氣候變化下的農戶適應性行為及其對糧食單產的影響

高 雪 李谷成 尹朝靜

(1.東北大學秦皇島分校 經濟學院，河北 秦皇島 066004；2.華中農業大學 經濟管理學院，武漢 430070；3.西南大學 經濟管理學院，重慶 400715)

氣候變化問題持續受到各界的關注?！吨袊鴼夂蜃兓{皮書(2019)》[1]提供的關于氣候系統的多項指標顯示，氣候系統變暖趨勢會進一步持續。氣候變暖及其引發的極端事件趨多趨強正在影響著社會與經濟發展、人民生活等方方面面。農業生產與氣候條件息息相關，這決定了其是受氣候變化影響較為敏感的部門之一。隨著全球氣候變暖已成事實，近年來的農業生產特別是糧食生產也越來越強調氣候因素。例如，2012年世界糧食安全委員會出版?？稓夂蜃兓c糧食安全》；2018年國際農業經濟學會舉辦的年會專門設置了以氣候變化與糧食安全為主題的論壇?；诖?，探討氣候變化對糧食生產的影響具有重要的現實意義。

我國政府歷來重視糧食安全問題，堅持立足于國內糧食基本自給。然而，我國面臨著較為嚴峻的氣候變化挑戰，而且這種氣候風險水平呈上升趨勢。2018年中國屬于異常偏暖年份。1951—2018年，我國年均氣溫每10年的升溫率高于同一時期全球平均水平。與此同時，我國極端天氣事件趨向增多和變強[1]。那么，在氣候變化及其對農業生產的潛在或不利影響下，我國的農業生產主體農戶是否會做出適應性反應，如果農戶能夠采取適應性措施，這些農戶對氣候變化的反應會給糧食產量帶來怎樣的影響。

通過回顧文獻可知，國內外學者集中于關注氣候變化對糧食單產的影響，但已有文獻得到的研究結論存在明顯差異[2-3]。為提高氣候變化評估的準確度，已有研究開始逐漸關注氣候變化對糧食單產的影響機理。從機理上講，氣溫、降水等氣候因素直接影響著糧食作物的生長發育和結實率[4-6]。另一方面，氣溫、降水或極端氣候通過影響農戶的生產行為來影響糧食單產，即氣候因素、農戶對氣候變化的適應性行為共同作用于糧食單產[7-12]。在與后者相關的研究中，農戶是否對氣候變化做出適應性反應，以及農戶的適應性行為發揮的效應問題是被重點關注的。

農戶對氣候變化的適應性行為是農戶在氣候變化實際或潛在影響下做出的趨利避害的調整[13]。已有研究發現，應對氣候變化及其不利影響，農戶的適應性行為包括調整農時、采取新技術、擴展收入渠道、購買農業保險、調整灌溉次數或強度和補種補苗等[14-17]。學者們還對這些措施進行了歸納和分類，但分類標準并不統一。例如，呂亞榮等[18]、童慶蒙等[19]將農戶適應性行為分為主動性措施和被動性措施，主動性措施包括支持或參與水利設施建設、采用新的農業技術、調整糧食作物品種，被動性措施包括調整農時等。Smit等[20]指出，農戶氣候變化適應性行為可被分為生產性措施(包括改變農業生產時間、多樣化種植等)與金融管理措施(購買農業保險、多元化收入來源)。而馮曉龍等[21]將農戶適應性行為劃分為事前預防行為與事后補救行為。其中，事前預防性措施是指農戶為避免氣候變化風險而采取的措施，事后補救性措施是指農戶為減弱不利氣候條件帶來的損失而采取的補救措施。

