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自然资源学报 >

2022 , Vol. 37 >Issue 6: 1643 - 1653

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20220619

国土规划与空间治理

苏北沿海地区农户耕地利用行为意愿及影响因素分析

  • 许艳 , 1, 2 ,
  • 刘立意 1 ,
  • 濮励杰 2, 3 ,
  • 柳玉梅 1 ,
  • 徐飞 4 ,
  • 余成 1
展开
  • 1.苏州科技大学地理科学与测绘工程学院,苏州 215009
  • 2.自然资源部海岸带开发与保护重点实验室,南京 210023
  • 3.南京大学地理与海洋科学学院,南京 210023
  • 4.浙江财经大学土地与城乡发展研究院,杭州 310018

许艳（1986- ）,女,江苏滨海人,博士,讲师,研究方向为土地利用与规划、土地利用变化及生态环境效应。E-mail:

收稿日期: 2021-08-23

  修回日期: 2022-01-25

  网络出版日期: 2022-08-28

基金资助

国家自然科学基金项目(41701609)

国家自然科学基金项目(41871083)

国家自然科学基金项目(41701618)

自然资源部海岸带开发与保护重点实验室开放基金项目(2017CZEPK09)

收起

Analysis on farmers' behavioral intension of cropland use and its influencing factors in the coastal areas of Northern Jiangsu province

  • XU Yan , 1, 2 ,
  • LIU Li-yi 1 ,
  • PU Li-jie 2, 3 ,
  • LIU Yu-mei 1 ,
  • XU Fei 4 ,
  • YU Cheng 1
Expand
  • 1. School of Geography Science and Geomatics Engineering, Suzhou University of Science and Technology, Suzhou 215009, Jiangsu, China
  • 2. The Key Laboratory of the Coastal Zone Exploitation and Protection, Ministry of Natural Resources, Nanjing 210023, China
  • 3. School of Geography and Ocean Science, Nanjing University, Nanjing 210023, China
  • 4. Institute of Land and Urban-rural Development, Zhejiang University of Finance & Economics, Hangzhou 310018, China

Received date: 2021-08-23

  Revised date: 2022-01-25

  Online published: 2022-08-28

Fold

摘要

随着快速城市化以及农村劳动力转移,长三角区域欠发达地区乡村耕地资源利用呈现新特征,从主体角度开展该区域耕地资源利用研究对乡村治理以及农业高质量发展具有重要影响。以江苏盐城和南通为例,通过问卷调查以及结构方程模型,分析农户耕地资源利用行为意向及影响因素。结果表明：苏北沿海地区不同耕地规模农户的耕地利用行为意向存在显著性差异。农户耕地资源利用行为意愿主要直接受到农户户主个人及家庭特征和耕地资源禀赋特征两个因素影响,政策认知以及技术与资金使用对其产生间接影响且程度较弱。苏北沿海地区乡村治理过程中亟需进一步开展农户分类管理与引导,促进耕地适度规模化经营,加强农户技能与政策培训,探索农业服务新模式,促进耕地资源精准管理、农业高质量发展以及乡村振兴等目标实现。

关键词： 耕地资源; 经营主体; 行为决策; 结构方程模型; 江苏

本文引用格式

许艳 , 刘立意 , 濮励杰 , 柳玉梅 , 徐飞 , 余成 . 苏北沿海地区农户耕地利用行为意愿及影响因素分析[J]. 自然资源学报, 2022 , 37(6) : 1643 -1653 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20220619

Abstract

Following the rapid process of urbanization and transfer of many rural labors, cropland use presents new characteristics in the undeveloped area of the Yangtze River Delta. Studies on cropland use from the perspective of farmers are significant to rural governance and agricultural high-quality development. This study took villages in the cities of Yancheng and Nantong as case studies and used the methods of questionnaires and structural equation models (SEM) to analyze the behavioral intention and its influence mechanism. The results show that behavioral intension of cropland use in Northern Jiangsu province had great differences among farmers with different cropland scales. The behavioral intention was mainly affected by the individual farmer and its family characteristics and cropland resource endowment. The policy perception and usage of technology and capital indirectly and weakly influenced the behavioral intention. It is urgent to carry out classified management and guidance of farmers, promote scale operation of cultivated land, strengthen skills training and policy learning, and explore new models of agricultural services for accurate and efficient management of cultivated land, agricultural high-quality development and rural revitalization.

