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2022 , Vol. 37 >Issue 7: 1848 - 1864

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20220713

其他研究论文

农业生产性服务对农户耕地质量保护行为的影响——来自江汉平原水稻主产区的证据

  • 杨高第 , 1, 2 ,
  • 张露 , 1, 2
展开
  • 1.华中农业大学经济管理学院,武汉 430070
  • 2.湖北农业发展研究中心,武汉 430070
张露（1987- ）,女,湖北宜昌人,博士,教授,博士生导师,主要从事资源与环境经济研究。E-mail:

杨高第（1996- ）,男,湖北随州人,博士研究生,主要从事资源与环境经济研究。E-mail:

收稿日期: 2021-03-15

  修回日期: 2021-04-20

  网络出版日期: 2022-09-28

基金资助

国家自然科学基金项目(42071157)

国家社会科学基金项目(19BGL192)

中央高校基本科研业务费专项资金资助项目(2662020JGPYG11)

收起

Impact of agricultural productive services on farmland quality protection behaviors of farmers: Evidence from the main rice-producing areas in Jianghan Plain

  • YANG Gao-di , 1, 2 ,
  • ZHANG Lu , 1, 2
Expand
  • 1. College of Economics & Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China
  • 2. Hubei Rural Development Research Center, Wuhan 430070, China

Received date: 2021-03-15

  Revised date: 2021-04-20

  Online published: 2022-09-28

Fold

摘要

利用江汉平原水稻种植农户调查数据,建立Ordered Probit模型,讨论农业生产性服务对农户耕地质量保护行为的影响,揭示服务规模经营促进农户耕地质量保护行为的理论机制和现实逻辑。研究表明：（1）目前农户对修整农田水渠、施用农家肥、测土配方施肥、秸秆还田四类典型耕地质量保护措施的采纳比例分别为17.79%、17.31%、7.89%和90.69%;（2）控制其他条件不变,农业生产性服务能显著促进农户耕地质量保护行为,经检验后该结论依然稳健;（3）排除秸秆还田这一强制性措施后,生活型农户偏向采纳资本投入型技术,生产型农户则更偏好劳动投入型技术;（4）较之于生产型农户,农业生产性服务对生活型农户采纳耕地质量保护措施的促进作用更强。

关键词： 农业生产性服务; 耕地质量保护行为; 资本投入型技术; 劳动投入型技术; 农户技术偏好

本文引用格式

杨高第 , 张露 . 农业生产性服务对农户耕地质量保护行为的影响——来自江汉平原水稻主产区的证据[J]. 自然资源学报, 2022 , 37(7) : 1848 -1864 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20220713

Abstract

Based on survey data of rice-growing farmers in the Jianghan Plain, this paper examines the impact of agricultural productive services on farmers' farmland quality protection behaviors. Then it reveals the theoretical mechanism and realistic logic of motivating farmers' farmland quality protection behaviors via developing service scale operation. The results indicate that: first, the current adoption rates of typical farmland quality protection measures, including repairing farmland ditches, applying farm manure, adopting soil testing and formula fertilization, and returning straw to the field are 17.79%, 17.31%, 7.89% and 90.69% respectively. Second, agricultural productive services can significantly promote farmers' farmland quality protection behaviors, and the conclusion proves to be robust. Third, after the compulsory measure - returning straw to the field, is eliminated, life-oriented farmers prefer to adopt capital-driven technologies, while production-oriented farmers prefer to apply labor-driven technologies. Fourth, further analyses show that the positive effect of agricultural productive services on motivating cultivated land quality protection behavior is greater in the group of life-oriented farmers than in the group of production-oriented farmers.

Key words： agricultural productive service; cultivated land quality protection behavior; capital-driven technologies; labor-driven technologies; farmer's technology preference