在此基礎上，已有研究進一步討論了農戶適應性行為的影響因素及其對農業生產的影響。關于農戶適應性行為的影響因素，研究顯示，農戶氣候變化適應性行為不僅受到農戶個體及家庭稟賦特征、土地面積等內部因素的影響，還受到氣溫、降水量以及極端氣候事件發生與否這些外部氣候因素的影響[22-24]。關于農戶適應性行為對農業產出的效應分析，學者們集中于采用內生轉換模型分析農戶適應性行為對經濟作物或糧食作物產量的影響[22,25-27]。例如，馮曉龍等[22]基于內生轉換模型的研究發現，農戶采用適應性措施對蘋果單產具有顯著正向影響。唐利群等[26]的實證結果顯示，采用適應性措施農戶的水稻單產高于未采用的農戶。楊宇等[27]基于內生轉換模型的研究發現，與未采取措施的農戶相比，采用適應性措施的農戶所得到的糧食產量更高。

綜合而言，相較于農戶適應性行為的影響因素研究，關于農戶適應性行為對糧食產出的效應研究仍然較為缺乏。而且，從研究方法上看，內生轉換模型能解決樣本自選擇問題，但需要借助反事實假設情景來評估農戶適應性行為對糧食單產的平均處理效應。而處理效應模型在解決內生性問題的同時，能直接評估出平均效應[28-29]，但是，采用該方法的研究較少。為引導農戶積極地應對氣候變化，確保我國糧食安全，有必要更加全面地評估氣候變化下的農戶適應性行為對糧食單產的影響。因此，本研究基于來自河北、河南、山東省等地的897戶的糧食種植戶微觀調查數據，分析農戶對氣候變化的適應性行為，在此基礎上，采用處理效應模型，實證分析農戶對氣候變化的適應性行為對糧食單產的影響，以期進一步理解農戶行為在抵消氣候變化對農業不利影響上發揮的作用。

1 數據來源與樣本特征

1.1 數據來源

數據來源于課題組2016年展開的實地調查，課題組采用多階段抽樣的方式進行。具體步驟如下：首先選擇糧食主產省，包括河南、河北、湖南和湖北省；其次在每個省隨機抽取1～3個樣本縣(區)、在樣本縣中隨機抽取1～3個樣本鎮、在樣本鎮隨機抽取1～3個樣本村；最后在村里隨機抽取10～30戶農戶。本次實地調查共收集897戶農戶的有效問卷，樣本農戶均是糧食種植戶。

調查問卷內容包括以下幾個方面：一是戶主的個體與家庭基本情況，包括戶主的性別、年齡、健康情況、接受農業生產技術培訓的情況、能否接受到相關政府部門提供的信息等、家庭人口與收入情況等，其中，戶主是否接受培訓和信息服務為二分類變量。二是2015年農戶糧食生產投入以及產出數據，具體包括農戶種植的糧食作物品種，在種子、化肥、機械投入上的花費，種植面積，糧食總產量等，其中糧食作物品種為類別變量。三是農戶對氣候變化的感知情況及其適應氣候變化的行為選擇。農戶對氣候變化的感知情況主要指農戶對2015年是否發生極端天氣的感知。借鑒已有研究[21,25-27]，本研究確定了調整農作物播種時間、調整收獲時間、改變作物類型、更換種子品種、修建水利等基礎設施、采取新的農業技術、調整灌溉、排澇和補種補苗這9種行為，這9種適應性措施的特點在于它們有助于保證糧食產出，其中，調整農時、更換作物或者種子品種、修建基礎設施、采取新的農業技術能避免氣候變化風險，而調整灌溉、排澇、補種補苗能減緩不利天氣條件給農作物產量帶來的不利影響?；诖?，對農戶是否采取了這些適應性措施進行逐一詢問。此外，關于氣候變化的客觀衡量，本研究采用了1986—2014年中國氣象科學數據共享網地面氣候資料的月值數據集中的月度降水量和氣溫數據(1)數據來源于http:∥data.cma.cn/，本研究將樣本村與最近的氣象站點進行匹配。。