Key words： cropland resource; business entity; behavioral intention; structural equation models; Jiangsu province

耕地资源及利用关系到我国社会经济可持续发展以及高质量发展的战略问题,受到社会各界及众多学者的广泛关注。自家庭联产承包责任制实现土地所有权与承包经营权分离,农户成为乡村耕地资源利用的最大和最直接的群体,农户耕地资源利用积极性得到有效提升[1]。1990年代后随着城市化、工业化进程加快,城市蔓延占用大量耕地资源的同时[2,3],也吸引了大量农村剩余劳动力,农村耕地利用及利用主体均呈现新特征,比如逐步出现了耕地流转[4,5]、耕地撂荒[6,7]、耕地非粮化[8,9]、耕地轮作休耕[10]、农户分化[11]等现象。耕地资源是国土空间重要资源类型之一,社会经济转型期间耕地资源利用变化不仅影响到耕地质量本身,同时关系到区域粮食生产、社会福祉以及环境保护等问题,开展乡村地区耕地资源利用研究对制定农业农村空间治理政策具有重要意义。国内外专家学者对耕地质量内涵[12]、耕地功能转型[13]、耕地质量评价[14]等方面研究持续关注,从农户角度探讨耕地保护与利用研究也很多,主要集中在耕地质量保护行为[15]、生产行为[16]、耕地流转意愿[4]、耕地休耕意愿[10]、耕地撂荒行为[7]等,然而乡村转型期农户分化、耕地规模化趋势现状下对农户耕地资源利用多项行为意愿及其影响因素综合研究尚少。因此本文选取典型区域,从农户角度入手,探讨耕地资源利用扩大规模意愿、耕地改良意愿和耕地环境保护意愿及其影响因素。
我国东南沿海地区具有优越的气候条件和地理区位,加上地区开发历史悠久,是我国经济最发达的地区之一[17]。同时,长江流域也是我国商品粮基地分布的重要区域,粮食单产水平高,因此长三角地区一直是我国经济发展活跃,粮食产量丰厚的区域。改革开放之后,随着快速城市化进程,长三角区域耕地面积不断萎缩,耕地质量下降明显,利用率和产出率显著滑坡,且长三角欠发达地区受到城市化影响显著,耕地资源经营主体以及利用呈现新特征。因此,本文以江苏省南通市和盐城市为例,以线上和线下相结合的方法开展问卷调查,分析长三角区域苏北沿海地区农户耕地利用行为意愿,并利用结构方程模型进行影响因素分析,旨在为区域乡村治理及农业高质量发展等提供参考。

1 研究方法与数据来源

1.1 理论框架的构建分析

基于认知行为理论（Theory of Planned Behavior,TPB）,个人行为决策是对所收集的信息进行甄别、筛选形成认知,进而根据认知指导决策行为。农户从事耕地资源利用是一个不断调整的过程。首先,农户会根据自身情况进行行为决策,比如农户文化水平、年龄、务农劳动力人数以及身体健康等情况。其次,作为“理性经济人”的农户对于耕地资源利用以及外在环境有较为直观的感知,包括对耕地利用政策环境的感知、农业资金与技术保障、耕地资源禀赋等;农户会结合自身情况以及对外在环境的感知,决定耕地资源利用行为意向,包括扩大耕地规模、改良耕地以及耕地生态环境保护等。最后,政府部门根据农户耕地利用行为制定政策与制度进一步影响其经营主体以及其对自身和环境的认知。以上环节构成了农户耕地资源利用认知—决策反馈回路过程（图1）。具体表现为：农户根据自己年龄、文化水平、健康状况等个人及家庭状况开展耕地种植品种选择、农药和化肥使用、资金获取、农业技术信息获取以及农业政策等一系列认知行为,通过结合整体投入与产出情况得到经营满意程度,最后再进一步调整耕地资源利用行为,其耕地利用行为又进一步地影响政府相关决策的制定。在这个过程中,为了实现耕地资源利用效益最大化,农户会根据认知重新调整耕地资源利用行为意向,最终实现耕地产出与农户主体需求相均衡。
图1 耕地利用行为意向理论模型