近年来,因化学品过量施用、废弃物粗放处理等农业活动造成的污染,使得我国耕地质量退化严重,土壤表层有机质含量已经下降到欧美发达国家的25%~40%[1]。更为严峻的是,伴随城镇化和工业化进程加快,人口数量增长与耕地资源匮乏的矛盾愈发突出,耕地退化的势头在短期内难以得到有效遏制[2]。截至2018年,我国耕地退化面积已占到耕地总面积的40%以上[3]。若无法有效缓解耕地污染和质量退化,势必将加剧粮食安全等问题引致的负面压力,推行耕地质量保护势在必行[4]。
针对耕地质量退化与土壤污染问题,国土资源部于2012年发布了《关于提升耕地保护水平全面加强耕地质量建设与管理的通知》与《高标准基本农田建设标准》,明确当前耕地质量保护的重要意义;2016年中央全面深化改革领导小组制定出《探索实行耕地轮作休耕制度试点方案》,广泛推广耕地保护措施;2019年农业农村部颁布《高标准农田建设评价激励实施办法（试行）》,对各省区市高标准农田建设成效进行综合评价,进一步深化耕地质量保护和高标准农田建设工作。2021年《农业农村部关于落实好党中央、国务院2021年农业农村重点工作部署的实施意见》中再次强调,要加强高标准农田建设,实施新一轮高标准农田建设规划。
农户是我国农业经营的微观基础,耕地质量保护政策的实施有赖于农户对相关保护措施的采纳。已有研究认为耕地质量保护行为的动因在于：（1）人力资本状况,如年龄、受教育程度、家庭劳动力人数、农业收入以及兼业化程度[5⇓-7];（2）土地资本状况,如耕地经营规模、地形与地块特征及土壤条件[8,9];（3）内在心理因素,如自我效能认知、技术风险认知、生态环境认知以及政策认知[10⇓-12];（4）外在环境因素,如农地制度、农技推广、政策补贴、社会关系网络[7,13⇓-15]。其中,农地规模经营被认为是实现耕地质量保护的重要路径,其逻辑在于：经营规模扩大在运行效率、信息获取、技术推广等方面存在改进效应,也有利于耕地建设成本内部化[8,16]。但被忽略的是,农地经营规模的扩张面临农地交易乏力、地块规模狭小和经营目标分化等多重约束,因而其耕地质量保护作用力受限[17⇓-19]。
服务规模经营的发展为促进耕地质量保护提供了新思路。既有研究已关注到农业生产性服务与农户亲环境技术采纳的相关性。万凌霄等[20]指出,合作社的服务供给对农户测土配方施肥技术采纳有显著的促进作用。董莹等[21]认为,生产性服务对农户采纳膜下沟灌、生物有机肥/农家肥及秸秆还田技术均有显著的正向影响。刘帅等[22]也发现,细化的农业专业化分工,有利于农户获得绿色、高效的服务供给,从而促进其采纳绿色生产行为。然而,鲜有研究在可比的分析框架中,探究并比较农业生产性服务对不同类型农户其耕地质量保护行为偏好的影响。
在农业生产实践中,小农户可以通过要素市场直接购买绿色生产要素或者种植绿肥等自我执行方式实现耕地质量保护,但其面临着交易费用、人力资本、技术推广等多方面局限,难以维持耕地质量保护的长期效益[23]。事实上,伴随农业生产环节的可分性增强,整地、播种、灌溉、施肥、打药、收割和秸秆还田等各生产环节,均可外包给专门的服务供应组织完成[18,24]。农户可以通过采纳生产环节的外包服务,缓解其农业生产要素禀赋约束,将耕地质量保护的实现方式由自我执行转变为迂回执行。较之于小农户,服务供应商在提供专门化服务方面具有耕地质量保护的自发性特征,其原因在于：其一,采纳耕地质量保护措施有助于服务供应商树立正面的社会形象,通过声誉资本的积累,获取市场竞争优势[25]。其二,耕地质量保护措施有利于提升服务对象的感知价值。农户可能分享服务供应商基于大批量要素采购获得的谈判能力和成本节约,甚至使得服务外包成本低于自我服务成本[26];同时,耕地质量保护的实施可以提升农产品的安全价值和健康价值,从而帮助农户获得农产品的价格溢价[27]。可见,小农户可能通过生产环节的外包,以迂回的方式采纳耕地质量保护措施。由此,本文致力于揭示农业生产性服务对耕地质量保护行为的影响机理与现实证据。
进一步的问题在于,学界已然观测并报道农户其农业经营目标分化的客观事实。具体表现为,改革开放以来,非农产业的快速发展诱导农业劳动力大量非农转移,一部分具有农业生产意愿和生产能力的农户,继续将农业作为维持家庭生计的主要形式,并可能通过农地转入、整合,逐渐发展为追求产量最大化目标的生产型农户;而另一部分农户通过家庭内部分工,以主要劳动力兼业、老龄成员或妇女留守务农的形式,发展成为追求生活幸福感、满足感的生活型农户[28,29]。农业生产经营目标转化必然伴随着农业生产要素禀赋条件的变化,由此可能引发农户耕地质量保护行为偏好的差异,也可能造成农业生产性服务对耕地质量保护行为影响的不同,这在已有研究中未能得到应有的重视和观察。所以,本文在探究农业生产性服务对耕地质量保护行为的激励作用的同时,深入发掘其对不同经营目标农户激励作用的异质性。

