农户水土保持技术采用行为研究——基于黄土高原1 152户农户的调查数据

黄晓慧，王礼力，陆 迁

(西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100)

引 言

2015年国务院公布了《全国水土保持规划(2015-2030年)》，确定的23个国家级水土流失重点预防区和17个重点治理区中，黄土高原地区分别占7个和5个,大多分布在自然条件恶劣的陕西省和甘肃省,因此解决好黄土高原地区的水土流失问题对改善我国的生态环境具有重要的意义。现实农业生产中，人为不合理的活动进一步加剧了水土流失,导致土地退化、耕层变薄、生产能力降低,威胁国家粮食安全，严重影响了经济社会的发展。随着水土流失治理工作的开展,研发、推广和应用水土保持技术已成为关键措施。水土保持技术泛指保土保水的措施,其目的是减少农田土壤侵蚀,保护农田生态环境的综合技术体系,其关键技术包括工程技术、生物技术和耕作技术,兼具增产、增收、改善生态环境等综合优势。农户是水土保持技术采用的主体,然而目前农户对该技术的采纳率并不高。这一问题不仅阻碍了技术福利效应的充分发挥,也阻碍了我国传统农业向两型农业的转变[1]。因此进一步引导农户采用水土保持技术是治理水土流失的关键。

国内外对农户水土保持技术采用行为影响因素的研究成果大致可概括为:(1)个体特征方面，一般认为对农户水土保持技术采用行为有显著影响的变量包括:性别、年龄、受教育程度、生态认知[2-3]。(2)家庭特征方面,主要的变量包括:收入情况、农业经营规模、家庭劳动力状况和兼业行为[3-4]。(3)政策因素方面,推广制度、政府扶持等均有影响[5-6]。

纵观已有研究,不难发现:关于农户技术感知价值和对生态环境的感知风险的心理因素研究还有待提高。农户对技术的感知价值可理解为农户在采用水土保持技术过程中所能感知到的利益和成本。农民是否接纳某项技术或决策，首先取决于他们对该技术或者决策带来的预期收益和成本的比较[7]。农户对生态环境的感知风险可理解为农户对引发水土流失的自然灾害的严重程度以及当地水土流失的严重程度的感知。大多数研究一般将农户视为一个整体。随着城镇化的推进和人口结构持续变化,农户群体的异质性已经不容忽视,收入增长诱发了较强的分化，不同收入水平的农户表现出较大个体行为差异[8],从而影响其采用水土保持技术的行为。因此，不应忽略收入水平的调节效应。

本文基于农户感知价值理论,从农户对技术的感知价值和对生态环境的感知风险视角切入,结合农户水土保持技术采用行为的实践,构建农户水土保持技术采用行为决策模型,从感知价值权衡视角探索黄土高原地区农户水土保持技术采用行为的内在逻辑机理,实证分析感知价值对农户水土保持技术采用行为的主效应；考虑收入水平的差异,引入总收入和农户分化分析调节效应,尝试对农户水土保持技术采用行为提供新的解释,以期为促进黄土高原区水土保持技术采用决策提供参考。

一、理论依据与研究假设

(一)感知价值理论

早在20世纪90年代,很多学者开始研究用户感知价值,起初是应用在企业界和营销学界。Zeithaml认为感知价值是消费者在产品或服务购买和消费过程中比较感知收益与感知付出之后对产品或服务效用大小所做出的综合评价[9]。关于感知价值的形成机理,“层次模型”提供了很好的解释,其基于个体认知逻辑,认为感知价值来源于个体对感知信息的处理,并产生3个认知层次:第一层是个体在某一产品、服务或行为的具体属性和结果中形成的价值感知;第二层是个体对某一产品、服务或行为可能带来的其他方面的收益和风险的评价(如心理感受、社会舆论等);第三层是个体基于自身所处的具体情境对前面两层认知的权衡,主要是出于对风险因素的考量[10]。另外 “权衡模型”认为感知价值是个体通过对利益和风险(成本)之间的权衡和比较形成的主观评价,当感知利益大于感知风险(成本)越多时,个体的感知价值水平就越高,其行为趋向性就越明显[11]。任立等从感知利益、感知风险、感知价值3个方面分析了城市近郊区农户土地投入行为[12]。韩成英从农户感知利益和感知风险因素权衡农户农业废弃物资源化行为[13]。在构建农户感知价值体系之前,需要对水土保持技术的特点进行分析,结合感知价值的“层次模型”“权衡模型”与相关学者的农户行为研究成果,本文将农户感知价值体系分为感知利益(增收利益、增产利益和改善生态环境利益)和感知风险(自然灾害风险和水土流失风险)。

