任 靜, 尹昌斌**, 段志龍

(1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所 北京 100081; 2.陜西省延安市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究所 延安 716000)

果園綠肥種植始于19世紀(jì)中葉的美國[1], 果園綠肥不僅具有提高水果產(chǎn)量的經(jīng)濟功能, 還具有增強土壤有機質(zhì)、促進土壤營養(yǎng)物質(zhì)循環(huán)、涵養(yǎng)水源、防風(fēng)固沙、改善生態(tài)環(huán)境、維持生物多樣性等生態(tài)服務(wù)功能[2]。20世紀(jì)90年代, 我國開始推廣果園綠肥種植技術(shù)模式, 至今已將近30年, 但目前果園行間利用仍然以清耕為主[3-4], 人工種草及種植綠肥僅有3%, 自然生草占26%[5]。我國果園綠肥的長期“缺位”, 導(dǎo)致果園耕地基礎(chǔ)地力下降、果園生態(tài)環(huán)境惡劣、果樹發(fā)病率高、果品品質(zhì)下降, “化肥果”缺乏市場競爭等一系列問題, 對我國果業(yè)安全和果園生態(tài)環(huán)境以及果農(nóng)的經(jīng)濟利益構(gòu)成嚴(yán)重威脅。鑒于此, 為加快解決果園生態(tài)環(huán)境面臨的突出問題, 促進果業(yè)健康持續(xù)發(fā)展, 農(nóng)業(yè)農(nóng)村部印發(fā)的《到2020年化肥使用量零增長行動方案》提出“果樹要注重有機無機肥配合, 發(fā)展果園綠肥”, 重點在果園土壤污染嚴(yán)重、果品品質(zhì)過低、果樹發(fā)病率過高的地區(qū)試點實行, 鼓勵果農(nóng)積極在果園種植綠肥。果園種植綠肥雖然能夠改善生態(tài)環(huán)境和提高果園基礎(chǔ)地力, 但在果園綠肥種植前期, 降低了化肥使用量, 水果產(chǎn)量會降低, 影響果農(nóng)收益。為保證果農(nóng)收益不受損, 各地農(nóng)業(yè)部門提出要給予綠肥種植果農(nóng)必要的種子或者現(xiàn)金補助, 例如, 湖南省啟動“耕地地力提升綠肥種子補貼項目”, 江西省設(shè)立了紫云英(Astragalus sinicus)留種補貼項目[6], 以激勵果農(nóng)在果園種植綠肥。

國內(nèi)外有關(guān)生態(tài)補償?shù)难芯恐赋? 生態(tài)補償核算過多關(guān)注農(nóng)戶參與生態(tài)保護項目的成本損失和生態(tài)效益[7-8]兩個指標(biāo), 嚴(yán)重忽視農(nóng)戶這一微觀群體的受償意愿[9]。農(nóng)戶作為國家生態(tài)保護項目的參與主體, 生態(tài)補償意愿不僅可以綜合反映農(nóng)戶對國家生態(tài)保護政策接納性、對環(huán)境的認(rèn)知程度以及自身生計問題[10-11], 而且更能反映農(nóng)戶參與國家生態(tài)保護項目的真實心理預(yù)期[12]。生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的確定要以農(nóng)戶意愿為基礎(chǔ)[13], 體現(xiàn)農(nóng)戶的利益訴求, 否則國家各項生態(tài)環(huán)境保護政策很難順利高效地推進實施。因此, 農(nóng)戶的受償意愿(WTA, willings to accept)是生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)合理確定的核心關(guān)鍵要素和重要參考依據(jù)[14]。

但目前基于農(nóng)戶受償意愿的果園綠肥種植生態(tài)補償?shù)难芯坎⒉欢? 而且當(dāng)前我國果園綠肥種植補償與果農(nóng)意愿聯(lián)系也不夠緊密。鑒于此, 本文依托陜西省423份果農(nóng)綠肥種植樣本, 基于生態(tài)補償和效用理論, 從果農(nóng)受償意愿的角度, 利用非參數(shù)估計和參數(shù)估計兩種方法, 研究測算果園綠肥種植果農(nóng)的生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn), 并通過二元回歸(Binary Logistic)模型探討果農(nóng)受償意愿的關(guān)鍵影響因素, 深入分析果農(nóng)綠肥種植的行為規(guī)律, 以期有針對性地提高果農(nóng)綠肥種植的積極性, 為完善綠肥種植生態(tài)補償機制提供理論參考, 為綠肥種植生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的測算方法提供新的思路。

