2019, Vol. 27
2018年中央一号文件把“提升农业发展质量”看作重中之重, 深度贯彻“藏粮于地、藏粮于技战略, 严守耕地红线, 确保国家粮食安全”。水稻(Oryza sativa)是我国最主要的粮食作物品种。全国约有65%的人口以稻米为主粮。水稻的稳产增产对于保障国家粮食安全具有重要意义[1]。宁夏黄河灌区种植水稻历史悠久, 是全国优质水稻高产区之一[2]。2017年, 宁夏水稻单产量达8 489.77 kg∙hm-2, 高出全国平均水平22.84%。可见, 宁夏水稻优生区耕地质量保护在保障国家粮食安全和区内农业可持续发展中具有重要地位。现实中, 由于长期大规模、高强度的土地利用以及小农生产保护意识不强, 宁夏水稻优生区面临着耕地质量下降[3]、地下水源污染[4-5]、土壤盐渍化、荒漠化[6]、农业经营粗放[7]等问题。同时, 农户具有异质性, 不同家庭的资本禀赋不一致, 收入结构存在差异, 这必然影响其开展耕地保护的意愿和决策行为。此外, 农户作为农业生产的微观行为主体和耕地的直接使用者[8], 其耕地保护意愿和决策行为直接影响着耕地保护政策的落实和耕地质量的有效提升。因此, 研究水稻优生区农户资本禀赋对其参与耕地保护决策行为的影响具有重要的理论和现实意义。
现有文献普遍认为资本禀赋是农户参与耕地保护行为决策不可或缺的关键因素。如陈美球等[9]分析得出农户的务农劳动力数量、年龄、耕地年均收入等是影响农户耕地保护性投入意愿的主要因素; 朱兰兰等[10]认为经济补偿能够明显改善农户耕地保护的积极性; 王喜等[11]研究表明耕地细碎化程度越低, 农户对耕地保护的积极性和参与意愿越高; 邝佛缘等[12]发现家庭中是否有村干部与农户耕地保护意愿存在较强的关联性; 李海燕等[13]通过构建农户生计资本与耕地保护参与意愿的结构方程模型得出社会资本每增加1个单位, 农户耕地保护意愿将提高0.011个单位。现有研究对本文研究奠定了很好的研究基础, 但存在以下不足:一是对农户资本禀赋的内容划分不一致, 如李晓平等[14]将其划分为经济资本、文化资本和社会资本3类; 杨云彦和石智雷[15]将其划分为人力资本、社会资本、自然资本和经济资本4类; 张童朝等[16]将其划分为自然资本、物质资本、人力资本、经济资本和社会资本5类。同一概念划分为不同类型, 必然影响其研究结果的可靠性。二是现有研究普遍将农户假设成一个均质群体, 未考虑不同地域情景的差异对于农户决策行为的影响。三是农户参与耕地保护是一个相对复杂的决策过程, 涉及到“农户是否愿意参与耕地保护”和“在多大程度上愿意参与耕地保护”两个相互紧密联系且具有先后顺序的阶段, 已有文献并未清晰区分农户决策的这两个过程。鉴于此, 本文试图以水稻优生区宁夏青铜峡为例, 参照杨云彦等[15]对资本禀赋的划分方式, 将农户资本禀赋分为人力资本禀赋、经济资本禀赋、自然资本禀赋和社会资本禀赋4个方面, 借助农户微观数据, 采用双栏模型将农户参与耕地保护决策行为划分为参与意愿和参与程度两个决策行为阶段, 分析水稻优生区资本禀赋对农户参与耕地保护决策行为的影响, 以期为科学制定水稻优生区耕地保护相关政策、保障农业绿色经济发展提供参考和借鉴。
1 理论分析与研究假说 1.1 农户耕地保护决策行为分析的理论框架农户耕地保护决策行为受到内部因素和外部因素的共同影响, 其中农户资本禀赋是重要因素。农户资本禀赋是指农户个人及其整个家庭共同享有的资源和能力[17]。本文借鉴已有研究成果[15, 18], 将水稻优生区农户资本禀赋分为人力资本禀赋、经济资本禀赋、自然资本禀赋和社会资本禀赋4个方面。理由如下:一是李晓平等[14]的三大类划分法缺少了自然资本禀赋。农业生产是自然再生产和经济再生产的有机结合, 不能脱离自然条件。二是张童朝等[16]的五大类划分法模糊了物质资本和经济资本的范畴, 本文认为, 经济资本包含了物质资本, 可合为一类。
