契約穩定性能否提升家庭農場耕地質量保護行為？
——基于空間計量分析

程 玲 娟，鄒 偉

(南京農業大學公共管理學院，江蘇 南京 210095)

一、引 言

耕地是糧食生產的命根子，也是保障我國糧食安全和百姓“米袋子”的前提與基礎。有效的農產品供應離不開高質量的耕地，忽視耕地質量保護將阻礙農業的提質增效，不利于實現農業高質量發展目標。由于工業化、城鎮化的快速發展與耕地健康矛盾加劇，造成嚴重的地力透支、耕地污染及農產品品質下降等嚴峻的問題。《2014年中國國土資源公報》顯示全國耕地平均質量等級為9.96等，總體耕地質量水平偏低，嚴重制約我國糧食安全與農業可持續發展。因此以生態綠色農業為導向，國家相繼出臺了耕地地力保護補貼政策，推行“藏糧于地、藏糧于技”戰略，引導農戶進行耕地質量保護。由于分散的小規模經營難以適應現代農業發展要求，缺乏有效的市場競爭力，催使我國大力培育發展新型農業經營主體。2014年農業部門發布《關于促進家庭農場發展的指導意見》，要求加強政策扶持與指導工作。意味著，以家庭經營為基礎的適度規模經營成為我國農業發展的主導模式。但該政策最初的主要目標是解決誰來種地、如何實現農業增產增收，實現小農戶與現代農業有機銜接，卻忽視了其在農業綠色發展中的作用。家庭農場作為實現農業轉型和推動鄉村振興的骨干力量[1]，其耕地質量保護行為與決策動機是質量興農、綠色興農、品牌強農的基礎前提，同時也是實現農業可持續發展與鄉村振興的關鍵。

梳理已有文獻發現，關于耕地質量保護行為研究較為豐富，主要包括以下4個方面：其一，肯定農戶在我國耕地質量保護中的地位與作用。耕地保護主體包括國家、集體、農民個體和用地單位，耕地質量受各大主體的農業發展目標影響較大。但絕大部分學者認為農戶作為耕地最直接的利用者，其耕地利用行為是耕地質量保護的關鍵因素[2-3]。其二，關于農戶耕地質量保護行為意愿及其影響因素的研究。如性別、年齡、教育程度、收入狀況、社會網絡、耕地保護責任認知、代際差異、兼業程度等[3-9]均影響耕地質量保護行為。其三，經濟政策因素對耕地質量保護行為影響研究。有學者認為政府信息技術推廣和補貼措施激勵的缺失可能是造成耕地質量惡化的重要因素[10]。其四，契約穩定性對耕地質量保護行為影響。一些學者從成本收益角度出發[11-12]，認為耕地質量保護并非短期投資，當年投入資金、時間等成本要在隨后的幾年或若干年后獲取全部收益，當農地產權不清晰、地權安全性較差時，在有限經營權期間內農戶通常采取掠奪式經營方式獲取收益[13-15]。但隨著20世紀90年代新地理經濟學興起和廣泛應用，一些學者開始從空間經濟學的視角分析單一的耕地質量保護行為的空間示范效應，表明農戶施肥行為[16]、農戶有機農業采納[17-18]及社會化服務采納[19]等均存在空間依賴性，并表明在農業市場信息不充分背景下，農戶之間技術傳播主要通過面對面的交流實現[20]，農業技術擴散與傳播高度依賴地理鄰近性。

綜上所述，現有文獻為契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為研究提供重要的參考價值，但仍具有較大拓展潛力：一方面，關于耕地質量保護行為的研究更多的是將家庭農場行為置于一般土地利用者層面考慮，未圍繞家庭農場特征進行深入剖析，忽視流轉租期對耕地質量保護行為的影響及機制；另一方面，已有研究從化肥或有機農業等單一的耕地質量保護行為考察其示范效應，較少將契約穩定性和家庭農場耕地質量保護行為納入同一框架，從示范效應的角度，考察契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為影響。若忽視地理空間上的相關性和異質性可能無法挖掘契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為影響的空間特征，將使得耕地質量保護行為模型估計結果產生偏誤，影響其估計精度。針對以上不足，本文以江蘇金湖縣567戶種糧類家庭農場調研數據為基礎，在構建地理鄰接的空間矩陣下運用空間滯后模型與空間誤差模型探討契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為的影響機制及其溢出效應。對上述問題的回答有利于提高家庭農場耕地質量保護行為，為推進綠色農業，實現農業可持續發展提供重要依據。

