曹 慧，趙 凱*

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心，陜西 楊凌 712100)

代際差異視角下糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響因素分析

曹 慧1,2，趙 凱1,2*

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心，陜西 楊凌 712100)

以豫寧兩省(區(qū))797戶糧農(nóng)調(diào)查資料為基礎(chǔ)，在代際差異視角下，運(yùn)用Probit模型和Logit模型分析糧農(nóng)資源稟賦、內(nèi)在感知對保護(hù)性耕作投入意愿的影響。研究表明，新生代和中生代糧農(nóng)在保護(hù)性耕作投入的積極性上高于老一代糧農(nóng)。資源稟賦和內(nèi)在感知對糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響顯著，且存在代際差異。資源稟賦特征下，外出打工和耕地自然質(zhì)量、年齡、技能培訓(xùn)分別是新生代、中生代和老一代的關(guān)鍵影響因素。共同關(guān)鍵因素中，性別對中生代和老生代糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入意愿具有程度相近的正向影響，而對新生代糧農(nóng)的影響為負(fù)；耕地塊數(shù)對中生代糧農(nóng)和老一代糧農(nóng)具有程度相近但方向相反的影響。內(nèi)在感知特征下，耕地保護(hù)重要性認(rèn)知變量對中生代影響顯著；耕地保護(hù)政策認(rèn)知變量對中生代和老一代影響顯著，且對中生代影響程度較大；耕地保護(hù)責(zé)任人認(rèn)知變量對新生代和老一代影響顯著，且對新生代影響程度較大。

保護(hù)性耕作投入；影響因素；糧農(nóng)；代際差異

引 言

隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,糧農(nóng)收入水平穩(wěn)步提高,但收入結(jié)構(gòu)非農(nóng)化問題日益突出，出現(xiàn)了忽視土地長遠(yuǎn)價(jià)值,土地利用短期行為嚴(yán)重,以外出打工賺錢為主,農(nóng)業(yè)投入減少,土地拋荒、撂荒嚴(yán)重的種種現(xiàn)象[1]。同時(shí),耕地?cái)?shù)量不斷減少,耕地退化和污染嚴(yán)重[2],直接影響農(nóng)村生態(tài)環(huán)境和糧食質(zhì)量安全,進(jìn)而威脅城鄉(xiāng)居民的健康乃至生命安全[3]。2017年中央一號文件明確提出,要集中治理農(nóng)業(yè)環(huán)境問題,推行綠色生產(chǎn)方式,增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。很多學(xué)者就農(nóng)戶的不合理生產(chǎn)對耕地質(zhì)量的影響深表擔(dān)憂[4-6]。糧農(nóng)是糧食生產(chǎn)最基本的微觀經(jīng)濟(jì)單元,同時(shí)也是耕地利用和保護(hù)的最基本主體[7]。糧農(nóng)對待耕地的態(tài)度、看法以及利用耕地的方式是關(guān)系耕地保護(hù)效果的關(guān)鍵因素[6]。隨著時(shí)代變遷和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展,中國糧農(nóng)主體特征不斷變化,務(wù)農(nóng)勞動力代際分化趨勢日益明顯[5],代際差異必然影響到種糧耕作方式,進(jìn)而會影響到中國的糧食生產(chǎn)和糧食安全[1]。因此,要想切實(shí)保護(hù)耕地質(zhì)量,促使糧農(nóng)采取保護(hù)性措施利用耕地,就必須了解不同代際糧農(nóng)的實(shí)際耕作方式及對耕地保護(hù)的認(rèn)知和意愿,對癥下藥[8]。那么,現(xiàn)實(shí)中為什么有些糧農(nóng)不愿意實(shí)施保護(hù)性耕作投入?影響不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入的因素有哪些?其作用機(jī)制是什么?這些都是值得深入研究的問題。

