基于果农受偿意愿的绿肥种植生态补偿标准探讨*

任 静, 尹昌斌**, 段志龙

(1.中国农业科学院农业资源与农业区划研究所 北京 100081; 2.陕西省延安市农业科学研究所 延安 716000)

果园绿肥种植始于19世纪中叶的美国[1], 果园绿肥不仅具有提高水果产量的经济功能, 还具有增强土壤有机质、促进土壤营养物质循环、涵养水源、防风固沙、改善生态环境、维持生物多样性等生态服务功能[2]。20世纪90年代, 我国开始推广果园绿肥种植技术模式, 至今已将近30年, 但目前果园行间利用仍然以清耕为主[3-4], 人工种草及种植绿肥仅有3%, 自然生草占26%[5]。我国果园绿肥的长期“缺位”, 导致果园耕地基础地力下降、果园生态环境恶劣、果树发病率高、果品品质下降, “化肥果”缺乏市场竞争等一系列问题, 对我国果业安全和果园生态环境以及果农的经济利益构成严重威胁。鉴于此, 为加快解决果园生态环境面临的突出问题, 促进果业健康持续发展, 农业农村部印发的《到2020年化肥使用量零增长行动方案》提出“果树要注重有机无机肥配合, 发展果园绿肥”, 重点在果园土壤污染严重、果品品质过低、果树发病率过高的地区试点实行, 鼓励果农积极在果园种植绿肥。果园种植绿肥虽然能够改善生态环境和提高果园基础地力, 但在果园绿肥种植前期, 降低了化肥使用量, 水果产量会降低, 影响果农收益。为保证果农收益不受损, 各地农业部门提出要给予绿肥种植果农必要的种子或者现金补助, 例如, 湖南省启动“耕地地力提升绿肥种子补贴项目”, 江西省设立了紫云英(Astragalus sinicus)留种补贴项目[6], 以激励果农在果园种植绿肥。

国内外有关生态补偿的研究指出, 生态补偿核算过多关注农户参与生态保护项目的成本损失和生态效益[7-8]两个指标, 严重忽视农户这一微观群体的受偿意愿[9]。农户作为国家生态保护项目的参与主体, 生态补偿意愿不仅可以综合反映农户对国家生态保护政策接纳性、对环境的认知程度以及自身生计问题[10-11], 而且更能反映农户参与国家生态保护项目的真实心理预期[12]。生态补偿标准的确定要以农户意愿为基础[13], 体现农户的利益诉求, 否则国家各项生态环境保护政策很难顺利高效地推进实施。因此, 农户的受偿意愿(WTA, willings to accept)是生态补偿标准合理确定的核心关键要素和重要参考依据[14]。

但目前基于农户受偿意愿的果园绿肥种植生态补偿的研究并不多, 而且当前我国果园绿肥种植补偿与果农意愿联系也不够紧密。鉴于此, 本文依托陕西省423份果农绿肥种植样本, 基于生态补偿和效用理论, 从果农受偿意愿的角度, 利用非参数估计和参数估计两种方法, 研究测算果园绿肥种植果农的生态补偿标准, 并通过二元回归(Binary Logistic)模型探讨果农受偿意愿的关键影响因素, 深入分析果农绿肥种植的行为规律, 以期有针对性地提高果农绿肥种植的积极性, 为完善绿肥种植生态补偿机制提供理论参考, 为绿肥种植生态补偿标准的测算方法提供新的思路。

1 理论框架与模型设计

1.1 理论框架

补偿变差(compensating variation, CV)是指产品价格发生变动时, 消费者个人的效用要想保持不变, 就必须给予或者从消费者那里取走一定的货币量。美国著名经济学家希克斯指出, CV分为受偿意愿和支付意愿两种情况。设某物品价格为P, Q0为某政策实施前的资源环境状态, Q1为政策实施后的资源环境状态, U0为个人的初始效用, U1为政策实施后的个人效用, 依据希克斯的补偿函数[15]CV则为:

式中: e(P, Q1, U1)是消费者个人支出函数, 假设消费者保持个人经济收入不变, 那么CV就是国家政策实施后生态环境改变后状态下(Q1)的消费者个人效用水平U1与国家政策实施前生态环境改变前状态下(Q0)的消费者个人的原有效用水平U0之间的差额。如果公式(1)的计算结果为正数, CV表示消费者个人的最大支付意愿; 相反, 若式(1)的计算结果是负值, 则CV表示消费者个人的最小生态补偿量。

所以, 任何生态环境以及资源利用的政策实施都会产生收益和带来成本两方面的影响[16]。果园种植绿肥, 对于果园土地生态环境改善以及果品质量提升具有非常明显的积极作用; 但是对于果农而言, 短期内 绿肥种植并不会带来收益, 相反, 还会使果农遭遇经济损失。因此, 在短期内, 式(1)CV理论上为负, 即在果园种植绿肥过程中, CV可以解释为果农的受偿意愿。

1.2 模型设计

1.2.1 研究方法

农户受偿意愿估计包括非参数估计和参数估计, 本文通过估计这两种受偿意愿, 研究二者之间的差异。

1)受偿意愿的非参数估计。非参数估计是通过问卷调研果农本人愿意接受的最小受偿意愿金额, 根据意愿金额的频度计算而得, 具有很强的主观性。非参数估计下受偿意愿(WTA)的期望值模型E( WTA)为:

式中:iA 为果农选择的第i 个意愿金额,iP 为果农选择第i 个意愿金额出现的概率。

2)受偿意愿的参数估计。尽管非参数估计方法可以直观反映果农的最低补偿金额, 但是仅仅通过这样直观的方法考虑果农的受偿意愿是不客观的, 因此需要采用效用函数模型进行修正[13]。

根据1.1的补偿变差和效用函数的理论分析, 在短期内, CV可以解释为受偿意愿, 那么, 消费者个人的效用水平不仅受生态环境状态变化的制约, 消费者个人的社会经济特征S 以及一些不可控因素ε同样影响消费者效用水平。所以, 消费者的个人效用水平是Q、S、ε的函数, 即:

如果国家某项环境资源保护政策发生改变, 假设从状态Q0变为状态Q1时, 此时要想保持消费者的效用水平(U*)不变甚至增加, 就必须满足以下条件:

1.2.2 函数构建

依据效用函数和补偿变差理论, 在公式(4)的基础上构建农户受偿意愿效用函数, 推导农户在种植绿肥和不种植绿肥情况下的等效用临界点, 以测算基于果农受偿意愿的绿肥种植最低生态补偿标准。

假定农户在果园种植绿肥的意愿用Y表示, 若果农愿意种植绿肥, 可代表果农愿意接受生态补偿, Y=1; 果农不愿意种植绿肥, 则表示果农不愿意接受生态补偿, 则Y=0。C1为果农种植绿肥时的成本支出, C0为果农未种植绿肥时的成本支出, W1表示果农种植绿肥获得的补偿, W0为果农未种植绿肥所获得的补偿, S表示社会经济特征, ε为随机误差项, α、β、δ、φ为待估参数, 果农种植绿肥与不种植绿肥的效用分别为:

本文提出另外一个假定: 效用函数是线性函数, 即:

事实上C0、C1和补偿W0是既定常数, 果农未种植 绿 肥 得 到 的 生 态 补 偿W0为0, 令 α = α1+ φ1C1, α2= α0+φ0C0+ δ0W0, 则公式(6)和公式(7)可以写为:

当且仅当UY=1≥UY=0时, 理性果农才会愿意种植绿肥。令U*=UY=1-UY=0, 当ε0=ε1(ε保持不变, 不受其他因素的影响, 尤其是绿肥种植的影响), 果农愿意种植绿肥(Y=1)的概率方程可以表示为:

而:

结合公式(10)和(11):

公式(12)显然是一个二元选择模型, 其中ε服从Logistic分布, 由此得到:

由公式(10)与公式(12)变换得到公式(14), 即Logistic模型的线性表达模型:

当UY=1=UY=0时, 即可求得果农进行绿肥种植的受偿意愿:

根据公式(15), 得出参数估计下E(A)的最终表达公式:

公式(16)E(A)则为果农种植绿肥后, 为保持效用最大化, 应得到的最低生态补偿标准。

2 数据来源与变量设置

2.1 数据来源

本文数据通过实地调研收集, 调研时间为2018年9月5—12日, 调查对象为18～75岁的果农。调研地点包括陕西省延安市洛川县和咸阳市旬邑县、彬县3个县27个村, 本文选取的目标地区为陕西果园绿肥种植面积较大的地区, 能够充分展现陕西省地区果农对种植绿肥的总体反映情况。本次调研采用集中调研和一对一入户访谈相结合的方式, 发放问卷493份, 删除关键信息缺失户和信息矛盾户, 共回收有效问卷423份, 有效问卷率达85.8%。调查数据运用SPSS 19进行处理。

2.2 变量设置及描述性统计

2.2.1 因变量

对“果农绿肥种植与否”的度量, 用“0”表示果农没有进行绿肥种植, 即没有绿肥种植的意愿; 用“1”表示果农进行了绿肥种植, 即有绿肥种植的意愿。

2.2.2 自变量

根据以上对果农绿肥种植的影响因素的分析, 本文对自变量的选取如下:

1)果农个人禀赋变量。该类变量具体包括果农性别、年龄、受教育程度以及果农的属性(果农是否是村干部), 共4 个变量。

2)农户生产经营变量。该类变量包括人均收入、家庭人口、农业劳动力占比、耕地面积和耕地质量共5个变量。

3)信任特征变量。该类变量包括对亲戚的信任程度、对邻居的信任程度和对村干部的信任程度, 共3个变量。

4)绿肥认知程度变量。该类变量包括对绿肥的认知程度、果农对绿肥经济效益的认知程度和果农对绿肥生态效益的认知程度, 共3个变量。本文仅从果农在果园种植绿肥对苹果产量影响的认知程度确定果农对绿肥经济效益的认知程度; 从果农对在果园种植绿肥对耕地质量、化肥节约、农药节约、改善空气、减少面源污染和文化景观6个方面的认知程度确定果农对绿肥生态效益的总体认知程度, 将果农回答的7个问题对应的数字加总后进行重新赋值, 具体为: 7～21赋值为0, 表示果农对绿肥生态效益认知程度较低; 22～35赋值为1, 表示果农对绿肥生态效益认知程度较高(表1)。

5)政策认知与推广。该类变量包括对政府政策了解程度、果农接受的最低政府补贴、政府宣传和技术培训, 共4个变量。

3 实证结果与分析

3.1 变量描述性统计

根据理论分析与影响因素分析, 本文选取了5类共19个变量, 变量名称、定义及统计特征详见表2、表3。

表1 陕西省果农对绿肥生态效益认知程度的具体问题与赋值方法 Table 1 Specific issues and assignment methods for fruit farmers’ cognition of ecological benefits of green manure in Shaanxi Province

表2 陕西省果农绿肥种植意愿影响因素的变量说明 Table 2 Variables explanation of influencing factors of fruit farmers’ willingness to plant green manure in Shaanxi Province

表3 陕西省果农绿肥种植意愿影响因素的变量描述性统计 Table 3 Variable descriptive statistics of influencing factors of fruit farmers’ willingness to plant green manure in Shaanxi Province

从表3可以看出, 样本果农果园绿肥种植意愿的总体水平较高, 种植意愿平均值为0.77, 但标准差为0.420, 存在很大的差异, 需进一步研究分析影响果农绿肥种植意愿的影响因素。果农受教育程度还不到初中水平, 平均值仅为1.81;年龄最小25岁, 最大75岁, 平均值为52.66岁, 绿肥种植的果农文化程度较低,年龄较大。果农之间的人均家庭收入差异较大, 整个调研地区耕地质量较差, 均值仅为2.78。亲戚、邻居和村干部对果农绿肥种植表现了较高的影响力, 三者均值均在3.5以上, 并且村干部对果农的影响力最大, 均值接近于4。果农对绿肥的认知度总体处于一个相对较高的水平, 说明果农可以明确认识到绿肥的重要性, 而对绿肥的经济和生态功能认知水平较低。另外, 果农对绿肥相关的政策了解程度偏低, 均值不到2, 绿肥技术培训活动参加的也非常少。