农户参与耕地保护决策行为是指农户愿意从事耕地保护, 且能够在一定程度上将耕地保护付之于实际的社会决策活动。可见, 农户参与耕地保护行为包括了参与意愿和参与程度两个方面, 是二者的统一。按照参与意愿, 农户可分为愿意参与耕地保护和不愿意参与耕地保护两种类型。根据农户参与耕地保护的程度, 可以识别农户在多大程度上愿意参与耕地保护活动。基于此, 本文选择双栏模型进行分析, 理论框架如图 1所示。
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图 1 农户参与耕地保护决策行为的理论分析框架 Fig. 1 Theoretical analysis framework of farmers' decision-making behavior of protecting cultivated land |
人力资本禀赋是指劳动者自身所拥有的资本, 包括知识技能、实践经验、文化水平等方面投资而获得的资本积累以及劳动能力、健康状况等[19]。农户的人力资本禀赋主要包括: ①劳动能力。劳动能力通常用家庭劳动力数量表达, 在当前小农经济为主体的条件下, 拥有更多劳动力数量的家庭更有精力接受保护性耕作行为。②文化程度。根据2007年《全国公众环境意识调查报告》显示, 随着受教育程度的提升, 农户保护生态环境的意识增强, 对新知识、新技术、新方法的认可度更高。③农业培训。刘铮等[20]发现农户参与专业性培训越多, 对于亲环境行为的认可度和接受度越高。专业培训不仅能够让农户更加全面地了解农业生产技术, 规范生产, 还可以提高生产积极性, 意识到保护耕地的重要性。基于以上研究, 本文提出如下假设:
H1:农户人力资本禀赋对其耕地保护的参与意愿和参与程度均存在显著正向影响。
1.2.2 农户经济资本禀赋对其耕地保护决策行为的影响经济资本禀赋能够反映农户家庭经济水平和经济能力, 是各种资源中最基本的资本形式[21]。农户的经济资本禀赋主要包括: ①家庭收入。家庭收入对农户参与保护性耕作的影响主要表现在两方面:一是家庭收入水平越丰厚, 家庭储蓄能力越强, 抵御风险的能力随之增加[22]; 二是随着收入增加, 农户开始关注保护性耕作对农村生态环境的间接影响, 其生态价值对经济能力强的农户具有一定的激励作用。②农机投入。稻作农具是稻作区农户家庭必不可少的生产工具, 农机农具投入增加有助于耕作效率的提高, 反映出农户家庭对农业生产的极大依赖, 进而对耕地保护的重视程度可能增加。基于以上研究, 本文提出如下假设:
H2:农户经济资本禀赋对其耕地保护的参与意愿和参与程度均存在显著正向影响。
1.2.3 农户自然资本禀赋对其耕地保护决策行为的影响自然资本禀赋是指有利于生计的自然资源, 具体包括: ①耕地禀赋。耕地禀赋直接决定着农户经营耕地的面积, 根据农地适度规模经营理论, 耕地规模对提高单产具有一定的正向效应[23]。由此能够预期耕地规模扩大, 可增强农户获取较高农业收益的信心, 从而激励农户对耕地的投资。②破碎程度。耕地破碎程度最直接的表现是农户经营土地的细碎化和分散化。对于耕地破碎程度与保护性耕作的关系主要有两种观点:一是分散的地块造成农户难以实现规模化经营和机械化生产, 极大增加了农业生产难度, 不利于农户农耕生产积极性的提高[24]; 二是土地细碎化有利于多样化种植和自然风险分摊, 不仅可以分散劳动强度, 更加有效地统筹劳动时间, 还能够降低农业生产中的各种自然风险, 从而提高农地收益, 有利于农户对耕地长期投资的激励[25]。但考虑到青铜峡农业生产主要为水稻类种植, 缺乏多样化的种植方式, 且以小农经营为主体的农耕体系劳动力成本较大。因此, 本文倾向于观点一, 即耕地破碎程度越高, 耕作难度越大, 预期耕地破碎程度对保护性耕作有负向影响。基于以上研究, 本文提出如下假设:
H3:农户自然资本禀赋对其耕地保护的参与意愿和参与程度均存在显著影响。