1 理論框架與模型設(shè)計

1.1 理論框架

補償變差(compensating variation, CV)是指產(chǎn)品價格發(fā)生變動時, 消費者個人的效用要想保持不變, 就必須給予或者從消費者那里取走一定的貨幣量。美國著名經(jīng)濟學(xué)家?？怂怪赋? CV分為受償意愿和支付意愿兩種情況。設(shè)某物品價格為P, Q0為某政策實施前的資源環(huán)境狀態(tài), Q1為政策實施后的資源環(huán)境狀態(tài), U0為個人的初始效用, U1為政策實施后的個人效用, 依據(jù)?？怂沟难a償函數(shù)[15]CV則為:

式中: e(P, Q1, U1)是消費者個人支出函數(shù), 假設(shè)消費者保持個人經(jīng)濟收入不變, 那么CV就是國家政策實施后生態(tài)環(huán)境改變后狀態(tài)下(Q1)的消費者個人效用水平U1與國家政策實施前生態(tài)環(huán)境改變前狀態(tài)下(Q0)的消費者個人的原有效用水平U0之間的差額。如果公式(1)的計算結(jié)果為正數(shù), CV表示消費者個人的最大支付意愿; 相反, 若式(1)的計算結(jié)果是負值, 則CV表示消費者個人的最小生態(tài)補償量。

所以, 任何生態(tài)環(huán)境以及資源利用的政策實施都會產(chǎn)生收益和帶來成本兩方面的影響[16]。果園種植綠肥, 對于果園土地生態(tài)環(huán)境改善以及果品質(zhì)量提升具有非常明顯的積極作用; 但是對于果農(nóng)而言, 短期內(nèi) 綠肥種植并不會帶來收益, 相反, 還會使果農(nóng)遭遇經(jīng)濟損失。因此, 在短期內(nèi), 式(1)CV理論上為負, 即在果園種植綠肥過程中, CV可以解釋為果農(nóng)的受償意愿。

1.2 模型設(shè)計

1.2.1 研究方法

農(nóng)戶受償意愿估計包括非參數(shù)估計和參數(shù)估計, 本文通過估計這兩種受償意愿, 研究二者之間的差異。

1)受償意愿的非參數(shù)估計。非參數(shù)估計是通過問卷調(diào)研果農(nóng)本人愿意接受的最小受償意愿金額, 根據(jù)意愿金額的頻度計算而得, 具有很強的主觀性。非參數(shù)估計下受償意愿(WTA)的期望值模型E( WTA)為:

式中:iA 為果農(nóng)選擇的第i 個意愿金額,iP 為果農(nóng)選擇第i 個意愿金額出現(xiàn)的概率。

2)受償意愿的參數(shù)估計。盡管非參數(shù)估計方法可以直觀反映果農(nóng)的最低補償金額, 但是僅僅通過這樣直觀的方法考慮果農(nóng)的受償意愿是不客觀的, 因此需要采用效用函數(shù)模型進行修正[13]。

根據(jù)1.1的補償變差和效用函數(shù)的理論分析, 在短期內(nèi), CV可以解釋為受償意愿, 那么, 消費者個人的效用水平不僅受生態(tài)環(huán)境狀態(tài)變化的制約, 消費者個人的社會經(jīng)濟特征S 以及一些不可控因素ε同樣影響消費者效用水平。所以, 消費者的個人效用水平是Q、S、ε的函數(shù), 即:

如果國家某項環(huán)境資源保護政策發(fā)生改變, 假設(shè)從狀態(tài)Q0變?yōu)闋顟B(tài)Q1時, 此時要想保持消費者的效用水平(U*)不變甚至增加, 就必須滿足以下條件:

1.2.2 函數(shù)構(gòu)建

依據(jù)效用函數(shù)和補償變差理論, 在公式(4)的基礎(chǔ)上構(gòu)建農(nóng)戶受償意愿效用函數(shù), 推導(dǎo)農(nóng)戶在種植綠肥和不種植綠肥情況下的等效用臨界點, 以測算基于果農(nóng)受償意愿的綠肥種植最低生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。

假定農(nóng)戶在果園種植綠肥的意愿用Y表示, 若果農(nóng)愿意種植綠肥, 可代表果農(nóng)愿意接受生態(tài)補償, Y=1; 果農(nóng)不愿意種植綠肥, 則表示果農(nóng)不愿意接受生態(tài)補償, 則Y=0。C1為果農(nóng)種植綠肥時的成本支出, C0為果農(nóng)未種植綠肥時的成本支出, W1表示果農(nóng)種植綠肥獲得的補償, W0為果農(nóng)未種植綠肥所獲得的補償, S表示社會經(jīng)濟特征, ε為隨機誤差項, α、β、δ、φ為待估參數(shù), 果農(nóng)種植綠肥與不種植綠肥的效用分別為:

本文提出另外一個假定: 效用函數(shù)是線性函數(shù), 即:

事實上C0、C1和補償W0是既定常數(shù), 果農(nóng)未種植 綠 肥 得 到 的 生 態(tài) 補 償W0為0, 令 α = α1+ φ1C1, α2= α0+φ0C0+ δ0W0, 則公式(6)和公式(7)可以寫為:

當(dāng)且僅當(dāng)UY=1≥UY=0時, 理性果農(nóng)才會愿意種植綠肥。令U*=UY=1-UY=0, 當(dāng)ε0=ε1(ε保持不變, 不受其他因素的影響, 尤其是綠肥種植的影響), 果農(nóng)愿意種植綠肥(Y=1)的概率方程可以表示為:

而:

結(jié)合公式(10)和(11):

公式(12)顯然是一個二元選擇模型, 其中ε服從Logistic分布, 由此得到:

由公式(10)與公式(12)變換得到公式(14), 即Logistic模型的線性表達模型:

當(dāng)UY=1=UY=0時, 即可求得果農(nóng)進行綠肥種植的受償意愿:

根據(jù)公式(15), 得出參數(shù)估計下E(A)的最終表達公式:

公式(16)E(A)則為果農(nóng)種植綠肥后, 為保持效用最大化, 應(yīng)得到的最低生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。

2 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)置

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)通過實地調(diào)研收集, 調(diào)研時間為2018年9月5—12日, 調(diào)查對象為18～75歲的果農(nóng)。調(diào)研地點包括陜西省延安市洛川縣和咸陽市旬邑縣、彬縣3個縣27個村, 本文選取的目標(biāo)地區(qū)為陜西果園綠肥種植面積較大的地區(qū), 能夠充分展現(xiàn)陜西省地區(qū)果農(nóng)對種植綠肥的總體反映情況。本次調(diào)研采用集中調(diào)研和一對一入戶訪談相結(jié)合的方式, 發(fā)放問卷493份, 刪除關(guān)鍵信息缺失戶和信息矛盾戶, 共回收有效問卷423份, 有效問卷率達85.8%。調(diào)查數(shù)據(jù)運用SPSS 19進行處理。

2.2 變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計

2.2.1 因變量

對“果農(nóng)綠肥種植與否”的度量, 用“0”表示果農(nóng)沒有進行綠肥種植, 即沒有綠肥種植的意愿; 用“1”表示果農(nóng)進行了綠肥種植, 即有綠肥種植的意愿。

2.2.2 自變量

根據(jù)以上對果農(nóng)綠肥種植的影響因素的分析, 本文對自變量的選取如下:

1)果農(nóng)個人稟賦變量。該類變量具體包括果農(nóng)性別、年齡、受教育程度以及果農(nóng)的屬性(果農(nóng)是否是村干部), 共4 個變量。

