生态耕种对农户收入的影响研究: 以江西省水稻种植户为例

谢贤鑫,陈美球

(江西农业大学农村土地资源利用与保护研究中心/ 江西省鄱阳湖流域农业资源与生态重点实验室,江西 南昌 330045)

近年来,我国农业发展面临资源约束日益显现、生态环境总体堪忧的现实情况,高投入、高消耗、高污染、低效益的传统农业生产方式与资源环境之间的矛盾日益尖锐[1-2]。农户开展生态耕种,不仅是提升耕地保护成效、促进农业可持续发展的内在要求,也是保障我国粮食安全和农产品质量安全的现实需要。当前耕地依旧承担着农户的生计保障功能,农户的耕种增收预期将直接决定其是否采纳生态耕种及其采纳程度。而采纳生态耕种是否能够提高农户的收入水平?又是否存在差异化的影响?探究上述问题,对生态耕种推广政策的制定、农户收入水平的提高及耕地保护成效的提升具有重要的现实意义。

尽管学术界对农户生态耕种的直接研究不多,但类似的相关研究较多,如农户的保护性耕作[3]、环境友好型农业技术[4]、农业生产碳行为[5]、亲环境行为[6]等。已有研究表明,绿色农业生产技术在提高农作物品质方面的优势逐渐被认可,且推广程度高[7]。但学者对于生态耕种收入效应的研究结论存在分歧。有研究发现,与习惯性施肥相比,推荐施肥能使水稻和油菜2种农作物纯收益分别增加1 200和1 000元·hm-2[8]。相比于农户自防区,农药减量技术示范区内的水稻病虫害防治效果更加明显,若农药减量比例超80%,则耕种增收将达到4 665.75 元·hm-2[9]。尽管测土配方施肥不能降低投入成本,但可提高肥料使用率,采用测土配方施肥措施后,水稻增收35.44元·(667 m2)-1,小麦增收32.81元·(667 m2)-1[10-11]。但也有学者认为,生态耕种存在消极的收入效应。比如有研究表明,采纳绿色病虫害防控技术对减少杀虫剂和杀菌剂的使用具有积极作用,但对农作物产量和利润并未产生显著影响[12]。

已有研究说明生态耕种的收入效应差异明显,单项生态耕种既可能增收,也可能对农业收入不产生影响。而农户一年中往往不止采纳一种耕种行为,多样化的生态耕种对农户收入的整体影响仍需进一步研究。此外,以往对农户收入效益的研究多为基于条件均值的总体效应分析,忽略了收入分布顶端与尾部的农户收入情况,但农户收入水平的差异反映了其资源禀赋的异质性[13],生态耕种采纳情况可能会因农户收入水平不同而产生差异化,进而可能导致生态耕种对农户收入影响的结论不尽相同。且大多数研究容易忽略变量选择的内生性偏误问题。因此,仅采用最小二乘线性(OLS)进行回归,其结果可能存在偏差,而采用Heckman选择模型和分位数回归模型则弥补了上述收入条件分布不全和内生性偏误的缺陷,使生态耕种对农户收入效益的研究更为科学严谨。

江西省是全国13个粮食主产区之一,水稻作为江西省的主要粮食作物,其品质很大程度取决于农户的耕种行为,而生态耕种的采纳则为保障粮食安全提供了重要的途径。该研究基于江西省1 488 份抽样调查数据,以水稻种植户为研究对象,引入Heckman选择模型和分位数回归方法,分析生态耕种对农户收入的影响,以期为有针对性地制定生态耕种相关政策,保障农户耕种经济效益提供参考。

