(shù)（LAB）。是模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型設(shè)定如式（1）所示。

PLA=α0+α1INS+α2RES+α3Z+μ

（1）

式中：

α0、α1、α2、α3——被估計(jì)的參數(shù)；

μ——隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于模型被解釋變量是二元選擇變量，因而采用二元Logit模型進(jìn)行估計(jì)，在Logit模型里為了避免補(bǔ)貼與種植行為之間的相互影響帶來的內(nèi)生性問題，采用補(bǔ)貼的滯后1期變量。為進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題，得到可靠的研究結(jié)論，本文也采用工具變量的IVprobit、2SLS和對(duì)弱工具變量不敏感的LIML模型進(jìn)行估計(jì)。

2.3.2 實(shí)證研究結(jié)果

模型估計(jì)結(jié)果如表7所示。只考慮核心變量飼草料補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶種植飼草料行為的影響，加入另一個(gè)核心變量耕地規(guī)模，再加入其他控制變量。結(jié)果顯示，補(bǔ)貼變量對(duì)農(nóng)戶飼草料種植行為的顯著影響結(jié)果非常穩(wěn)定，并沒有因?yàn)榧尤肫渌兞慷艿接绊憽?/p>

首先，補(bǔ)貼政策顯著促進(jìn)了農(nóng)戶的飼草料種植行為。從表7可以看出，在6個(gè)模型里飼草料補(bǔ)貼變量都達(dá)到了1%的極正向顯著水平。由此可見，政策激勵(lì)因素是農(nóng)戶進(jìn)行種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整不可或缺的因素。研究假說H2得到驗(yàn)證。

其次，耕地規(guī)模顯著影響了農(nóng)戶的飼草料種植行為。戶均耕地面積對(duì)農(nóng)戶選擇種植飼草料達(dá)到5%的正顯著的影響，在6個(gè)模型里都有一致的結(jié)果。由此可見，資源稟賦因素是農(nóng)戶能否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要因素。研究假說H1得到驗(yàn)證。

最后，參與合作組織對(duì)農(nóng)戶的飼草料種植行為有顯著的影響。加入農(nóng)業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶選擇種植飼草料達(dá)到5%的正向顯著的影響，而且在6個(gè)模型里也都達(dá)到一致顯著水平，研究假說H3得到驗(yàn)證。

理論上，合作社是成員共有和成員控制的組織，成員加入合作社后可能會(huì)改變農(nóng)戶面臨的各種約束，對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)生積極的影響。但是結(jié)合中國合作社發(fā)展的現(xiàn)狀來看，中國的“空殼”合作社較多［20］，本文只是了解農(nóng)戶是否參與了合作社，沒有對(duì)合作社進(jìn)行更深入的調(diào)研，所以合作社這個(gè)變量在本研究里只作為控制變量，沒有作為核心變量。

為了進(jìn)一步解決內(nèi)生性和樣本自選擇偏誤問題，得到穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果，本文采用IVProbit、二階段最小二乘（2SLS）和有限信息極大似然（LIML）進(jìn)行估計(jì)。因?yàn)楸唤忉屪兞渴嵌x擇變量，適合用IVProbit模型，考慮到需要檢驗(yàn)和解決弱工具變量問題，因此本文也考慮了2SLS和LIML模型估計(jì)作為參考。工具變量考慮耕地面積、農(nóng)戶是否購買種植保險(xiǎn)和是否參加技術(shù)培訓(xùn)等三個(gè)變量。工具變量通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)（Sargan卡方統(tǒng)計(jì)量的p=0.9019和Basmann卡方統(tǒng)計(jì)量的p=0.9078），與模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。另外2SLS估計(jì)方法的第一階段估計(jì)顯示F統(tǒng)計(jì)量值是6.40，沒有達(dá)到10，可能存在弱工具變量問題，因此本文也用解決弱工具變量問題的LIML進(jìn)行估計(jì)。表8顯示，IVProbit、2SLS和LIML的估計(jì)結(jié)果與表7的Logit估計(jì)結(jié)果一致。模型估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的，進(jìn)一步驗(yàn)證本文提出的三個(gè)研究假說。