二、理論分析與研究假說

本文主要關注三個問題，一是契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為的影響如何；二是家庭農場之間的耕地質量保護行為是否產生一定區域間的示范效應；三是契約穩定性對耕地質量保護行為的影響機制是什么，以此判斷契約穩定性對耕地質量保護行為影響。因此，本文的理論部分分為三個部分，第一，辨清契約穩定性與耕地質量保護行為之間的關系；第二，厘清家庭農場之間的耕地質量保護行為是否存在示范效應；第三，建立“契約穩定性——信貸金額—耕地質量保護行為”分析框架，分析契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為的影響機制。

(一)契約穩定性對家庭農場耕地保護行為研究

根據產權理論可知，明晰、穩定的產權將會提高農戶生產預期、加大耕地質量保護投資。由于耕地質量保護成敗直接影響農作物產量和農產品品質等[6]，農戶作為“理性經濟人”，在預期收益不高情況下，將不會積極地進行耕地質量保護。家庭農場與小農戶不同，其主要以利潤最大化為目標從事專業化、規模化的農業生產經營，經營的耕地主要以轉入為主，更加重視耕地生產要素功能，迫切需要在有限期限內獲得更高的經濟收益。而契約穩定性具有“保證效應”[21-22]，是實現市場投資回報的保障。因此，農地經營期限越長，轉入戶享有耕地質量保護投資收益期越長，越有利于轉入農戶開展相關耕地質量保護行為投資。因此，簽訂長期穩定的農地流轉契約，有效保障家庭農場擁有長期穩定的農地經營權，降低耕地保護行為投資收益的不確定性與風險性。因此，提出假說H1：

H1：契約穩定性有利于提高家庭農場耕地質量保護行為。

(二)家庭農場之間耕地保護行為的示范效應

根據新經濟地理學理論[23]，相互鄰近的經濟主體可以通過知識傳播、技術溢出帶動周邊農戶。由于對耕地質量保護行為缺乏認知，農戶認為進行耕地質量保護行為所獲凈收益存在不確定性。農戶可以通過某種學習和了解，降低這種不確定性，從而改變農戶生產決策行為。本文從信息搜尋成本解釋耕地質量保護行為的示范效應。

(1)

(2)

(3)

從式(3)中可知，基于利潤最大化，多種因素對家庭農場進行耕地質量保護構成影響。除家庭農場的家庭特征等因素以外，耕地質量保護成本收益信息獲取及其難易程度對家庭農場進行耕地質量保護起到重要作用。由此可知，未進行耕地質量保護家庭農場若從進行耕地質量保護的家庭農場中獲取相關信息，將一定程度降低信息獲取成本與難度，降低進行耕地質量保護所面臨的不確定性。因此，依據成本最小化理論，提出以下假說H2：

H2：家庭農場之間的耕地質量保護行為具有示范效應。

(三)契約穩定性、信貸金額與耕地質量保護行為

家庭農場在專業化、規模化的過程中，耕地保護性投資大多是資金偏向型投資，如土地整理、測土配方施肥、施用有機肥等，僅靠內源融資不能滿足其資金需求，很大程度上限制耕地質量保護投資。信貸金額獲得是家庭農場進行耕地質量保護行為的重要路徑。首先，流轉關系穩定，保障農業收入的穩定性。銀行等正規金融機構或親朋好友以此判斷其貸款償還能力。因此，農地經營權越穩定，獲得貸款可能性越大，進而緩解農戶資金約束，促進其進行耕地質量保護；其次，在農地“三權分置”改革背景下，從法律層面賦予農地抵押貸款和擔保功能，土地產權穩定有利于耕地成為抵押品獲得信貸金額。現實中，農地抵押貸款又分為承包型土地經營權抵押貸款[25]和流轉型土地經營權抵押貸款[26]。家庭農場的土地主要是以轉入為主，與小農戶不同，其主要是流轉型土地經營權抵押貸款。因此，穩定的經營權有利于提高家庭農場的農地抵押變現能力，一定程度上提高抵押物品的價值，凸顯出因契約穩定性引致的“溢出效應”，從而使得家庭農場獲得更多抵押貸款的資本，緩解家庭農場的資金約束，促進家庭農場進行耕地質量保護行為。因此，本文提出研究H3。