(二)研究假设

具体而言,感知增产利益是指技术带来作物产量的增加;感知增收利益指技术带来农户收入的提高;感知生态环境改善利益指水土保持技术带来的生态环境的改善;感知风险是农户对能够引发水土流失的旱灾、暴雨、山体滑坡、泥石流和风沙灾害等自然灾害风险以及对当地农业生产和生活环境中的水土流失风险的感知。因此本文假设,农户的感知利益和感知风险对其水土保持技术采用行为有正向影响。

事实上,可以将农户水土保持技术采用行为理解为两个过程：第一个过程是感知到水土保持技术采用行为是“划算的”,从而产生内在动力;第二个过程是基于自身资源禀赋水平衡量能否确保其采用,从而提高其采用概率。资源禀赋作为家庭成员及整个家庭所拥有的包括天然和后天所获得的所有资源和能力,对于个人行为的选择和决策具有显著的影响[14]。水土保持技术需要农户投入一定的人力、物力、财力或时间,农户在进行决策的时候,通常会面临着一定的资源禀赋约束。在做决策的过程中,不得不考虑自身和家庭的资源禀赋状况,农户可能会因资源禀赋丰富,有能力确保其采用,也可能因为资源禀赋不能满足相应行为发生的需要而选择放弃[15]。采用情况会受到年龄和受教育程度等人力资本禀赋的影响,受农用机械数量等物质资本禀赋的影响和耕地面积等自然资本禀赋的影响,还有相互信任等社会资本禀赋的影响,同时会受到政府支持这种政府资源禀赋的影响。朱萌研究表明户主年龄较小的种稻大户更倾向于接受环境友好型技术[16]；丰军辉证明受教育程度对农户秸秆能源化需求产生了显著的正效应[15]；高瑛等研究表明耕地面积对农民采用测土配方施肥具有正向影响[17]；张童朝等认为物质资本禀赋等水平的提升可显著增强农户秸秆还田的投资意愿[18]；何可等研究表明人际信任、制度信任在农民农业废弃物资源化利用的决策中发挥着显著促进作用[19]；王格玲等的研究表明推广服务和政府补贴能够激励农户采用节水灌溉技术[20]。因此,本文假设农户年龄越小、受教育程度越高、农用机械数量越多,耕地面积越大,农户相互信任程度越高，政府支持程度越高,越容易采纳水土保持技术。

调节效应是一种有因果指向的交互效应,调节变量一般不受自变量和因变量影响,但可以影响自变量和因变量[21]。侯玲玲等研究表明低收入农民对极端干旱事件更敏感,认为干旱更严重的农民更有可能采用相关的适应措施[22]。王常伟等指出,与非农收入型农民相比,农业收入型农民对环境的认知程度更高[23]。何可研究表明较之于非农收入型农民,农业收入型农民对资源性农业废弃物循环利用的环境价值、经济价值的感知程度更高[24]。由此总收入和农户分化对感知价值和技术采用都有影响。即总收入和农户分化在这一关系中可能存在调节作用,因此有必要分情况讨论总收入和农户分化的调节作用。为此,本文提出假设：总收入对农民感知利益与水土保持技术采用行为的关系存在调节作用;总收入对农民感知风险与水土保持技术采用行为的关系存在调节作用;农户分化对农民感知利益与水土保持技术采用行为的关系存在调节作用;农户分化对农民感知风险与水土保持技术采用行为的关系存在调节作用。

