非农职业经历、土地流转对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响效应

王林蔚,霍学喜,孔 荣

(西北农林科技大学 经济管理学院,陕西 杨凌 712100)

引 言

农业生态发展是保护生态环境资源、推动农业可持续发展的重要路径,也是满足人民日益增长营养健康要求的必然选择。农户生态自觉性指农户受到绿色认知、风险感知等内在要素以及在就业经历、社会网络等外部环境影响下自觉采纳生态生产技术的行为[1]。作为推动农业生态发展的根本动力,生态生产技术采纳种类涉及生产前中后三个阶段,即产前对新品种技术的选择,产中耕地、施肥、施药和灌溉等技术的采用以及产后农业废弃物的回收管理等[2]。然而,由于生态生产技术存在初期投入成本高、回报周期长以及收益不稳定等特点,导致农户农业生产的生态自觉性普遍不高[3]。近年来,相关部门持续加大对生态经营主体的培育,印发了《农业绿色发展技术导则(2018-2030)》,进一步完善农业绿色发展体系,积极推广农业生态环保技术,促进了以生态农业为主导的家庭农场、农民专业合作社等新型经营主体的发展壮大。家庭农场具有专业务农、集约生产以及规模适度等特征,是推动生态生产的主要力量[4-5]。如何提升家庭农场主农业生产生态自觉性,使其正确认识农业生产与环境保护之间的关系,自觉采用生态生产技术,是当前推动农业生态转型、助力乡村振兴的重要任务。

既有研究从金融支持、政府规制、数字化技术推广等视角对家庭农场主农业生产生态自觉性的驱动因素进行了分析,提出并论证了推动农业生产生态自觉性的可行路径[6-9]。烙印理论认为,在职业生涯早期阶段等敏感时期,个体容易受外部环境影响而形成特定的印记,并在较长的一段时间内持续存在甚至变得更有影响力,从而对个体行为决策产生关键作用[10]。部分学者由此推断,相较于长期从事农业生产的农场主,具有非农职业经历的农场主社会网络资源较为丰富,人力资本水平更高,可能成为推动农业高质量发展的主力军[11]。但非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响未得到学界重视,非农职业经历能否以及如何影响家庭农场主农业生产生态自觉性的研究尚存在不足。

鉴于此,本文使用陕西省564户种植业家庭农场调研数据,运用PSM模型探究非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响效应,并基于土地流入视角分析土地流转规模和土地流转期限在非农职业经历与家庭农场主农业生产生态自觉性关系中的影响机理,以期为推动各地区农业生产生态化发展提供决策参考。

一、文献综述与理论假说

(一)非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响

烙印理论表明,个体思想观念以及决策行为会随着职业经历逐步发生转变。在推进可持续农业背景下,非农职业经历会直接影响家庭农场主农业生产生态自觉性。首先,非农职业经历提高了农场主生态环保意识。随着低碳环保观念的不断深入,各地区环保宣传活动日渐频繁,非农职业经历促使农场主观念产生变化,更加重视环保和可持续发展问题,从而促进其农业生产生态自觉性的提高[12]。其次,非农职业经历拓宽了农场主生态生产信息获取渠道。非农职业经历扩大了农场主与外界社会网络联系,通过与工作伙伴接触和交流,获得较多生态生产技术以及市场需求等相关信息[13-14]。一方面,农场主了解更多先进经验和新技术能提高生态生产效率,保持生态生产可持续性[15];另一方面,当前消费者食物安全意识提升,绿色农产品市场需求不断增长,农场主能通过社会网络关系获取市场信息,提高农业生产生态自觉性以满足市场需求[16-17]。最后,非农职业经历增强了农场主生态生产能力[18]。农场主在非农职业期间可以获得稳定收入,资金和资源积累充足,提高了消费和投资水平,能够增加农业生产投资,合理配置资本、劳动力、土地以及先进技术等要素促进农业生产方式升级,提高家庭农场生产生态自觉程度[19]。此外,具有非农职业经历的农场主一般积累了丰富的经营管理经验并运用到农业生产中[20],能创新农产品生产模式,有效提高土地利用效率,推动农业生态生产可持续发展[21]。基于此,提出以下假说:

H1:非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性具有正向促进作用。

(二)土地流转的中介效应分析

根据帕累托改进假说,土地流转是影响农户要素投入调整的重要因素,非农职业经历不仅对家庭农场农业生产生态自觉性产生直接影响,也通过土地流转对家庭农场农业生产生态自觉性产生间接影响,但不同土地流转规模及期限状态下非农职业经历对家庭农场生产生态自觉性的影响具有差异性。