H3：契約穩定性能夠提高家庭農場的信貸可得性，增加耕地保護性投資能力，促進家庭農場進行耕地質量保護。

三、模型、數據和描述性統計

(一)模型構建

1.基準回歸模型

為分析契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為的影響，本文設定如下計量模型：

(4)

式(4)中，被解釋變量Yi為第i個家庭農場耕地質量保護行為，分別選用測土配方施肥和土地整理表示；Xi表示契約穩定性這一核心解釋變量；Kij表示控制變量；α、β、r為待估系數；e為隨機誤差。

2.空間自相關檢驗

在運用空間計量模型之前，需進行空間自相關檢驗以考察數據是否存在空間依賴性，即是否存在示范效應，同時還需要設置空間權重矩陣以衡量家庭農場之間的空間關系。本文選用全局莫蘭指數(Moran’s I)和局部莫蘭指數來驗證。全局莫蘭指數公式為：

(5)

(6)

式(6)中，E(I)為期望，V(I)為方差。若I顯著為正，表明家庭農場耕地質量保護行為在鄉鎮層面上存在正的空間相關性，反之則不存在相關性。

局部莫蘭指數公式為：

(7)

式(7)中，Ii為地區i局部莫蘭指數，莫蘭指數取值范圍在[-1，1]之間，莫蘭指數大于0表示家庭農場耕地質量保護行為存在正向空間依賴，莫蘭指數小于0則表明存在負相關，莫蘭指數等于0表示家庭農場耕地質量保護行為不存在示范效應。

3.空間計量模型設定

在空間計量經濟學理論中，空間依賴性主要體現在計量模型的被解釋變量和誤差項的滯后項。因此，空間計量模型劃分為空間滯后模型(spatial lag model，SLM)和空間誤差模型(spatial error model，SEM)。

空間滯后模型(SLM)形式如下：

(8)

空間誤差模型(SEM)形式如下：

Yi=λ0+λ1Xi+λ2Zi+μi

(9)

其中，誤差項μi的產生過程為：

(10)

本文選擇鄰近空間權重矩陣，鄰近空間矩陣采用rook鄰近的計算方法，矩陣的元素中樣本農戶處于同一鄉鎮行政邊界時為1，否則為0。

(二)數據來源

本文所用研究數據來源于2018年5月課題組聯合金湖縣農業部門對江蘇省金湖縣種糧家庭農場開展的實地入戶調研。采用分層抽樣方法收集調研數據。首先，根據鄉鎮糧食種植情況，選取10個樣本鄉鎮。其次，每個鄉鎮隨機選取12個左右的村，最后，每個村隨機選取6戶左右的種糧家庭農場，采用入戶訪談方式進行調查，以保證調查數據樣本具有代表性。調研內容主要涉及個人特征、家庭特征、農業生產經營特征和政策支持等方面，其中農業生產經營特征中包含了家庭農場耕地質量保護行為，如測土配方施肥、土地整理的情況，政策支持中包含了農業保險、農業補貼等情況。本次調研共獲得606份問卷，在剔除缺失值和異常值后，共獲567份有效問卷，問卷有效率為93.56%。調查區域選擇主要基于兩點考慮：其一，金湖縣推進建設家庭農場集聚區及綜合服務中心，并積極推動糧食綠色高產萬畝示范田建設，大力推廣有機肥；其二，金湖縣是江蘇省的農業大縣，通過經營主體、土地流轉服務站、農商行“三方協議”方式，創新農地經營權抵押貸款(全國試點之一)，緩解了新型農業經營主體發展面臨的資金約束等問題，截至2018年，全縣農用地抵押面積達26萬畝，承包權抵押貸款金額3.5億元，其中包含的家庭農場達2.74萬戶。因此，基于該數據考察契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為具有典型代表性。