基于上述理论分析,本文构建包括感知价值、资本禀赋、农户水土保持技术采用行为模型,理论框架见图1。

图1 农户水土保持技术采用行为决策模型

二、数据来源与研究方法

(一)数据来源

本文所使用的数据来自于课题组成员于2016年1月至11月在陕西省米脂县、榆阳区、绥德县、甘肃省西峰区、环县和宁夏回族自治区原州区、彭阳县、西吉县对农户进行一对一问卷调查所得。1998年,甘肃省西峰市和陕西省绥德县建设水土保持示范区,为区域的治理开发起到了典型示范作用。水土保持世行贷款项目1994年实施以来,在项目的组织管理、投资运行、监测评价、科技推广等方面建立了系统完整的科学工作体系,为黄河流域的水土保持生态环境建设管理起到了良好的指导示范作用。政府提供优先技术服务和物资供应等优惠政策,进一步激发了广大群众和社会力量投入水土保持的热情。3个省(区)都实施退耕还林工程,对参与造林种草的农户给予补偿。因此,以上地点对于研究黄土高原农户水土保持技术采用行为具有较好的代表性。

对于样本农户的选取,采取分层随机抽样法,按照经济状况、距离县城远近等在每个县(区)选择1～5个乡(镇),其次在每个乡(镇)随机选择2～5个村,最后在每个村随机抽取15～20个农户,共发放问卷1 200份,回收问卷1 200份。删除无效样本后,最终获得1 152份有效问卷,有效率达96%。样本农户的基本特征见表1。

表1 样本农户的基本情况

调查问卷的内容主要包括：农户和家庭资本禀赋，农户对采用水土保持技术的价值认知,对自然灾害和水土流失的感知，农户水土保持技术采用情况等。样本农户的具体分布以及各县(区)农户各类技术采用情况如表2所示。

在受访农户中,96.7%为男性,由于男性在家庭中具有一定的最终决策权,故男性的意愿可代表家庭最终决策意愿;58.07%的受访农户年龄在51岁以上,显示农村务农人员老龄化趋势明显;44.88%的受访农户文化程度处于小学及以下,表明农户受教育水平偏低;42.45%的受访农户都进行了兼业生产,农户兼业化程度较高;家庭劳动力数量在2～4人的农户比例为78.82%,处于中等规模水平。77.43%的受访农户年纯收入在5万元及以下,5.73%的农户在10万元及以上,农户收入水平偏低且两极分化明显。

(二)变量选择及描述

本研究所建模型的因变量为水土保持技术的采用情况,对水土保持技术采纳行为的测量主要是通过对农户水土保持过程中工程措施(治坡、治沟、治沙、水利工程)和耕作措施(沟垄耕作、少耕免耕)这两类水土保持技术的采纳情况进行调查。

1.自变量的选择。感知价值作为本文的核心自变量，分为感知利益(增收利益、增产利益和改善生态环境利益)和感知风险(自然灾害风险和水土流失风险)。

2.调节变量的选择。本文选取总收入和农户分化作为调节变量。农户分化参照中国社会科学院农村发展研究所的研究将农民职业类型划分为纯农业型、兼业型和纯非农业型。非农业收入占家庭总收入10%以下的为纯农业型,赋值为1,非农业收入占家庭总收入的10%～90%的为兼业型,赋值为2,非农业收入占家庭总收入90%以上的为纯非农业型,赋值为3。

3.控制变量的选择。本文选取农户年龄、受教育程度、农用机械数量、耕地面积、相互信任和政府支持作为控制变量。

表2 样本农户分布以及各县(区)农户各类技术采用情况

上述变量的定义、赋值及描述见表3。

表3 变量的描述性统计分析

(三)模型构建

农户水土保持技术采用行为表现为“采用”和“不采用”两种情况,因此用二元Logistic模型分析感知风险、感知利益、禀赋特征对农户行为的影响以及总收入和农户分化的调节作用。对这一系列影响机制的检验,本文按照调节效应检验的普遍做法,采用多层次回归方程进行检验，回归模型如下：

y1j=α0j+αijvi+ε1j

(1)

y2j=β0j+β1ja+β2js+βijv+ε2j

(2)

y3j=χ0j+χ1ja+χ2js+χ3jf+χijv+ε3j

(3)

y4j=δ0j+δ1ja+δ2js+δ3jf+δ4jaf+δ5jsf+δijv+ε4j

(4)