3 結(jié)論與政策建義

隨著消費(fèi)者對(duì)肉蛋奶的需求量不斷增加，畜牧業(yè)有了迅速發(fā)展的機(jī)遇，但是飼草料供給面臨了巨大挑戰(zhàn)。本文在國家“糧改飼”政策的試點(diǎn)區(qū)域之一的巴彥淖爾市的兩個(gè)旗縣進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研，了解農(nóng)戶種植飼草料進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的基本情況的基礎(chǔ)上，對(duì)農(nóng)戶種植的三種飼草料的投入產(chǎn)出情況進(jìn)行了詳細(xì)的分析。然后進(jìn)一步探究農(nóng)戶種植飼草料積極性不高的原因，對(duì)農(nóng)戶種植飼草料的選擇行為與相關(guān)因素之間的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述分析，在此基礎(chǔ)上在控制其他因素的影響下，實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)戶的選擇行為與政策激勵(lì)、土地稟賦及組織制度因素之間的因果關(guān)系。

不同飼草料的投入產(chǎn)出對(duì)比結(jié)果顯示，畝均投入成本中，青貯玉米投入的成本是12268.5元/hm2，比苜蓿草高748.5元/hm2，比燕麥草高4006.5元/hm2。三種飼草料的產(chǎn)出對(duì)比看，青貯玉米單產(chǎn)量最高，平均單產(chǎn)量是61852.5kg/hm2，比苜蓿草和燕麥草分別高出45225kg/hm2和48060kg/hm2。但是由于價(jià)格不同，苜蓿草的每公頃產(chǎn)值比青貯玉米和燕麥草分別高出3840元和15435元，所以種植苜蓿草的每公頃純收益最大，比青貯玉米和燕麥草分別高出4590元和12180元。但是調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，不管哪種飼草料，農(nóng)戶的種植積極性都不是很高。

實(shí)證研究結(jié)果顯示，在控制其他因素的條件下，飼草料補(bǔ)貼的激勵(lì)因素、耕地規(guī)模的稟賦因素及參加農(nóng)業(yè)合作社的組織制度因素對(duì)農(nóng)戶的飼草料種植行為有顯著的正向影響。激勵(lì)因素是個(gè)體做出改變行為的重要因素。為了農(nóng)戶能順利進(jìn)行種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，擴(kuò)大飼草料種植面積，政府應(yīng)該加大飼草料種植補(bǔ)貼力度，增加飼草料種植補(bǔ)貼種類，激發(fā)農(nóng)戶種植飼草料的積極性，鼓勵(lì)農(nóng)戶種植飼草料，促進(jìn)畜牧業(yè)的種養(yǎng)結(jié)合生態(tài)循環(huán)的可持續(xù)發(fā)展模式。

耕地資源稟賦是農(nóng)戶能否進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整，擴(kuò)大飼草料種植面積的又一個(gè)決定因素。由于近年來土地租金越來越高，農(nóng)戶流入土地?cái)U(kuò)大種植規(guī)模進(jìn)行種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的意愿在減弱。因此政府應(yīng)該盡快建立完善的土地流轉(zhuǎn)市場體系，助力農(nóng)戶擴(kuò)大種植規(guī)模，順利進(jìn)行種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加大飼草料種植面積，促進(jìn)為養(yǎng)而種的良性循環(huán)，解決養(yǎng)殖業(yè)飼草料短缺問題。

從農(nóng)業(yè)合作社在農(nóng)戶的飼草料種植行為中起到顯著作用來看，提高組織化程度有助于農(nóng)戶擴(kuò)大飼草料種植面積，進(jìn)行種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。因此各級(jí)政府應(yīng)該鼓勵(lì)各類合作社發(fā)揮合作制度優(yōu)勢，幫助農(nóng)戶降低種植飼草料的投入成本，拓寬飼草料的銷售渠道，增加農(nóng)民收入。

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