勞動力稟賦、耕地破碎化與農戶生態耕種決策行為*

張 潔，陳美球※，謝賢鑫，3，賴昭豪，劉艷婷，張淑嫻，張玉琴

（1.江西農業大學農村土地資源利用與保護研究中心，南昌 330045；2.江西省鄱陽湖流域農業資源與生態重點實驗室，南昌 330045；3.南京農業大學公共管理學院，江蘇南京 210095）

0 引言

耕地是農業生產最重要的物質基礎，也是保障糧食安全和維護國家社會穩定發展的根本性資源[1-2]。面對我國人多地少、耕地資源匱乏的基本國情，加強耕地保護有著重要的戰略意義。以遵循生態系統原理、避免對耕地系統造成人為不可逆干擾、利于改善農業生態環境為特征的生態耕種，是實現我國耕地數量、質量和生態“三位一體”保護目標的內在需求。農戶是農業耕種最直接和最主要的參與者，其對耕種方式的選擇直接影響著耕地利用的可持續性，進而影響現代農業的發展與走向[3]。探討和掌握廣大農戶生態耕種決策行為的特征和影響規律，并有針對性地提出相關對策與建議，對生態耕種的推廣與運用，落實耕地保護基本國策，實現農業可持續發展具有重要意義。家庭勞動力稟賦與耕地基本狀況是農戶農業生產行為決策的重要影響因素[4]。隨著工業化與城市化的發展，大量農村青壯年勞動力流向城市，我國農村勞動力稟賦結構已發生截然不同的變化，勞動力結構性稀缺成為常態[5]。勞動力數量的減少和老齡化，促使傳統農業生產方式發生轉變，也影響到農戶對新型生產方式的采納意愿和采納程度。我國小農生產模式將在一段時期內持續存在[6]，人多地少、耕地資源匱乏的基本國情造成了耕地破碎化，也使得土地成為中國農業發展的瓶頸制約因素[7]。耕地破碎化程度越高，農戶進行農業生產的難度越高，既會造成生產資料的浪費也不利于新技術與設備的應用，極大地降低了生產效率，也在很大程度上影響了農戶對新技術的采納意愿與程度。

近年來，農業面源污染的加重使生態耕種成為一個研究熱點[8-14]，生態耕種方式包括如測土配方施肥、農膜回收、秸稈還田、作物輪作等保護性耕作和種植綠肥、使用有機肥、減量施用化肥等綠色農業生產行為?，F有文獻多是對農戶生態耕種存在問題進行研究并提出建議[15]，或針對生態認知、信息傳遞[16]等具體方面對農戶生態耕種的采納意愿或程度進行了研究，然而基于農戶勞動力稟賦轉變和耕地破碎化視角，對農戶生態耕種決策行為開展研究的文獻還很缺乏。同時，現有研究缺乏對農戶生態耕種過程的分析。實際上，農戶生態耕種采納行為是一系列的決策過程，包括“是否愿意采納”和“在多大程度上采納”兩個相互聯系而且有先后順序的過程，雙欄模型能夠較好地分析農戶決策行為的兩個過程。

鑒于此，文章從農戶生態耕種決策行為出發，基于農戶行為理論，結合CRAGG 提出的雙欄模型提出農戶勞動力稟賦和耕地破碎化對其生態耕種決策行為影響的研究假設，借助江西省1 488份農戶的微觀調查數據，對農戶生態耕種采納意愿和采納程度影響因素進行實證研究。農戶作為農業生產的主體和耕地的直接使用者，其對生態耕種的決策行為直接影響著耕地的質量以及政府耕地保護政策的制定與落實。因此，該研究不僅能豐富農戶決策行為的研究內容，還可以拓展農戶生態耕種決策行為的研究深度，為我國耕地保護、綠色農業的實踐推廣和政策設計提供參考依據。

1 理論分析與研究假設

農戶生態耕種決策行為受到眾多因素的影響，其中勞動力稟賦和耕地破碎化是重要影響因素。隨著城市化的發展、市場化改革的深入、土地流轉制度的完善以及農業生產結構的調整，農戶家庭對勞動力的配置在市場需求的引導下進行調整，勞動力稟賦差異給農戶決策行為帶來的差異日益顯著[17]。該文在現有研究的基礎上[18]，把農戶勞動力稟賦分為家庭總人口、勞動力人數、常年務農勞動力人數和兼業程度。耕地破碎化是耕地面積、距離、分布狀態等的綜合反映指標。耕地破碎化的大小對農業規?；?、機械化生產，新技術、新設備的使用，耕地的集約利用效率等都有著極大的影響[19]。