1.2 樣本基本特征

從樣本農戶的基本特征上看(表1)，家庭戶主基本以男性為主，戶主的平均年齡是52歲，年齡最高的被訪戶主是74歲。戶主的平均受教育年限是8年，15.4%的農戶接受過初中以上教育，僅0.56%的農戶沒有接受過任何教育。家庭農業勞動力人數以2～3人為主。關于農戶對氣候變化的適應性行為選擇，在理論上，只有當農戶認為采取適應氣候變化措施的預期凈收益大于不采取措施的預期凈收益時，農戶才會采取措施。在實際調研中，調研數據顯示，農戶會采取相應措施，而且最傾向于選擇“補種補苗”，具有這一行為的農戶占比達到41.58%，農戶也會選取其他適應性措施，例如調整種子或作物品種、調整農作物播種或收獲的時間、增加灌溉強度，農戶占比依次約為35%、34%和29%。相比之下，農戶不傾向于選擇修建基礎設施、采用新技術、購買水泵和排澇，對應的農戶占比均低于10%?？偟膩碚f，接近80%的農戶會采取適應性措施。

表1 樣本農戶的基本特征

2 模型構建與變量說明

2.1 模型構建

氣候變化下的農戶適應性行為對糧食單產的影響涉及兩個步驟，首先是農戶是否對氣候變化做出適應性反應，該步驟能夠度量農戶個體或家庭特征、氣候因素等內、外部因素對農戶適應性行為的影響；接下來的步驟是農戶適應性行為在糧食單產中發揮的作用。在這一步中，農戶氣候變化適應性行為選擇是內生變量，取決于農戶的內在特征，并非完全隨機。如果忽視樣本自選擇偏誤或內生性問題，本研究將無法得到一致的估計結果。為了解決樣本自選擇偏誤或內生性問題，本研究主要采取處理效應模型(Treatment effects model)，該方法既能處理內生性問題，也能直接評估出農戶適應性行為產生的平均處理效應[28-29]。

(1)

本研究構建的農戶適應性行為對糧食單產影響的處理效應模型如下：

Ci=βxi+γAi+εi

(2)

Ai=I(δzi+μi)

(3)

式(2)中：Ci是第i戶農戶的單位面積糧食產量；Ai表示農戶適應性行為，它是內生變量；xi表示其他解釋變量，涉及農戶個體特征、家庭特征、農戶生產要素投入、農作物的類型、氣候因素；εi是隨機誤差項。式(3)中：I(·)是示性函數，zi與xi之間的區別在于zi比xi多了一個工具變量。借鑒已有研究[16]，本研究的工具變量是農戶能否獲得來自相關組織提供的氣象信息服務(2)本研究對工具變量進行了檢驗，檢驗結果顯示工具變量與農戶適應氣候變化的生產行為相關，與糧食單產不相關。。

進一步假設擾動項(εi,μi)服從二維正態分布：

(4)

式中：ρ是(εi,μi)的相關系數，相關系數不為0是模型內生性的來源。對于采取與未采取適應氣候變化措施的農戶而言，Ci的條件期望表達式如下：

E(Ci|xi,zi)=βxi+γAi+ρσελi

(5)

(6)

式(5)和(6)中，λ(·)是反米爾斯函數，λ(·)=φ(·)/1-φ(·)。由式(5)和(6)可得到采取與未采取適應氣候變化措施農戶的條件期望之差：

E(Ci|Ai=1,xi,zi)-E(Ci|Ai=0,xi,zi)=γ+ρσε[λ(-δzi)+λ(δzi)]

(7)

顯然，如果Ai是內生變量，式(7)等號右側的ρσε[λ(-δzi)+λ(δzi)]就會被遺漏，進而導致估計結果不一致。最大似然估計方法(MLE)能夠有效率地估計處理效應模型，本研究利用MLE方法進行相應的實證結果估計。