1 研究方法与数据来源

1.1 理论机理分析

该研究主要考察生态耕种对水稻种植户农业收入的影响。生态耕种指遵循生态系统基本原理、避免对耕地系统不可逆的人为干扰,以利于改善农业生态环境的综合农业生产行为。生态耕种的理论依据是生态系统基本原理,生态耕种的实施主体是人,实施对象是耕地,目的是既不干扰耕地系统,又要改善农业生态环境,其最终落脚点是人的综合生产行为。综合江西省农户常见耕种行为及数据可得性,拟定生态耕种主要包涵10种具体行为,分别是测土配方施肥、种植绿肥、施用有机肥、减量施用化肥、施用低毒低残留农药、作物合理轮作、秸秆还田、采用生态农业模式、农膜回收和保护性耕种。其中,绿肥主要指紫云英和苕子;有机肥指农家肥;单位面积化肥用量低于前一年即视为减量施用化肥;作物合理轮作主要指复种轮作;生态农业模式指“稻鱼”“稻虾”等种养模式;保护性耕种主要指近年来少耕或免耕行为。以人均耕地收入表征水稻种植户的农业收入,一方面,耕地收入是水稻种植户经济收入的重要来源之一,也是反映生态耕种经济效益的重要衡量指标;另一方面,考虑到家庭人口差异,用人均耕地收入衡量水稻种植户的农业收入更具可比性。

生态耕种对农户收入的影响路径整体上有2条:一是产量与收入路径,二是成本与收入路径。测土配方施肥能提高肥料利用效率,减少肥料浪费和劳动力投入,且增产效果明显;绿肥种植肥效好,能改善土壤质地,提升农作物产量,且投资少,成本低,只需少量种子和化肥,就可实现就地种植和就地施用;有机肥作为养分最全面的肥料,能够通过改良土壤、培肥地力实现农作物的增产提质;轮作和秸秆还田可通过均衡土壤养分、调节土壤肥力,起到增肥增产的效果;以“稻鱼”“稻虾”为主的农业生态模式能够为农户带来水稻和鱼虾的双重收入;农膜回收也存在节支增收的可能,比如回收的棚膜来年可再次使用,降低第2年农膜投入成本,或者将回收的农膜作为废弃物出售,也可为农户带来经济效益。但减量施用化肥、施用低毒低残留农药和保护性耕种对农户收入的影响并不明确。一方面,减量施用化肥可能造成农作物产量降低,施用低毒低残留农药则可能增加农药投入成本,保护性耕种也有可能因播种面积减少而影响农作物产量,进而降低农业收入;另一方面，减量施肥、施用低毒低残留农药和保护性耕种下生产的农作物品质安全更具保障,其产品的市场边际效益更高,存在耕种盈利的可能。由于单项生态耕种行为对农户收入的影响具有差异性,故生态耕种对农户收入的综合影响暂不明确,这正是该研究所要探索的问题。此外,考虑到人均耕地收入受多因素综合影响,选取个人及家庭特征、生产条件、认知能力等变量,探索各因素对农户人均耕地收入的影响。

1.2 计量模型设定

首先,考虑到农户收入是数值型因变量,构建OLS回归模型,其表达式为

lnY=α+βX+θZ+ε。

(1)

式(1)中,Y为人均耕地收入,元，为减少异方差,将其取对数处理;X表示农户是否采纳生态耕种;Z为影响农户收入自变量的向量;α为截距项；β和θ为待估参数；ε为随机扰动项。

其次,为准确估计生态耕种变量对农户收入的影响,需引入工具变量以解决可能存在的内生偏误问题[14]。一方面,农户之间的生产交流程度对生态耕种可能有直接影响,且由于水稻种植户以农业生计为主,使得生产交流程度变量(Z1)大概率仅通过耕种行为对农户收入产生影响;另一方面,可能生态耕种信息获取难度变量(Z2)对生态耕种产生影响的前提下,能够有效避免变量间产生双向因果关系。因此,采用Heckman选择模型,运用工具变量法开展分析,而后再进行有效性检验。

最后,采用分位数回归模型研究农户生态耕种的收入效应。定义Qq(lnY)代表q分位上的农户收入水平,对任意的0

Qq(lnY)=αq+βqX+θqZ+εq。

(2)

综上所述,该研究计量分析主要由3部分构成:一是通过构建OLS回归模型,检验农户采纳生态耕种是否能在整体上提升人均耕地收入;二是运用Heckman选择模型,引入工具变量解决模型的内生性问题;三是采用分位数回归模型,探讨生态耕种对不同收入层次农户人均耕地收入的影响差异。