土地经营规模是家庭农场主农业生产生态自觉性的重要因素,非农职业经历有效推动土地流转规模扩大,促进家庭农场农业生产生态自觉性转变。首先,非农职业经历为家庭农场带来更多生产初始资本,提升土地流转购买力,推动家庭农场生态生产自觉性提升。土地流转的“拉平效应”将土地从生产效率较低的小农户转移到生产效率较高的家庭农场,实现土地集中经营[22],有利于提高生产要素间的协调水平[23],将更多资源投入生态生产技术,推动农业种植结构调整,减少土地破坏和环境污染,促进农场主生态自觉性的提高。其次,非农职业经历拓展了农场主社会资本,提高土地流转信息可得性,降低交易成本推动土地规模扩张,影响家庭农场农业生产方式选择[24]。根据农户行为理论,农场主进行生产要素配置,以实现利益最大化为主要目标,既考虑各要素之间的替代关系,又考虑各要素的边际成本[25]。土地流转规模较小,家庭农场自有劳动力能够满足小规模土地经营劳动力需求,但小规模经营带来的收益较低,家庭劳动力人力资本水平有限,不利于生态自觉性的提高。土地流转规模较大,家庭农场需要雇佣其他劳动力来满足季节性农忙需求,增加农业机械化使用频率,促进农业生产采用先进生态技术更好地适应环境保护要求,提高农业生产质量[26]。最后,非农职业经历增强了农场主人力资本,更倾向于将农业视为长期发展机会,扩张土地流转规模,推动生态生产自觉性提升[27]。生态自觉性提升是推动农业可持续发展的重要途径,农场主在非农职业期间学习能力得到提升,思维模式发生转变,对新鲜事物的接受能力增强,帮助农场主更快适应政策和环境的变化,正向影响农业生态生产决策。基于此,提出以下假说:

H2:土地流转规模在非农职业经历影响家庭农场主农业生产生态自觉性过程中具有中介效应。

土地流转期限是影响家庭农场生产决策的关键因素,流转期限变化会促使家庭农场资本、劳动力以及土地等生产要素重新配置。一方面,非农职业经历有效提升农场主生产投资能力和经营管理能力,延长土地流转周期,促进农业生态生产可持续性发展[21]。土地流转期限一般分成短期和长期两种类型,土地流转时间较短时,家庭农场更倾向于短期获利,从而忽视土地的可持续利用,造成土地过度开发和损耗,增加环境污染,不利于农业生态生产。相对而言,土地流转长期化能为生态生产提供较长时间的土地资源保障,影响农场主对创新投资的价值评估,促进生态生产自觉性提升[28]。另一方面,非农职业经历能够拓宽农场主社会网络圈,通过土地流转期限延长产生跨期投资激励效应,促进农场主生态生产自觉性提升。当社会资源较为匮乏时,土地流转期限偏短,农场主在进行农业生产决策时倾向于采用“短期见效型”技术,忽略适合农业生态生产长期发展的技术[29]。土地流转期限延长有利于提高农场主风险偏好水平,产生跨期投资激励效应[30]。跨期投资是具有一定风险的农业生产行为,随着土地流转期限的延长,农场主具备较强的跨期投资动机,会加强农业生态生产自觉性,推动土地长期利用最大化。基于此,提出以下假说:

H3:土地流转期限在非农职业经历影响家庭农场主农业生产生态自觉性过程中具有中介效应。

二、数据来源、变量选取与模型设定

(一)数据来源

本文数据来源于课题组2022年5月在陕西省开展的专项调查,选择陕西省为研究地区的原因在于:一方面,陕西省作为农业大省,家庭农场登记总数超过10万户,具有较多全国家庭农场示范县,探究各示范县家庭农场绿色发展情况具有典型性,由于家庭农场种植农产品大多本土特色鲜明,因此,推动家庭农场绿色发展能有效保证农产品品质和特色,对全国农业绿色发展具有示范效应;另一方面,陕西省土地资源和水资源均相对匮乏,传统农业生产方式大多依赖农药和化肥等化学物质,面源污染现象严重,在陕西省推广生态生产对推动农业可持续发展具有重要意义。在综合考虑陕西省生态生产现状以及经济发展水平的基础上,选取陕南(汉中市汉台区、安康市石泉县、商洛市洛南县)、关中(西安市临潼区和周至县、宝鸡市凤翔区和眉县、咸阳市淳化县和兴平市、铜川市耀州区、渭南市富平县)、陕北(延安市黄陵县)共9市12县(区)564户种植业家庭农场进行实地调查。项目调查组遵循随机抽样的原则,选择工商登记的家庭农场进行访问,共发放问卷570份,收回有效问卷564份,问卷有效率为98.95%,样本代表性较好。样本农场基本情况如表1所示,农场主年龄处于46～55岁的人数最多,占比为41.67%,66岁以上人数最少,占比1.78%;农场主受教育程度主要为初中和高中学历,共占比71.27%;家庭种植总收入以10万元及以下的农场为主,占比为33.33%;家庭农场总人数主要集中在4～6人之间,占比为70.57%;土地经营规模相对较为均匀,代表规模化生产在100亩以上的家庭农场较多,占比为40.95%;净流入面积主要以50亩以下和100亩以上为主,占比分别为43.44%和35.99%;土地流转时间较多为10年以上,占比46.10%;拥有非农职业经历的家庭农场占比50.71%。样本特征符合陕西省家庭农场实际情况,具有一定的代表性和典型性。

表1 受访家庭农场基本情况

(二)变量选取

1. 被解释变量:农业生产生态自觉性。本文参考相关研究[1-2],将家庭农场主农业生产生态自觉性分为农业生产产前、产中以及产后三个阶段,并以采纳生态生产技术数量衡量其生态自觉性程度,采纳数量越多,家庭农场主农业生产生态自觉性越高。产前主要为农场主对新品种技术采纳1种;产中包括耕种(深耕深松技术)、施肥(有机肥代替化肥、测土配方施肥技术)、施药(病虫害生物或物理防控技术)、灌溉(节水灌溉技术)5种技术;产后主要为废弃物管理,包括农膜回收、废弃物回收、秸秆还田3种技术。参考畅倩[31]的研究,将产前、中、后每一项行为设为二元变量,实施赋值为1,否则为0,加总所有变量的值,得出每个家庭农场主生态自觉性的综合值。如表2所示,以9种技术采纳程度反映家庭农场农业生产生态自觉性,其中,采用有机肥代替化肥技术的占比最高,达到92.91%;采用农膜回收的占比最低,为44.15%。

表2 家庭农场主农业生产生态自觉性基本情况

2. 解释变量:非农职业经历。与非农就业概念有所不同,非农职业经历强调曾经从事非农职业,但受到政策等因素影响返乡创业从事农业生产的农场主[32];而非农就业主要表现为正在从事非农经营、本地或外地务工等情况[33]。因此,参考罗明忠[34]的衡量标准,以家庭农场主在从事农业生产前是否具有务农以外的非农职业经历作为衡量指标。从图1可知,家庭农场主无非农职业经历(仅务农)的比例为49.47%,有非农职业经历的家庭农场主主要从事职业为务工,其次是经商,分别占比26.77%和13.83%,其中,务工以外出务工为主,经商以当地经商为主。

图1 家庭农场主职业经历比例分布

3.中介变量:土地流转。家庭农场规模经营依赖于土地流转,土地流转规模扩张及土地流转期限均对农业生产决策具有重要影响。选取土地流转规模、土地流转期限分别作为中介变量,探讨非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的间接影响。其中,土地流转规模以土地经营净流入面积作为衡量指标,即流入土地面积与流出土地面积差值[35];土地流转期限以流转5年为短期和长期的界限,土地流转期限少于5年则为短期流转,流转期限大于等于5年则为长期流转[36]。

4.控制变量。为了厘清非农职业经历的影响因素,探究非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响,本文参考相关研究[37-38],选取农场主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、健康状况、风险偏好代表家庭农场主个体特征和家庭农场自有土地面积、与邻居互动频率以及家中有政府工作人员代表家庭特征作为控制变量。各变量描述性统计如表3所示。

表3 有非农职业经历和无非农职业经历家庭农场指标均值差异描述性统计

采用独立样本t检验分析有非农职业经历和无非农职业经历家庭农场各指标的均值差异。如表3所示,相比无非农职业经历的农场主而言,有非农职业经历的农场主呈现女性较多、年轻化、受教育程度和风险偏好偏高等特征,家中政府工作人员更多,社会资源相对丰富。此外,在不考虑协变量的基础上,有非农职业经历的家庭农场主农业生产生态自觉性显著高于无非农职业经历的家庭农场主。由于家庭农场是否具有非农职业经历属于农场主自选择问题,需要采取倾向得分匹配探究非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响。