1.2.4 农户社会资本禀赋对其耕地保护决策行为的影响社会资本禀赋通常是指个体从社会网络和社会制度中可能获得的资源[26]。农户的社会资本禀赋主要包括: ①社会关系。村干部作为农村关系中最具权利的群体, 在村集体决策事务中发挥着主导作用, 农户与村干部之间特殊的社会关系不仅有助于政策信息在农户间的传递, 而且能够影响农户政治参与意识和积极性。②社会网络。一方面, 社会网络在信息传递方面发挥着重要作用[27], 农户之间的信息交流通过社会网络得以扩散, 从而缩短了农户的信息搜寻过程, 降低信息获取成本[28]。另一方面, 通过社会网络中成员之间的合作互惠, 农户可以获得帮工支持, 有效解决部分耕地保护过程中劳动力不足问题以及技术所需的物质资本和资金支持[29]。因此, 借助社会网络, 农户能够有效获得耕地保护相关政策信息, 增强风险承担能力, 进而可能对农户参与耕地保护决策行为产生积极影响。③社会参与。根据社会资本理论学者的已有研究[30-31], 农户对正式社会组织和非正式社会组织的参与, 能够提高组织成员之间的信任程度和互惠互利的道德规范, 避免信息不对称和交易成本过高造成的困境, 从而增强采取集体行动的能力。基于以上研究, 本文提出如下假设:
H4:农户社会资本禀赋对其耕地保护的参与意愿和参与程度均存在显著正向影响。
2 数据、变量与模型 2.1 数据来源本文所用数据来源于课题组2016年11月对宁夏黄河灌区青铜峡市展开的实地调查。选择青铜峡市作为样本区域的原因如下: ①青铜峡市位于黄河上游, 宁夏平原中部, 是全国优质水稻高产区, 具有较好的代表性。②根据国家统计局统计, 2017年, 青铜峡市稻谷产量9.92万t, 占宁夏稻谷总产量的14.41%, 且青铜峡市农村人均可支配收入中23.35%来源于农业。因此, 青铜峡市农业发展对于当地农户的生产生活具有重要影响, 农户耕地保护行为意识普遍较强。③青铜峡市近年来认真落实耕地保护各项制度, 通过农户打分等形式, 当地农户对于耕地保护相关政策的实施满意度较高。课题组采用分层逐级抽样和随机抽样结合的方式选取样本农户。在样本地区根据经济发展和水稻种植情况选择5个乡镇(青铜峡镇、瞿靖镇、叶盛镇、大坝镇、邵岗镇), 每个乡镇随机选择4~6个村, 每个村随机选择15~20个农户, 样本分布见表 1。本次调研共发放问卷410份, 剔除不具代表性问卷后, 获得有效问卷394份, 有效率96.10%。农户问卷调研采取“一对一”的访谈形式, 主要内容包括受访农户的个人及家庭情况、耕地基本情况、耕地保护的认知和意愿、耕地保护的行为以及问卷的有效性检验5部分。为保证问卷设计的可行性, 课题组在调研之前进行了预调研, 并在此基础上对问卷进行了修改和完善, 调研结果具有一定的代表性和针对性。
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表 1 宁夏水稻优生区样本分布 Table 1 Sample distribution in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region |
受访农户以中老年男性为主, 年龄超过50岁的农户占样本农户的66.50%, 总体年龄偏大; 受教育程度为初中及以下的农户占88.83%, 样本农户的文化程度普遍较低; 家庭人口数以3~5人的中等规模居多, 占样本总量的59.64%;家庭经营耕地面积主要集中在0.67~1.00 hm2, 占69.03%; 2016年家庭年收入大多低于10万元, 占67.77%(表 2)。总体来看, 样本农户的基本特征表现为年龄偏高、受教育程度较低、家庭收入水平不高, 但有一定规模的耕地可供经营, 这与宁夏平原水稻优生区的实际情况基本相符。
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表 2 宁夏水稻优生区样本农户基本特征 Table 2 Basic characteristics of sample farmers households in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region |