2)農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營變量。該類變量包括人均收入、家庭人口、農(nóng)業(yè)勞動力占比、耕地面積和耕地質(zhì)量共5個變量。

3)信任特征變量。該類變量包括對親戚的信任程度、對鄰居的信任程度和對村干部的信任程度, 共3個變量。

4)綠肥認(rèn)知程度變量。該類變量包括對綠肥的認(rèn)知程度、果農(nóng)對綠肥經(jīng)濟效益的認(rèn)知程度和果農(nóng)對綠肥生態(tài)效益的認(rèn)知程度, 共3個變量。本文僅從果農(nóng)在果園種植綠肥對蘋果產(chǎn)量影響的認(rèn)知程度確定果農(nóng)對綠肥經(jīng)濟效益的認(rèn)知程度; 從果農(nóng)對在果園種植綠肥對耕地質(zhì)量、化肥節(jié)約、農(nóng)藥節(jié)約、改善空氣、減少面源污染和文化景觀6個方面的認(rèn)知程度確定果農(nóng)對綠肥生態(tài)效益的總體認(rèn)知程度, 將果農(nóng)回答的7個問題對應(yīng)的數(shù)字加總后進行重新賦值, 具體為: 7～21賦值為0, 表示果農(nóng)對綠肥生態(tài)效益認(rèn)知程度較低; 22～35賦值為1, 表示果農(nóng)對綠肥生態(tài)效益認(rèn)知程度較高(表1)。

5)政策認(rèn)知與推廣。該類變量包括對政府政策了解程度、果農(nóng)接受的最低政府補貼、政府宣傳和技術(shù)培訓(xùn), 共4個變量。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計

根據(jù)理論分析與影響因素分析, 本文選取了5類共19個變量, 變量名稱、定義及統(tǒng)計特征詳見表2、表3。

表1 陜西省果農(nóng)對綠肥生態(tài)效益認(rèn)知程度的具體問題與賦值方法 Table 1 Specific issues and assignment methods for fruit farmers’ cognition of ecological benefits of green manure in Shaanxi Province

表2 陜西省果農(nóng)綠肥種植意愿影響因素的變量說明 Table 2 Variables explanation of influencing factors of fruit farmers’ willingness to plant green manure in Shaanxi Province

表3 陜西省果農(nóng)綠肥種植意愿影響因素的變量描述性統(tǒng)計 Table 3 Variable descriptive statistics of influencing factors of fruit farmers’ willingness to plant green manure in Shaanxi Province

從表3可以看出, 樣本果農(nóng)果園綠肥種植意愿的總體水平較高, 種植意愿平均值為0.77, 但標(biāo)準(zhǔn)差為0.420, 存在很大的差異, 需進一步研究分析影響果農(nóng)綠肥種植意愿的影響因素。果農(nóng)受教育程度還不到初中水平, 平均值僅為1.81;年齡最小25歲, 最大75歲, 平均值為52.66歲, 綠肥種植的果農(nóng)文化程度較低,年齡較大。果農(nóng)之間的人均家庭收入差異較大, 整個調(diào)研地區(qū)耕地質(zhì)量較差, 均值僅為2.78。親戚、鄰居和村干部對果農(nóng)綠肥種植表現(xiàn)了較高的影響力, 三者均值均在3.5以上, 并且村干部對果農(nóng)的影響力最大, 均值接近于4。果農(nóng)對綠肥的認(rèn)知度總體處于一個相對較高的水平, 說明果農(nóng)可以明確認(rèn)識到綠肥的重要性, 而對綠肥的經(jīng)濟和生態(tài)功能認(rèn)知水平較低。另外, 果農(nóng)對綠肥相關(guān)的政策了解程度偏低, 均值不到2, 綠肥技術(shù)培訓(xùn)活動參加的也非常少。