農戶生態耕種決策行為是指農戶愿意進行生態耕種，并且能夠在一定程度上將生態耕種所包含的各項具體行為付之于實際的社會決策行為。根據農戶行為理論，農戶生態耕種決策行為分為采納意愿和采納程度兩個方面，是兩者的統一。生態耕種采納意愿決定了農戶生態耕種采納的積極性，采納程度則反映了愿意采納生態耕種的農戶對生態耕種的具體行為在多大程度上采納。根據采納意愿，農戶可以分為愿意采納生態耕種和不愿意采納生態耕種兩種類型。根據農戶采納生態耕種具體行為的項數，可以反映農戶在多大程度上采納了生態耕種。

農戶勞動力稟賦是指農戶個人及其整個家庭所有的勞動力資源和能力，包括勞動力人數以及投入勞動的比重[20]。前人在研究勞動力稟賦時，通常只考慮家庭總人口和勞動力總人數，該文考慮到從事農業勞動對勞動力的依附性，將常年務農勞動力人數和兼業程度也納入研究范圍。勞動力稟賦包括：（1）家庭總人口數。家庭人口數能反映家庭人力資源儲備情況，通常情況下，農戶家庭總人口數越大，越傾向于采用保守的傳統農業生產方式，采納生態耕種的可能性越小。（2）勞動力人數。在我國小農經濟依然為主體的前提下，勞動力人數越多其實施生態耕種的能力越強，選擇生態耕種的可能性越大。（3）常年務農勞動力人數。常年務農勞動力人數是農戶農業生產重要程度與依賴程度情況的反映指標，常年務農人數越多，其對農業的依賴度越大，對能增加收入的生態耕種采納度越高。（4）兼業程度。農戶兼業程度是在家務農時間與在外務工時間比重的反映指標，兼業程度越高，農戶外出務工時間越長，非農收入越高，接觸相關信息越多，采納生態耕種的可能性越大。由此提出以下假設。

H1：勞動力稟賦對農戶生態耕種決策行為存在顯著影響。

耕地破碎化能綜合反映耕地面積、距離、分布狀態等指標。一方面，耕地破碎化使得農戶難以進行機械化生產和規模化經營，極大地提升了農業生產的難度，不利于農戶生態耕種采納意愿和采納程度的提高[21]；另一方面，耕地破碎化也有利于農業種植多樣化與分攤自然風險，不僅能分散勞動強度、提高勞動效率，還能降低農業生產中存在的自然風險，從而提高農業整體效益，有利于農戶對耕地進行長期投資。但基于江西省小農生產模式為主的農業生產現狀，耕地破碎化越大，耕地越破碎，農戶進行農業生產的難度越大，對生態耕種的采納意愿和采納程度積極性越低。基于上述研究，提出以下假設。

H2：耕地破碎化對農戶生態耕種決策行為有顯著負向影響。

2 數據與方法

2.1 數據來源

數據來自課題組2018 年1—3 月于江西省開展的《江西省農戶生態耕種認知與行為》專題抽樣調查。課題組采用分層抽樣和隨機抽樣相結合的方式選取調查樣本農戶，抽樣步驟為：根據經濟發展水平和糧食生產情況在江西省內11 個地級市中選取4～5 個縣（區），然后在每個縣（區）隨機選取2～3 個鄉鎮，再在每個鄉鎮隨機選取1～2個村，最后在每個村隨機選取10～15戶水稻種植戶。此次調查采用訪談和問卷相結合的方式，對戶主或是參與農業經營決策的家庭主要成員開展調查，一共發放1 600份問卷，剔除部分核心數據缺失或數據前后矛盾的問卷，得到實際有效問卷1 488份，問卷有效率為93.00%。問卷主要內容包括農戶個人及家庭基本情況、農戶對生態耕種的了解情況與采納情況以及農戶對生態耕種行為的觀點及看法3部分。