1) 因变量。本文的因变量为水稻优生区农户参与耕地保护的决策行为, 并将其分解为参与意愿和参与程度两个阶段(表 3)。第1阶段问题设置为“是否愿意参与耕地保护”, 为二元虚拟变量, 即愿意参与赋值为1, 不愿意参与赋值为0。第2阶段问题为连续型变量, 本文用农户愿意为耕地保护投入的具体金额表示。若第1阶段选择“愿意参与”, 则可以继续问第2阶段问题“若愿意, 您愿意为耕地保护投入多少资金”。
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表 3 农户参与耕地保护决策行为的变量界定及描述性统计 Table 3 Variable definition and descriptive statistics of farmers' decision-making behavior of protecting cultivated land |
2) 自变量。本文的自变量为水稻优生区农户的资本禀赋以及控制变量, 具体的变量界定和描述性统计特征见表 3。根据前文理论分析与研究假说, 本文将水稻优生区农户资本禀赋分为人力资本禀赋、经济资本禀赋、自然资本禀赋和社会资本禀赋4个方面。人力资本禀赋通过家庭劳动力数量、受教育程度和是否参加过农业技术培训进行衡量。经济资本禀赋通过家庭年收入和农用机械工具数量进行衡量。自然资本禀赋通过人均耕地面积和耕地破碎程度进行衡量, 其中耕地破碎程度参照邝佛缘等[12]的界定, 以耕地面积和地块数之比来表征。社会资本禀赋通过社会关系、社会网络和社会参与进行衡量。以亲戚中是否有村干部表征社会关系; 以手机上联系人数量、借钱难易程度分别表征社会网络的广度和深度; 以参与社区兴趣活动和是否参加农业合作社表征社会参与的非正式参与和正式参与。已有研究[32]表明, 政策认知对农户耕地保护行为同样具有重要影响, 因此, 本文选择耕地保护的重要性认知和耕地保护政策的了解程度作为控制变量。
2.4 模型构建由于样本地区农户“是否愿意参与耕地保护”这一问题存在较多零值, 已有文献多采用Tobit模型来解决该问题[33]。然而, Tobit模型无法解决两阶段问题[34]。同时, 由于常用来估计两阶段意愿的Heckman模型存在估计偏差较大的问题[35], 本文选用Cragg提出的双栏模型[36](double-hurdle model, DHM)将水稻优生区农户的决策行为分为参与意愿和参与程度两个阶段的独立方程, 保证了彼此之间不存在内生性问题。
首先, 考虑样本农户参与耕地保护的意愿, 建立方程如下:
| $ \Pr {\rm{ob}}\left[ {{y_i} = 0\left| {{x_{1i}}} \right|} \right] = 1 - \mathit{\Phi} \left( {{x_{1i}} \times \alpha } \right) $ | (1) |
| $ \Pr {\rm{ob}}\left[ {{y_i} > 0\left| {{x_{1i}}} \right|} \right] = 1 - \mathit{\Phi} \left( {{x_{1i}} \times \alpha } \right) $ | (2) |
式(1)表示农户不愿意参与耕地保护, 即参与意愿为0;式(2)表示农户愿意参与耕地保护, 即参与意愿不为0。
其次, 考虑样本农户参与耕地保护的意愿程度, 建立方程如下:
| $E\left[ {{y_i}|{y_i} > 0, {x_{2i}}} \right] = {x_{2i}} \times \beta + \sigma \times \lambda \left( {\frac{{{x_{2i}} \times \beta }}{\sigma }} \right) $ | (3) |