(三)變量說明

被解釋變量：耕地質量保護行為用測土配方施肥和土地整理來表征，測土配方施肥可以有效改善土壤養分不均衡的問題，提高耕地質量[27]，土地整理則有利于農業機械化耕作、農田灌溉和提高耕地質量，為更好地進行規模化種植創造條件。

核心解釋變量：本文選用農地經營權期限[28-29]作為衡量家庭農場契約穩定性指標，即家庭農場與轉出方簽訂合同期限。

中介變量：本文選用信貸金額作為契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為影響的內在傳導機制。

控制變量：根據已有研究發現，農戶特征、家庭特征和生產經營特征等也是影響農戶耕地質量保護行為關鍵因素[6，28，30]。本文選取控制變量主要包括農場主個人特征、家庭特征、土地及生產經營特征和政策支持特征四個方面。變量說明和描述統計分析如表1所示：

表1 變量說明與描述統計分析

四、實證結果分析

(一)耕地質量保護行為的空間自相關分析

1.全局空間自相關

由表2可知，采用測土配方施肥和土地整理在鄰近空間權重矩陣下的全局Moran’sI值分別為0.983和0.216，且均在1%的統計水平上顯著，表明家庭農場耕地質量保護行為存在較強空間關聯性。表明耕地質量保護程度高的農戶在地理空間上相互聚集，耕地質量保護程度低的農戶在地理空間上相互聚集。

表2 全局Moran’s I的檢驗結果

2.局部空間自相關檢驗

全域自相關表明家庭農場耕地質量保護行為具有示范效應，為進一步確定示范分布的具體區域，采用局域自相關分析。結果發現，家庭農場的局部Moran’sI顯著水平達到0.10以上顯著，表明家庭農場耕地質量保護存在局部空間自相關。從土地整理空間分布看，金南鎮、銀涂鎮等地屬于進行土地整理較多的集聚區域，而金北鎮是進行土地整理較少的集聚區域；從測土配方施肥空間分布看，金南鎮、塔集鎮、銀涂鎮采用測土配方施肥較多的集聚區域。因此，家庭農場耕地保護行為在局部存在一定的集聚效應。

(二)模型回歸結果

1.空間效應診斷檢驗

上述空間相關判斷只能檢驗家庭農場耕地質量保護行為是否存在空間關聯性，判斷是否適用空間計量模型，還需要對家庭農場耕地質量保護行為和各變量之間是否存在空間效應進行診斷，具體步驟為：一是測土配方施肥和土地整理對各自變量進行OLS回歸；二是在stata中運用spatdiag命令進行診斷。從空間效應診斷結果可知，空間誤差和空間滯后檢驗均拒絕原假設。因此，結果表明各變量之間確實存在空間滯后與空間誤差效應，故本研究適用于空間計量分析。

2.基于基準回歸的實證分析

基準回歸模型顯示，契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為均呈正向顯著，且符合預期，其主要原因是長期穩定的農地經營權增強了農戶對耕地質量保護性投資的回收預期和保護耕地資源的主觀能動性，進而增強了農戶進行耕地質量保護的積極性。其次，采用方差膨脹因子進行檢驗，膨脹因子平均值為1.08，小于10，表明模型不存在多重共線性問題。再次，通過聚類標準差回歸(CR回歸)避免異方差對模型估計的影響，回歸結果也再次驗證了上述模型設定的穩健性。由于契約穩定性與家庭農場耕地質量保護行為之間可能存在內生性問題。一方面，遺漏變量，雖然本文在變量選擇方面盡量涉及農戶個人特征、家庭特征、生產經營特征及政策支持等控制變量，但除此之外，耕地質量保護行為還受到一些不可觀測變量的影響；另一方面，雙向因果，長期穩定的農地經營權可以激發農戶對耕地質量保護的主觀能動性，而耕地質量保護投資回報收益期長，進而促進農戶租用流轉期限更長的土地。為克服模型潛在的內生性問題，我們參考鄒偉和崔益鄰[15]的研究，根據“同伴效應”，選取“該村除該農戶以外的轉入農戶中轉入農地期限的平均值”作為契約穩定性的工具變量。從表4中的工具變量回歸結果，發現杜賓豪斯曼檢驗的P值均通過了顯著性檢驗，表明契約穩定性是內生變量。我們在第一階段的回歸方程中，觀察到F值(142.825)遠大于10，表明不存在弱工具變量問題，且工具變量選取合理。依工具變量回歸結果可知，契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為依然具有顯著性，再次驗證了上述模型設定的穩健性。

