保护性耕作的农户响应意愿实证研究

肖建英，谭术魁，程明华

（华中科技大学公共管理学院，湖北武汉430074）

中国耕地数量不断减少的同时，耕地退化和污染严重。保护性耕作作为保护农地可持续生产能力的耕作技术，通过土壤少免耕、地表微地形改造、地表覆盖等达到“少裸露”、“少动土”、“少污染”来保护农地生态环境[1]，对改善耕地质量意义重大，已逐步成为中国一项重要而紧迫的发展任务。

中国于20世纪70年代开始引进保护性耕作，20世纪90年代示范推广速度加快，进入21世纪各级政府对其更加重视，在相关政策支持下，保护性耕作推行范围已达北方15个省（市、区）的501个县，实施面积超过3000万亩，但推广应用面积占全国耕地总面积的比例仅为2.2%，远低于美国、加拿大、澳大利亚、巴西、阿根廷等国家的40%—70%[2]，总体上仍处于起步阶段。保护性耕作的推进需要农户响应，农户的响应意愿受到多种因素影响，在中国保护性耕作实施面积严重不足的情况下，对保护性耕作农户响应意愿的影响因素进行研究具有重要的现实意义。

1 研究进展

对农户响应保护性耕作之影响因素的研究，国外已有较为完善的理论体系和丰富的实践经验。在农户个体特征方面，Wilson对欧盟的研究发现在当地居住时间越长的农户越倾向于采纳保护性耕作[3]。Bewket以埃塞俄比亚为例提出风险偏好会影响农户采纳保护性耕作的倾向[4]。Semgalawe和Folmer对坦桑尼亚的调研得出年龄、婚姻状况、受教育水平是农户对耕地质量下降认知的重要影响因素，受教育水平进一步影响农户对保护性耕作的响应力度[5]。Abreu认为受教育水平对哥斯达黎加农户响应保护性耕作的行为影响不明显[6]，而Vignola等得出的结论是受教育水平高的农户对不实施保护性耕作将导致耕地产量下降的意识更强，对保护性耕作的响应积极性较高[7。

从经济学角度来看，农户对某种耕作方式的响应通常被假定为基于利润最大化的考量。Ervin，C.A.和Ervin，D.E.提出种植非经济作物的农户更倾向于大力度投入保护性耕作[8]。Semgalawe和Folmer认为非农劳动导致农业劳动力不足，由于不完全依赖农业收入，该类农户对耕地质量不太关心[5]。Shively对菲律宾农户的分析得出，在投资成本较低、农户正常消费行为不受限制的情况下，小农户响应保护性耕作的意愿更强[9]。Lambert等发现，近年来美国对农场优秀经营者的奖励、农户经济特征均对农户响应保护性耕作产生了积极影响[10]。

传统预期认为制度因素是影响农户耕作行为的重要变量。Lynch、Traore、D’Emden等研究发现技术援助工程、与推广机构联系能促进农户对保护性耕作的响应，规模效应的促进作用不明显[11-13]。Macary等研究发现，明确土地产权是促使农户积极响应保护性耕作的有效方法[14]。然而，Bultena和Hoiberg对爱荷华州的研究发现，土地权属与响应保护性耕作之间关系不大[15]。Soule等认为之所以出现相矛盾的观点是因为没有充分考虑以下两个维度：一是土地使用权与响应意愿的关系受到成本—收益和成本回收期的影响；二是土地租赁类型的不同影响农户响应意愿[16]。

Rogers和Shoemaker从社会学角度构建的农户响应模型中把农业、非农信息的获取作为影响农户响应意愿的重要因素；在美国，农户可以从公共部门（如美国农业部、美国科学研究委员会）和私人部门（农业企业、私人承包商人）获得有关保护性耕作的信息和援助，这对农户响应意愿具有积极影响[5]。Lambert等也发现美国农业部和美国科学研究委员会向农户提供有关保护性耕作方式的信息和技术援助，农户很容易对比较关心的问题进行咨询，从而避免了因认识不清导致农户响应态度不积极的局面[10]。

从保护性耕作自身特性与农户响应的关系来看，Rogers提出了创新扩散理论（IDT），他认为创新是否得到响应的影响因素有兼容性、复杂性、相对优势、可观察性和可试验性[17]。Hopkins和Johansson认为对技术和管理水平的要求会影响农户响应行为，需要大量管理时间和技能的保护性耕作方式有可能得到小农户的响应，但需要大量的财力支持[18]。Sattlera和Nagel对德国东北部农户的调查发现，经济效益并非影响农户响应保护性耕作的最重要因素，风险因素对其影响最大；更好地为后代保护耕地资源、提高农民的社会声誉也是农户优先考虑的因素[19]。