Fig. 1 Theory model of cropland resource endowment

1.2 调查区域选择

本文选择长三角区域苏北沿海地区南通市和盐城市作为调查区域。盐城市和南通市是江苏省重要粮食生产县市,拥有大量耕地资源,2019年生产粮食1051.08万t,占全省粮食生产总量的28%。江苏沿海地区沿海滩涂面积达750万亩,以粉砂淤泥质海岸为主,滩涂淤长为南通市和盐城市新增了大量耕地资源。2019年,南通市和盐城市户籍人口分别为759.82万人和821.35万人,而常住人口分别为731.80万人和720.89万人,表示常年有大量人口在外务工,属于人口流出地区,该地区农村农户耕地资源禀赋差异显著。因此,以上述区域农户作为实证研究对象,具有典型性、代表性和现实意义。

1.3 数据来源

课题组于2020年10-11月在盐城和南通开展了调查。首先,部分成员前往盐城东台弶港镇和南通如东县长沙镇政府与自然资源局了解当地耕地利用问题,并确定调查村庄。其次,进入村委会开展耕地经营主体的调查,主要采用线上与线下问卷调查及访谈等方式。从盐城市东台弶港镇、滨海东台镇和南通如东县长沙镇等县市随机选取5个、10个和6个村庄开展问卷调查,共收集问卷152份,其中有效问卷147份,滨海东台镇 37份,东台弶港镇62份,如东长沙镇48份,调查村庄如图2所示。问卷调查共涉及农户个人及家庭特征、耕地资源禀赋、耕地利用行为意愿、技术与资金使用以及政策认知等五方面内容。
图2 研究区域

Fig. 2 Location of the study area

1.4 研究假说与方法

在社会学、心理学领域中经常会涉及一些不能够准确或直接测量的变量,这些变量是为了理解和研究某种目的而构建的假设概念,即为潜变量。本文分析耕地利用行为意愿、耕地禀赋、个人及家庭特征、技术与资金使用以及政策认知五个潜变量之间的作用关系,基于上述理论框架（图1）,提出以下相关假说：资金、技术、土地是耕地经营主体开展农业生产所必须的生产要素,生产要素供给直接影响生产者积极性;同时,资金与技术获取也会对耕地资源禀赋产生影响,因此本文提出假设H1：耕地资源禀赋对耕地资源利用行为意向有着显著正向影响;假设H2：技术与资金使用对耕地资源禀赋有显著正向影响。耕地资源利用主体的年龄、文化教育水平等对耕地资源利用行为产生直接影响,同时也会通过影响其政策认知、技术与资金使用对耕地资源利用行为产生间接影响,因此本文提出假设H3：个人及家庭特征对耕地资源利用行为意向有着显著正向影响。政策是政府为了完成预设目标而制定的一系列措施的总和。耕地利用过程中,政府部门出台一系列耕地或农业政策比如基本农田保护、农业补贴、秸秆还田政策等会影响到耕地经营主体的生产及管理行为,因此本文提出假说H4：政策认知对技术与资金使用具有显著正向影响。
结构方程模型是多元统计分析方法中的一种,与传统统计方法相比,它可以同时处理多个因变量,容许自变量和因变量含测量误差,估计因子关系和因子结构,并估计整个模型的拟合程度[18]。结构方程模型分为测量方程和结构方程两种,测量方程是描述观测变量与潜变量之间关系的方程组;结构模型是描述潜变化之间关系的方程组。结构方程模型通过SPSS Amos软件实现求解。

1.5 耕地资源利用行为意向模型

1.5.1 耕地利用行为意愿及其影响因素变量说明与描述统计

本文从多个维度和层面出发,综合考虑主观与客观因素,选择个人及家庭特征、耕地资源禀赋、政策认知、技术与资金使用这四个潜在解释变量并分析其与耕地利用行为意愿之间的作用关系。耕地利用行为意愿选取扩大规模意愿、改良意愿以及环境意识三个指标;个人及家庭特征潜在变量选取户主年龄、学历以及家庭务农人数;耕地资源禀赋选取耕地规模、耕地质量以及耕地空间分布;政策认知选取政策关注度、政策渠道及政策满意度;技术与资金使用选择作物品种来源、农业技术种类及资金来源渠道。问卷采取量表法进行测量,赋值数值越大,对耕地利用越积极（表1）。
表1 耕地资源利用及其影响因素的变量说明