3.基于空間計量模型的實證分析

前文空間自相關檢驗結果說明，家庭農場耕地質量保護行為具有空間依賴性。顯而易見，基準回歸結果沒有充分考慮家庭農場行為選擇的空間依賴性。因此，本文進一步采用空間計量模型探討契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為的影響因素。綜合考慮表3的空間效應診斷檢驗結果及表5模型擬合優度，可知SLM模型擬合優度優于SEM，因此，本文最終選擇鄰近空間權重矩陣下的SLM模型估計結果對控制變量進行分析。

表3 空間效應的診斷檢驗結果

表4 契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為影響

表5 空間效應估計結果

在空間計量模型回歸結果中，鄰近空間權重矩陣下測土配方施肥和土地整理的空間滯后系數和空間誤差系數的符號均為正，并均在1%的統計水平上顯著。表明家庭農場之間的耕地質量保護行為存在顯著正向空間相關性。其原因是面對面的交流是獲取生產、技術和政策等信息的重要渠道，一般同一村莊之間的農戶保持著一定的社會聯系[31]，因此，農戶選擇耕地質量保護對其周邊處于觀望狀態的農戶的行為選擇具有示范效應。但一般認為，農戶越分散信息交流越困難、信息傳遞交易成本越高。通過調研可知，雖然家庭農場在地理空間上不是緊鄰的鄰居，但同屬一個鄉鎮的種糧類的家庭農場之間的交流機會較多。其原因主要有兩個方面：一方面，農業相關政府部門經常開展農業技術培訓，并不定期組織家庭農場主去實地進行田間觀摩及生產經驗的交流。另一方面，在調研過程中發現，同一鄉鎮的家庭農場建有微信群，農戶可在群內進行經驗交流、信息分享和問題探討等；這兩種渠道一定程度上為家庭農場主提供了信息傳播平臺。在信息與經驗交流的過程中，扮演傳播主體的家庭農場會向其他家庭農場灌輸自己的耕地質量保護思想，進而影響其他家庭農場耕地質量保護行為決策，最終形成同一鄉鎮耕地質量保護行為趨同現象。因此，假說2得以驗證。

契約穩定性在測土配方施肥和土地整理的空間計量模型回歸中均呈正向顯著影響，表明契約穩定性促進家庭農場耕地質量保護行為。主要有二個方面的原因：其一，保證效應[22]。契約穩定性為農戶未來投資回報提供保障，預期收益是農戶決策是否進行耕地質量保護行為的重要依據，農地經營權不穩定，轉入戶可能在投資回報期內失去農地經營權，只能獲得部分投資收益，減少耕地質量保護投資無疑是決策的主要選項；其二，抵押貸款效應。穩定的農地經營權有利于保障農業收入穩定性，一定程度緩解借貸雙方信息不對稱問題，增加借款方的貸款意愿，提高農戶貸款可獲得性。因此，假說1得以驗證。