1 理论分析与假设

公共物品理论与外部性理论是从经济学角度研究个体行为的重要基础。农村生态环境具有典型的公共物品特征,耕地质量保护则具有明显的外部经济性,农户通过耕地质量保护来改善环境的尝试及成效可以被全社会共享,但其个人却难以获得相应的报酬或补偿[30]。按照理性小农的基本逻辑,农户是追逐利益最大化的理性经济人[31],通常以生存安全为生产经营的首要目标[32],所以倾向于采用粗放的农业生产行为（如耕地过度开垦、大量施用化肥农药、焚烧秸秆等）以规避减产减收的风险[33]。据此,经济学家主张遵循庇古理论,即制定法律法规,根据生产者行为对其进行实质性的课税、惩罚或补贴,促使行为主体方重新核算其相对成本和收益,将生产者保护耕地环境的正外部性内部化。然而这可能诱发农户追逐政策红利的机会主义行为,难以形成农户耕地质量保护行为的长效激励机制[34]。
基于早期对规模与经济内在关联的解释,经济学家认为劳动分工是内生经济增长的根源[35⇓-37],规模经济的本质即为分工经济[18]。在中国农地所有权、承包权与经营权“三权分置”背景下,从承包经营权中分离出的经营权可以进一步进行产权细分,表现为各生产经营活动环节的农业分工。以水稻种植活动为例,水稻的整地、育秧、栽插、植保、施肥打药、收割等活动均可独立分离出来,外包给专门的服务供应组织。土地经营权的细分还有利于形成多样化的委托代理市场,以及多元化的外包服务市场,产权交易的选择空间得以充分扩展[23]。农户参与分工与服务外包已经成为农业生产经营方式转型的重要趋势[24]。农业生产性服务促进耕地质量保护行为的逻辑在于：
耕地质量保护可以通过自我执行和迂回执行两种方式实现。其中,自我执行是指农户直接从要素采购市场购买或自制使用绿色生产要素,以农户自身为耕地质量保护的执行主体;迂回执行则是指农户通过购买服务供应商的生产性服务（即生产环节外包）,同步实现要素投入的外包,然后基于服务供应商的绿色要素投入实现耕地质量保护。较之于自我执行,迂回执行具有绿色要素采购成本优势和绿色技术采纳优势。要素采购方面,在要素市场上的大批量采购,使得服务供应组织在要素交易过程中具备更强的谈判能力,依托服务供应组织,农户就能以低于市场价格的成本购入生产要素[38],从而降低生产成本。技术采纳方面,服务供应组织对于新技术的采纳往往早于各类农业经营主体,能够及时对适用技术进行有效评估,制定出针对农户需求的备选方案。原因在于：其一,面临激烈的服务市场竞争,服务供应组织需要率先进行新技术的试用与效果评估,以求在行业内获得竞争优势。其二,服务供应组织作为实践和推广新型生产技术的先行主体,满足政府部门的优先扶持要求,能够获得在人员、资金、技术等多方面支持[39],为带动农户的耕地质量保护创造了有利条件。
假设1：农业生产性服务能够促进农户的耕地质量保护行为,随着农户生产性服务参与程度的提高,其采纳耕地质量保护措施的类型数量越多。
耕地质量保护包括全部有助于维持耕地质量或提高土地生产能力的活动[6]。考虑其所涉及的技术类型众多,将耕地质量保护技术划分为劳动投入型和资本投入型两类。劳动投入型技术需要农户在维持基本生产的基础上额外投入劳动,具有增劳节资的特点,如修整农田水渠、施用农家肥等;资本投入型技术则需要农户投入资金购买生产要素或配套外包服务,具有增资节劳的特点,如测土配方施肥、秸秆还田等[6,40]。鉴于既有文献已观察到农业经营目标分化现象,即在政策制度与产业转型等社会作用力下,农户对于农业生产经营的目的和动机产生差异化区分[6,29]。根据经营目标的不同将农户划分为两类,即以兼业收入满足家庭需求的生活型农户和以农业收入满足家庭需求的生产型农户。
农业生产性服务对不同资源禀赋条件农户的耕地质量保护行为影响可能不同,这突出表现于不同要素禀赋条件的农户在耕地质量保护技术类型的选择上具有差异性。因为要素禀赋条件不同,农户的技术需求、风险偏好、自我效能感等决定技术采纳的关键变量均存在差异。赵丹丹等[40]就曾指出,农户禀赋特征的多样化使其与各类型技术之间难以找到固定的对应关系。
社会化小农背景下,政策制度放活和农业产业转型等因素必然导致农户经营目标的分化,而农户经营目标的不同将进一步演化为生产行为的差异[41⇓-43]。对于以兼业收入满足家庭需求的生活型农户而言,务工、经商等非农就业方式是其家庭收入的主要来源,此类农户倾向于将家庭承包的部分或全部耕地转出,通过保持农业劳作习惯增加劳动价值感和生活满足感,而追求农业收益最大化的行为动机相对较弱。生活型农户往往会选择劳动力需求较小的耕作方式,更可能通过提高资金投入,以服务外包的方式来降低劳动强度。因此,能够减少人力投入、优化土壤质量的保护性技术与此类农户的禀赋特征具有良好的适配性,农业生产性服务对生活型农户耕地质量保护措施采纳能够起到较强的促进作用。而对于以农业收入满足家庭需求的生产型农户而言,农业收入是其家庭收入构成的主要部分,该类农户在生产过程中讲究“精打细算”,会自发采纳能够节约生产成本、提高土地生产率的行为措施,以精耕细作式生产追求农业利润的最大化。例如,作为一种外部生产要素,化肥的投入使用必然导致购置成本的增加,生产型农户会加大自身劳动力的投入,通过制作和施用农家肥以减少化肥使用需求,降低农业生产成本。由于服务外包需要较高的资金投入,生产型农户则更可能会借助自身劳动力投入部分替代服务外包,从而节省成本,因此农业生产性服务对该类农户耕地质量保护技术措施采纳的影响可能较弱。
假设2：不同类型农户对耕地质量保护技术的偏好存在异质性,生活型农户偏向采纳资本投入新技术,生产型农户则更偏好劳动投入新技术。
假设3：耕地质量保护的实现会因农户经营目标的差异表现出不同效果,较之于生产型农户,农业生产性服务对生活型农户采纳耕地质量保护措施的促进作用更强。
综上,本文的理论逻辑框架见图1。
图1 理论框架

Fig. 1 Theoretical framework

2 研究方法与数据来源

2.1 数据来源

数据来源于课题组在2019年7-9月间赴湖北省江汉平原水稻主产区开展的农户调查。湖北省地处长江经济带,是我国重要的水稻种植区。2018年全省稻谷播种面积2390.99千hm2,总产量1965.62万t,占全国稻谷总产量的9.27%(数据来源：国家统计局. 中国统计年鉴2019. 北京: 中国统计出版社, 2019.)。为响应“生态优先、绿色发展”的号召,湖北省的水稻生产方式逐渐由传统粗放型向绿色高效型转变,特别注重耕地保护与地力恢复。2018年全省化肥（折纯）、农药和农膜使用量分别为295.82万t、10.33万t和6.35万t,明显低于过去5年的平均水平（分别为335.99万t、12.02万t和6.80万t）②(②数据来源：国家统计局数据库, https://data.stats.gov.cn/.)。江汉平原位于湖北省中南部,总面积约 4.6万km2,是长江中下游平原的重要组成部分。2018年,江汉平原地区水稻播种面积占全省45.35%,产量占全省45.84%③(③数据来源：湖北统计局. 湖北农村统计年鉴, 湖北省各地级市统计年鉴. 北京: 中国统计出版社.)。因此,本文研究区域的选择具有一定的典型性和代表性（图2）。
图2 研究区域