上式中,a、s、f分别代表农户感知利益、农户感知风险、调节变量,v代表控制变量,j=1,2分别表示工程类技术、耕作类技术,α、β、χ、δ分别为相应变量的回归系数。

三、实证结果及分析

利用SPSS19.0采用方差膨胀因子(VIF)对变量的多重共线性问题进行验证。一般认为VIF≤5时变量间不存在严重的共线性问题。经检验,文中所选解释变量VIF<2,满足独立性原则,不存在严重的共线性问题。

为了检验农民感知价值与水土保持技术采用行为的关系,以及总收入和农户分化的调节作用,本文以水土保持技术采用行为为因变量,以农户禀赋特征变量为控制变量,以感知价值各组成维度为解释变量,由于总收入和农户分化与各解释变量和因变量都存在显著的相关关系,将其作为调节变量。利用Stata14.0软件,对数据进行分层回归分析(表4为农户采用水土保持工程技术的回归结果,表5为农户采用水土保持耕作技术的回归结果)。

分层回归步骤为: (1)放入控制变量;(2)放入解释变量;(3)依次放入调节变量。模型1主要对控制变量与水土保持技术采用行为进行回归分析;模型2和模型4检验加入调节变量后各研究变量对于因变量的影响;模型3和模型5在前两个模型的基础上加入交叉项,检验调节变量是否在农户感知价值与水土保持技术采用行为之间的关系中存在调节作用。

表4模型1表明,年龄、农用机械数量、耕地面积、相互信任和政府支持与农户水土保持工程技术采用行为存在一定显著的影响,其中年龄越小、农用机械数量越多、耕地面积越多,农户之间相互信任程度越高,政府支持程度越高农户采用水土保持工程技术的概率越大。控制变量累计能够显著解释水土保持工程技术19.89%的方差变异(F=300.43***)。可能的解释是,年龄越大,其身体状况不佳,无法进行劳动力投入,不愿意采用水土保持技术。年龄越大的农户,其从事农业生产的年限越多,越容易按照之前传统的习惯经验进行农业生产,不愿意采用改善生态环境的水土保持技术。农用机械数量越多以及耕地面积越大说明农户对农业生产的依赖和重视程度高,他们能够充分认识到水土保持技术的价值，并愿意采用。一些工程类水土保持技术需要农户参与集体行动来完成,相互信任能够促进集体行动的实现。模型2表明,农民感知利益、感知风险对农户水土保持工程技术采用行为存在显著的影响,影响系数分别为0.501***、0.276**,这表明农户对水土保持技术的价值感知程度越高,对自然灾害和水土流失的风险感知程度越高,越会采用水土保持工程技术。假设得到验证。此外,总收入对水土保持工程技术采用存在显著负向的影响(影响系数为-0.221**)。模型3表明,在模型2的基础上增加总收入与二维感知价值的交互乘积项后,解释力度显著增加了。在引入交互项之后感知利益变得不显著,感知风险显著性降低,感知利益与总收入交互项系数和显著性都小于感知利益,这表明,总收入能够显著负向调节感知利益与水土保持工程技术采用行为之间的关系,也就是说当农户感知利益相同的情况下,随着总收入的增加,会降低对水土保持工程技术的采用。可能的解释是,农户家庭总收入越高,说明农户兼业化程度可能越高,更多地依赖非农收入,因不依赖农业收入,对农业生产不重视。因此,即使意识到水土保持技术的好处,也可能不采用,而将更多的精力用在非农就业上。另一种解释是,高收入的农户对技术的价值认知低于低收入的农户,因而会抑制对技术的采用。模型4表明,农户分化对水土保持工程技术采用存在显著负向的影响(影响系数为-0.214**)。模型5表明,在模型4的基础上增加农户分化与二维感知价值的交互乘积项后,感知风险与农户分化的交互项负向显著。这表明,农户分化能够显著负向调节感知风险与水土保持工程技术采用行为之间的关系。也就是说，当农户感知风险相同的情况下,随着农户分化程度的增加,会降低对水土保持工程技术的采用。可能的解释是,农户分化数值越大,说明农户是纯非农业型,其兼业化程度越高,因更多地依赖非农收入,对农业生产不重视。因此,即使意识到自然灾害和水土流失的风险,也可能不采用,而将更多的精力用在非农就业上。也可能是因为随着农户兼业程度的提高,纯非农业型农户的感知风险程度低于纯农业型,因而不利于技术的采用。