2.2 樣本特征

通過對1 488 份有效問卷分析發現：受訪農戶74.6%為男性，男性仍是農業生產的主要力量；受訪農戶平均年齡達到48.38歲，50歲以上農戶比重達36.15%，年齡總體偏大；受訪農戶受教育程度為初中及以下的農戶比重為82.86%，受教育程度普遍偏低；受訪農戶家庭總人口均值為5.387 人，家庭人口規模3～5 人的占樣本的55.51%，以中等規模為主；受訪農戶實際耕地面積為0.33hm2（5畝）及以下的占樣本的77.49%，耕地面積較小的小農戶為農業生產最主要力量；家庭年收入均值為8.083 萬元，年收入低于10 萬的占樣本總量的80.38%，總體上處于較低水平。綜上所述，樣本農戶具有以中老年男性為主，受教育程度偏低，中等家庭規模，耕地面積較小，家庭收入水平不高等特征，基本符合我國農戶的一般特征，有一定代表性，詳見表1。

表1 受訪農戶基本特征

2.3 變量說明

圖1 調研地點

（1）因變量。該文的因變量是農戶生態耕種的決策行為，將其分解為采納意愿和采納程度兩個階段。第一階段設置的問題是：對10 項生態耕種具體行為是否有采納意愿，選項參考Likert Scale 采取五分變量形式，即很愿意得5 分、比較愿意得4 分、愿意得3 分、不太愿意得2 分和不愿意得1 分。由于選項設置的前3 項都是持“愿意”的態度，如果以平均數為界區分是否愿意的話會存在誤差，因此便以中位數作為農戶是否有生態耕種采納意愿的劃分依據。通過把10 項具體行為的得分累計疊加后得到總分值[10,50]，中位數為30，累計分值大于中位數的視為有采納意愿，賦值為1，累計分值小于中位數的視為無采納意愿，賦值為0。第二階段為有意愿農戶對生態耕種具體行為的采納程度，基于該文對生態耕種的定義，結合問卷調查的局限性，該文所指生態耕種主要為目前農戶較常見與使用的10 項具體行為，包括測土配方施肥，農膜回收，減量施用化肥，種植綠肥，低毒低殘留農藥，作物合理輪作，秸稈還田，生態農業模式，少耕、免耕和施用有機肥等。采納1項得1分，2項得2分，依次疊加，最后得分區間為[0,10]。若第一階段有采納意愿，則可以繼續第二階段對采納生態耕種具體行為項數的提問。

（2）自變量。①勞動力稟賦。根據前文理論分析與研究假說，勞動力稟賦通過家庭總人口、勞動力人數、常年務農勞動力人數和兼業程度進行衡量。②耕地破碎化。耕地破碎化則采用耕地面積與耕地塊數的比值來表示[22]。③控制變量。為了提高研究結果的科學性和可信度，使農戶生態耕種決策行為能得到更好地剖析而加入相關變量。已有相關研究表明[23]，其他相關因素對農戶耕種決策行為同樣具有重要影響，因此選擇性別、年齡、受教育程度、健康狀況、農業收入占比、是否加入合作社、是否享受農業補貼等作為控制變量。變量設定與賦值見表2。

表2 變量含義及描述性統計

2.4 模型構建

在該次調查中存在相當部分沒有采納意愿的農戶個體，針對此類問題，學術界中多是采用Tobit 模型來處理。但是，因為該文是將農戶采納生態耕種的決策行為分為采納意愿和采納程度兩個階段來分析，Tobit 模型并不能處理兩階段問題。對于分兩階段來研究分析影響因素的文章，學術界多采用Heckman 模型來進行擬合[24]，但該模型中采納意愿方程和采納程度方程并不是彼此獨立的，采納意愿方程的誤差被帶入采納程度方程，這會使模型估計產生偏差。所以該文選擇能很好地將采納意愿與采納程度分兩個階段獨立，使兩者不存在內生性問題的雙欄模型（Double hurdle modle)進行處理。

雙欄模型是經濟學家Gragg在1971年提出的計量經濟模型[25]，其將個體決策的過程分解為是否參與和參與程度兩個階段。雙欄模型中只有兩個階段同時成立才能構成一個完整的決策行為，而且采納意愿方程和采納程度方程是兩個獨立的方程，很好地避免了方程之間產生影響而導致的誤差。雙欄模型在農戶決策行為[26]、農戶受償意愿[27]、農戶治理行為[28]等的實證研究中都得到了成功的應用。該文中首先考察農戶對生態耕種行為采納的意愿，構建方程為：