Fig. 2 Research area

课题组从湖北省江汉平原水稻主产区中随机抽取了宜昌枝江、咸宁赤壁、武汉黄陂、荆州监利、荆州洪湖、荆州公安、荆门京山、黄冈武穴、潜江、仙桃10个县（市、区）,再按照分层抽样原则,从样本县（市、区）中随机抽取2个乡镇（街道、管理区）,然后从每个样本乡镇（街道、管理区）随机抽取2个行政村,最后在每个村庄随机抽取不少于25位农户进行问卷调查。问卷调查均采取入户“一对一”访谈的形式,以户主或参与农业生产经营决策的主要家庭成员为调查对象,并由调研人员统一提问和填制问卷。问卷内容主要涉及农户家庭基本信息、家庭经营与农业社会化服务、家庭收支与生活、农业技术采纳与适应性行为等内容。为确保数据信息能够如实反映农户的生产经营情况,课题组选取的调查对象均在前一年（即2018年）从事过农业劳动,并且能够清晰反馈信息。课题组共计发放问卷1060份,剔除空白或关键信息缺失的问卷后,有效样本数为849个。样本农户的基本统计特征见表1。
表1 样本农户的基本统计特征

Table 1 Basic statistical characteristics of sample farmers

选项 样本量/个 比例/% 选项 样本量/个 比例/%
性别 男 711 83.75 受教育程度 小学及以下 411 48.41
女 138 16.25 初中 319 37.57
年龄/岁 <50 139 16.37 高中及以上 119 14.02
50~59 303 35.69 家庭农业
劳动力
人数/人		 <3 702 82.69
60~69 259 30.51 3~5 138 16.25
≥70 148 17.43 ≥6 9 1.06
家庭水稻
经营面积/亩		 <5 186 21.91 家庭农业
收入占比/%		 <25 343 40.40
5~9 274 32.27 25~49 217 25.56
10~19 245 28.86 50~74 151 17.79
≥20 144 16.96 ≥75 138 16.25

注：上述样本农户的基本特征均为在2018年的实际情况。

2.2 样本农户的基本统计特征

在参与本次调研的受访者中,以中老年男性居多,年龄不小于50岁的农户占83.63%;仅接受过小学及以下教育的农户比例为48.41%,有高中及以上受教育经历的仅有14.02%;劳动力人数不足3人的家庭占比最大为82.69%;水稻经营面积主要集中在5~19亩之间,超过20亩的农户家庭仅占总样本的16.96%;农业收入占比能够反映农户家庭的经济分化特征,其中家庭农业收入占比在75%及以上类别的最少,低于25%的比例最大。综上,样本农户的特征主要表现为年龄偏高而受教育程度较低,家庭劳动力人数较少且家庭水稻经营面积普遍偏小。2019年《湖北统计年鉴》显示,湖北省农村地区平均每户常住人口3.08人,户均整半劳动力为2.1人,户均经营耕地面积为7.3亩。研究所用样本数据与宏观统计数据结果基本相符,可以认为本文研究数据具有代表性。

2.3 变量选取及描述性统计

2.3.1 被解释变量

农户耕地质量保护行为的界定与量化。按照现有研究对耕地质量保护行为概念的界定,农户在耕地利用过程中的耕地质量保护行为是指有利于耕地质量保持或提升的生产行为,包括免耕播种、施用农家肥、种植绿肥、测土配方施肥、商业有机肥、秸秆还田、施用石灰石膏等土壤调理剂,以及整修农田水渠、回收农膜、土地平整、深耕深松等保护性措施[6,12]。基于前文的理论分析,本文引入修整农田水渠、施用农家肥、测土配方施肥和秸秆还田四种技术措施来表征农户耕地质量保护行为。其中,修整农田水渠和施用农家肥属于劳动投入型技术,施用测土配方肥和秸秆还田属于资本投入型技术[6,16,40]。
表2汇报了样本农户对四种不同耕地质量保护措施的采纳情况。可以发现,农户对秸秆还田的采纳比例最高,一方面原因在于,秸秆还田在政府部门主导下逐步形成一种强制性措施,鼓励农户对秸秆废弃物进行资源化利用,对秸秆焚烧等行为则进行处罚[41];另一方面,随着秸秆还田技术的持续推广,农户对秸秆还田的经济与环境效益认知不断强化,再加上农业机械化程度的提高,使秸秆还田粉碎机等功能机械得以普及运用,农户对秸秆还田的采纳意愿因此转化为实际采纳行为[45]。
表2 样本农户对四种耕地质量保护措施的采纳情况

Table 2 The adoption of the four types of cultivated land quality protection measures by the sample farmers

耕地质量保护措施 采纳/户 比例/% 未采纳/户 比例/%
修整农田水渠 151 17.79 698 82.21
施用农家肥 147 17.31 702 82.69
测土配方施肥 67 7.89 782 92.11
秸秆还田 770 90.69 79 9.31

注：左数第3列与第5列分别为采纳和未采纳某一种耕地质量保护措施的农户数占总样本农户的比例,由于部分农户同时采纳了多种耕地质量保护措施,以及少量农户未采纳任何耕地质量保护措施,故每列比例总和并不等于100%。被解释变量需要能够量化农户的耕地质量保护行为,参考Willy等[44]的处理办法,本文以农户实际采用耕地质量保护措施的类型数量作为耕地质量保护行为的衡量标准。选取的耕地质量保护措施包括修整农田水渠、施用农家肥、测土配方施肥和秸秆还田,按照农户实际采用耕地质量保护措施的类型数量划分,农户对耕地质量保护措施的采纳情况共有5种,即“未采纳”“采纳1种措施”“采纳2种措施”“采纳3种措施”与“采纳4种措施”。为避免因区域环境因素导致的分析结果偏误,实证部分将引入区域虚拟变量以控制地区固定效应。

测土配方施肥的比例最低,可能的解释是基层农技推广仍存在不全面、效率低等问题,要素市场的测土配方服务项目缺乏供给且成本较高,技术供给部门与农户存在行为动机偏差,导致测土之后农户没有获得有效的信息反馈和相应的施肥指导,从而降低了农户采纳测土配方施肥的积极性[46]。
修整农田水渠和施用农家肥的农户比例分别仅占总样本的17.79%和17.31%,可能的原因是：作为一种典型劳动投入型措施,修整农田水渠的工程量并非个别农户所能完成,通常有赖于组织者的统一调度安排,执行过程较为繁琐,从而采纳比例较低。施用农家肥的农户比例不高的原因在于：一是该技术措施需要依靠家庭劳动力投入,必然产生额外的人工成本,从而加大农业生产强度[6];二是使用农家肥替代化学肥料时还需综合考虑肥效能力、作物产量与品质以及对土壤环境的影响,而农户缺乏对针对上述问题的专门指导,同时该技术措施本身对农业经济效益的提升尚有争议[16,47]。