1.3 数据来源

数据来源于课题组2018年1—3月开展的江西省农户生态耕种认知与行为专题抽样调研。江西省是我国重要的粮食主产区,也是我国推行农业绿色生产的重点区域,在研究农户生态耕种方面具有较好的代表性。课题组采用分层抽样和随机抽样相结合的方式选取样本农户,具体抽样步骤为:首先根据经济发展水平和粮食生产情况在11个地级市中选取4～5个县(区),在每个县(区)随机选取2～3个乡镇,再在每个乡镇随机选取1～2个村,最后在每个村选取10～15户水稻种植户。此次调研采用访谈和问卷相结合的方式,对户主或是参与农业经营决策的家庭主要成员开展调查,一共发放问卷1 600份,剔除部分核心数据缺失或数据前后矛盾的问卷,得到实际有效问卷1 488份,有效问卷率为93.00%。问卷内容主要有:(1)个人及家庭基本情况,包括受访者年龄、性别、务农年限、文化水平以及家庭人口、家庭收入、家庭耕地资源特征等;(2)农户对生态耕种的认知与采纳情况,包括农户对每项耕种行为的了解程度、重要程度认知、意愿和采纳选择等;(3)农户对生态耕种的态度,包括耕地生产经营认知、生态耕种采纳认知、政府政策安排认知等。为保证数据的有效性,经信效度检验发现,Cronbach′s Alpha系数值为0.62>0.6,KMO值为0.647>0.6,Bartlett球型检验的显著性水平sig.值<0.001,说明问卷设计相对合理,数据具有良好的信效度。

1.4 变量选取与统计分析

该研究的核心解释变量是生态耕种采纳变量,首先设定若农户采纳某一种生态耕种行为,赋值为1分,如未采纳,则赋值为0分;其次对所有采纳分值进行累加,计算生态耕种总分值和样本平均分值;最后,将每个农户的生态耕种总分值大于平均分值的部分设定为采纳了生态耕种,再次赋值为1,低于平均分值的部分设定为未采纳生态耕种,赋值为0。经统计,采纳了生态耕种的农户有553户,未采纳的有935户。

农户的个人及家庭特征、生产条件、认知能力与政府政策等是影响农户收入水平的重要因素[16-18],故选取17个控制变量开展分析,变量定义及统计量见表1。样本农户中,被访者采纳生态耕种的平均分值为0.37,低于0.5,与前文生态耕种采纳户数量低于未采纳户的结论一致。被访者平均年龄为48岁,文化水平以小学和初中为主,兼业现象突出,务农年限均值高达22.38 a。被访者家庭劳动力比重超过五成,耕地收入比重较低,且大部分农户不是新型农业经营主体。农户所在村落的道路便捷度、农田基础设施、灌溉水源均具备良好的条件。政府补贴已普遍惠及,承包地确权基本完成,但农户参与生态耕种相关培训较少。表2反映了采纳与未采纳生态耕种的农户样本特征及变量差异的t检验结果。2类农户在生计分化、劳动力比重、是否是新型经营主体、耕地质量变化、政府补贴、农田基础设施、承包地确权等方面存在显著差别。

表1 变量定义与描述性统计

表2 生态耕种采纳农户与未采纳农户的特征比较

2 结果与分析

2.1 OLS模型回归结果分析

OLS回归结果见表3。由于部分务工兼业农户将其土地交由亲戚代耕,农忙期间也会返乡从事水稻播种和收割工作,但并不向亲戚收取报酬,因此有部分农户的耕种收入为0。为避免0值在取对数时被剔除,在不影响分析结论前提下,统一将0值用0.001代替。结果显示,采纳与否变量的回归系数虽然为正,但并未通过显著性检验,对比右侧Heckman选择模型的回归结果,OLS回归不显著可能是受模型内生性影响所致。

从控制变量的估计结果看,年龄、文化程度、生计分化变量对农户人均耕地收入具有显著的负向影响,而务农年限、耕地收入比重、耕地破碎度、农田基础设施、承包地确权则对农户人均耕地收入具有显著的正向影响。一般而言,高龄劳动力耕种目的在于实现口粮自足,文化水平高或兼业程度深的农户也主要从事非农工作,以上变量通过影响受访者的耕种目的或生计来源进而影响农户的收入水平。而务农年限和耕种经验对江西丘陵地区耕地经营影响深远,存在农户务农时间越久则农业收入水平越高的可能性。农田基础设施建设作为改善农业生产条件、提高粮食综合生产能力的重要举措,对增加耕种收入具有重要的推动作用。承包地确权的实施缓解了广大农户“失地”的后顾之忧,使农户耕种更具积极性,长期来看对增加农业收入具有积极作用。