表4 农户水土保持工程技术采用行为回归结果

注：表中***、**、*分别表示自变量在 1%、5%、10%的置信水平上显著，下同

表5 农户水土保持耕作技术采用行为回归结果

表5模型1表明,农用机械数量、耕地面积和政府支持与农户水土保持耕作技术采用行为存在一定显著的影响,其中农用机械数量越多、耕地面积越多,政府支持程度越高，农户采用水土保持耕作技术的概率越大。模型2表明,农民感知利益、感知风险对农户水土保持技术采用行为存在显著的影响,这表明农户对水土保持技术的价值感知程度越高,对自然灾害和水土流失的风险感知程度越高,越会采用水土保持耕作技术。假设得到验证。模型3表明,在模型2的基础上增加总收入与二维感知价值的交互乘积项,交互项系数负向显著。这表明,总收入能够显著负向调节感知利益、感知风险与水土保持耕作技术采用行为之间的关系,也就是说当农户感知利益和感知风险相同的情况下,随着总收入的增加,会降低对水土保持工程技术的采用。解释同上。模型4表明,农户分化对水土保持耕作技术采用存在显著负向的影响。模型5表明,在模型4的基础上增加农户分化与二维感知价值的交互乘积项后,降低了感知风险对耕作技术采用的影响程度,这表明,农户分化能够显著负向调节感知风险与水土保持工程技术采用行为之间的关系,也就是说当农户感知风险相同的情况下,随着农户分化程度的增加,会降低对水土保持耕作技术的采用。解释同上。

四、结论与启示

本文主要结论有:(1)年龄越小、农用机械数量越多、耕地面积越多,农户之间相互信任程度越高,政府支持程度越高农户采用水土保持工程技术的概率越大。农用机械数量越多、耕地面积越多,政府支持程度越高农户采用水土保持耕作技术的概率越大。(2)农民感知利益、感知风险对农户水土保持工程技术和耕作技术采用行为都存在显著的正向影响。(3)总收入能够显著负向调节感知利益与水土保持工程技术采用行为之间的关系,总收入能够显著负向调节感知利益、感知风险与水土保持耕作技术采用行为之间的关系,农户分化能够显著负向调节感知风险与水土保持工程技术采用行为之间的关系。农户分化能够显著负向调节感知风险与水土保持工程技术采用行为之间的关系。

上述实证研究的结果对于有效解决生态文明建设过程中水土保持技术推广和采用问题提供了科学依据。根据上述研究结论,本文提出如下政策建议:(1)人力资本方面,年轻的户主更愿意采用水土保持技术,因此,农业相关部门和技术推广人员在进行水土保持技术的宣传和推广时应将年轻户主作为先行推广目标。利用多种形式提高农民自身受教育水平和素质,增强其对水土保持技术的价值认知和观念转变。使农户充分了解实施水土保持技术的效果和优势,应重点加强可持续的环境友好型农业技术相关知识的教育和培训,既可以由各级政府部门牵头开展的公益培训,也可以由高等院校等组织开展有偿服务。(2)在自然资本禀赋方面。促进土地流转,扩大农户土地规模,进行规模经营,促进水土保持技术采用行为。(3)在社会资本禀赋方面,提升农户的社会资本,增强农户之间的信任水平,以此提高农户对水土保持技术的价值认知程度。(4)加大宣传力度,提高农户对水土保持技术的了解和认知,增强农户对风险的感知程度。