Table 1 Variable description of cultivated land resource utilization

潜在变量 可观测变量 可观测变量赋值情况 均值 标准差
个人及家庭特征
（F1）		 务农人数（x1） ≤1人=1;2人=2;3人=3;≥4人=4 2.18 0.91
年龄（x2） >70岁=1;60~70岁=2;50~60岁=3;40~50岁=4;≤40岁=5 3.07 0.95
学历（x3） 未读书=1;小学=2;初中=3;高中及中专=4;大专以上=5 3.33 1.02
政策认知
（F2）		 政策满意度（x4） 不满意=1;比较不满意=2;一般=3;满意=4;很满意=5 3.76 0.91
政策渠道（x5） ≤1种=1;2种=2;≥3种=3 1.74 0.77
政策关注度（x6） 不关注=1;偶尔关注=2;一般=3;关注=4;很关注=5 3.04 1.20
技术与资金
使用
（F3）		 品种来源（x7） ≤1种=1;2~3种=2;4~5种=3;6~7种=4;>7种=5 1.79 0.95
资金来源（x8） ≤1种=1;2种=2;3种=3;≥4种=4 1.37 0.60
技术种类（x9） ≤1种=1;2种=2;3种=3;≥4种=4 2.66 1.00
耕地禀赋
特征
（F4）		 耕地规模（x10） 1~10亩=1;10~30亩=2;30~50亩=3;50~100亩=4;≥100亩=5 2.18 1.37
耕地质量（x11） 差=1;参差不齐=2;一般=3;好=4;很好=5 3.39 0.87
耕地分布（x12） 零星分布且距离远=1;零星分布且距离近=2;集中+零星分布=3;集中=4 2.59 0.97
耕地利用行为意愿
（F5）		 扩大规模（x13） 没有=1;有=2 1.42 0.50
改良意识（x14） 没有=1;有=2 1.48 0.50
环境意识（x15） 没有=1;有=2 1.68 0.47

1.5.2 路径分析

本文构建路径图与计算效应值来揭示各变量对耕地资源利用行为意向影响以及各变量之间的相互作用关系,潜变量和观测变量的关系[18]如下所示：
X = Λ X ξ + δ
Y = Λ Y η + ε
η = В η + Г ξ + ζ
式（1）、式（2）为测量方程,式（3）为结构方程。其中X是观测变量的测量值矩阵;ΛX表示X对ξ的因子载荷矩阵;ξ表示观测变量组成的向量;δ表示X的测量误差;Y是潜变量的测量值矩阵;ΛY表示Y对η的因子载荷矩阵;η表示潜变量组成的向量;ε表示Y的测量误差;ζ 表示结构模型的误差向量;В表示潜在变量的结构系数矩阵;Г 表示观测变量的结构系数矩阵。

2 结果分析

2.1 农户耕地利用行为意愿及影响因素差异分析

从表2可以看出,农户扩大规模意愿以及改良意愿随着耕地规模的增加而不断增大,50亩以下与50亩以上达到显著差异水平。10~50亩农户耕地环境意识最强烈,10亩以下与10~50亩之间达到显著性差异水平。耕地质量以及分布集中程度随着耕地规模的增加不断增大,不同规模之间未达到显著性差异水平。从影响因素差异来看,农户户主年龄随着耕地规模的增大不断减小,农户文化教育水平随着耕地规模的增加不断提高,不同规模之间未达到显著差异水平。农户家庭务农人数随着耕地规模的增大不断增多,10亩以下与50亩以上之间达到显著性差异水平。政策满意程度、政策渠道、政策关注度随着规模增加而不断增大,10亩以下与50亩以上之间达到显著性差异水平。资金来源渠道随着耕地规模的增大而不断增多,50亩以下与50亩以上达到显著差异水平。农户作物品种来源渠道在10~50亩均值最高,其次为50亩以上,10亩以下最小。农户采取农业技术种类50亩以上最多,与50亩以下达到显著性差异水平。
表2 不同规模农户耕地利用特征