(三)模型设定

1.PSM模型。由于家庭农场主是否具有非农职业经历受自身资源禀赋的影响,并且可能存在影响非农职业经历和生态生产自觉性的不可观测因素导致样本选择偏误问题,因此,运用倾向得分匹配法(PSM)将处理组(有非农职业经历)和对照组(无非农职业经历)按照相似度进行匹配,以对照组作为反事实样本,对比处理组及对照组的福利差异,探究非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响。

Si=P[Gi=1|Xi]=E[Gi=0|Xi]

(1)

采用Logit模型测算农场主具有非农职业经历的条件概率值,得出倾向得分匹配值S。P[·]代表农场主具备非农职业经历的条件概率,Gi=1代表第i个具备非农职业经历的农场主,Gi=0代表第i个不具备非农职业经历的农场主,Xi为农场主的特征变量,即控制变量。由于不同匹配方法可能导致实证结果呈现差异,但差异大小能够反映实证结果的稳健性程度,因此,本文选择k近邻匹配、卡尺内k近邻匹配、卡尺匹配、核匹配以及样本匹配5种匹配方法分别进行匹配。最后,测算处理组及对照组家庭农场主农业生产生态自觉性差异,分析非农职业经历平均处理效应。

ATT=E[Y1i|Gi=1]-E[Y0i|Gi=1]=E[Y1i-Y0i|Gi=1]

(2)

Y1i为具备非农职业经历的家庭农场主农业生产生态自觉性,Y0i为不具备非农职业经历的家庭农场主农业生产生态自觉性,E[Y1i|Gi=1]能够被观测到,但E[Y0i|Gi=1]不能被观测,需使用PSM构造代替指标。

2.中介效应模型。为验证土地流转规模及土地流转期限在非农职业经历影响家庭农场主农业生产生态自觉性的中介路径,本文参考温忠麟等[39]的研究,建立回归方程进行检验。

Yi=a1Xi+β1Ci+εi

(3)

Mi=a2Xi+β2Ci+εi

(4)

Yi=a3Xi+a4Mi+β3Ci+εi

(5)

回归方程中,Yi为因变量家庭农场主农业生产生态自觉性,Xi为自变量非农职业经历,Mi为中介变量土地流转规模和土地流转期限,Ci为控制变量,a、β为待估参数,εi为随机扰动项。式(3)为自变量Xi对因变量Yi的总效应,式(4)为自变量Xi对中介变量Mi的配置效应,式(5)为控制中介变量Mi影响下自变量Xi对因变量Yi的影响效应。其中,式(3)和(5)均采用有序Logit模型进行分析,式(4)根据土地流转规模和土地流转期限变量类型分别采用OLS模型和Logit模型。

三、实证结果

(一)非农职业经历的影响因素

为保证匹配质量,运用Logit对非农职业经历的影响因素进行估计。从表4结果显示,受教育程度、风险偏好以及家里有政府工作人员是家庭农场主具备非农职业经历的主要原因,可能源于当受教育程度和风险偏好较高时,农场主愿意接纳新鲜事物,外出非农就业意愿较强,而家中有政府工作人员意味着能更便捷地获取非农就业信息,有效推动农场主非农就业。年龄、健康、自有土地面积以及与邻居互动频率对非农职业经历具有负向影响,可能源于农场主年龄较大且身体健康状况较差时,外出就业机会较少,倾向于就地务农;家庭自有土地面积较大且与邻居互动较为频繁时,农业生产信息来源较广,户主拥有更多的职业选择权,促进其农业生产经营。此外,农场主性别以及婚姻状况对非农职业经历的影响并不显著,不能判定是否影响农场主非农职业经历,在倾向匹配得分时删除这两个变量。

表4 基于Logit模型的农场主非农职业经历的估计结果 n=564

(二)共同支撑域与PSM匹配结果分析

为了更直观展示匹配效果,绘制了有非农职业经历和无非农职业经历的家庭农场倾向得分匹配后的密度函数图(见图2)。可以看出,两个分组的倾向得分值重合范围较大,共同支撑域广,证实了匹配的有效性。此外,由表5可知,564个样本在匹配后,对照组和处理组分别存在9个和12个未匹配样本,有543个样本匹配成功,匹配效果较好。