式（1）表示農戶不愿意采納生態耕種，即采納意愿等于0；式（2）表示農戶愿意采納生態耕種，即采納意愿大于0。Φ(·)表示標準正態分布的累計分布函數，yi表示因變量，即農戶的生態耕種采納意愿，X1i表示農戶勞動力稟賦、耕地破碎化等自變量，其中i表示第i個觀測農戶樣本，α為相應的待估系數。

其次，考察農戶采納生態耕種的程度，構建方程為：

式（3）中，E(·)表示條件期望，代表農戶生態耕種的采納程度；λ(·)為逆米爾斯比率；X2i表示農戶勞動力稟賦、耕地破碎化等自變量；β表示相應的待估系數；δ表示截取正態分布的標準差；其他符號與前文相同。

根據式（1）至（3），可以構建對數似然函數為：

式（4）中，lnL表示對數似然函數值。利用極大似然估計法估計式（4），可以求得該文需要的相關參數。

3 結果與分析

3.1 農戶生態耕種采納意愿與程度分析

在1 488 份有效問卷中，有1 000 位受訪農戶對生態耕種有采納意愿，占總樣本的67.20%?？傮w上農戶對生態耕種有較高的采納意愿。在有意愿采納生態耕種的農戶中，生態耕種具體行為采納的均值是5.32 項。此外，農戶生態耕種采納程度有著較大的差異（表3）。在有生態耕種采納意愿的農戶中，采納項數低于6項的農戶較多，累計比例為53.50%。結合江西省農業人口多、農村地域大、農業比重相對較高的典型農業大省現狀，說明農戶生態耕種的采納意愿較高，但采納程度并不高。

表3 農戶生態耕種采納程度分布

3.2 農戶生態耕種采納意愿與程度的影響分析

為了保證模型的穩定性與準確性，使結果真實有效，在進行雙欄模型的實證分析前，對各變量的多重共線性進行了檢驗。根據相關評定標準，如果同時滿足容忍度（Tolerance)＞0.1和方差膨脹因子（VIF)＞10 兩個限制條件則說明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。運行結果顯示：0.539＜Tolerance＜0.969、1.03＜VIF＜1.86，均在合理范圍內，各變量之間不存在嚴重的多重共線問題。實證結果如表4所示，模型較為穩定且整體擬合效果較好。

表4 雙欄模型實證

3.2.1 農戶勞動力稟賦對生態耕種決策的影響

實證結果表明，家庭總人口對生態耕種采納意愿和程度均產生負向顯著影響。即家庭總人口越多，采納生態耕種的意愿和程度都越低。基于我國傳統小農生產模式現狀以及江西省多山地丘陵的地形，較難形成規模經濟效益以增加家庭收入，家庭總人口越多，家庭生活壓力越大，且抗風險性越小，對于具有一定風險性的生態耕種，其采納意愿與采納程度越低；勞動力人數對農戶生態耕種采納意愿和采納程度均產生正向顯著影響。表明勞動力人數越多，農戶采納生態耕種的意愿和程度越高。生態耕種前期相較于傳統的耕種方式需要投入的人力和物力較多，勞動力人數越多，便能保證采納生態耕種對于勞動力的需求，使得農戶生態耕種采納的意愿和程度更高；兼業程度對生態耕種采納程度產生正向影響。兼業程度越高，農戶采納生態耕種的程度越高。由于城市化的發展，大量農村勞動力流向城鎮進行短期兼職或長期工作，純務農農戶比例較少，因此對于生態耕種的采納意愿影響較不顯著。但在有生態耕種采納意愿的農戶中，兼業程度較高的農戶有較高的非農收入，資本約束較低，抗風險能力較強，接觸外部相關信息較多，對于生態耕種等新型技術的采納程度也較高。這一結果驗證了假設1，即勞動力稟賦對農戶生態耕種決策行為存在顯著影響。