3.2 模型運行結(jié)果及檢驗

為了研究分析果農(nóng)受償意愿值以及農(nóng)戶個人稟賦特征、家庭生產(chǎn)經(jīng)營特性、信任特征、果農(nóng)對綠肥認(rèn)知以及果農(nóng)對綠肥政策認(rèn)知5 類變量對果農(nóng)在果園種植綠肥意愿影響程度的差異, 本文采用5 個模型。運用SPSS 19.0 統(tǒng)計軟件, 對調(diào)研數(shù)據(jù)進行二元Logistics 回歸參數(shù)估計。表4 列出了分別納入果農(nóng)個人稟賦變量(模型1)、家庭生產(chǎn)經(jīng)營變量(模型2)、信任特征變量(模型3)、綠肥認(rèn)知變量(模型4)、政策認(rèn)知變量(模型5)的Logistics 回歸模型結(jié)果。模型檢驗結(jié)果顯示, 模型 1、模型 2、模型 3 的Nagelkerke 擬合優(yōu)度均低于21%, 而模型4 和模型5的Nagelkerke 擬合優(yōu)度分別為51.32%和70.922%, 卡方值分別為54.635、P(Sig=0.000)＜0.01 和91.723、P(Sig=0.000)＜0.01。所以, 果農(nóng)的個人稟賦特征、家庭生產(chǎn)經(jīng)營特性、信任特征不能解釋果農(nóng)的綠肥種植意愿, 果農(nóng)對綠肥認(rèn)知和果農(nóng)對綠肥政策認(rèn)知是果農(nóng)綠肥種植意愿的重要因素。

3.3 果園綠肥種植補償標(biāo)準(zhǔn)

非參數(shù)估計: 若不考慮被調(diào)研果農(nóng)的個人、家庭以及其他外部條件等相關(guān)變量的影響, 陜西省果農(nóng)綠肥種植的受償意愿期望值(WTA)運用公式(2)計算得出為3 660.75 ￥·hm-2。

參數(shù)估計: 根據(jù)果農(nóng)綠肥種植受償意愿的回歸結(jié)果(表4), 將表4 的各變量回歸系數(shù)和Si的均值代入公式(16), 可計算得出果農(nóng)綠肥種植的受償意愿為 2 611.80 ￥·hm-2, 此數(shù)值表示果農(nóng)種植綠肥的臨界有償標(biāo)準(zhǔn)為2 611.80 ￥·hm-2。

表4 陜西省果農(nóng)綠肥種植受償意愿模型回歸結(jié)果 Table 4 Model regression results of fruit farmers’ willingness to accept compensation for planting green manure in Shaanxi Province

非參數(shù)估計測算的果農(nóng)受償意愿金額比參數(shù)估計金額高1 048.95 ￥·hm-2, 這表明: 非參數(shù)估計下的受償意愿金額具有較強的主觀性, 往往高于參數(shù)估計下的意愿金額, 所以非參數(shù)估計的意愿金額一般不能作為生態(tài)補償發(fā)放的下限, 但可以將非參數(shù)估計和參數(shù)估計的兩種測算結(jié)果作為生態(tài)補償?shù)膮^(qū)間范圍, 各縣市可以根據(jù)此范圍進行合理的調(diào)整。

3.4 果農(nóng)綠肥種植受償意愿的影響因素分析

3.4.1 果農(nóng)個人稟賦和家庭生產(chǎn)經(jīng)營變量對綠肥種植受償意愿的影響

果農(nóng)個人稟賦的所有變量都沒有通過顯著性檢驗, 家庭生產(chǎn)經(jīng)營變量中“耕地質(zhì)量”是唯一通過檢驗的顯著影響因子。表4顯示, 耕地質(zhì)量在模型(4)和模型(5)中均通過5%的顯著性檢驗, 對果農(nóng)的受償意愿具有顯著的正向影響作用。這表明, 耕地質(zhì)量越好, 果園單位產(chǎn)量越高, 經(jīng)濟效益越好, 果農(nóng)對綠肥種植越容易接納。