出于對耕地保護(hù)問題的關(guān)注,學(xué)術(shù)界就農(nóng)戶保護(hù)性耕作意愿和行為開展了大量相關(guān)研究。蔡榮等以安徽省水稻種植戶為例,考察了保護(hù)性耕作技術(shù)對作物生產(chǎn)的影響,發(fā)現(xiàn)保護(hù)性耕作技術(shù)對稻谷單產(chǎn)水平具有正向積極作用[9]。王金霞等研究認(rèn)為,黃河流域保護(hù)性耕作技術(shù)的采用率普遍較低,保護(hù)性耕作技術(shù)的采用與小麥和玉米單產(chǎn)之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系,卻可以顯著減少單位面積勞動力投入[10]。楊志海等以漢江平原368戶農(nóng)戶調(diào)查為例,研究發(fā)現(xiàn)不同類型農(nóng)戶的土壤保護(hù)認(rèn)知水平存在差異,且農(nóng)戶的土壤保護(hù)認(rèn)知與其行為決策之間的差距較為明顯[11]。鄭紀(jì)芳等對山東省462戶農(nóng)戶的調(diào)查發(fā)現(xiàn),有些農(nóng)戶雖有增加農(nóng)家肥投入的行為,但其主要目的不是為提高土壤質(zhì)量,而是為合理利用家庭農(nóng)家肥資源,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶雖有改良土壤意愿,但缺乏具體的保護(hù)行為[12]。

對于農(nóng)戶耕地保護(hù)投入意愿和行為的影響因素方面,部分學(xué)者從實(shí)證角度進(jìn)行論證,并得出影響行為意愿的因素主要有：農(nóng)戶特征,如性別、年齡、教育程度等;農(nóng)戶家庭特征,如勞動力數(shù)量、兼業(yè)化程度等;耕地基本情況,如耕地面積、耕地塊數(shù)等。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶態(tài)度、觀念、對耕地保護(hù)政策了解度、區(qū)域特征等也是影響農(nóng)戶做出耕地保護(hù)行為決策的主導(dǎo)因素[13-17]。

上述研究為分析不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響因素提供了較好的研究基礎(chǔ),但仍有進(jìn)一步深入分析和完善的空間。首先,關(guān)于代際間耕地保護(hù)意愿研究結(jié)果未成定論。王喜等研究認(rèn)為青年、中年和老年農(nóng)戶在參與耕地保護(hù)意愿上呈現(xiàn)“低-高-低”的變化趨勢[14];而楊志海等在研究中發(fā)現(xiàn),新生代農(nóng)民中愿意對耕地質(zhì)量改良進(jìn)行投入的比例要高于中生代和老一代農(nóng)民[5]。其次,現(xiàn)有針對糧農(nóng)進(jìn)行保護(hù)性耕地投入意愿代際差異的研究還比較鮮見。不同代際糧農(nóng)所處的生命周期階段不同,其自身資源稟賦、消費(fèi)偏好和收入期望存在差異,因而其對耕地保護(hù)性利用的責(zé)任意識、認(rèn)知以及具體行為意愿也有所差異。研究糧農(nóng)的耕地保護(hù)投入意愿具有一定的必要性：(1)糧食作物和經(jīng)濟(jì)作物由于種植類別差異,其耕地保護(hù)性投入方面必然存在差異;(2)相對經(jīng)濟(jì)作物,種糧比較收益低,糧農(nóng)在要素配置過程中,更傾向于節(jié)省種糧勞動成本,投入到非糧行業(yè)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)收益最大化,相對果農(nóng)、菜農(nóng)等而言,糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入方面意識薄弱,有必要對其進(jìn)行深入分析。(3)種植非經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶更傾向于大力度投入保護(hù)性耕作糧食生產(chǎn)[18],糧農(nóng)保護(hù)性耕作的實(shí)施,有利于在保障國家糧食數(shù)量安全的前提下,提升糧食質(zhì)量安全,同時(shí)有利于維護(hù)耕地可持續(xù)利用,增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。

因此,本文以糧農(nóng)為研究對象,深入分析不同特征下糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿代際差異,以及影響不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的關(guān)鍵因素,以期為設(shè)計(jì)符合不同代際糧農(nóng)群體實(shí)際現(xiàn)狀的方案提供政策參考。

一、概念界定與研究假設(shè)