Table 2 The characteristics of the utilization of cultivated land resources of multi-business subjects

不同规模
≤10亩 10~50亩 >50亩
务农人数 2.05±0.92a 2.20±0.84ab 2.50±1.02b
年龄 2.97±1.91a 3.15±0.77a 3.17±0.56a
学历 3.38±1.17a 3.25±0.89a 3.38±0.92a
政策满意度 3.75±1.06a 3.88±0.72ab 3.96±0.75b
政策渠道 1.70±0.77a 1.77±0.75ab 2.00±0.83b
政策关注度 2.73±1.30a 3.12±0.98a 3.25±1.15a
作物品种渠道 1.60±0.79a 1.97±1.03b 1.83±1.05ab
资金来源渠道 1.29±0.55a 1.32±0.56a 1.71±0.69b
农业技术种类 2.67±0.96a 2.43±1.09a 3.21±0.93b
耕地质量 3.37±0.97a 3.40±0.74a 3.46±0.93a
耕地分布 2.44±0.99a 2.63±0.90a 2.83±1.05a
扩大规模意识 1.25±0.44a 1.43±0.50a 1.83±0.38b
改良意识 1.37±0.49a 1.50±0.50a 1.75±0.44b
环境意识 1.56±0.50a 1.80±0.40b 1.71±0.46ab

注：数值表示平均值±标准差。不同的字母表示在统计上具有显著差异（P<0.05）。

2.2 问卷信度检验和模型适配度

信度是指量表测量结果的可靠性、精密性、稳定性和一致性。若信度高,则测量指标之间拥有高度的内在联系[19]。本问卷利用SPSS分析Cronbach α系数进行检验。Cronbach α系数值在0~1之间,α值越大,信度越高,问卷的α值为0.61（超过0.5即为可信）,问卷样本具有可信度。
在Amos 21.0环境下,建立结构方程模型。初步拟合的卡方值108.92,显著性概率P=0.021<0.05,达0.05显著水平,拒绝虚无假设,表示假设模型与样本数据无法契合,假设模型的整体适配度欠佳,需要修正模型。修正模型主要根据Amos初始模型的参数显著性结果和Amos提供的修正指标值进行模型的扩展或限制。模型的扩展是指通过释放部分或添加新路径使模型结构更合理,而模型的限制是指通过删除或限制部分路径使模型结构更简洁。本文主要依据Amos提供的修正指数（MI值）进行模型修正,因为MI与卡方统计量的减少有关,故去掉最大MI的参数行调试,原则上每次只修改一个参数。修改后模型卡方值明显下降,卡方值为92.41,显著性概率P=0.097>0.05,未达显著水平,接受虚无假设,表示假设模型与样本数据可以契合。假设模型达到适配标准（表3）,表示假设因果模型可以被接受。
表3 模型适配度检核指标参数

Table 3 The model fitness checked for index parameters

整体模型适配指标 统计检验量 初步模型 建议值 最终模型
绝对适配量 x2/df 1.46 <3 1.22
P 0.00 >0.05 0.10
RMR 0.06 <0.08 0.05
RMSEA 0.06 <0.08 0.04
GFI 0.90 >0.90 0.93
增值适配统计量 NFI 0.74 >0.90 0.80
RFI 0.68 >0.90 0.72
CFI 0.89 >0.90 0.95
简约适配统计量 PNFI 0.60 >0.50 0.58
PGFI 0.64 >0.50 0.59

注：x2/df为卡方自由度比值;RMR为残方差均方根;RMSEA为渐进残方差均方和平方根;GFI为适配度指数;NFI为规准适配指数;RFI为相对适配指数;CFI为比较适配指数;PNFI为简约调整后的规准适配指数;PGFI为简约适配指数。

2.3 影响效应分析

2.3.1 耕地资源禀赋对耕地资源利用行为意向的影响效应分析

耕地资源禀赋对耕地资源利用行为意向的影响直接效应为0.576,在0.01水平上显著（表4、表5）,耕地资源禀赋对耕地资源利用行为意愿具有显著正向影响,假设H1成立。从图3可以看出,耕地质量对耕地资源禀赋特征的解释力分别是0.66,扩大规模意识和耕地改良意识对耕地利用行为意愿的解释力分别为0.89和0.60。耕地质量越高,其经济效益较好且相对稳定,会促使农户产生进一步扩大耕地规模和改良意识。
表4 耕地资源禀赋影响因素的结构方程模型回归结果