3.2 模型运行结果及检验

为了研究分析果农受偿意愿值以及农户个人禀赋特征、家庭生产经营特性、信任特征、果农对绿肥认知以及果农对绿肥政策认知5 类变量对果农在果园种植绿肥意愿影响程度的差异, 本文采用5 个模型。运用SPSS 19.0 统计软件, 对调研数据进行二元Logistics 回归参数估计。表4 列出了分别纳入果农个人禀赋变量(模型1)、家庭生产经营变量(模型2)、信任特征变量(模型3)、绿肥认知变量(模型4)、政策认知变量(模型5)的Logistics 回归模型结果。模型检验结果显示, 模型 1、模型 2、模型 3 的Nagelkerke 拟合优度均低于21%, 而模型4 和模型5的Nagelkerke 拟合优度分别为51.32%和70.922%, 卡方值分别为54.635、P(Sig=0.000)＜0.01 和91.723、P(Sig=0.000)＜0.01。所以, 果农的个人禀赋特征、家庭生产经营特性、信任特征不能解释果农的绿肥种植意愿, 果农对绿肥认知和果农对绿肥政策认知是果农绿肥种植意愿的重要因素。

3.3 果园绿肥种植补偿标准

非参数估计: 若不考虑被调研果农的个人、家庭以及其他外部条件等相关变量的影响, 陕西省果农绿肥种植的受偿意愿期望值(WTA)运用公式(2)计算得出为3 660.75 ¥·hm-2。

参数估计: 根据果农绿肥种植受偿意愿的回归结果(表4), 将表4 的各变量回归系数和Si的均值代入公式(16), 可计算得出果农绿肥种植的受偿意愿为 2 611.80 ¥·hm-2, 此数值表示果农种植绿肥的临界有偿标准为2 611.80 ¥·hm-2。

表4 陕西省果农绿肥种植受偿意愿模型回归结果 Table 4 Model regression results of fruit farmers’ willingness to accept compensation for planting green manure in Shaanxi Province

非参数估计测算的果农受偿意愿金额比参数估计金额高1 048.95 ¥·hm-2, 这表明: 非参数估计下的受偿意愿金额具有较强的主观性, 往往高于参数估计下的意愿金额, 所以非参数估计的意愿金额一般不能作为生态补偿发放的下限, 但可以将非参数估计和参数估计的两种测算结果作为生态补偿的区间范围, 各县市可以根据此范围进行合理的调整。

3.4 果农绿肥种植受偿意愿的影响因素分析

3.4.1 果农个人禀赋和家庭生产经营变量对绿肥种植受偿意愿的影响

果农个人禀赋的所有变量都没有通过显著性检验, 家庭生产经营变量中“耕地质量”是唯一通过检验的显著影响因子。表4显示, 耕地质量在模型(4)和模型(5)中均通过5%的显著性检验, 对果农的受偿意愿具有显著的正向影响作用。这表明, 耕地质量越好, 果园单位产量越高, 经济效益越好, 果农对绿肥种植越容易接纳。

“性别”变量, 男性比女性更愿意在果园进行绿肥种植, 这一结果与“男性是户主, 是家中事情的主要决策者”这一传统的性别分工观念相符。“年龄”变量,年龄通常与新技术的采用意愿呈负相关关系, 但本文“年龄”变量系数的符号为正, 这一结果与经验不一致。这主要是由于20世纪50—80年代是绿肥生产繁荣期,年龄越大的果农, 尤其是60岁以上的老人, 更了解绿肥的作用与价值, 绿肥种植的受偿意愿就越强。“受教育程度”变量, 教育程度越高, 越有利于果农理解和认识到绿肥这种“新技术”的作用与好处。“是否是村干部”变量, 村干部率先种植绿肥的“示范作用”可以加大果农对绿肥的了解与认识, 果农可以向村干部进行咨询与学习, 提高绿肥种植技术的扩散率[17]。