(一)概念界定

根據(jù)對耕地質(zhì)量影響的不同,糧農(nóng)在耕地經(jīng)營中的投入行為可劃分為保護(hù)性投入行為和非保護(hù)性投入行為兩種:保護(hù)性投入行為是指有利于耕地質(zhì)量保持或提高的投入行為,例如坡耕地改梯田、增施有機(jī)肥、加大農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等,這些行為能夠有效地提高土壤的保水、保土和保肥能力,改善土壤結(jié)構(gòu)和農(nóng)田生產(chǎn)小氣候,使耕地生產(chǎn)力能夠長期保持并得到提高;非保護(hù)性投入行為是指對耕地長期生產(chǎn)力產(chǎn)生破壞性作用的、不利于耕地持續(xù)利用的行為,例如大量施用化肥、農(nóng)藥等,盡管這些行為一定程度上能增加耕地的短期產(chǎn)出,但長期使用化肥、農(nóng)藥會造成土壤板結(jié)、污染以及土壤侵蝕和鹽堿化等后果[19]。由于保護(hù)性投入的收益主要來自土地生產(chǎn)力保持前提下土地長期的、穩(wěn)定的產(chǎn)出,糧農(nóng)只能以長期、分散的形式獲得,因此,投資回報(bào)期較長,并且存在較大風(fēng)險(xiǎn)和不確定性;而非保護(hù)性投入大多方式簡單、快捷,且能增加土地的當(dāng)前產(chǎn)出,常常通過一季生產(chǎn)就可獲得經(jīng)濟(jì)收益,回報(bào)速度較快,風(fēng)險(xiǎn)較小[20]。借鑒已有研究成果,本文通過問卷“您是否愿意為耕地質(zhì)量改良投入資金?”的設(shè)計(jì)來了解糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入意愿。

借鑒段成榮等[21]劃分農(nóng)民工代際的方法,本研究將出生于1980年及以后的界定為新生代糧農(nóng);進(jìn)一步,將1980年之前出生的再細(xì)分為:1965-1979年出生的為中生代糧農(nóng)和1965年之前出生的為老一代糧農(nóng)。在797個(gè)樣本糧農(nóng)中,新生代、中生代與老一代糧農(nóng)分別占8.8%、37.1%和54.1%?？梢钥闯?目前種糧主體趨于老齡化。

(二)研究假設(shè)

研究不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿,不僅要考慮糧農(nóng)資源稟賦層面的因素還要考慮糧農(nóng)內(nèi)在感知特征。

1.資源稟賦。資源稟賦指糧農(nóng)的家庭成員及整個(gè)家庭擁有的包括了天然所有的及后天獲得的資源核能力[22]。本文的糧農(nóng)資源稟賦包括了個(gè)人特征、家庭特征和耕地資源稟賦3個(gè)方面的因素。(1)個(gè)人特征。主要選擇糧農(nóng)性別、年齡、文化程度、技能培訓(xùn)、外出打工等變量。一般而言,男性視野相對更為開闊,保護(hù)性耕作投入意愿可能更強(qiáng)烈;而女性性格則趨于保守,意愿可能更弱[23]。年齡稍輕的糧農(nóng)較容易接觸和學(xué)習(xí)新知識[17];而年齡大的糧農(nóng),各方面處事經(jīng)驗(yàn)更豐富,見識更廣[24],因此,年齡對保護(hù)性耕作投入的影響方向不定。糧農(nóng)文化程度越高、參加農(nóng)業(yè)或非農(nóng)技術(shù)培訓(xùn),對保護(hù)性耕作投入益處的判斷可能越清楚[25],其保護(hù)性耕作投入意愿可能越強(qiáng)。一般而言,外出打工糧農(nóng)能更多地接收到信息和知識,但同時(shí)由于糧農(nóng)自身的兼業(yè)行為,導(dǎo)致其無暇顧及農(nóng)業(yè)生產(chǎn),因此,外出打工對糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響方向不確定。(2)家庭特征。主要選擇勞動力數(shù)量、收入水平、經(jīng)營類型、加入合作社等變量。一般而言,家庭勞動力數(shù)量越多,收入水平相對較高,糧農(nóng)一般有更優(yōu)越經(jīng)濟(jì)實(shí)力去實(shí)施保護(hù)性耕作投入。家庭兼業(yè)化程度越大,收入水平一般越高,但由于兼業(yè)導(dǎo)致糧農(nóng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)注程度降低[24],其對保護(hù)性耕作投入意愿的影響方向不定。加入農(nóng)民專業(yè)合作組織在一定程度上有利于減少糧農(nóng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的盲目性,并提升其組織性和計(jì)劃性[26],從而有助于糧農(nóng)在生產(chǎn)經(jīng)營中實(shí)施保護(hù)性耕作。(3)耕地資源。主要選擇耕地經(jīng)營規(guī)模、耕地塊數(shù)、耕地自然質(zhì)量等變量。一般而言,所經(jīng)營的耕地面積越大,糧農(nóng)越傾向于增加保護(hù)性耕作投入以獲得高收益,但同時(shí),耕地面積越大,其耕作成本越高,一定程度上會阻礙糧農(nóng)進(jìn)行保護(hù)性耕作投入。地塊越多越分散,糧農(nóng)實(shí)施保護(hù)性耕作的成本越高[25],其保護(hù)性耕作投入意愿越小。耕地質(zhì)量越好,糧農(nóng)可能更愿意進(jìn)行保護(hù)性耕作投入,進(jìn)而獲得持續(xù)性高產(chǎn);但耕地質(zhì)量差的糧農(nóng),可能更意識到保護(hù)耕地的重要性,進(jìn)而實(shí)施保護(hù)性耕作投入?；谏鲜隼碚摲治?本文提出如下假設(shè):

