王林蔚,霍學(xué)喜,孔 榮

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

引 言

農(nóng)業(yè)生態(tài)發(fā)展是保護(hù)生態(tài)環(huán)境資源、推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要路徑,也是滿足人民日益增長營養(yǎng)健康要求的必然選擇。農(nóng)戶生態(tài)自覺性指農(nóng)戶受到綠色認(rèn)知、風(fēng)險(xiǎn)感知等內(nèi)在要素以及在就業(yè)經(jīng)歷、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等外部環(huán)境影響下自覺采納生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)的行為[1]。作為推動(dòng)農(nóng)業(yè)生態(tài)發(fā)展的根本動(dòng)力,生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)采納種類涉及生產(chǎn)前中后三個(gè)階段,即產(chǎn)前對新品種技術(shù)的選擇,產(chǎn)中耕地、施肥、施藥和灌溉等技術(shù)的采用以及產(chǎn)后農(nóng)業(yè)廢棄物的回收管理等[2]。然而,由于生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)存在初期投入成本高、回報(bào)周期長以及收益不穩(wěn)定等特點(diǎn),導(dǎo)致農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生態(tài)自覺性普遍不高[3]。近年來,相關(guān)部門持續(xù)加大對生態(tài)經(jīng)營主體的培育,印發(fā)了《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術(shù)導(dǎo)則(2018-2030)》,進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展體系,積極推廣農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)保技術(shù),促進(jìn)了以生態(tài)農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)的家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社等新型經(jīng)營主體的發(fā)展壯大。家庭農(nóng)場具有專業(yè)務(wù)農(nóng)、集約生產(chǎn)以及規(guī)模適度等特征,是推動(dòng)生態(tài)生產(chǎn)的主要力量[4-5]。如何提升家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,使其正確認(rèn)識(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與環(huán)境保護(hù)之間的關(guān)系,自覺采用生態(tài)生產(chǎn)技術(shù),是當(dāng)前推動(dòng)農(nóng)業(yè)生態(tài)轉(zhuǎn)型、助力鄉(xiāng)村振興的重要任務(wù)。

既有研究從金融支持、政府規(guī)制、數(shù)字化技術(shù)推廣等視角對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了分析,提出并論證了推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的可行路徑[6-9]。烙印理論認(rèn)為,在職業(yè)生涯早期階段等敏感時(shí)期,個(gè)體容易受外部環(huán)境影響而形成特定的印記,并在較長的一段時(shí)間內(nèi)持續(xù)存在甚至變得更有影響力,從而對個(gè)體行為決策產(chǎn)生關(guān)鍵作用[10]。部分學(xué)者由此推斷,相較于長期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)場主,具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源較為豐富,人力資本水平更高,可能成為推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主力軍[11]。但非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響未得到學(xué)界重視,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷能否以及如何影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的研究尚存在不足。

鑒于此,本文使用陜西省564戶種植業(yè)家庭農(nóng)場調(diào)研數(shù)據(jù),運(yùn)用PSM模型探究非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響效應(yīng),并基于土地流入視角分析土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限在非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷與家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性關(guān)系中的影響機(jī)理,以期為推動(dòng)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)化發(fā)展提供決策參考。

一、文獻(xiàn)綜述與理論假說

(一)非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響

烙印理論表明,個(gè)體思想觀念以及決策行為會(huì)隨著職業(yè)經(jīng)歷逐步發(fā)生轉(zhuǎn)變。在推進(jìn)可持續(xù)農(nóng)業(yè)背景下,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷會(huì)直接影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性。首先,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷提高了農(nóng)場主生態(tài)環(huán)保意識(shí)。隨著低碳環(huán)保觀念的不斷深入,各地區(qū)環(huán)保宣傳活動(dòng)日漸頻繁,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷促使農(nóng)場主觀念產(chǎn)生變化,更加重視環(huán)保和可持續(xù)發(fā)展問題,從而促進(jìn)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的提高[12]。其次,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷拓寬了農(nóng)場主生態(tài)生產(chǎn)信息獲取渠道。非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷擴(kuò)大了農(nóng)場主與外界社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系,通過與工作伙伴接觸和交流,獲得較多生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)以及市場需求等相關(guān)信息[13-14]。一方面,農(nóng)場主了解更多先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)和新技術(shù)能提高生態(tài)生產(chǎn)效率,保持生態(tài)生產(chǎn)可持續(xù)性[15];另一方面,當(dāng)前消費(fèi)者食物安全意識(shí)提升,綠色農(nóng)產(chǎn)品市場需求不斷增長,農(nóng)場主能通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系獲取市場信息,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性以滿足市場需求[16-17]。最后,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷增強(qiáng)了農(nóng)場主生態(tài)生產(chǎn)能力[18]。農(nóng)場主在非農(nóng)職業(yè)期間可以獲得穩(wěn)定收入,資金和資源積累充足,提高了消費(fèi)和投資水平,能夠增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資,合理配置資本、勞動(dòng)力、土地以及先進(jìn)技術(shù)等要素促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式升級,提高家庭農(nóng)場生產(chǎn)生態(tài)自覺程度[19]。此外,具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主一般積累了豐富的經(jīng)營管理經(jīng)驗(yàn)并運(yùn)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中[20],能創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)模式,有效提高土地利用效率,推動(dòng)農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展[21]?；诖?提出以下假說:

H1:非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性具有正向促進(jìn)作用。

(二)土地流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)分析

根據(jù)帕累托改進(jìn)假說,土地流轉(zhuǎn)是影響農(nóng)戶要素投入調(diào)整的重要因素,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷不僅對家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性產(chǎn)生直接影響,也通過土地流轉(zhuǎn)對家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性產(chǎn)生間接影響,但不同土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及期限狀態(tài)下非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響具有差異性。

土地經(jīng)營規(guī)模是家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的重要因素,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷有效推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模擴(kuò)大,促進(jìn)家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性轉(zhuǎn)變。首先,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷為家庭農(nóng)場帶來更多生產(chǎn)初始資本,提升土地流轉(zhuǎn)購買力,推動(dòng)家庭農(nóng)場生態(tài)生產(chǎn)自覺性提升。土地流轉(zhuǎn)的“拉平效應(yīng)”將土地從生產(chǎn)效率較低的小農(nóng)戶轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)效率較高的家庭農(nóng)場,實(shí)現(xiàn)土地集中經(jīng)營[22],有利于提高生產(chǎn)要素間的協(xié)調(diào)水平[23],將更多資源投入生態(tài)生產(chǎn)技術(shù),推動(dòng)農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整,減少土地破壞和環(huán)境污染,促進(jìn)農(nóng)場主生態(tài)自覺性的提高。其次,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷拓展了農(nóng)場主社會(huì)資本,提高土地流轉(zhuǎn)信息可得性,降低交易成本推動(dòng)土地規(guī)模擴(kuò)張,影響家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式選擇[24]。根據(jù)農(nóng)戶行為理論,農(nóng)場主進(jìn)行生產(chǎn)要素配置,以實(shí)現(xiàn)利益最大化為主要目標(biāo),既考慮各要素之間的替代關(guān)系,又考慮各要素的邊際成本[25]。土地流轉(zhuǎn)規(guī)模較小,家庭農(nóng)場自有勞動(dòng)力能夠滿足小規(guī)模土地經(jīng)營勞動(dòng)力需求,但小規(guī)模經(jīng)營帶來的收益較低,家庭勞動(dòng)力人力資本水平有限,不利于生態(tài)自覺性的提高。土地流轉(zhuǎn)規(guī)模較大,家庭農(nóng)場需要雇傭其他勞動(dòng)力來滿足季節(jié)性農(nóng)忙需求,增加農(nóng)業(yè)機(jī)械化使用頻率,促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)采用先進(jìn)生態(tài)技術(shù)更好地適應(yīng)環(huán)境保護(hù)要求,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)質(zhì)量[26]。最后,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷增強(qiáng)了農(nóng)場主人力資本,更傾向于將農(nóng)業(yè)視為長期發(fā)展機(jī)會(huì),擴(kuò)張土地流轉(zhuǎn)規(guī)模,推動(dòng)生態(tài)生產(chǎn)自覺性提升[27]。生態(tài)自覺性提升是推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑,農(nóng)場主在非農(nóng)職業(yè)期間學(xué)習(xí)能力得到提升,思維模式發(fā)生轉(zhuǎn)變,對新鮮事物的接受能力增強(qiáng),幫助農(nóng)場主更快適應(yīng)政策和環(huán)境的變化,正向影響農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)決策?；诖?提出以下假說:

H2:土地流轉(zhuǎn)規(guī)模在非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性過程中具有中介效應(yīng)。