2.3.2 核心解释变量

农业生产性服务的衡量及测度。农业生产性服务是在农业生产环节为经营主体提供所需各类项目的外包服务类型,包括整地、播种、灌溉、施肥、打药以及收割等生产环节的服务外包[18]。参与农业生产性服务将会促进农户的耕地质量保护行为,但本文对农业生产性服务的衡量并不局限于是否参与,这显然无法反映农户在生产环节的实际外包情况,从而忽视了农业生产性服务的不同参与程度对农户耕地质量保护行为的影响。鉴于此,采用农户实际外包的生产环节个数来表征农业生产性服务变量,即用整地、播种、灌溉、施肥、打药、收割六个外包环节个数进行测度,取值范围介于0~6之间。

2.3.3 其他控制变量

控制除自变量之外的非实验因素。结合已有研究对促进农户耕地质量保护行为的路径探索,本文拟从农户禀赋与外部环境两方面进行控制变量的选择,综合考察农户耕地质量保护行为的影响因素。引入以下几类控制变量：（1）农业经营决策者个体特征,包括性别、年龄、受教育程度、种植经验、健康状况、身份特征、社会资本、风险偏好类型以及经济效益认知。其中,社会资本反映农户在社会关系网络中通过人际交往获取资源的能力,或个人拥有社会资源的总和[48],本文用家庭人情支出占总支出的比例来表征社会资本;风险偏好类型以农户对新型高产耐旱稻种的采用意愿来衡量,分为三种类型：风险规避型、风险中立型和风险偏好型,分别赋值0、1和2;经济效益认知的调查问题设定为“您认为修整农田水渠、施用农家肥、测土配方施肥、秸秆还田这些措施,有利于提高粮食产量吗?”,根据赞成程度将回答设为五个等级,依次赋值为1~5。（2）家庭经营特征,选用水稻经营规模、家庭农业劳动力和家庭农业收入比例。家庭农业劳动力人数可反映出家庭在农业生产方面所能提供的基本劳动力支持,农业收入比例则体现了农业经营活动在农户家庭中的重要程度[49]。（3）水稻种植条件,包括土壤肥力、灌溉条件、排水条件三个变量。研究指出,环境友好型生产行为的效用最大化有赖于良好的作物种植条件[7],从而影响农户的实际生产行为。（4）其他外部特征,包括市场环境、是否有专业合作社、医疗卫生条件以及政府农技推广强度四个变量,其中市场环境特征用当地是否有专门人员或机构收购粮食表征,医疗卫生条件用农户是否参与新农村合作医疗保险表征,政府农技推广强度则用2018年政府举办农业技术培训次数来衡量（表3）。
表3 变量的定义、赋值与描述性统计

Table 3 The definition, assignment and descriptive statistics of variables

变量名称 变量定义与赋值 平均值 标准差
耕地质量保护行为 2018年农户在水稻生产过程中采纳耕地质量保护措施的类型数量/个 1.337 0.718
农业生产性服务 农户实际外包的生产环节个数,数值介于0~6 3.037 0.769
农业经营决策者个体特征
性别 农业经营决策者性别,男性=1,女性=0 0.837 0.369
年龄 2018年农业经营决策者年龄/岁 59.032 10.233
受教育程度
种植经验		 农业经营决策者受教育年限/年
农业经营决策者水稻种植年限/年		 7.049
33.645		 3.388
13.133
农户类型 农业经营决策者经营目标,以兼业为主的生活型农户=1,以农业
为主的生产型农户=0		 0.442 0.497
健康状况 农业经营决策者身体健康程度,介于1~5之间 3.815 1.023
身份特征 农业经营决策者是否党员,是=1,否=0 0.119 0.324
社会资本 家庭人情支出占总支出的比例 0.152 0.135
风险偏好类型 农户对新型高产耐旱种子的采用意愿,风险规避型=0,风险中立
型=1,风险偏好型=2		 1.026 0.885
经济效益认知 变量含义见前文说明,依次赋值为1~5 3.376 1.136
家庭经营特征
水稻经营规模 农户家庭水稻经营总面积/亩 19.655 74.555
家庭农业劳动力 农户家庭参与农业劳动力人数/人 2.029 1.035
家庭农业收入比例 2018年农户家庭农业收入占家庭总收入的比例 0.384 0.295
水稻种植条件
土壤肥力 农户对自家田块土壤质量评价,差=1,一般=2,好=3 2.346 0.687
灌溉条件 农田灌溉是否方便,是=1,否=0 0.776 0.417
排水条件 农田排水是否方便,是=1,否=0 0.813 0.390
其他外部特征
市场环境 当地是否有专门人员或机构收购粮食,是=1,否=0 0.860 0.347
是否有专业合作社 当地是否有专业合作社,是=1,否=0 0.283 0.451
医疗卫生条件 农户是否参加新农村合作医疗保险,是=1,否=0 0.986 0.118
政府农技推广强度 2018年政府举办农业技术培训次数/次 0.356 0.933
区域虚拟变量 以县为单位设置区域虚拟变量 — —