假設(shè)H1:資源稟賦對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿存在顯著影響。

子假設(shè)H1a:個(gè)人特征對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿存在顯著影響。

子假設(shè)H1b:家庭特征對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿存在顯著影響。

子假設(shè)H1c:耕地資源對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿存在顯著影響。

2.內(nèi)在感知。該類變量包括耕地保護(hù)重要性認(rèn)知、耕地保護(hù)政策認(rèn)知、耕地保護(hù)責(zé)任人認(rèn)知和耕地質(zhì)量退化感知。獲得正確且充分的信息感知,有利于糧農(nóng)形成耕地保護(hù)意識并且在生產(chǎn)經(jīng)營中實(shí)施保護(hù)性耕作投入[27],因此本文提出如下假設(shè):

假設(shè)H2:內(nèi)在感知對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿存在顯著影響。

二、模型設(shè)定與變量描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于課題組2016年10-11月對河南省以及寧夏回族自治區(qū)糧農(nóng)的抽樣調(diào)查。考慮到樣本對象為糧農(nóng),因此,選擇河南省的產(chǎn)糧大縣滑縣為樣本,選擇寧夏回族自治區(qū)的產(chǎn)糧大縣青銅峽市為樣本。樣本區(qū)域的選擇依據(jù)平均分布和具有代表性的原則,采用分層隨機(jī)抽樣的方法,根據(jù)經(jīng)濟(jì)狀況、距離縣城遠(yuǎn)近在每個(gè)縣市隨機(jī)選擇5個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇5個(gè)村莊,每個(gè)村莊隨機(jī)選擇10～15個(gè)糧農(nóng),由課題組成員進(jìn)行一對一問卷調(diào)查與訪談。河南和寧夏樣本量分別為450戶與370戶,共計(jì)820戶糧農(nóng),除去不具有代表性的無效問卷,獲得有效問卷797份,其中河南439戶,寧夏358戶,有效問卷的比例為97.2%。

表1顯示,樣本中新生代、中生代和老一代糧農(nóng)愿意為耕地質(zhì)量改善投入的比例分別為55.7%、55.7%、和50.6%。調(diào)查數(shù)據(jù)表明,不論是新生代、中生代還是老一代,糧農(nóng)在耕地質(zhì)量改良中均呈現(xiàn)出相對積極的態(tài)度。

表1 不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿及其分布

(二)模型選擇

糧農(nóng)是否愿意進(jìn)行保護(hù)性耕作投入(Y)為0～1賦值,為非連續(xù)的二分類變量,較常用的方法是運(yùn)用Probit和Logit等二元選擇模型進(jìn)行分析,兩種方法在估計(jì)結(jié)果方面并無明顯差異[27]。兩種回歸模型的區(qū)別在于采用的分布函數(shù)不同,Probit模型假設(shè)隨機(jī)變量服從正態(tài)分布,而Logit模型假設(shè)隨機(jī)變量服從邏輯概率分布。本文選擇Probit回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析,同時(shí)也利用Logit模型做回歸,作為穩(wěn)定性檢驗(yàn)[28]。

Probit模型糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿(Y=1)的概率可表示為:

P(Yi=1│X)=Φ(β0i+β1iX1+β2iX2+…+β17iX17+εi) (i=1,2,3)

(1)

其中,Yi(i=1,2,3)分別表示新生代、中生代和老一代糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入意愿;X1～X17表示上文分析中的有關(guān)解釋變量;β0表示回歸截距;β1～β17表示相應(yīng)解釋變量的待估系數(shù);εi是相互獨(dú)立且服從正態(tài)分布的隨機(jī)變量,即εi～N(0,σ2)。