“性別”變量, 男性比女性更愿意在果園進行綠肥種植, 這一結(jié)果與“男性是戶主, 是家中事情的主要決策者”這一傳統(tǒng)的性別分工觀念相符?！澳挲g”變量,年齡通常與新技術(shù)的采用意愿呈負相關(guān)關(guān)系, 但本文“年齡”變量系數(shù)的符號為正, 這一結(jié)果與經(jīng)驗不一致。這主要是由于20世紀(jì)50—80年代是綠肥生產(chǎn)繁榮期,年齡越大的果農(nóng), 尤其是60歲以上的老人, 更了解綠肥的作用與價值, 綠肥種植的受償意愿就越強。“受教育程度”變量, 教育程度越高, 越有利于果農(nóng)理解和認(rèn)識到綠肥這種“新技術(shù)”的作用與好處?！笆欠袷谴甯刹俊弊兞? 村干部率先種植綠肥的“示范作用”可以加大果農(nóng)對綠肥的了解與認(rèn)識, 果農(nóng)可以向村干部進行咨詢與學(xué)習(xí), 提高綠肥種植技術(shù)的擴散率[17]。

3.4.2 信任特征變量對綠肥種植受償意愿的影響

村干部建議分別在模型(3)、模型(4)和模型(5)通過了5%顯著性檢驗, 而鄰居和親屬建議僅在模型(5)通過10%的顯著性檢驗。從3個模型中得出, 村干部建議對果農(nóng)綠肥種植意愿具有正向影響作用, 這表明果農(nóng)對村干部的信任程度越高, 綠肥種植意愿就越強。所以, 村干部作為全村的領(lǐng)導(dǎo)者, 是果農(nóng)認(rèn)可度高、信任度高的一個重要群體, 他們的建議具有重要的參照價值。相反, 對鄰居和親屬的信任表現(xiàn)的并不是很強烈, 而且鄰居的建議還對果農(nóng)綠肥種植意愿具有負向作用, 這主要是因為果農(nóng)與親屬、鄰居同屬一類群體, 他們都面臨著相似的決策問題且擁有相似的信息集[9,18], 即: 對于綠肥種植, 都表現(xiàn)出無知或者了解不全面, 因此果農(nóng)視親屬、鄰居的決策行為為自己的參照, 害怕決策失誤, 選擇不種植綠肥或者至少不會大面積種植綠肥。

3.4.3 綠肥認(rèn)知和政策認(rèn)知變量對綠肥種植受償意愿的影響

果農(nóng)對綠肥的認(rèn)知水平變量是影響受償意愿的關(guān)鍵因素。從表4可以得到, 果農(nóng)對綠肥認(rèn)知水平變量是所有變量中唯一在模型(4)和模型(5)兩個模型中均通過1%顯著性水平的變量, 對果農(nóng)具有正向的顯著作用。這表明綠肥認(rèn)知水平是影響受償意愿的直接關(guān)鍵因素, 果農(nóng)對綠肥了解的越充分, 綠肥種植受償意愿就越強烈。而果農(nóng)對綠肥生態(tài)價值以及經(jīng)濟價值的認(rèn)知水平盡管沒有通過顯著性檢驗, 但可以得出, 經(jīng)濟價值認(rèn)知水平的系數(shù)模型(4)為0.002, 模型(5)為0.020, 表明果農(nóng)認(rèn)為綠肥種植并不能給他們帶來可觀的經(jīng)濟效益, 種植意愿較弱。生態(tài)價值認(rèn)知水平的系數(shù)為負, 表明綠肥種植不會改善果園生態(tài)環(huán)境, 果農(nóng)也不會降低化學(xué)肥料的施用量。

果農(nóng)對綠肥政策的認(rèn)知上, 通過顯著性檢驗的只有政府宣傳和意愿金額兩個變量。政府宣傳通過了5%的顯著性檢驗水平, 對果農(nóng)綠肥種植受償意愿有著密切的正向影響; 意愿金額的期望值在10%的顯著水平上通過了正向檢驗, 果農(nóng)綠肥種植的積極性隨著意愿金額的升高而增強, 這符合一般經(jīng)濟學(xué)思維邏輯。調(diào)研發(fā)現(xiàn), 當(dāng)前果農(nóng)對土地生態(tài)保護意識普遍較弱, 問卷統(tǒng)計結(jié)果表明, 59.81%的果農(nóng)表示如果有足夠的生態(tài)補償, 我們愿意進行綠肥種植。而為了改善果園耕地生態(tài)環(huán)境而選擇綠肥種植的果農(nóng)僅3.29%, 可見綠肥生態(tài)價值這一解釋變量不足以刺激果農(nóng)參與種植綠肥, 而最為直接的經(jīng)濟目的才是果農(nóng)愿意種植綠肥的根本動力。這與檢驗結(jié)果一致。