注：考虑到不同地区的亩制差异,对耕地面积统一按照标准亩制（1亩≈667 m2）予以换算。

2.4 模型设定

本文被解释变量是农户耕地质量保护行为,用农户所采纳的耕地质量保护措施个数来表征,因而为定序变量。据此,参考杨志海[15]的处理方法,选用有序Probit（Ordered Probit）模型进行实证分析,构建如下：
B e h a v i o r i * = β S e r v i c e i + γ C o n t r o l s i + u i
B e h a v i o r i = 0 , i f B e h a v i o r i * ≤ r 0 1 , i f r 0 < B e h a v i o r i * ≤ r 1 2 , i f r 1 < B e h a v i o r i * ≤ r 2 3 , i f r 2 < B e h a v i o r i * ≤ r 3 4 , i f B e h a v i o r i * > r 3
式中： B e h a v i o r i *是耕地质量保护行为的潜变量; S e r v i c e i为农业生产性服务变量,用农户实际外包的生产环节个数表征; C o n t r o l s i代表一组控制变量,包括农业经营决策者个体特征、家庭经营特征、水稻种植条件以及其他外部特征四个方面的变量指标; β、 γ为待估系数; u i为误差项;方程中 i表示第 i个农户; r 0、 r 1、 r 2、 r 3为耕地质量保护行为变量的未知分割节点,且有 r 0< r 1 < r 2 < r 3。

3 结果分析

3.1 多重共线性检验

根据前文的逻辑推论,参与农业生产性服务能够促进农户对耕地质量保护行为的实施,且随着农业生产性服务的参与程度提高,农户对耕地质量保护措施的采纳数量越多。本文运用Stata 15.1对农户耕地质量保护行为的有序Probit模型进行估计,以验证理论分析及假说。考虑到各变量间可能存在多重共线性,因此首先利用方差膨胀因子（VIF）对相关解释变量进行检验。表4显示相关变量的VIF值均远小于10,说明变量间不存在严重的多重共线性,解释变量的选取较为合理。
表4 多重共线性检验结果

Table 4 Multicollinearity test results

变量 VIF值 变量 VIF值
年龄 2.57 政府农技推广强度 1.12
种植经验 2.36 是否有专业合作社 1.10
灌溉条件 2.29 身份特征 1.08
排水条件 2.26 社会资本 1.08
受教育程度 1.30 市场环境 1.06
家庭农业收入比例 1.17 农业生产性服务 1.06
健康状况 1.16 风险偏好水平 1.04
土壤肥力 1.15 医疗卫生条件 1.04
水稻经营规模 1.13 家庭农业劳动力 1.03
性别 1.13 经济效益认知 1.03

注：解释变量的汇报顺序按VIF值从大到小排列。

3.2 农业生产性服务对农户耕地质量保护行为的影响

本文将OLS估计作为基准回归进行对比,并通过引入区域虚拟变量进一步控制区域固定效应,表5为农业生产性服务对农户耕地质量保护行为影响的模型估计结果。模型（1）和模型（3）分别为未控制区域固定效应的基准回归和Ordered Probit估计结果,模型（2）和模型（4）则为控制区域固定效应下的基准回归与Ordered Probit估计结果。模型（3）和模型（4）的估计结果显示,在控制区域变量后,估计结果的作用方向与显著性均未发生改变,这一定程度上反映了模型估计结果的稳健性。模型（4）的Pseudo R2值较大,说明其拟合度优于未控制区域固定效应的模型（3）,解释能力更强,因此主要针对模型（4）的估计结果进行解释。
表5 农业生产性服务对农户耕地质量保护行为影响的模型估计结果

Table 5 Model estimation results of the effect of agricultural productive services on farmland quality protection behaviors of farmers

变量 行为
OLS（1） OLS（2） Ordered Probit（3） Ordered Probit（4）
农业生产性服务 0.2687*** 0.2707*** 0.4512*** 0.4554***
(0.0307) (0.0336) (0.0532) (0.0584)
年龄 -0.0123*** -0.0118** -0.0190** -0.0179**
(0.0036) (0.0037) (0.0062) (0.0063)
身份特征 0.1564* 0.1605* 0.2481* 0.2562*
(0.0738) (0.0741) (0.1257) (0.1269)
风险偏好类型 0.0846** 0.0887** 0.1562*** 0.1635***
(0.0265) (0.0270) (0.0459) (0.0470)
水稻经营规模 0.0001 0.0001 0.0003 0.0002
(0.0003) (0.0003) (0.0005) (0.0005)
政府农技推广强度 0.0677** 0.0603* 0.1015* 0.0881*
(0.0260) (0.0264) (0.0437) (0.0446)
其他控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制
区域虚拟变量 未控制 已控制 未控制 已控制
常数项 0.6748* 0.8899** — —
(0.3333) (0.3439) — —
R2 0.1525 0.1671 — —
Pseudo R2 — — 0.0778 0.0868

注：为节省篇幅,表5仅汇报部分显著与需要解释的变量。*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平下通过检验,括号内数值为标准误,下同。

本文重点考察农业生产性服务与农户耕地质量保护行为的关系。估计结果显示,农业生产性服务变量对农户耕地质量保护行为具有正向作用,农业生产性服务变量的估计系数通过了1%的显著性水平检验,说明参与农业生产性服务能够显著促进农户耕地质量保护行为,且参与程度越高,对农户耕地质量保护行为的促进效果越明显。
控制变量方面,农业经营决策者风险偏好类型在1%的统计水平上显著,说明农户本身对采纳新技术的风险偏好能够影响其耕地质量保护行为。相比较风险规避型农户和风险中立型农户,风险偏好型农户更加倾向于采纳耕地质量保护措施。年龄的估计系数通过了5%的显著性水平检验,说明对新事物学习能力更强的年轻农户更倾向采纳耕地质量保护措施。身份特征和政府农技推广强度对农户耕地质量保护行为也存在显著促进作用。党员农户往往具有更强的社会责任意识,愿意通过采纳耕地质量保护措施来改善农业耕种环境,助力农业可持续发展。政府农技推广则在技术培训、指导要素采购等方面为农户采纳耕地质量保护措施提供了良好的外部保障。
值得注意的是,从系数显著性上看,水稻经营规模并未表现出对农户耕地质量保护行为的显著促进作用,这说明通过扩大农地经营规模促进农户耕地质量保护行为的解释,仍然存在一定的局限性。