3.4.2 信任特征变量对绿肥种植受偿意愿的影响

村干部建议分别在模型(3)、模型(4)和模型(5)通过了5%显著性检验, 而邻居和亲属建议仅在模型(5)通过10%的显著性检验。从3个模型中得出, 村干部建议对果农绿肥种植意愿具有正向影响作用, 这表明果农对村干部的信任程度越高, 绿肥种植意愿就越强。所以, 村干部作为全村的领导者, 是果农认可度高、信任度高的一个重要群体, 他们的建议具有重要的参照价值。相反, 对邻居和亲属的信任表现的并不是很强烈, 而且邻居的建议还对果农绿肥种植意愿具有负向作用, 这主要是因为果农与亲属、邻居同属一类群体, 他们都面临着相似的决策问题且拥有相似的信息集[9,18], 即: 对于绿肥种植, 都表现出无知或者了解不全面, 因此果农视亲属、邻居的决策行为为自己的参照, 害怕决策失误, 选择不种植绿肥或者至少不会大面积种植绿肥。

3.4.3 绿肥认知和政策认知变量对绿肥种植受偿意愿的影响

果农对绿肥的认知水平变量是影响受偿意愿的关键因素。从表4可以得到, 果农对绿肥认知水平变量是所有变量中唯一在模型(4)和模型(5)两个模型中均通过1%显著性水平的变量, 对果农具有正向的显著作用。这表明绿肥认知水平是影响受偿意愿的直接关键因素, 果农对绿肥了解的越充分, 绿肥种植受偿意愿就越强烈。而果农对绿肥生态价值以及经济价值的认知水平尽管没有通过显著性检验, 但可以得出, 经济价值认知水平的系数模型(4)为0.002, 模型(5)为0.020, 表明果农认为绿肥种植并不能给他们带来可观的经济效益, 种植意愿较弱。生态价值认知水平的系数为负, 表明绿肥种植不会改善果园生态环境, 果农也不会降低化学肥料的施用量。

果农对绿肥政策的认知上, 通过显著性检验的只有政府宣传和意愿金额两个变量。政府宣传通过了5%的显著性检验水平, 对果农绿肥种植受偿意愿有着密切的正向影响; 意愿金额的期望值在10%的显著水平上通过了正向检验, 果农绿肥种植的积极性随着意愿金额的升高而增强, 这符合一般经济学思维逻辑。调研发现, 当前果农对土地生态保护意识普遍较弱, 问卷统计结果表明, 59.81%的果农表示如果有足够的生态补偿, 我们愿意进行绿肥种植。而为了改善果园耕地生态环境而选择绿肥种植的果农仅3.29%, 可见绿肥生态价值这一解释变量不足以刺激果农参与种植绿肥, 而最为直接的经济目的才是果农愿意种植绿肥的根本动力。这与检验结果一致。

4 讨论与结论

4.1 讨论

积极发展与推广绿肥, 实现耕地种养结合已成为持续提升土壤肥力、改善农业生态环境的有效措施[19]。农户作为绿肥种植的微观主体, 对农户绿肥种植的受偿意愿影响因素以及生态补偿标准进行实证分析, 可为国家制定绿肥种植生态补偿的政策提供重要理论依据。但是, 本文仍有需要深入探讨的问题: 一是有关研究主体的选择。确定绿肥种植生态补偿标准是一项长期而复杂的系统工程[20], 不仅需要确定农业企业、合作社、家庭农场、种植大户、普通农户等多种经营主体的生态补偿, 更涉及这些经营主体与政府之间的利益关系。本文仅基于微观果农视角, 利用果农微观调研数据, 展开研究普通果农绿肥种植的生态补偿标准。所以, 有关其他新型经营主体生态补偿标准的确定以及这些经营主体与政府之间的利益关系有待后续进一步研究。二是关于研究方法的选择。现有研究大多通过测算农户参与生态保护项目的成本损失和生态效益确定生态补偿标准。本文侧重于从果农受偿意愿的角度, 运用Logistic模型, 研究测算生态补偿标准, 在一定程度上克服了运用机会成本测算生态补偿标准偏小以及运用生态效益测算生态补偿标准偏大的弊端[11,21]。三是有关样本量的问题。由于调研时间和人力的局限性, 本研究只选取了陕西省延安市和咸阳市3个县作为调查样本, 样本量仅有423份, 样本量偏小, 可能导致实证分析结论具有一定的局限性。所以, 要扩大区域调研范围, 使实证研究结论更具普适性[22]。