由于該模型為非線性模型,不能滿足最小二乘法估計(jì)的前提條件,故采用最大似然法估計(jì)模型參數(shù),進(jìn)一步對概率P(Yi=1)求關(guān)于自變量X的導(dǎo)數(shù),即:

(2)

其中,φ(X)為正態(tài)分布的累積概率函數(shù)Φ(X)相對應(yīng)的密度函數(shù),可以看出自變量X對概率的邊際影響并不等于系數(shù)β,其P(Yi=1)中X的變動方向與β的變動一致。

Logit模型糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿(Y=1)的概率可表示為:

(3)

f(X)=α0i+α1iX1+α2iX2+…+α17iX17+μi

(4)

其中,Yi(i=1,2,3)，X1～X17含義與上文相同;α0表示回歸截距;α1～α17表示相應(yīng)解釋變量的待估系數(shù);μi隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(三)變量描述

由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及功能區(qū)定位差異,不同地區(qū)不同代際糧農(nóng)在種植投入方面的行為意愿也存在差異,故本文在資源稟賦和內(nèi)在感知特征變量的基礎(chǔ)上,同時(shí)控制區(qū)位特征變量。相關(guān)變量的定義與描述統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)

注:(1)“+”表示正向影響;“-”表示負(fù)向影響;“?”表示作用方向不確定；(2)家庭勞動力數(shù)量按照一般的統(tǒng)計(jì)口徑計(jì)算,即只統(tǒng)計(jì)16周歲及以上且經(jīng)常參加集體經(jīng)濟(jì)組織或家庭副業(yè)的勞動力[29]；(3)經(jīng)營類型的劃分兼顧農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)辦公室的劃分方法及研究目的，將糧農(nóng)分為4類：農(nóng)業(yè)收入占比80%以上的為純糧農(nóng)，50%～80%的為I兼糧農(nóng)，20%～50%的為II兼糧農(nóng)，低于20%的為III兼糧農(nóng)[5]

三、實(shí)證分析結(jié)果與討論

(一)估計(jì)結(jié)果

表3給出了影響糧農(nóng)進(jìn)行保護(hù)性耕作投入愿意的回歸結(jié)果。為保證回歸結(jié)果有效,本文首先對自變量間的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3 回歸模型估計(jì)結(jié)果

注:括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤;*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著

運(yùn)用多重共線性診斷法得到的全部結(jié)果顯示,方差膨脹因子(VIF)均小于10,各自變量之間不存在多重共線性。運(yùn)用Stata14統(tǒng)計(jì)軟件對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響因素分別進(jìn)行Probit模型和Logit模型估計(jì)。模型I、模型III和模型V分別是對新生代、中生代和老生代糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的Probit回歸模型;模型II、模型IV和模型VI則分別是新生代、中生代和老生代糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的Logit回歸模型。由表3可知,6組模型的LRχ2值分別為38.22、37.64、74.53、73.84、59.63和59.60,且均在1%的顯著水平上均拒絕所有估計(jì)系數(shù)都為零的原假設(shè),PseudoR2值分別為0.397 6、0.391 6、0.183 4、0.181 7、0.099 8和0.099 8,說明6組模型中自變量對因變量的變化均具有一定的解釋能力。三個(gè)代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿對應(yīng)的Probit模型和Logit模型回歸結(jié)果顯示基本一致,說明模型的穩(wěn)定性較好。從表中可以看出,解釋變量的作用方向也基本與預(yù)期相同。個(gè)人特征、家庭特征、耕地資源、內(nèi)在感知和區(qū)域特征對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿有不同程度的影響。