式中: E(·)为条件期望, 表示农户参与耕地保护的意愿程度;
基于式(1)-(3), 可构建对数似然函数如下:
| $ \begin{array}{l} \ln L = \sum\nolimits_{yi = 0} {\left\{ {\ln \left[ {1 - \mathit{\Phi} \left( {{x_{1i}} \times \alpha } \right)} \right]} \right\} + } \\ \;\;\;\;\;\;\sum\nolimits_{yi > 0} {\left\{ {\ln \mathit{\Phi} \left( {{x_{1i}} \times \alpha } \right) - \ln \mathit{\Phi} \times \left( {\frac{{{x_{2i}}\beta }}{\sigma }} \right) - \ln (\sigma ) + \ln \left\{ {\mathit{\Phi} \left[ {\left( {{y_i} - {x_{2i}} \times \beta } \right)/\sigma } \right]} \right\}} \right\}} \end{array} $ | (4) |
式中: lnL表示对数似然函数值, 通过极大似然估计法, 能够得到本文所需的各个参数数值。
3 结果与分析 3.1 水稻优生区农户参与耕地保护支付意愿程度分析在394个样本农户中, 有291个农户表示对参与耕地保护有支付意愿, 占样本农户的73.86%。可见, 水稻优生区农户有较高的耕地保护意识。除了最基本的资金支付, 样本农户中有44.56%的农户表示同样能够接受劳动时间投入的支付方式用于保护性耕作。通过计算得出, 样本农户的平均支付意愿为3 100.65元∙hm-2, 标准差为4 691.22。此外, 农户参与耕地保护的支付意愿程度存在较大差异(表 4)。在有支付意愿的样本农户中, 支付意愿在2 250元∙hm-2以下的农户占到了多数, 累计频度达61.17%。根据青铜峡市区域经济发展, 结合牛海鹏等[37]对耕地资源利用的外部性评估, 说明尽管水稻优生区农户参与耕地保护的意愿较为强烈, 但支付意愿程度并不高。
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表 4 宁夏水稻优生区农户参与耕地保护支付意愿程度累计频率分布 Table 4 Cumulative frequency distribution of the willingness of farmers to participate in cultivated land protection in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region |
考虑到资本禀赋各解释变量之间由于存在相关关系而使模型估计失真, 本文在进行双栏模型分析之前对各解释变量进行了多重共线性检验。根据多重共线性检验规则, VIF越大则说明多重共线性问题越严重, 且最大不得超过10。由于篇幅原因, 本文仅展示以“劳动力数量”作为被解释变量的检验结果。由于最大的VIF为1.45, 远小于10, 故不必担心存在多重共线性问题(表 5)。
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表 5 资本禀赋对宁夏水稻优生区农户劳动力数量影响的多重共线性检验结果 Table 5 Multi-collinearity test results of the influence of capital endowment on the labor force of farmers in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region |