2.2 變量的描述性分析

基于上述研究方法的介紹，本研究的被解釋變量是糧食單產，以單位面積糧食總產量來衡量，核心解釋變量是農戶對氣候變化的適應性行為，工具變量是農戶能否獲得來自相關組織提供的氣象信息服務，其余控制變量包括農戶個體與家庭特征、生產要素投入和氣候因素。參考已有研究[18,21-23]，本研究選取的農戶個體特征具體包括戶主性別、年齡、受教育年限，農戶家庭特征具體包括家庭人口數量、是否參加合作組織、家庭擁有手機數量、和種植面積，農戶生產要素投入具體包括農戶單位面積的勞動力、機械和化肥投入(3)在本研究的實證過程中，農戶的單位面積糧食產出和單位面積生產要素投入均被進行了對數化處理。，氣候因素具體包括農戶所在地多年年均氣溫的平均值、多年年累積降水總量的平均值以及2015年當年的氣象災害發生情況。

相關變量的描述性統計結果見表2，由其可知：農戶的糧食單產均值是5 177 kg/hm2。79%的農戶會采用適應性措施來應對氣候變化。24%的農戶能獲得來自政府或者其他組織提供的氣象信息服務。單位面積的勞動力投入平均值是94.03工日，每hm2的機械投入是1 435元，單位面積的化肥投入是1 985元。此外，9%的家庭成員參加過農業合作組織。家庭擁有手機數量的平均值是2部。1986—2014年農戶所在樣本村的年平均氣溫是14.66 ℃，年均累積降水總量是842.38 mm。關于家庭戶主性別、年齡、受教育年限和家庭勞動力數量已在前文有所介紹，在此不做贅述。

3 結果與分析

本研究采用Stata15.0軟件進行模型估計，處理效應模型估計結果見表3。可知，Wald 檢驗結果在10%水平上顯著，表明農戶適應性行為是外生變量的原假設被拒絕，農戶對氣候變化的適應性行為是內生變量。ρεη表示農戶選擇模型與糧食單產模型誤差項之間的相關性，其系數也達到顯著性水平，表明選擇性偏誤存在且來源于不可觀測因素[29]。由此，不解決農戶適應性行為選擇的內生性會導致有偏的估計結果。

農戶適應性行為選擇受到內外部因素的影響。關于外部的氣候因素，平均氣溫升高對農戶適應性行為選擇具有顯著的正向影響，表明氣候變暖促進了農戶采取適應氣候變化的措施。這一結果與已有研究較為一致[22]。原因可能在于，氣溫升高可能有助于農作物生長期的延長，進而提高農戶復種的可能性[30]，而這將會促使農戶積極參與農業生產，采取增加灌溉等相關措施。多年平均降水總量對農戶采取適應性措施具有顯著的負向影響，但影響程度較小，即隨著多年平均降水總量的增加，農戶采取適應性措施的概率降低。原因可能在于，較為充足的降水量能保證糧食作物生長發育所需，穩定糧食產出，在此情況下農戶無需采取適應性措施。

表2 樣本農戶及氣象數據的描述性統計

農戶對今年是否是災害年感知變量的系數顯著為正，表明極端天氣事件下農戶采取適應措施的概率增加。原因可能在于，農戶采取適應性措施以應對極端天氣帶來的不利影響。農作物各個階段的生長需要適宜的氣候條件，超過合適的區間，氣候變化特別是極端天氣將導致農作物發芽延遲、分蘗停止、穎花退化、開花受精受阻等。由此，農戶需要進行作物或種子品種調整、播栽期的合理調整、灌溉降溫等一系列農業生產活動。極端天氣變量對農戶適應性行為正向影響的結論與已有研究較為相似[25-26]。侯玲玲等[25]發現干旱條件下農戶會增加灌溉次數和單次灌溉強調或者選用抗旱品種，唐利群等[26]指出雨澇災害發生情況下農戶會采用保護性耕作技術。

關于其他解釋變量，機械投入、化肥投入對農戶適應性行為具有顯著的正向影響，表明農戶在糧食生產中投入的生產要素越多，越會積極地應對不利的氣候條件。戶主年齡與農戶氣候變化適應性行為之間存在“正U型”關系，表明農戶達到一定的年齡后，農戶年齡的增加能促進其采取相應的措施。戶主是否在村里擔任職務對其采用適應性措施具有負向影響。家庭人口數及種植面積均在1%水平上顯著為正。家庭擁有手機數量在5%水平上顯著為正，原因可能在于，手機能夠為農戶提供天氣預報信息，家庭擁有的手機數量越多，農戶獲取氣象信息的可能性和完整性越高。工具變量農戶能否獲得氣象信息服務的系數在1%的水平上顯著為正，這與已有研究結論較為一致[16,25-26]。其原因可能在于，政府氣象服務有效降低了信息的不確定性，農戶能夠依據氣候變化情況進行及時地生產行為調整。