(二)結(jié)果分析與討論

1.糧農(nóng)資源稟賦的影響。個(gè)人特征中,性別對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿呈現(xiàn)不同程度不同方向的影響。性別變量對中生代和老一代糧農(nóng)具有顯著正向影響,而對新生代糧農(nóng)則具有顯著負(fù)向影響。這說明,對于中生代和老一代糧農(nóng),男性比女性有更強(qiáng)烈的耕地保護(hù)投入意愿,而新生代女性則比男性表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的意愿。從邊際效應(yīng)看,性別對中生代糧農(nóng)的影響程度要大于新生代和老一代糧農(nóng)。年齡變量對中生代糧農(nóng)耕地保護(hù)性耕作投入意愿有顯著的負(fù)向影響,對新生代和老一代糧農(nóng)的影響不顯著。這說明,中生代年齡越接近38歲,其投入意愿越強(qiáng)烈,而新生代和老一代糧農(nóng)的投入意愿不會因?yàn)槟挲g的不同而存在顯著差異。文化程度對3個(gè)代際糧農(nóng)的投入意愿影響均不顯著?？赡艿脑蚴?3個(gè)代際樣本糧農(nóng)的文化程度普遍不高,調(diào)查顯示,新生代、中生代和老生代初中以下文化程度所占比例分別為77.1%、89.2%和88.4%,因而,不同文化程度下不同代際糧農(nóng)的投入意愿差別不明顯。技能培訓(xùn)僅對老一代糧農(nóng)的投入意愿具有顯著的影響。邊際效應(yīng)顯示,參加過技能培訓(xùn)的老一代糧農(nóng)比未參加過的糧農(nóng)投入意愿高出17.4%。外出打工僅對新生代糧農(nóng)的投入意愿具有顯著的影響,與未外出打工的新生代糧農(nóng)相比,外出打工糧農(nóng)的投入意愿比例增加39.4%。這說明,新生代糧農(nóng)外出打工更容易吸收新信息,其投入意愿差異明顯,而中生代和老一代糧農(nóng)的投入意愿相對穩(wěn)定,不會因外出打工而發(fā)生明顯變化。至此,假設(shè)H1a得到證實(shí)。

家庭特征中,勞動力數(shù)量、收入水平、經(jīng)營類型和加入合作社對不同代際糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入意愿均沒有顯著性影響。說明在現(xiàn)階段,不同代際糧農(nóng)的投入意愿在家庭特征中表現(xiàn)較為穩(wěn)定,沒有因家庭勞動力數(shù)量、收入水平、經(jīng)營類型和加入合作社的不同而存在明顯的差異。調(diào)查顯示,新生代、中生代和老一代糧農(nóng)中,家庭勞動力數(shù)量在3人以下所占的比例分別為85.7%、69.9%和69.2%;家庭年收入8萬元以下所占的比例分別為88.6%、76.4%和80.3%;II兼以上糧農(nóng)所占比例分別為85.7%、75.4%和57%;加入合作社的比例分別為7.1%、7.4%和6.7%,不同代際糧農(nóng)的投入意愿在家庭特征變量下沒有表現(xiàn)出顯著差異。因此,假設(shè)H1b沒有得到證實(shí)。

耕地資源中,耕地塊數(shù)對不同代際糧農(nóng)的影響方向和程度存在顯著差異,耕地塊數(shù)對新生代糧農(nóng)投入意愿沒有顯著影響,對中生代和老一代糧農(nóng)投入意愿的影響系數(shù)分別為-0.032和0.040,且在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。從邊際效應(yīng)看,耕地塊數(shù)每增加1塊,中生代糧農(nóng)的投入意愿減少1.3%,而老一代糧農(nóng)的投入意愿則增加1.6%。調(diào)查顯示,新生代糧農(nóng)耕地塊數(shù)普遍較少,有55.7%的糧農(nóng)擁有2塊以下的耕地,其耕地破碎度不高,因此,新生代糧農(nóng)的投入意愿沒有因耕地塊數(shù)的多少而顯著不同。有研究表明地塊數(shù)量越多,糧農(nóng)的勞動邊際成本就越高,其耕地保護(hù)投入的可能性自然會降低[27]。調(diào)查中發(fā)現(xiàn),耕地塊數(shù)較多中生代糧農(nóng)普遍表示,地塊小而多,種地成本高收益低,不如出去打工賺錢,因此,耕地塊數(shù)對中生代糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入造成了明顯的阻礙。相反,老一代糧農(nóng)年齡高,外出打工存在困難,耕地塊數(shù)越多,耕地面積相對越大,其更愿意進(jìn)行保護(hù)性耕作投入,以期增加種糧收益。耕地自然質(zhì)量僅對新生代糧農(nóng)的投入意愿具有顯著的負(fù)向影響。這說明,耕地質(zhì)量越差,新生代糧農(nóng)越愿意增加投入進(jìn)行耕地保護(hù);而中生代和老一代糧農(nóng)相對傾向于依靠已有的耕作經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行耕種,其投入意愿不因耕地質(zhì)量的差異而存在明顯的不同。至此,假設(shè)H1c得到證實(shí)。