本文运用双栏模型分析资本禀赋对农户参与耕地保护决策行为的影响, 实证结果如表 6所示。结果显示, 模型Wald卡方检验在1%的统计水平上通过了显著性检验, 说明该模型整体拟合效果较为显著。
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表 6 基于双栏模型的资本禀赋对宁夏水稻优生区农户参与耕地保护决策行为影响的实证结果 Table 6 Empirical results of the influence of capital endowment based on double-hurdle model on farmers' participation in cultivated land protection decision-making behavior in rice-growing area of Ningxia Hui Autonomous Region |
估计结果表明, 受教育程度对农户耕地保护的参与意愿有一定影响。即受教育程度越高, 农户生态意识越强, 越愿意参与耕地保护, 改善耕作环境并支持国家宏观政策目标[38]。对于参与程度来说, 受教育程度和是否参加过农技培训均通过了(P < 5%)显著性检验。原因在于宁夏黄河灌区受到地域条件限制, 农户对于农业投入的意识相对较为薄弱, 而农技培训在一定程度上能够增强农户的生态认知, 有效改善农户对保护性耕作的参与程度。因此, 受教育程度和是否参加过农技培训在客观上促进了水稻优生区农户人力资本水平的提升, 进而提高农户耕地保护参与度, 假说1得到验证。
3.2.2 农户经济资本禀赋对耕地保护决策行为的影响农用机械工具数量对参与意愿的影响显著(P < 5%), 且估计系数为正, 表明农机工具的投入显著提高了农户耕地保护的参与意愿, 说明以小农经营模式为主的宁夏稻作区农户对水稻农机工具的投入越多, 从事农业生产的积极性越强烈, 促使其土地意识增强, 有助于提升农户保护性耕作的参与意识。而对于参与程度, 家庭年收入有显著影响(P < 5%)。对样本农户的统计结果显示, 家庭拥有农机工具的均值仅有0.916, 且拥有1种、2种和3种农机工具的农户所占比例分别为51.27%、15.23%和3.30%, 表明样本区域农户的农机工具拥有量相对较低, 且多为简单的传统工具。因此, 尽管农机工具投入能够显著增强参与意愿, 就参与程度而言, 主要取决于家庭年收入, 收入水平越高, 农户抵御因耕地保护产生的潜在风险能力越强, 农户的参与程度越大。这一研究结果验证了前文提出的假说2, 即农户经济资本禀赋对其参与耕地保护具有促进作用。
3.2.3 农户自然资本禀赋对耕地保护决策行为的影响人均耕地面积对参与意愿的影响显著(P < 5%)。人均耕地面积是农户土地禀赋最直观的反映, 表明农户土地禀赋越丰富, 自然资本状况越好, 更有利于农户农业生产, 其耕地保护的参与意识越强。耕地破碎程度对参与程度有一定的负向影响, 说明耕地破碎程度越小, 农户耕地保护的参与程度越高。这是由于稻作区土地破碎所带来的细碎化和分散化问题, 导致了耕地有效利用率降低[39]和农业生产成本的提高[26], 必然带来小农经营成本的提升, 促使农户耕地保护的参与程度降低。研究结果与已有学者[40-41]的研究相符, 同时验证了假说3, 即农户拥有的自然资本越丰富, 对耕地的依赖程度增大, 农户保护耕地的意愿越强, 参与程度也越高。