2.2 Heckman选择模型结果分析

Heckman选择模型估计结果见表3。该模型包含2个阶段估计,一是估计农户采纳生态耕种的概率,二是估计人均耕地收入。从第1阶段工具变量估计结果看,生产交流程度在1%水平上对农户采纳生态耕种具有显著的正向影响,信息获取难度则表现为显著的负向影响,即农户间的生产交流越多,或生态耕种信息获取难度越小,则其采纳生态耕种的概率更高。为检验工具变量的有效性,一方面通过过度识别检验,结果显示P值为0.227>0.1,故接受“所有工具变量为外生”的原假设,即工具变量与扰动项不相关。另一方面,从第1阶段的回归结果可知,2个工具变量对内生变量具有较好的解释力,P值均小于0.01,验证了两者有较强的相关性。此外,为验证内生变量是否真实存在,Hausman检验发现P值为0.000 2,表明在1%显著性水平上拒绝“所有解释变量为外生”的原假设,即验证了生态耕种采纳变量为内生变量的真实性。

表3显示,生态耕种采纳核心解释变量在1%水平上显著正向影响农户的人均耕地收入,说明与未采纳生态耕种农户相比,农户采纳生态耕种能够在整体上提升人均耕地收入。在Heckman选择模型回归时,其他变量的估计系数和正负方向与OLS回归模型结果基本一致,这在一定程度上验证了估计结果的稳定性。

2.3 分位数回归模型结果分析

借鉴文献[19],选取0.10、0.25、0.50、0.75和0.90这5个分位点进行分位数回归,以区分不同收入层次(极低收入组、低收入组、中等收入组、高等收入组和极高收入组)的收入差异。分位数回归结果见表4。

表4 收入的分位数回归结果

从表4可知,在0.10和0.25分位点的回归结果中,生态耕种采纳变量回归系数为正,但未通过显著性检验。这说明采纳生态耕种有可能提高极低和低收入农户的人均耕地收入,但促进作用不明显。其原因可能是低收入农户家庭在生计资本和家庭资源禀赋方面处于弱势,而采纳生态耕种需要一定的资金投入,比如良种购买、专业技术设备购买等,再考虑到自然气候和市场销售风险,即便生态耕种生产的农作物有较高的边际收益,也不一定能实现农户增收的目标。该结果说明,贫困农户要想从生态耕种获益,有必要减少资金投入,且要提升抵抗耕种风险的能力。

在0.50、0.75和0.90分位点的回归估计结果中,生态耕种采纳变量对因变量的影响方向均为负,这说明采纳生态耕种不仅未能促进中等、高等、极高收入层次农户的人均耕地收入,反而会降低其收入水平,在0.75分位点上的显著性水平为5%。其原因可能是对中等及以上收入水平农户而言,其家庭收入主要来源为非农收入,即便是季节性返乡务农并采纳生态耕种,也只是为了留足日常口粮,大部分粮食由代耕亲戚享有,此类农户的耕种收入并未增加。此外,对部分从事农业生产的高收入群体而言,其经济效益的增长更依赖于耕地适度规模流转带来的规模效益和政府补贴政策,此类农户采纳生态耕种对耕地收入的影响也不能在短期内有所体现。

分位偏回归系数随分位数的变化见图1。图1显示,随着分位数的增加,生态耕种采纳变量的分位偏回归系数呈现先增后降的整体趋势(即中间大于两端),且峰值倾向偏低分位点,这表明采纳生态耕种农户对极低和高收入农户影响小,最大收益者为偏低收入群体。且系数周边阴影面积也与估计值标准误呈正比关系,可见随着分位数的增加,生态耕作采纳变量系数估计值标准误呈现逐渐降低趋势。

X1～X18含义见表1。

对其他变量而言,同一变量在不同分位点对农户人均耕地收入的影响不尽相同,仅有生计分化和耕地收入比重2个变量对农户人均耕地收入有显著影响。不同之处在于前者为负向影响,后者为正向影响。具体而言,生计分化程度越深,非农就业概率越大,农户依靠耕种提高收入水平的可能性越低,此时农户对耕地的社会保障功能需求要远大于其经济功能。而耕地收入比重较大,说明家庭收入以耕种收入为主,家庭主要从事农业生产,在人数一定的情况下,其人均耕地收入水平也趋向更高。从图1可知,随着分位数的增大,生计分化变量的分位偏回归系数呈现先下降后增加的整体趋势,在0.1分位点后持续增加,说明生计分化变量对极低和极高收入农户的影响更大。耕地收入比重变量的分位偏回归系数则呈现整体下降趋势,说明该变量对农户收入的影响将随着农户收入的增加而下降。