3.3 稳健性检验

为验证实证结果的稳健性,采用补充控制变量的方法重新检验农业生产性服务对农户耕地质量保护行为的影响。调查发现,部分家庭农户存在自主购买使用农用机械的情况,那么需要考虑的问题是：农户通过使用自家农机在农业生产环节开展机械作业,是否同样具备对耕地质量保护行为的促进作用?若如此,则本文模型将因遗漏变量产生估计结果偏误,甚至可能高估了农业生产性服务特别是机械外包服务对农户耕地质量保护行为的影响。据此,本文将是否自购农用机械加入控制变量重新估计,估计结果见 表6。结果显示,将农户自购农用机械纳入模型后,该变量没有对农户耕地质量保护行为产生显著影响,且农业生产性服务变量的显著性水平与方向未发生变化,这说明农户自购农用机械并未对其耕地质量保护行为造成影响,农户耕地质量保护行为的促进仍然有赖于农业生产环节的服务外包。据此,说明模型估计结果具有稳健性,本文假设1得以验证。
表6 稳健性检验

Table 6 Robustness test

变量 行为
OLS（1） Ordered Probit（2）
农业生产性服务 0.2705*** 0.4550***
(0.0336) (0.0584)
是否自购农用机械 0.0135 0.0418
(0.0608) (0.1045)
其他控制变量 已控制 已控制
区域虚拟变量 已控制 已控制
常数项 0.8890*** —
(0.3441) —
R2 0.1672 —
Pseudo R2 — 0.0869

3.4 内生性讨论

内生性问题是研究农户行为决策及其影响因素的重要挑战,按照Wooldridge[50]著作中对内生性问题的描述,导致其出现的可能原因包括遗漏变量、测量误差与逆向因果（联立性偏误）。为核心解释变量寻找合适的工具变量,是解决内生性问题的有效办法[50]。机械外包服务费用占总成本比例（简称“机械外包费用比例”）会通过改变农户生产经营成本构成影响农户服务外包决策,不仅能够直接反映农户是否参与生产性服务,而且还在一定程度上体现其农业生产性服务的参与程度。据此本文选择机械外包服务费用比例作为农业生产性服务的工具变量,再针对该工具变量的有效性展开进一步讨论。三种工具变量方法的估计结果见表7。
表7 工具变量估计结果

Table 7 Estimated results of instrumental variables

变量 行为
IV-2SLS（1） LIML（2） GMM（3）
机械外包费用比例 0.4906*** 0.4906*** 0.4906***
(0.0637) (0.0637) (0.0801)
其他控制变量 已控制 已控制 已控制
区域虚拟变量 已控制 已控制 已控制
常数项 0.2593 0.2593 0.2593
(0.3795) (0.3795) (0.4027)
DWH检验 17.1847*** — 9.5069***
弱工具变量检验：F值 321.686 321.686 156.838
R2 0.1235 0.1235 0.1235
结果显示,机械外包费用比例对农户耕地质量保护行为的影响在方向和显著性水平上与基准回归一致,说明在克服模型潜在内生性问题后,结论仍然成立。Durbin-Wu-Hausman检验（简记“DWH检验”）结果显示,该检验拒绝了农业生产性服务为外生变量的原假设,说明采用工具变量估计法具有合理性。弱工具变量检验的F统计量大于10,可以拒绝“存在弱工具变量”的原假设。从工具变量估计方法的结果看,机械外包费用占总成本比例会显著正向影响农户耕地质量保护行为,实证检验结果与理论分析一致,可以认为工具变量具备有效性,估计结果可信度良好。

3.5 进一步讨论：基于农户经营目标和技术类型的异质性分析

基于农户经营目标分化视角,进一步关注农业生产性服务对不同类型耕地质量保护技术措施采纳的影响。现有研究主要关注某一项耕地质量保护技术,探讨耕地质量保护的影响因素和实现方案[7,8],而相对缺乏对各类别技术的细致分析。本文拟在此基础上综合考察生活型农户和生产型农户对资本投入型和劳动投入型这两类技术的采纳情况。农户方面,经过划分得到以兼业为主的生活型农户375户,以农业为主的生产型农户 474户。技术方面,将耕地质量保护技术分为两类,即资本投入型技术和劳动投入型技术,再根据采纳类型技术的数量分别进行赋值,用于进一步检验分析。表8为两类农户对两类技术的采纳情况。
表8 两类农户对两类技术的采纳情况（除秸秆还田以外）

Table 8 The adoption of the two types of technologies by the two types of farmers (except for returning straw to the field)

生活型农户/户 比例/% 生产型农户/户 比例/%
资本投入型技术 44 11.73 23 4.85
劳动投入型技术 100 26.67 172 36.29

注：表8中左数第3列与第5列分别代表生活型农户与生产型农户中采纳资本投入型技术和劳动投入型技术的比例,由于部分农户同时采纳了两种类型的耕地质量保护技术,因此每列比例总和并不等于100%。