相比较而言，国内对保护性耕作及农户响应的研究尚少，相关成果一般针对特定耕作方式展开探讨。曹光乔和张宗毅分别就秸秆还田、免耕播种两项保护性耕作技术构建Logit模型对采纳影响因素进行了研究[20]。汤秋香等针对不同保护性耕作模式的分析得出，政府示范宣传与引导、邻里效应是促进农户采纳的主要原因，机具不配套是阻碍因素[21]。马丽和吕杰从农户认知、家庭特征角度对辽宁西部玉米生产中保护性耕作的应用情况进行了深入调查[22]。赵旭强等以山西省为调研地点，重点分析了政府补贴对农户采纳保护性耕作的影响[23]。农户响应意愿直接影响保护性耕作的推行，农户对于保护性耕作的态度或认知如何，有待进一步系统性地检验和研究。

2 保护性耕作农户响应意愿影响因素模型构建

2.1 理论模型构架

借鉴上述成果，保护性耕作方式农户响应意愿可视为在特定环境下，农户（主体）表现出的对保护性耕作方式（客体）进行响应的态度。农户的决策行为受到主体特征、保护性耕作方式自身特性、环境因素的综合影响（图1）。

2.2 影响因素指标体系

借助头脑风暴法选取初始指标，设计并发放预调查问卷70份。初步访谈及预调查问卷分析结果提交专家指导小组讨论，最终得到保护性耕作农户响应意愿分析指标体系及相关假设（表1）。

3 保护性耕作农户响应意愿实证分析

3.1 样本分布与数据收集

正式调查问卷主要包括以下内容：（1）受试者的基本特性及响应意愿；（2）受试者家庭经济状况以及户主对制度、社会因素所涉及变量的理解；（3）受试者对保护性耕作自身特征变量的评价。本文选取河北省为样本总体进行随机抽样调查。样本区属黄淮海两茬轮作区，是中国重要的粮（玉米、小麦）棉产区。近年来由于连续种植高产作物，农地“重用轻养”现象严重，耕地质量不断退化。正式调查主要以适合黄淮海农作需要的保护性耕作方式作为参考，调研人员于2011年10—12月选取45个村，300户农户进行调研，回收有效问卷285份。统计分析显示，对保护性耕作持积极响应意愿的农户占70.2%，持消极响应意愿的占29.8%。

图1 保护性耕作方式农户响应影响因素关系图Fig.1 Frame of factors affecting farmers intentions of adopting conservation measures

表1 保护性耕作方式农户响应意愿影响因素及假设Tab.1 Factors and hypothesizes of factors affecting farmers’attitudes of adopting conservation measures

3.2 影响因素实证分析

农户对保护性耕作方式有积极响应和消极响应两种选择，即因变量为二元选择变量，选择二元离散回归方式构建Logit模型。运用SPSS 17.0进行二元Logistic回归分析，对各因素的影响显著性进行检验。根据表1对不同因素的假设，将农户意愿函数表达如下：

式1中，Yi表示农户i的响应意愿，取值1表示积极响应，取值0表示消极响应；Xj表示第j个影响因素；εi是随机扰动项。Logit回归模型形式为：

式2中，Pi表示农户i的积极响应概率，α为回归截距，βj为影响因素回归系数，Xij表示农户i的第j个影响因素，μ为随机扰动项。

采用向后逐步回归法进行分析（表2），结果显示适配度检验的卡方值为73.708（p<0.01），即9个自变量的回归系数均达到显著；-2Log Likelihood、Cox-Snell R2、Nagelkerke R2值分别为273.448、0.228、0.324，表示该 9个自变量均与因变量相关；Hosmer-Lemeshow值为10.856（p=0.210>0.05），未达到显著性水平，即整体回归模型的适配度良好，自变量可以有效预测因变量。自变量中，年龄、农业收入比例、农业劳力、耕地权属感知4个变量在1%水平上达到显著，性别、信息渠道、地块数量三个变量在5%水平上达到显著，教育水平、风险偏好、经济作物三个变量在10%水平上达到显著。地块数量、耕地权属感知对因变量产生消极影响，年龄、性别、受教育水平、风险偏好、经济作物、农业收入比例、信息渠道、家庭农业劳力对因变量应产生积极影响。

表2 二元回归及检验表Tab.2 Binary regression and inspection table

保护性耕作方式自身特性对农户响应意愿的影响运用AHP方法实现，基本步骤为：（1）对7个特性构造其对农户意愿作用程度的成对比较矩阵（选用1—9比较尺度）；（2）计算权向量并进行一致性检验，CR值小于0.1即通过检验，计算公式为/RI（CR表示一致性比率，CI表示一致性指标，RI表示平均随机一致性指标，λmax是对比矩阵的最大特征值，n是矩阵阶数）。其中，矩阵赋值源自农户评价。就表1中7个特性因素包括的26个测量指标获取农户评价，分值采用利克特“五点”量表。以7个特性因素各自包含的指标分数的加权平均数作为AHP分析的矩阵构造依据，进而计算因素权重δi。结果显示，CR值小于0.1，通过检验，不同特性对农户响应意愿的影响程度权重分别为 0.087、0.281、0.110、0.046、0.303、0.134、0.039（表 3）。

表3 因素影响权重矩阵及计算表（一致性比率CR=0.096）Tab.3 Weights of factors regarding different conservation measures