3.2.4 农户社会资本禀赋对耕地保护决策行为的影响亲戚中是否有村干部对农户耕地保护参与意愿有显著正向影响(P < 5%)。因地理条件和人文因素的限制, 宁夏稻作区的农户对于国家政策的了解渠道相对匮乏, 农户家庭中有村干部在一定程度上增加了农户的社会资本, 有利于提高农户家庭对耕地保护相关政策的关注度, 增强对耕地保护的了解程度和保护意识, 提升农户保护性耕作的参与意愿。是否参加农业合作社对农户耕地保护参与意愿和参与程度均有影响, 其中对参与程度影响显著(P < 5%)。农民参加农业合作社不仅能够更快接触到国家出台的各项惠农政策, 提高农户对耕地保护重要性的深度认知, 还有利于推广应用先进的农业科学技术, 加强农户抵御农地经营风险的能力, 从而表现出更高的耕地保护参与度, 假说4得到验证。然而, 代表社会网络的手机联系人数量和借钱难易程度并不显著。可能的原因是, 就当前农户面临着社会网络广而不精、融资难等问题, 农户对其社会关系和社会参与的信任度相对较高, 因此更倾向于通过社会关系和社会参与提高其对政策的认知程度, 进而提升耕地保护的参与意愿和参与程度。
3.2.5 控制变量对农户耕地保护决策行为的影响耕地保护政策重要性认知对参与意愿有显著影响(P < 1%), 而耕地保护政策了解程度对参与意愿和参与程度的影响分别通过了5%和1%的显著性检验。耕地保护重要性认知是农户对耕地保护重要程度的直观感受, 认为耕地保护越重要, 则农户保护耕地的参与意愿越强烈。而耕地保护政策了解程度是农户对耕地保护相关政策的深入了解, 了解程度越深, 农户对耕地保护的严峻形势认识更多, 对耕地保护补偿政策了解更全面, 从而保护性耕作的参与意愿越强烈, 参与程度越高。
4 结论与讨论提高耕地肥力, 实现农业绿色发展是当前我国实施乡村振兴战略的必然选择。作为耕地利用的直接主体, 农户耕地保护决策行为直接影响绿色农产品生产和食品安全。本文将农户参与耕地保护决策行为划分为参与意愿和参与程度两个决策行为阶段, 利用水稻优生区宁夏青铜峡394户农户的微观数据, 运用双栏模型, 实证分析了资本禀赋对于农户参与意愿的影响。得到以下主要结论:第一, 总体来看, 样本农户的参与意愿较高, 但参与程度较低, 愿意参加耕地保护的农户占73.86%, 而平均支付意愿仅为3 100.65元∙hm-2。第二, 资本禀赋与农户耕地保护参与意愿和参与程度之间均存在较强的相关性, 其中受教育程度、农用机械工具数量、人均耕地面积、亲戚中是否有村干部以及是否参加农业合作社5项指标对参与意愿有显著的正向影响; 受教育程度、是否参加过农技培训、家庭年收入和是否参加农业合作社4项指标对参与程度有显著的正向影响, 耕地破碎程度对参与程度有显著的负向影响。第三, 耕地保护重要性认知仅对农户耕地保护参与意愿有促进作用, 而耕地保护政策了解程度对农户耕地保护参与意愿和参与程度均有促进作用。
基于本文研究结论, 可以得出如下政策启示:第一, 建立健全耕地保护经济补偿政策。结合宁夏稻作区实地情况, 切实保护水稻优生区农户的自身利益, 从而增强农户耕地保护的参与程度。第二, 积极组建各类农业合作社和耕地保护组织。通过诸如“稻作区耕地保护协会”等自发性组织, 增强农户和村干部之间的信任, 达到相互监督的目的, 促进保护性耕地的集体化防治。第三, 进一步完善农村教育培训体系, 培养新型农民。第四, 加大宁夏稻作区耕地保护相关政策的宣传力度, 加强农村基层组织和农户对于耕地保护政策的正确解读, 尤其是涉及农户个人利益的部分, 有利于提升农户对政策的支持度, 增强其耕地保护的主动性。
本文值得讨论的问题有:一是对于资本禀赋的划分, 不同学者划分方式不同, 变量的选择亦不同, 由此得出的结论可能存在差异, 本文根据研究区域以及相关学者的研究将资本禀赋划分为人力资本禀赋、经济资本禀赋、自然资本禀赋和社会资本禀赋4个方面分别做以探究, 但综合考虑资本禀赋指数作为自变量的研究有待进一步加深。二是本文以水稻优生区为例, 将农户参与耕地保护决策行为划分为参与意愿和参与程度两个决策行为阶段, 运用双栏模型实证分析了资本禀赋对于农户参与意愿的影响, 还需利用其他模型做进一步验证。
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