考虑到秸秆还田为强制采取的生产措施,本文样本中有92.11%的农户采纳了该技术,若将其纳入资本投入型技术进行分析,可能导致结果出现偏差。因此不纳入采纳秸秆还田技术的农户样本数据。结果表明,在排除秸秆还田这一强制性技术措施后[41],生活型农户采纳资本投入型技术的比例为11.73%,明显高于生产型农户的采纳比例,说明生活型农户更倾向于采纳资本投入型技术。而相较于生活型农户,生产型农户对劳动投入型技术的采纳比例明显更高,表明生产型农户更为偏好劳动投入型技术。该结果与理论分析一致,假设2得证。
表9为技术类型与农户类型的分类群组回归结果（除秸秆还田以外）。与模型估计结果相符,农业生产性服务能够促进农户对耕地质量保护技术措施的采纳,但其促进作用因农户类型的划分而呈现出差异。具体地,就资本投入型技术而言,农业生产性服务影响生活型农户和生产型农户采纳该类技术的估计系数均通过1%的显著性检验。对于劳动投入型技术,农业生产性服务影响生活型农户采纳该类技术的估计系数在1%的显著性水平上通过检验,而生产型农户的估计系数则在5%的统计水平上显著。从显著性效果上看,农业生产性服务对两类农户采纳耕地质量保护措施均起到显著的促进作用,但较之于生产型农户,农业生产性服务对生活型农户采纳耕地质量保护措施的促进效果更加显著
表9 分类群组回归结果（除秸秆还田以外）

Table 9 Classification and group regression results (except for returning straw to the field)

资本投入型技术 劳动投入型技术
生活型农户 生产型农户 生活型农户 生产型农户
农业生产性服务 0.0942*** 0.0769*** 0.1758*** 0.1324**
(0.0212) (0.0165) (0.0359) (0.0402)
其他控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制
区域虚拟变量 已控制 已控制 已控制 已控制
常数项 -0.1856 -0.0412 0.5921 0.3909
(0.2707) (0.1419) (0.4579) (0.3461)
N/户 375 375 474 474
R2 0.1719 0.1402 0.1794 0.1530
实际上,耕地质量保护技术的推广运用有赖于服务供应组织提供的生产性服务内容,尤其是资本投入型技术,一些典型的技术类型已被广泛采用,但其中大多数技术的实现仍依赖于服务供应组织提供的机械设备与专业技术人员。根据理论分析,不论对于哪类技术,生活型农户都更倾向通过服务外包减轻劳动负担,实施耕地质量保护,因此相较于生产型农户,农业生产性服务对生活型农户采纳耕地质量保护措施的促进效果更强。生产型农户方面,首先不排除其采纳资本投入型技术的可能性,而事实上,部分生产型农户同样选择了采用资本投入型技术,并通过生产性服务外包得以实现,因此农业生产性服务对生产型农户采纳资本投入型技术能够起到显著促进作用。其次基于对生产型农户行为逻辑的判断,生产型农户更愿意凭借自身经验,通过增加自身劳动力投入部分替代服务外包,降低生产成本,故而农业生产性服务促进生活型农户采纳劳动投入型技术的作用相对较弱。综上所述,本文通过对农户经营目标和技术类型的异质性分析表明,耕地质量保护的实现会因农户经营目标的差异表现出不同效果,相较于生产型农户,农业生产性服务对生活型农户采纳耕地质量保护措施能够起到更强的促进作用。尽管如此,为全面推广耕地质量保护措施,农业生产性服务仍是促进农户耕地质量保护的有效途径,至此假设3得以验证。

4 结论与讨论

本文基于农业生产性服务促进农户耕地质量保护行为的逻辑推理,利用湖北省江汉平原水稻种植农户的微观调查数据,运用Ordered Probit模型进行实证分析。研究结论有：（1）目前农户对耕地质量保护措施的采纳水平整体偏低,修整农田水渠、施用农家肥、测土配方施肥和秸秆还田这四种典型耕地质量保护措施的采纳比例分别为17.79%、17.31%、7.89%和90.69%;（2）在其他条件不变的情况下,农业生产性服务能够显著促进农户耕地质量保护行为,经过相关检验后,研究结论依然稳健;（3）不同类型农户对耕地质量保护技术的偏好存在异质性,排除秸秆还田这一强制性技术措施后,生活型农户偏向采纳资本投入型技术,而生产型农户更偏好采纳劳动投入型技术;（4）进一步分析发现,相较于生产型农户,农业生产性服务对生活型农户耕地质量保护技术措施的采纳能够起到更强的促进作用。
本文的理论贡献在于：在现有耕地质量保护研究的基础上,突破对农户类型与其采纳技术的同质化研究,剖析农户经营特征分化视角下的耕地质量保护行为逻辑,由此揭示服务规模经营促进耕地质量保护的改进机制和实现路径。本文的政策启示在于： （1）注重服务供应组织的培育与发展,使其能够根据不同类型农户的资源禀赋状况,提供针对性、差异化的生产服务,由此促进耕地质量保护措施的采纳。农业生产性服务的发展有赖于市场需求的充分生成,因此政策重点一方面应关注农业生产的横向分工,即鼓励农户,特别是生活型农户开展专业化的连片种植;另一方面应聚焦农业生产的纵向分工,通过发展服务规模经营,鼓励农户参与服务外包,形成多样化、创新型的委托代理市场局面,激发农业生产性服务促进农户耕地质量保护的可持续潜力。（2）由于生产型农户追求农业经营利润最大化,所以激励其开展耕地质量保护行为的政策重心应在于,扶持这类农户开展自我服务。具体来说,一方面可以通过信贷优惠政策或农业补贴政策提升其采纳耕地质量保护措施的能力和意愿;另一方面也可以通过雇工优惠政策缓解其农业生产的劳动力约束,促进其更多地采纳劳动投入型耕地质量保护措施。
本文不足之处在于：其一,异质性分析部分,资本投入型技术的农户样本量偏少。本文仅对资本投入型技术中的测土配方施肥技术进行比较分析,而该技术在农户中的采纳比例偏低,建议后续研究纳入更多类型的资本投入型技术,如生物质肥技术等,以扩充此类技术采纳农户的样本量。其二,在分析农业生产性服务对农户耕地质量保护行为的影响时,未能比较不同生产环节外包对耕地质量保护促进作用的高低。建议后续研究就此展开进一步讨论,以精准定位农业生产性服务促进耕地质量保护的关键环节并提出针对性措施。

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