綜上,假設(shè)H1得到證實(shí)。

2.糧農(nóng)內(nèi)在感知的影響。耕地保護(hù)重要性認(rèn)知變量對中生代糧農(nóng)的投入意愿具有顯著的正向影響,即中生代糧農(nóng)越是意識到保護(hù)耕地的重要性,越愿意進(jìn)行保護(hù)性耕作投入。該變量沒有對新生代和老一代糧農(nóng)的投入意愿造成顯著影響,即新生代和老一代糧農(nóng)的投入意愿沒有因耕地保護(hù)重要性認(rèn)知的不同而存在明顯差異。耕地保護(hù)政策認(rèn)知變量對中生代和老一代糧農(nóng)的影響系數(shù)為0.198和0.109,且分別在1%和10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。這說明,中生代和老一代糧農(nóng)對耕地保護(hù)的相關(guān)政策越了解,其耕地質(zhì)量保護(hù)意識越高,同時(shí)政策的約束和激勵作用也越明顯,越有利于其進(jìn)行保護(hù)性耕作投入選擇。由于與中生代和老一代糧農(nóng)相比,新生代糧農(nóng)對耕地的依賴程度相對較低,因此其投入意愿并不會因耕地保護(hù)政策認(rèn)知的不同而明顯不同。耕地保護(hù)責(zé)任人認(rèn)知對新生代和老一代糧農(nóng)具有顯著的正向影響。這說明,新生代糧農(nóng)和老一代糧農(nóng),越認(rèn)識到自己是保護(hù)耕地的最主要責(zé)任人,越有意識進(jìn)行保護(hù)性耕地投入。耕地質(zhì)量退化感知對不同代際糧農(nóng)耕地保護(hù)性投入均沒有顯著的影響。調(diào)查顯示,不同代際糧農(nóng)耕地質(zhì)量退化感知普遍不高,新生代、中生代和老一代糧農(nóng)感知到耕地質(zhì)量退化所占的比例分別為12.9%、14.2%和12.5%,因此,3個(gè)代際糧農(nóng)的投入意愿不因耕地質(zhì)量退化感知的不同而存在明顯差異。至此,假設(shè)H2得到證實(shí)。

3.區(qū)位特征的影響。是否為糧食主產(chǎn)區(qū)對新生代、中生代和老一代糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響系數(shù)分別為-1.747、-0.688和-0.221,對新生代和中生代的影響分別在5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,而對老一代的影響不顯著。這說明非糧食主產(chǎn)區(qū)的糧農(nóng),其在生產(chǎn)經(jīng)營中選擇保護(hù)性耕作投入的概率更大,尤其是非糧食主產(chǎn)區(qū)的新生代和中生代糧農(nóng)。這可能與功能區(qū)的特征有關(guān),例如,糧食主產(chǎn)區(qū)河南省樣本縣的耕地質(zhì)量相對于非糧食主產(chǎn)區(qū)寧夏樣本縣(市)的要好,糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入需求相對較弱。調(diào)查顯示,在總樣本中,非糧食主產(chǎn)區(qū)寧夏青銅峽市23.5%的糧農(nóng)表示自家耕地質(zhì)量有所退化,而糧食主產(chǎn)區(qū)河南省樣本縣僅有4.8%的糧農(nóng)表示自家耕地質(zhì)量有所退化。有研究表明,絕大多數(shù)糧農(nóng)在不影響產(chǎn)量的情況下,一般不傾向于對耕地進(jìn)行保護(hù),這也是“重用輕養(yǎng)”現(xiàn)象嚴(yán)重的一大原因[2]。此外,由于新生代和中生代糧農(nóng)接受新信息、新知識的能力強(qiáng)于中生代和老一代,因此,非糧食主產(chǎn)區(qū)的新生代和中生代糧農(nóng)其進(jìn)行保護(hù)性耕作投入的可能性相對較大。