图2 匹配后密度函数图

表5 PSM匹配结果

(三)平衡性检验

在测算倾向得分匹配结果前,采用k(k=4)近邻匹配,通过一对一匹配方法对控制变量进行匹配,对有非农职业经历组与无非农职业经历组控制变量的平衡性进行检验,以确保匹配结果的可靠性。匹配结果如表6所示,经过匹配,除家中有政府工作人员变量之外,匹配后其他变量标准化偏差均小于10%。同时,对比匹配前结果,大多控制变量标准化偏差均大幅下降,表明倾向得分匹配可以降低有非农职业经历与无非农职业经历两组家庭农场之间的差异。此外,实证结果显示,大多变量t检验结果均不显著,表明除家中有政府工作人员变量外,其他变量均拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设。可以得出,倾向得分匹配能消除家庭农场因自选择偏差带来的估计偏误,样本匹配通过平衡性检验。

表6 倾向得分匹配的平衡性检验结果

(四)非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响效应

运用5种匹配方法衡量非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响,非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的平均处理效应结果如表7所示。各匹配方法下,非农职业经历均能正向显著促进家庭农场主农业生产生态自觉性提高,影响净效应为0.441,表明在考虑农场主选择性偏差后,非农职业经历会促进家庭农场主农业生产生态自觉性显著提高44.1%,证实相比无非农职业经历的农场主而言,具备非农职业经历的农场主农业生产生态自觉性更强,采纳生态生产技术的程度更深。可能的原因在于具有非农职业经历的农场主人际关系网覆盖面较广,易受周围积极环境影响,环境保护意识强烈,掌握农产品市场动态,在农业生产时生态自觉性更强。由此,假说H1得以验证。

表7 倾向得分匹配的处理效应(ATT)

(五)非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的组群差异——基于PSM模型

由于家庭农场资源禀赋的异质性,不同受教育程度以及不同年龄的农场主对非农职业经历影响农业生产生态自觉性的程度存在差异。本文根据农场主受教育程度及年龄进行分组,探讨非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的异质性影响。按照调研数据,将农场主受教育程度分为小学及以下、初中、高中及以上,将农场主年龄分为35岁及以下、36～45岁之间、46～55岁之间、56岁及以上4个阶段。如表8所示。

表8 非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的组群差异实证结果

从受教育程度分组来看,农场主受教育程度为高中及以上时,非农职业经历能提高农业生产生态自觉性,但对初中及以下学历家庭农场主农业生产生态自觉性的影响不显著,证实了文化程度在农场主决策中的重要作用;从年龄分组来看,农场主年龄处于46岁及以上时,非农职业经历正向促进家庭农场生态生产自觉性,其中,56岁及以上农场主非农职业经历带来的影响最明显,而45岁及以下农场主非农职业经历带来的影响不明显。可能源于两个原因:一是46岁及以上农场主拥有丰富的生活和工作经验,在农业生产中注重经济效益和市场竞争力,倾向于采纳生态生产方式来提高产品的市场竞争力和附加值;二是在相同年龄条件下,具有非农职业经历的农场主能接触到生态保护的知识和经验,在生产过程中的环保意识和责任感较强,促使他们采纳环保和可持续的农业生产方式。

(六)内生性和稳健性检验

1.内生性检验。考虑到非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响可能存在因遗漏变量或逆向因果关系等造成的内生性问题,参考李家辉等[40]的研究,将工具变量和条件混合过程(CMP)估计法相结合能较好地解决内生性问题。采用CMP估计法,运用“同村庄相同年龄段非农职业经历平均值”作为工具变量进行回归分析,以(20,30]、(30,40]、(40,50]、(50,60]、60岁以上进行分组后的非农职业经历平均水平作为工具变量衡量标准。主要基于以下考虑:一是村庄同年龄家庭农场主之间非农职业经历存在较强的相关性。二是同村庄相同年龄段非农职业经历并不直接影响到家庭农场主农业生产生态自觉性,满足对工具变量的要求。研究结果如表9列(1)、(2)所示,第一阶段结果表明,同村庄相同年龄段非农职业经历显著影响农场主非农职业经历,满足工具变量的相关性要求。第二阶段回归结果表示,在修正内生问题后,非农职业经历仍然正向促进家庭农场主农业生产生态自觉性提升。混合回归Insig_2值显著,似然比通过检验,表明模型估计结果显著。由于CMP无法检验弱工具变量问题,借助线性模型的弱工具变量检验法进行检验。结果显示,弱工具变量检验F统计量远大于10,拒绝弱工具变量的假设,也证实了内生性检验的必要性。