4.2 结论

本文依托陕西省423份果农绿肥种植样本, 从果农受偿意愿的角度, 选用非参数估计和参数估计两种方法, 研究测算果园绿肥种植果农的生态补偿标准, 利用Logistics模型探讨果农受偿意愿的关键影响因素, 得出以下主要结论: 第一, 受偿意愿期望值可以作为果农绿肥种植生态补偿标准的参考。根据参数估计, 测算得出果农在果园绿肥种植的受偿意愿额度为2 611.80 ¥·hm-2, 而非参数估计得出的受偿意愿额为3 660.75 ¥·hm-2, 可以将这两个数值作为陕西省果园绿肥种植生态补偿标准的动态调整区间, 然后每个县市再结合本地实际情况, 调整生态补偿标准。所以, 以受偿意愿金额为基础的果农生态补偿标准, 理论性强, 并且能够真正体现果农的真实诉求, 具有现实可行性。第二, 从果园耕地保护的角度, 大多数果农愿意进行绿肥种植。根据调研结果, 约有77%的果农倾向于在果园种植绿肥, 认为种植绿肥能够改善果园生态环境, 尤其是可以增加土壤有机质。但是, 具有不同个人特征、家庭特征、认知水平的果农会表现出不同的绿肥种植意愿。一般而言,年龄越大, 受教育程度越高, 认知水平越高的果农, 更倾向于果园进行绿肥种植。第三, 影响果农绿肥种植受偿意愿的因素极其复杂。现阶段陕西省果农绿肥种植意愿受多种因素的共同影响。但在当前国家鼓励和推进绿肥种植的大环境下, 果农的个人禀赋和家庭生产经营因素的影响作用被严重削弱, 信任特征、农户对绿肥以及政策的认知程度成为果农绿肥种植的主要影响因素。具体而言, 果农对绿肥的认知水平成为农户愿意接受绿肥种植补偿的直接关键原因, 耕地质量是果农接受绿肥种植补偿的诱导因素, 耕地质量越好, 果农对政策的了解程度越深, 果农接受绿肥种植补偿的意愿越强烈。

基于本文研究结论, 得出如下政策启示: 第一, 建立管控与激励相结合的生态补偿制度, 科学确定生态补偿标准。为保障绿肥种植的果农利益, 建立管控与激励相结合的市场化、多元化的果园绿肥种植生态补偿制度, 积极开展果园绿肥生态价值评估, 科学合理确定生态补偿标准。根据不同农业经营主体对绿肥补偿政策与制度的需求, 设计差异化的绿肥种植生态补偿机制, 即对小农户采取将绿肥补贴纳入农业综合补贴的形式, 对农业企业、合作社等新型经营主体和种植大户采取以奖代投或以奖代补的形式, 保证生态补偿制度更科学与民主, 使补偿制度更能符合果农实际情况和切实体现果农的利益需求, 激励果农绿肥种植的积极性。第二, 赋予农户利益诉求机会, 提高果农绿肥种植意愿。在推动果园绿肥种植的过程中, 果农绿肥种植并不是完全自愿的, 因此建议地方政府以及政策制定时, 要考虑果农的利益诉求, 不能强迫命令, 不能以多数户同意“绑架”少数户[23], 需要加强地方政府与农户的双向沟通[24], 了解农民真实需求, 切实保证果农利益诉求得到表达, 增强果农对政策的信任和认同度, 提高果农绿肥种植意愿。第三, 提高果农对果园绿肥种植的正确认知, 提升果农绿肥种植的参与度。根据本研究的结论, 果农对绿肥的认知水平是影响绿肥种植意愿的关键直接因素, 因此, 政府应该做好充分引导作用, 加大果园绿肥对果园土壤、水果质量、生态环境、经济收益等方面的宣传, 特别是要让果农充分认识到果园长期过量施用化学肥料的危害, 充分了解果园绿肥的生态价值。通过宣传, 在潜移默化中强化果农对果园绿肥种植的了解与认知, 增强果农绿肥种植意愿。