4 討論與結(jié)論

4.1 討論

積極發(fā)展與推廣綠肥, 實現(xiàn)耕地種養(yǎng)結(jié)合已成為持續(xù)提升土壤肥力、改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的有效措施[19]。農(nóng)戶作為綠肥種植的微觀主體, 對農(nóng)戶綠肥種植的受償意愿影響因素以及生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)進行實證分析, 可為國家制定綠肥種植生態(tài)補償?shù)恼咛峁┲匾碚撘罁?jù)。但是, 本文仍有需要深入探討的問題: 一是有關(guān)研究主體的選擇。確定綠肥種植生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)是一項長期而復(fù)雜的系統(tǒng)工程[20], 不僅需要確定農(nóng)業(yè)企業(yè)、合作社、家庭農(nóng)場、種植大戶、普通農(nóng)戶等多種經(jīng)營主體的生態(tài)補償, 更涉及這些經(jīng)營主體與政府之間的利益關(guān)系。本文僅基于微觀果農(nóng)視角, 利用果農(nóng)微觀調(diào)研數(shù)據(jù), 展開研究普通果農(nóng)綠肥種植的生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。所以, 有關(guān)其他新型經(jīng)營主體生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的確定以及這些經(jīng)營主體與政府之間的利益關(guān)系有待后續(xù)進一步研究。二是關(guān)于研究方法的選擇?，F(xiàn)有研究大多通過測算農(nóng)戶參與生態(tài)保護項目的成本損失和生態(tài)效益確定生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。本文側(cè)重于從果農(nóng)受償意愿的角度, 運用Logistic模型, 研究測算生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn), 在一定程度上克服了運用機會成本測算生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)偏小以及運用生態(tài)效益測算生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)偏大的弊端[11,21]。三是有關(guān)樣本量的問題。由于調(diào)研時間和人力的局限性, 本研究只選取了陜西省延安市和咸陽市3個縣作為調(diào)查樣本, 樣本量僅有423份, 樣本量偏小, 可能導(dǎo)致實證分析結(jié)論具有一定的局限性。所以, 要擴大區(qū)域調(diào)研范圍, 使實證研究結(jié)論更具普適性[22]。