经比较,分位数回归结果与OLS、Heckman选择模型的均值回归结果并不完全相同,生态耕种对农户人均耕地收入的影响方向与程度也存在差异,这从侧面表明,通过均值回归来判断生态耕种对农户收入的影响有失偏颇。但总体而言,采纳生态耕种对农户人均耕地收入增加具有显著的促进作用,且这种作用会因农户收入水平不同产生差异化的影响,这意味着有必要制定差异化的政策。

3 结论与建议

基于江西省1 488份水稻种植户的调研数据,实证分析了生态耕种对农户收入的影响,主要结论如下:(1)采纳与未采纳生态耕种的2类农户在生计分化、劳动力比重、是否是新型经营主体、耕地质量变化、政府补贴、农田基础设施、承包地确权等方面存在显著差异。(2)OLS回归中生态耕种采纳与否变量对农户收入的影响未通过显著性检验。(3)Heckman模型回归处理内生性问题的结果显示,生态耕种采纳核心解释变量在1%水平上显著正向影响农户的人均耕地收入,说明与未采纳生态耕种农户相比,农户采纳生态耕种能够在整体上提升其人均耕地收入。从控制变量的估计结果看,年龄、文化程度、生计分化变量对农户人均耕地收入具有显著负向影响,而务农年限、耕地收入比重、耕地破碎度、农田基础设施、承包地确权则对农户人均耕地收入具有显著正向影响。(4)分位数回归结果表明,采纳生态耕种有可能提高极低和低收入农户的人均耕地收入,但促进作用不明显;采纳生态耕种不仅未能促进中等、高等和极高收入层次农户的人均耕地收入,反而会降低其收入水平,在0.75分位点上通过5%水平的显著性检验。对其他变量而言,同一变量在不同分位点对农户人均耕地收入的影响不尽相同,仅有生计分化和耕地收入比重2个变量对农户人均耕地收入有显著影响。

基于上述结论,提出如下政策建议:

(1)加大对低收入农户生态耕种的政策扶持力度。一是完善生态耕种补贴制度。将实施生态耕种低收入农户纳入补贴范畴,以耕种规模及产量界定其补贴标准,尤其要加强水稻良种、农机器具、农业技术等要素的补贴力度,并通过专技指导和定期检查的方式提升补贴实效。二是鼓励和引导农企合作,将企业的资金、技术优势与低收入农户的人力优势相结合,进而拓宽生态耕种农户的增收渠道。

(2)积极引导中高收入农户的非农就业。笔者研究表明,中高收入农户采纳生态耕种并不会对其农业收入起促进作用。因此,一方面要为这类农户创造非农就业机会,提供就业咨询与培训,实现企业与农户的供需对接。另一方面应解决非农就业农户的后顾之忧,通过落实土地确权登记颁证来避免农户的“失地”风险;采取扶持政策，比如税收优惠政策、企业创新扶持计划、政府采购政策等,并结合扶持专项资金鼓励中高收入农户返乡创业。

(3)切实加强耕地适度规模化经营。前文检验发现,耕地破碎化程度与耕地收入比重对农户人均耕地收入分别产生显著负向与正向影响。加强耕地适度规模化经营,不仅是破解耕地破碎化难题的重要手段,也是提升耕种收入的重要途径之一。其措施主要有:一是深化土地产权制度改革，积极探索农户承包地“三权分置”实现路径与创新模式,协调解决土地权属纠纷等;二是依法有序推进土地流转,坚持在法律允许范围内流转土地,并规范流转程序;三是实施“外引内扶”政策,既要积极引进涉农企业下乡投资,也要大力扶持本地新型农业经营主体的发展壮大,进而丰富生态耕种的采纳主体与路径选择。

致谢:感谢江西农业大学农村土地资源利用与保护研究中心的袁东波、姚冬莲、温丹同学在数据收集与处理中的辛勤付出。