4 结论及政策含义

4.1 主要结论

对主体特征和环境因素的分析表明，10个指标对保护性耕作农户响应意愿有显著影响。（1）从农户主体特征看，性别、年龄、受教育水平、风险偏好对农户响应意愿产生积极影响。年龄较长者对耕地的依赖性较大，更倾向于积极响应保护性耕作。受教育水平高，对新技术的认识和接受比较快，促进响应。男性较之女性更倾向于响应，这可能与其对风险的态度有关。农户对采纳保护性耕作可能带来的技术问题、成本增加、收益下降、收益期延长等风险的偏好程度越高，越勇于尝试保护性耕作。（2）从环境层面看，农业收入比例、经济作物面积两经济性指标对农户响应意愿产生积极影响。如果主要依靠农业生产生活，或者耕地能为其创造出更多财富，农户保护耕地的意愿会较强。家庭农业劳力、信息渠道两社会性因素增强了农户对保护性耕作方式的响应意愿。家庭农业劳动力数量一定程度上说明了对耕地的依赖，也说明了农忙时的可用劳动力，劳动力充足对农业生产活动有利。对于信息渠道指标来说，农户能获取的信息量越大，越有可能更好的了解保护性耕作，从而科学、有效地对保护性耕作方式做出响应。地块数量、耕地权属感知两制度类指标的影响是消极的。耕地数量越多意味着单个地块的面积越小，不利于机械化作业和规模经营，制约了农户对某些保护性耕作方式的响应意愿。中国农地属集体所有，存在诸如承包经营期限问题，家庭经营的地块并非永远归该户经营；国家对农地的征收问题，集体所有土地有转变为国有的可能。农民对这种不完全性的感知越强烈，对保护性耕作的响应意愿越弱。

其余6个指标对农户响应意愿的影响并不显著。值得注意的是原假设家庭财富的影响力视财富主要来自非农收入或农业收入可能出现差异。受所选样本的影响，该指标并未显示出对农户响应有显著影响。一般认为对耕地质量下降的了解有助于农户采纳保护性耕作，结果与假设不符，可能是因为农户没有真正了解耕地质量下降的严重性，或者虽然认识到耕地质量下降，但在未影响产量的前提下，农户的响应意愿不会增强。预期与推广部门的联系会促进响应，但调查中发现，很多地方的农业推广部门存在职能缺位和错位现象，其农业技术推广的职能被忽视，这可能是导致分析结果不显著的原因。

农户对不同保护性耕作方式的偏好不同，还因为不同保护性耕作方式的特性存在差异。保护性耕作方式的7个特性对农户响应保护性耕作方式的影响权重由大到小顺序为：风险性>可察性>成本投入>兼容性>时间投入>复杂性>可试验性。中国的土地细碎化、小农经营形式使得农民抵御风险的能力较低，一般农民会介意保护性耕作伴随的风险。基于理性经济人的考虑，成本投入被普遍认为是农户最关心的特性，结果显示其作用小于以对粮食产量影响为主要衡量标准的可察性。

4.2 政策含义

分析可知，农户更青睐风险小、节省时间、减少劳动量、投入产出效益较高的保护性耕作方式，这为农业创新和保护性耕作相关政策制定提供了指导。耕地质量下降认知对农户响应意愿的影响并不显著，在不影响产量的情况下，农户一般不倾向于对耕地进行保护，这也是“重用轻养”现象严重的一大原因。农业收入占家庭收入比重、经济作物面积对保护性耕作农户响应意愿的影响较大，即农户对耕地的保护很大程度上取决于能从耕地上获得可观的经济收入。例如，国家对保护性耕作机械的补贴便促进了农户响应。此外，加大对保护性耕作带来的短期投入增加、收益减少和长期收益增加相关知识的宣传，亦有助于农户在可接受收益回收期内做出合理选择。

耕地权属感知对农户响应保护性耕作的影响较大，因此有必要对农地经营权和所有权进行规范。保护性耕作机械化的推行，使得单块耕地面积较小成为影响农户响应意愿的制约因素，“地块”对农户响应意愿呈负向影响的结果也印证了这一点。随着农村青壮年外出务工、就近选择非农就业趋势的蔓延，农民对耕地的依赖逐渐淡化，某些地区耕地抛荒严重。这些现实情况对耕地内部流转提出了要求，土地有效流转以及耕地权属界定就对相关政策的出台提出了要求。

农业推广部门承担着先进农业技术的推广责任，也做出了一定贡献。如为了缓解因过量施肥导致的耕地污染问题，缓控释肥技术于“十一五”期间纳入国家科技支撑计划，截至2011年，示范推广范围已达23个省[24]。农业部于2011年12月发布《农业科技发展“十二五”规划》，把创新目标从提高土地产出率为主导转向提高土地产出率、劳动生产率和资源利用率并重，并提出加大农技推广队伍建设，提高推广人员素质[25]。农业科技成果的转化最终取决于农户的响应，然而，实际情况并不乐观，“与农业推广部门的联系”对农户响应的影响并不显著。这说明基层农技推广部门并未发挥应有的作用，相关农技推广政策的实施力度有待增强。

（References）：

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