4.2 結(jié)論

本文依托陜西省423份果農(nóng)綠肥種植樣本, 從果農(nóng)受償意愿的角度, 選用非參數(shù)估計和參數(shù)估計兩種方法, 研究測算果園綠肥種植果農(nóng)的生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn), 利用Logistics模型探討果農(nóng)受償意愿的關(guān)鍵影響因素, 得出以下主要結(jié)論: 第一, 受償意愿期望值可以作為果農(nóng)綠肥種植生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的參考。根據(jù)參數(shù)估計, 測算得出果農(nóng)在果園綠肥種植的受償意愿額度為2 611.80 ￥·hm-2, 而非參數(shù)估計得出的受償意愿額為3 660.75 ￥·hm-2, 可以將這兩個數(shù)值作為陜西省果園綠肥種植生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)的動態(tài)調(diào)整區(qū)間, 然后每個縣市再結(jié)合本地實際情況, 調(diào)整生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。所以, 以受償意愿金額為基礎(chǔ)的果農(nóng)生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn), 理論性強, 并且能夠真正體現(xiàn)果農(nóng)的真實訴求, 具有現(xiàn)實可行性。第二, 從果園耕地保護的角度, 大多數(shù)果農(nóng)愿意進行綠肥種植。根據(jù)調(diào)研結(jié)果, 約有77%的果農(nóng)傾向于在果園種植綠肥, 認(rèn)為種植綠肥能夠改善果園生態(tài)環(huán)境, 尤其是可以增加土壤有機質(zhì)。但是, 具有不同個人特征、家庭特征、認(rèn)知水平的果農(nóng)會表現(xiàn)出不同的綠肥種植意愿。一般而言,年齡越大, 受教育程度越高, 認(rèn)知水平越高的果農(nóng), 更傾向于果園進行綠肥種植。第三, 影響果農(nóng)綠肥種植受償意愿的因素極其復(fù)雜?，F(xiàn)階段陜西省果農(nóng)綠肥種植意愿受多種因素的共同影響。但在當(dāng)前國家鼓勵和推進綠肥種植的大環(huán)境下, 果農(nóng)的個人稟賦和家庭生產(chǎn)經(jīng)營因素的影響作用被嚴(yán)重削弱, 信任特征、農(nóng)戶對綠肥以及政策的認(rèn)知程度成為果農(nóng)綠肥種植的主要影響因素。具體而言, 果農(nóng)對綠肥的認(rèn)知水平成為農(nóng)戶愿意接受綠肥種植補償?shù)闹苯雨P(guān)鍵原因, 耕地質(zhì)量是果農(nóng)接受綠肥種植補償?shù)恼T導(dǎo)因素, 耕地質(zhì)量越好, 果農(nóng)對政策的了解程度越深, 果農(nóng)接受綠肥種植補償?shù)囊庠冈綇娏摇?/p>

基于本文研究結(jié)論, 得出如下政策啟示: 第一, 建立管控與激勵相結(jié)合的生態(tài)補償制度, 科學(xué)確定生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。為保障綠肥種植的果農(nóng)利益, 建立管控與激勵相結(jié)合的市場化、多元化的果園綠肥種植生態(tài)補償制度, 積極開展果園綠肥生態(tài)價值評估, 科學(xué)合理確定生態(tài)補償標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)不同農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對綠肥補償政策與制度的需求, 設(shè)計差異化的綠肥種植生態(tài)補償機制, 即對小農(nóng)戶采取將綠肥補貼納入農(nóng)業(yè)綜合補貼的形式, 對農(nóng)業(yè)企業(yè)、合作社等新型經(jīng)營主體和種植大戶采取以獎代投或以獎代補的形式, 保證生態(tài)補償制度更科學(xué)與民主, 使補償制度更能符合果農(nóng)實際情況和切實體現(xiàn)果農(nóng)的利益需求, 激勵果農(nóng)綠肥種植的積極性。第二, 賦予農(nóng)戶利益訴求機會, 提高果農(nóng)綠肥種植意愿。在推動果園綠肥種植的過程中, 果農(nóng)綠肥種植并不是完全自愿的, 因此建議地方政府以及政策制定時, 要考慮果農(nóng)的利益訴求, 不能強迫命令, 不能以多數(shù)戶同意“綁架”少數(shù)戶[23], 需要加強地方政府與農(nóng)戶的雙向溝通[24], 了解農(nóng)民真實需求, 切實保證果農(nóng)利益訴求得到表達, 增強果農(nóng)對政策的信任和認(rèn)同度, 提高果農(nóng)綠肥種植意愿。第三, 提高果農(nóng)對果園綠肥種植的正確認(rèn)知, 提升果農(nóng)綠肥種植的參與度。根據(jù)本研究的結(jié)論, 果農(nóng)對綠肥的認(rèn)知水平是影響綠肥種植意愿的關(guān)鍵直接因素, 因此, 政府應(yīng)該做好充分引導(dǎo)作用, 加大果園綠肥對果園土壤、水果質(zhì)量、生態(tài)環(huán)境、經(jīng)濟收益等方面的宣傳, 特別是要讓果農(nóng)充分認(rèn)識到果園長期過量施用化學(xué)肥料的危害, 充分了解果園綠肥的生態(tài)價值。通過宣傳, 在潛移默化中強化果農(nóng)對果園綠肥種植的了解與認(rèn)知, 增強果農(nóng)綠肥種植意愿。