Table 4 The regression results of the structural equation model of the influencing factors of cropland endowment

路径 标准模型
非标准化系数 标准误差 临界比率值 标准化系数 显著性
F1→F5 0.09 0.04 2.24 0.301** 0.025
F4→F5 0.15 0.06 2.59 0.301*** 0.010
F1→F4 0.27 0.16 1.72 0.574* 0.086
F2→F3 1.25 0.46 2.72 0.492*** 0.007
F3→F4 1.39 0.32 4.35 0.503*** 0.001

注：F1为个体及家庭特征;F2为政策认知;F3为技术与资金特征;F4为耕地资源禀赋;F5为耕地利用行为意向。*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上通过了显著性检验。

表5 变量间的总体效应、直接效应、间接效应（标准模型）

Table 5 The total, direct and indirect effects between variables (standard model)

原因变量 结果变量 总体效应 直接效应 间接效应
F1 F2 0.29 0.29 —
F5 0.338 0.279 0.059
F2 F3 0.578 0.578 —
F4 0.410 — 0.410
F3 F4 0.710 0.710 —
F5 0.409 — 0.409
F4 F5 0.576 0.576 —
图3 耕地利用行为意愿的影响机理模型

Fig. 3 Influence mechanism model of cultivated land use behavior consciousness

2.3.2 技术与资金使用对耕地资源禀赋的影响效应分析

技术与资金使用对耕地资源禀赋产生正向显著性影响,其直接效应为0.71,在0.001水平上显著（表4、表5）,技术与资金使用对耕地资源禀赋具有正向显著影响,假设H2成立。作物品种、资金来源渠道和技术种类对技术与资金使用的解释效应分别为0.59、0.60和0.59（图3）。农户获取作物品种信息来源越丰富,农业技术种类越多样,资金来源渠道越多,其所有耕地规模越大,耕地质量往往越好[20]。政策认知对耕地资源禀赋产生间接效应,其效应值为0.41。一般来说,农户对政策关注程度越高,政策来源渠道越多,会增加其对作物品种、农业技术渠道的获取。

2.3.3 个人及家庭特征对耕地资源利用行为意愿的影响效应分析

个人及家庭特征对耕地资源利用行为意愿产生显著的正向影响,其直接影响效应为0.279,在0.05水平上显著（表4、表5）,个人及家庭特征对耕地资源利用行为意愿产生显著正向影响,假设H3成立。个人及家庭特征对耕地资源利用行为意愿间接影响效应为0.059,主要通过耕地资源禀赋间接影响耕地资源利用行为,其在0.1水平上显著。学历对个人及家庭特征的解释力为0.94（图3）。一般来说,农户户主文化教育水平越高,农业生产能力越强,耕地利用行为意愿积极,不管在规模、质量还是环境保护方面均具有较强意识。

2.3.4 政策认知对技术与资金使用的影响效应分析

政策认知对技术与资金使用的直接效应为0.709,影响路径在0.01的水平上显著,政策认知对技术与资金使用具有显著正向影响（表4、表5）,假设H4成立。政策渠道对政策认知的解释力为0.99（图3）。农户对政策满意度越高、政策渠道越多、政策关注度越高,农户所接受的支持与帮助越多,同时拥有的技术、品种来源渠道越丰富、资金也越充足。