四、結(jié)論與啟示

通過對豫寧兩省(區(qū))797位不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn),樣本地區(qū)糧農(nóng)耕地保護(hù)責(zé)任意識普遍薄弱,其對耕地保護(hù)相關(guān)政策了解度較低且存在代際差異?？傮w而言,新生代和中生代糧農(nóng)在保護(hù)性耕作投入的積極性上高于老一代糧農(nóng)。運(yùn)用Probit模型和Logit模型對不同代際糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析,研究結(jié)果表明,資源稟賦和內(nèi)在感知對糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響顯著,且存在代際差異。在諸多因素中,外出打工、耕地自然質(zhì)量和耕地保護(hù)責(zé)任人認(rèn)知對新生代糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響相對顯著;年齡、耕地保護(hù)重要性認(rèn)知和耕地保護(hù)政策認(rèn)知對中生代糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響相對顯著;技能培訓(xùn)、耕地保護(hù)政策認(rèn)知和耕地保護(hù)責(zé)任人認(rèn)知對老一代糧農(nóng)的作用相對更大。此外,性別對中生代和老生代糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入意愿具有程度相近的正向影響,而對新生代糧農(nóng)的影響為負(fù);耕地塊數(shù)對中生代糧農(nóng)和老一代糧農(nóng)具有程度相近但方向相反的影響。

綜上分析可知,提高糧農(nóng)保護(hù)耕地的積極性,不僅要關(guān)注糧農(nóng)的資源稟賦,更要注重內(nèi)在感知對糧農(nóng)保護(hù)性耕作投入意愿的影響。因而,本文的政策啟示為:(1)加強(qiáng)耕地保護(hù)基本政策宣傳,提高糧農(nóng)耕地保護(hù)的政策認(rèn)知和責(zé)任意識。尤其對于中生代和老一代糧農(nóng),應(yīng)利用廣播、宣傳欄等媒介形式進(jìn)行宣傳,同時(shí)可以設(shè)立村級親環(huán)境行為示范戶,發(fā)揮模范帶動效應(yīng)。(2)加快研發(fā)和推廣保護(hù)性耕作新技術(shù),同時(shí)加大對糧農(nóng)的技術(shù)培訓(xùn)力度,尤其是老一代糧農(nóng)。此外,鼓勵糧農(nóng)加入合作社,通過合作組織方式,提高糧農(nóng)的保護(hù)性耕作投入意識。(3)適度推動耕地流轉(zhuǎn),減少耕地破碎化程度,為糧農(nóng)采用保護(hù)性耕作新技術(shù)、進(jìn)行規(guī)模化經(jīng)營提供便利條件。需要注意的是,耕地經(jīng)營規(guī)模對新生代和中生代糧農(nóng)的影響為負(fù),因此,在鼓勵耕地流轉(zhuǎn)的政策導(dǎo)向中應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎。

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InfluencingFactorsofGrainFarmers’WillingnessofArableLandConservationInput:BasedonPerspectiveofIntergenerationalDifferences

CAO Hui1,2，ZHAO Kai1,2*

(1.CollegeofEconomicsandManagement; 2.AppliedEconomicsResearchCenter,NorthwestA&FUniversity,Yangling,Shaanxi712100,China)

Using a set of survey data from 797 grain farmers in Henan and Ningxia provinces,this paper analyzes the impact of grain farmers’ resource endowments and inner perception on the input willingness of conservation tillage from the perspective of intergenerational differences with Probit model and Logit model.Findings are that the enthusiasm of the new generation and the Mesozoic grain farmers in the arable land conservation is higher than that of the older generation.Resource endowments and inner perception have significant effects on their input willingness of conservation tillage,and there are intergenerational differences in the effects.The factors of going out for work and the quality of arable land,age and skill training,which belong to resource endowments,are the key influencing factors of the new generation,the Mesozoic and the older generation respectively.Among the common key factors,the gender has a similar positive impact on the input willingness of conservation tillage of the Mesozoic and older generation farmers,while the impact of that on the new generation is negative.The impact of cultivated land blocks number on the input willingness of conservation tillage of the Mesozoic and the older generation is in the opposite direction.The importance cognition of cultivated land protection has a significant effect on the Mesozoic.The policy cognition of cultivated land protection has more great and significant influence on Mesozoic than older generation.The cognition of the person responsible for the cultivated land conservation has more great and significant effect on the new generation than the older generation.

input attitude of arable land conservation; influence factor; grain farmer; intergenerational difference

馬欣榮)

F325.14

A

1009-9107(2018)01-0115-09

2017-05-30

10.13968/j.cnki.1009-9107.2018.01.15

國家重點(diǎn)研發(fā)計(jì)劃(2016YFC0503703-3)；國家社會科學(xué)基金西部項(xiàng)目(15XJY010)

曹慧(1991—),女，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。

*