關于農戶氣候變化適應性行為對糧食單產的影響，表3顯示，農戶氣候變化適應性行為的系數是4.762，而且通過了顯著性檢驗，表明農戶氣候變化適應性行為對糧食單產具有顯著正向影響，這與已有研究結論較為一致[16,26]?；诒狙芯繉Z食單產進行了對數化處理和系數值4.762，在對系數進行指數化處理后可知，與不具有適應性行為的農戶相比，采取措施農戶每hm2獲得的糧食產量會高出116.98 kg。進一步結合描述性統計中的糧食單產均值可知，具有適應性行為農戶比不采取措施農戶的糧食單產高出2.26%。此外，關于氣溫、降水量等氣候因素對糧食單產的影響，由表3可知，多年平均氣溫增加對糧食單產具有正向影響，多年年均降水總量對糧食單產具有微弱的正向影響。農戶對今年是否是災害年感知變量的系數為負，表明氣象災害對糧食單產具有不利影響。此外，勞動力、機械和化肥投入均對糧食單產具有正向影響。

4 結論與政策建議

已有研究重點關注了農戶適應性行為的影響因素研究，較少關注農戶適應性行為對糧食產出的平均處理效應。本研究以糧食作物單產為研究對象，分析農戶對氣候變化的適應性行為，在此基礎上，利用處理效應模型分析農戶適應性行為對糧食單產的影響，得到的主要結論如下：

第一，面對氣候變化及其影響，79.6%農戶采取了適應性措施，而且農戶傾向于采用成本較低的適應性措施。例如，“補種補苗”、“更換種子品種”、“調整播種或收獲時間”、“調整灌溉用水量”。第二，農戶氣候變化適應性行為受到外部氣候條件和農戶個體、家庭等內部因素的共同作用。處理效應模型估計結果顯示，多年平均氣溫、多年平均累積降水總量對農戶適應性行為分別具有顯著正向和負向影響；戶主年齡與農戶氣候變化適應性行為之間存在“正U型”關系；家庭擁有的種植面積對農戶氣候變化適應性行為具有正向影響。第三，農戶氣候變化適應性行為對糧食單產具有顯著正向影響，與不具有適應性行為的農戶相比，具有適應性行為農戶比不采取措施農戶的糧食單產高出2.26%。

根據上述研究結論，本研究提出以下政策建議：第一，農戶積極適應氣候變化是有助于保證糧食產量的。為此，相關部門要樹立積極推動農戶適應氣候變化的意識，并有所行動，以切實提高農戶對氣候變化的認知和行動力。例如，進一步加強公共服務的實踐水平，積極探索氣象信息以及農作物生長發育對氣候變化反應等信息的傳播途徑，這些途徑可以包括村級廣播、宣傳欄、手機短信、微信公眾號、手機短視頻和電視廣播等。第二，擁有較大種植面積的農戶更傾向于采取適應性措施，基于此，相關部門要高度重視種植大戶對某些適應性措施的偏好，盡可能地對其提供技術幫助和信息支持。與此同時，對種植大戶的成功經驗進行大力宣傳，以充分發揮種植大戶的示范效應。第三，各相關部門需要具有前瞻性的視野和協作精神，在氣象部門進行氣溫、降水量變化的趨勢判斷下，相關農業科研部門應重視對抗旱、耐澇和耐高溫等特性種子的進一步研發，并將研發成果與農戶的實際需求結合起來，不斷調整和完善技術。

表3 處理效應模型估計結果：農戶適應性行為對糧食單產的影響