3 结论与讨论

3.1 讨论

随着城镇化和工业化进程,农村大量劳动力转移后,乡村社会经济呈现新特征,耕地资源利用出现撂荒、流转等多重现象。农户作为耕地资源利用决策主体,是否愿意扩大规模、是否愿意改良耕地质量以及是否关注耕地环境问题,关系到乡村地区耕地利用效率、耕地保护以及生态环境等多个方面,同时农户行为决策也受到多方面因素的影响。与已有研究相比,本文综合分析苏北沿海地区农户耕地资源利用行为中扩大规模意向、耕地改良意向以及耕地环境保护意向差异这三个方面及其影响因素。苏北沿海地区受到城镇化影响,农村劳动力外流现象严重,农户耕地资源利用规模大小不一,不同规模农户耕地利用行为意愿、个人及家庭特征、耕地资源禀赋、技术与资金使用、政策认知均存在显著差异。从各因素相互关系来看,与很多学者研究一致[20,21],农户个人及家庭特征对耕地资源利用意向呈现显著正向影响,尤其是农户受教育程度对耕地资源利用行为意愿影响最大,主要因为文化教育水平决定了农户对各种农业经济行为及各类现象的认知、理解与选择[22]。耕地资源禀赋是影响耕地利用行为意愿的另一个重要因素。耕地规模较小的农户更倾向于放弃耕地经营权,对土地投入较少[23],且对农业技术与政策的关注程度也比较低[24],主要由于这类农户耕地需求属于粮食需求型和粮食需求与利润协调型;而耕地规模较大的农户仍然更倾向于扩大耕地规模,从耕地投入边际产出“先递增,后递减”规律来看,该类型农户耕地规模仍处于边际报酬递增阶段,且在流转耕地过程中,更加注重耕地区位,耕地集中程度高[24],减少耕地细碎化程度,提高耕地利用生产效率,实现利润最大化[25]。农业技术、资金以及政策是农户开展耕地利用行为的重要生产要素。农户耕地利用行为受农业技术与资金条件的影响很大[16],良好的农业技术与资金环境会提高农户耕地资源禀赋,这与种植大户比传统农户在资金与技术获取更具有优势相吻合[26],同时良好的政策认知有利于农户农业技术与资金获取能力的提升[27],进一步促进农户耕地保护行为发生。调研过程中发现农户对惠农政策“无感”,模型结果也显示政策认知对农户耕地资源利用行为意愿并未产生显著影响,说明农业政策并未切实参与到农户耕地利用行为决策过程中,其他研究也显示农业政策对耕地资源集约利用影响并不显著[28]。
为了进一步优化长三角区域苏北沿海乡村地区农户耕地资源利用,促进该地区耕地适度规模、质量提升以及生态环境友好,实现农业高质量发展以及乡村振兴目标,本文提出以下建议：第一,切实推进区域耕地流转,出台相关政策,鼓励耕地集中规模化经营,实现耕地规模经营效应,促进农户农业生产投入以及种粮积极性等,保障地区粮食生产能力,充分发挥耕地经济与社会功能;第二,耕地资源管理需要强化以农户为中心,加强分类管理以及引导,加大农户技能培训以及政策宣讲,提高对资金、技术、品种等宣传投入,探索农业服务新模式,扩大农业社会服务覆盖面,解决农民耕地经营过程中遇到的各类难题;第三,在保障耕地社会功能以及经济功能前提下,加强农户—耕地—政府三者之间的认知与相互作用,加大政府在高标准基本农田、耕地生态整治等项目的投入,充分利用组织优势,向农民解读国家与地方相关农业政策,增强农户耕地保护与环境保护方面的意识,提高农业政策的知晓度与执行度。

3.2 结论

本文辨析了长三角区域欠发达地区农户耕地利用行为意愿特征及影响因素,对该地区乡村农业发展与乡村治理具有重要意义。苏北沿海地区农户耕地利用行为意愿主要受农户户主及家庭特征和耕地资源禀赋两个因素的影响,政策认知和农业技术与资金使用对耕地利用行为意愿影响较弱。农户耕地资源利用行为意向及影响因素在不同耕地规模农户之间存在显著性差异,随着耕地规模的增加,农户扩大规模与耕地改良意愿增强,且户主更趋于年轻化及高学历化。苏北沿海地区乡村空间治理过程中亟需推进并规范耕地流转,加强农户分类引导与合作,加大农业技能培训和农业政策宣讲,增加政府基础设施投入,创新农业社会服务新模式,促进地区耕地资源高效可持续利用与农业高质量发展。

：感谢东台市沿海经济开发区自然资源分局、南通市如东县沿海经济开发区自然资源分局、滨海县自然资源局对本次调研给予的协调;感谢苏州科技大学尤诗琴、郁立洁、唐晴等本科生在农户调研和数据收集等方面给予的帮助。

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