2.稳健性检验。运用Order-logit模型验证原实证结果的稳健性,如表9列(3)所示。与PSM模型回归结果大致相似,非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性依然具有正向的促进作用,证实了PSM模型结果的稳健性。为了避免异常值对回归结果产生的误差,从数据方面考虑对回归结果的稳定性影响,对自变量在1%水平上进行缩尾处理,并在缩尾处理基础上进行回归检验。如表9列(4)所示,非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性在1%的显著水平下仍然具有积极的正向影响,研究结果较为稳健。由于不同生态生产技术在功能、属性和效果存在差异,参考李晓静等[41]对生态生产技术采纳程度的衡量方法,采用变异系数法对各项子技术赋权以此确定9个生态生产技术的权重系数,选取生态生产技术加权平均值以衡量家庭农场农业生产生态自觉性。如表9列(5)所示,在更换因变量衡量指标后,非农职业经历依然能促进家庭农场农业生产生态自觉性提升,进一步证明研究结果的稳健性。

表9 稳健性检验结果 n=564

(七)土地流转中介效应

根据前文理论分析,非农职业经历不仅对家庭农场主农业生产生态自觉性产生直接影响,也通过影响土地流转规模以及期限对家庭农场主农业生产生态自觉性产生间接影响。运用中介效应模型对间接影响进行实证检验,结果如表10所示。运用OLS模型和Logit模型分别探究非农职业经历对土地流转规模和土地流转期限的影响,由列(1)、(2)结果可知,非农职业经历分别在1%和10%的显著水平上对土地流转规模和土地流转期限产生正向影响,影响系数分别为0.494和0.369,表明非农职业经历对土地流转规模的影响相比土地流转期限更大。运用有序Logit模型分析在土地流转规模和土地流转期限的中介作用下非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响,由列(3)、(4)结果可知,在加入非农职业经历变量的基础上,土地流转规模和土地流转期限分别在1%和10%的显著水平上促进家庭农场主农业生产生态自觉性程度提高,表明家庭农场主转入土地规模越大且流转期限越长时,其农业生产生态自觉性越高。同时,由表9列(3)可知,非农职业经历对农场农业生产生态自觉性的影响在1%水平上具有显著的正向影响,系数为0.905。根据中介效应检验程序,得出土地流转规模和土地流转期限均在非农职业经历影响家庭农场主农业生产生态自觉性的过程中具有部分中介效应,且中介效应占总效应的比例分别为13.70%、12.02%,表明非农职业经历能够通过扩大土地流转规模、延长土地流转期限促进家庭农场主农业生产生态自觉性提升,且扩大土地流转规模的间接效应更明显,假说H2、H3得到验证。

四、结论及政策建议

本文基于陕西省9市12县564户家庭农场微观调研数据,运用PSM方法,探究非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性的影响,得到三点结论。(1)家庭农场主年龄、受教育程度、健康状况、风险偏好、家庭农场自有土地面积、与邻居互访频率、家中有无政府工作人员均能显著影响家庭农场主非农职业经历。(2)非农职业经历对家庭农场主农业生产生态自觉性具有显著正向影响。家庭农场主受教育程度为高中及以上、年龄处于46岁及以上时,非农职业经历对其农业生产生态自觉性的正向影响更明显。(3)土地流转在非农职业经历影响家庭农场主农业生产生态自觉性的过程中具有中介效应,即非农职业经历通过扩大土地流转规模和延长土地流转期限提升家庭农场主农业生产生态自觉性,土地流转规模的中介效应相比土地流转期限更大。

根据上述结论,本文提出三点建议。(1)完善非农职业经历群体返乡创业激励机制,稳定增加资金补贴、土地流转以及技能培训等要素供给支持,提高非农就业人员返乡创业意愿,为农业生态生产培育更多新型职业农民。(2)加大对家庭农场等新型经营主体农业生态生产政策支持力度,引导农户树立生态环保意识,提升生态生产自觉性。同时,组织家庭农场主进行职业教育培训,重点关注具有非农职业经历的高龄农村留守群体,提升其农业生产生态自觉性,通过示范效应带动年轻农场主提升农业生态生产水平。(3)适度推进家庭农场土地规模扩张及土地流转期限长期化。一方面,通过财政补贴以及提高信贷可得性等方式鼓励种植业家庭农场根据自身情况适度扩张土地经营规模,促进土地流转健康发展。另一方面,健全土地流转服务体系,创新土地流转模式,降低土地流转纠纷,推动土地流转期限适度延长,促进农业生产者生态自觉性提升。