在控制變量中，文化程度對農戶采用測土配方施肥呈正向顯著影響，說明文化程度越高的家庭農場采用測土配方施肥概率越大。主要原因是文化程度反映家庭人力資本存量，文化程度越高，認知能力越強，接受科學合理施肥能力越強，所以采用測土配方施肥概率越大[32]。農業技術培訓對農戶采用測土配方行為具有正向顯著影響，與張振等[33]研究結論一致，其原因是測土配方施肥屬于知識密集型的生產要素，農戶接受的培訓越多，越能意識到實施測土配方對土壤、農作物生長等具有諸多益處，在擁有技術指導情況下，家庭農場采用測土配方肥的概率越大。有村干部的家庭顯著增加家庭農場采用測土配方施肥和土地整理。一方面，村干部對國家政策方針了解度和認知度高于普通農戶，且擁有更多資源與渠道；另一方面，村干部這一特殊身份，需積極響應國家政策方針，帶頭進行耕地質量保護。示范農場對家庭農場進行土地整理具有正向顯著影響，這與示范農場這一特殊身份有關，一方面，作為農業帶頭人，家庭農場獲得政府部門認證，進行土地整理可以獲得政府的部分補償，一定程度降低了農戶資金壓力，促進土地整理行為；另一方面，家庭農場自身需求，進行土地整理后有利于機械化耕作和灌排，降低自然災害帶來的風險，提高耕地質量，實現規模經營。農業補貼對土地整理具有顯著正向影響，但對測土配方施肥影響并不顯著，表明補貼占比越高越有利于農戶進行耕地質量保護，且對資金需求大的項目影響更明顯，因此對土地整理促進作用大于測土配方施肥的影響，其可能原因是測土配方施肥更多的是需要勞動力投入，而非資產投入，因此補貼占比對其影響不顯著。農業保險對土地整理呈負向顯著影響[34，35]，其主要原因是農業保險是化解農業風險的重要舉措[36]，使得家庭農場在面臨風險時多了一層保護屏障，由于道德風險的存在，參保將減少其進行耕地質量保護措施。農業收入和提供社會化服務對土地整理均呈正向顯著影響，其原因是農業收入水平越高，資金壓力越小，進行土地整理概率越大，而提供社會化服務給家庭農場帶來的增收效應，同樣也緩解農戶進行土地整理時的資金約束。

(三)機制檢驗

上述研究表明契約穩定性有利于促進家庭農場耕地質量保護行為，接下來本文進一步探討契約穩定性影響耕地質量保護行為的內在機制。由表6結果可知，契約穩定性對測土配方施肥與土地整理均呈正向顯著影響，表明契約穩定性顯著提高了家庭農場貸款金額的獲得。在加入中介變量之后，契約穩定性和貸款金額對耕地質量保護行為的影響依舊為正，說明貸款金額在契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為中發揮中介效應。可見，農地經營權的穩定性提高家庭農場貸款金額可得性，隨著獲得貸款金額的增加，有效地緩解了家庭農場的資金約束，促進家庭農場進行耕地質量保護。由此，假說3得以驗證。

表6 機制檢驗結果

(四)穩健分析

通過變換核心變量進行檢驗上述結論的穩健性。根據當地情況將契約穩定性劃分三個階段，1-4年為短期、5-9年為中長期、10年及以上為長期。從表7可知，兩組空間計量模型中的核心變量均呈正向顯著影響，空間計量估計結果中ρ和λ符號均為正，且均在1%的統計水平上顯著，充分表明家庭農場耕地質量保護行為存在空間依賴性，結果與前文一致，表明研究結論具有穩健性。

表7 穩健性分析

五、結論與建議

基于江蘇省金湖縣567戶種糧類家庭農場的調查數據，通過空間計量模型，實證分析契約穩定性對家庭農場耕地質量保護行為研究。結果表明：(1)家庭農場耕地質量保護行為在地理空間上具有顯著的正向空間溢出效應。(2)空間計量分析發現，影響測土配方施肥與土地整理的因素有所差異，文化程度、村干部、農業技術培訓對土地測土配方具有顯著影響；村干部、示范農場、農業補貼、農業保險和農業純收入對家庭農場土地整理行為具有顯著影響。(3)影響機制分析表明，契約穩定性通過提高家庭農場信貸金額獲得，緩解農資投入的資金約束，從而間接地促進家庭農場耕地質量保護行為。

基于以上結論的政策建議如下：第一，規范農地流轉市場，在保障農戶合法權益的同時，賦予家庭農場相應的權力，激發農戶耕地質量保護行為動機；第二，精準選擇推行的目標群體，充分發揮示范效應。由于農業部門人力和財力有限，鼓勵村中有影響力的農戶開展耕地質量保護，引導帶動當地農戶進行耕地質量保護行為，以緩解當前財政支農投入不足的問題；第三，擴大農地經營權抵押貸款試點范圍，落實流轉型農地經營權抵押貸款政策，提高農戶信貸可得性，充分發揮信貸資金的激勵效應，讓更多農戶享受農地經營權抵押貸款政策紅利；第四，創新農業保險產品，完善農業保險體系，降低農戶在農業生產方面面臨的不確定性，充分發揮農戶保險對耕地質量保護行為的促進作用，同時預防可能存在的道德風險，有效規避農業保險對耕地質量保護行為的負面影響。