3.2.2 耕地破碎化對生態耕種決策的影響

耕地破碎化對農戶生態耕種采納意愿有顯著的負向影響，與假設2相符。即耕地破碎程度越小，農戶采納生態耕種的意愿越高。耕地破碎化越大，農戶規?；N與機械化耕種的難度越大，導致了耕地利用效率低下和農戶生產成本提高，嚴重阻礙農戶對于更先進與效用更高的耕種技術與模式的采納意愿。然而，農戶意愿與行為之間仍存在著差距，有意愿不一定有相應行為，甚至還會出現與意愿相反的行為[29]。所以耕地破碎化影響了農戶采納生態耕種的意愿，但對其采納行為程度卻沒有顯著的影響。

3.2.3 控制變量對生態耕種決策的影響

受教育程度對農戶生態耕種采納意愿有顯著的正向影響，通過教育，農戶對生態耕種信息的反應、理解和接受能力能得到較大提高，其采納生態耕種意愿更高；農業收入占比、是否享受農業補貼以及是否加入合作社對生態耕種采納意愿及程度均產生顯著的正向影響，農業收入占比代表著農業收入占家庭總收入的比重，占比越高，對農業的投入和依賴程度越大，為獲取更高的收益采納生態耕種符合理性小農學派的農戶行為理論；農業補貼為農戶加上了一重保險，增強了農戶采納新技術的抗風險性，享受農業補貼能增強農戶采納生態耕種的積極性；合作社模式相對于傳統的農戶經營主體具有更強的生命力與優勢，加入合作社的農戶對生態耕種有更強的采納傾向。因此，農業收入占比高、享受農業補貼以及加入合作社的農戶生態耕種采納意愿更強烈、采納程度更高。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

該文基于江西省1 488份農戶的微觀數據，將農戶參與生態耕種決策行為分為采納意愿與采納程度兩個階段，采用雙欄模型，實證分析了農戶勞動力稟賦和耕地破碎化對農戶生態耕種決策行為的影響。主要得到以下結論。

（1）總體來看，農戶對生態耕種采納意愿較高，但采納程度較低。以中位數為劃分依據，愿意采納生態耕種的農戶占總樣本數的67.20%，而有采納意愿的農戶對10項生態耕種具體行為的平均采納項數僅為5.32項，不利于我國生態耕種技術的推廣和農業的可持續發展。

（2）勞動力稟賦和耕地破碎化與農戶生態耕種采納意愿和采納程度間均存在較強的相關性，其中勞動力人數對采納意愿有顯著的正向影響，家庭總人口和耕地破碎化對采納意愿有顯著的負向影響，家庭總人口較少、勞動力人數多、耕地破碎化小的農戶，其生態耕種采納意愿更高；勞動力人數和兼業程度對采納程度有顯著的正向影響，家庭總人口對采納程度有顯著的負向影響，家庭總人口較少、勞動力人數多、兼業程度高的農戶，其生態耕種采納程度更高。

（3）受教育程度對采納意愿有顯著的正向影響，農業收入占比、是否享受農業補貼和是否加入合作社對農戶生態耕種采納意愿和采納程度均有顯著的正向影響，受教育程度高的農戶采納意愿更高，農業收入占比高、享受農業補貼、加入合作社的農戶，生態耕種采納意愿與程度均更高。

4.2 政策啟示

（1）提高資金和相關技術服務投入，加大生態耕種推廣力度。結合江西省的實際情況，切實保護生態耕種農戶的自身利益，從而增強農戶生態耕種采納意愿、提高采納程度。

（2）搭建農戶臨時務工平臺，鼓勵農戶在農閑時外出務工。農戶外出兼業，能接觸到外界更多生態耕種信息，擴大相關視野，使農戶對相關政策與技術更為了解，從而提高生態耕種采納意愿與采納程度。

（3）規范和推動土地流轉與土地整治，促進土地規?；洜I。農村土地流轉與土地整理一方面能提高耕地利用效率，減少浪費，有效降低生態耕種成本，增加農戶農業生產收入；另一方面，又能降低耕地破碎化，促進發展現代化、機械化農業生產。

（4）加大農村教育的投入，完善農村教育體系，培育新型農業主體。發展農村教育，一方面可以提高農戶受教育程度，進而促進對生態耕種行為的采納；另一方面，培養新型農業主體既可以提高農戶農業收入占比，又可以引導農戶加入合作社等新型農業經營主體進而提高生態耕種的采納意愿和采納程度。