土地流轉(zhuǎn)期限是影響家庭農(nóng)場生產(chǎn)決策的關(guān)鍵因素,流轉(zhuǎn)期限變化會(huì)促使家庭農(nóng)場資本、勞動(dòng)力以及土地等生產(chǎn)要素重新配置。一方面,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷有效提升農(nóng)場主生產(chǎn)投資能力和經(jīng)營管理能力,延長土地流轉(zhuǎn)周期,促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)可持續(xù)性發(fā)展[21]。土地流轉(zhuǎn)期限一般分成短期和長期兩種類型,土地流轉(zhuǎn)時(shí)間較短時(shí),家庭農(nóng)場更傾向于短期獲利,從而忽視土地的可持續(xù)利用,造成土地過度開發(fā)和損耗,增加環(huán)境污染,不利于農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)。相對而言,土地流轉(zhuǎn)長期化能為生態(tài)生產(chǎn)提供較長時(shí)間的土地資源保障,影響農(nóng)場主對創(chuàng)新投資的價(jià)值評估,促進(jìn)生態(tài)生產(chǎn)自覺性提升[28]。另一方面,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷能夠拓寬農(nóng)場主社會(huì)網(wǎng)絡(luò)圈,通過土地流轉(zhuǎn)期限延長產(chǎn)生跨期投資激勵(lì)效應(yīng),促進(jìn)農(nóng)場主生態(tài)生產(chǎn)自覺性提升。當(dāng)社會(huì)資源較為匱乏時(shí),土地流轉(zhuǎn)期限偏短,農(nóng)場主在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時(shí)傾向于采用“短期見效型”技術(shù),忽略適合農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)長期發(fā)展的技術(shù)[29]。土地流轉(zhuǎn)期限延長有利于提高農(nóng)場主風(fēng)險(xiǎn)偏好水平,產(chǎn)生跨期投資激勵(lì)效應(yīng)[30]?？缙谕顿Y是具有一定風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為,隨著土地流轉(zhuǎn)期限的延長,農(nóng)場主具備較強(qiáng)的跨期投資動(dòng)機(jī),會(huì)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)自覺性,推動(dòng)土地長期利用最大化?；诖?提出以下假說:

H3:土地流轉(zhuǎn)期限在非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性過程中具有中介效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2022年5月在陜西省開展的專項(xiàng)調(diào)查,選擇陜西省為研究地區(qū)的原因在于:一方面,陜西省作為農(nóng)業(yè)大省,家庭農(nóng)場登記總數(shù)超過10萬戶,具有較多全國家庭農(nóng)場示范縣,探究各示范縣家庭農(nóng)場綠色發(fā)展情況具有典型性,由于家庭農(nóng)場種植農(nóng)產(chǎn)品大多本土特色鮮明,因此,推動(dòng)家庭農(nóng)場綠色發(fā)展能有效保證農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)和特色,對全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有示范效應(yīng);另一方面,陜西省土地資源和水資源均相對匱乏,傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式大多依賴農(nóng)藥和化肥等化學(xué)物質(zhì),面源污染現(xiàn)象嚴(yán)重,在陜西省推廣生態(tài)生產(chǎn)對推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。在綜合考慮陜西省生態(tài)生產(chǎn)現(xiàn)狀以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的基礎(chǔ)上,選取陜南(漢中市漢臺(tái)區(qū)、安康市石泉縣、商洛市洛南縣)、關(guān)中(西安市臨潼區(qū)和周至縣、寶雞市鳳翔區(qū)和眉縣、咸陽市淳化縣和興平市、銅川市耀州區(qū)、渭南市富平縣)、陜北(延安市黃陵縣)共9市12縣(區(qū))564戶種植業(yè)家庭農(nóng)場進(jìn)行實(shí)地調(diào)查。項(xiàng)目調(diào)查組遵循隨機(jī)抽樣的原則,選擇工商登記的家庭農(nóng)場進(jìn)行訪問,共發(fā)放問卷570份,收回有效問卷564份,問卷有效率為98.95%,樣本代表性較好。樣本農(nóng)場基本情況如表1所示,農(nóng)場主年齡處于46～55歲的人數(shù)最多,占比為41.67%,66歲以上人數(shù)最少,占比1.78%;農(nóng)場主受教育程度主要為初中和高中學(xué)歷,共占比71.27%;家庭種植總收入以10萬元及以下的農(nóng)場為主,占比為33.33%;家庭農(nóng)場總?cè)藬?shù)主要集中在4～6人之間,占比為70.57%;土地經(jīng)營規(guī)模相對較為均勻,代表規(guī)模化生產(chǎn)在100畝以上的家庭農(nóng)場較多,占比為40.95%;凈流入面積主要以50畝以下和100畝以上為主,占比分別為43.44%和35.99%;土地流轉(zhuǎn)時(shí)間較多為10年以上,占比46.10%;擁有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場占比50.71%。樣本特征符合陜西省家庭農(nóng)場實(shí)際情況,具有一定的代表性和典型性。

表1 受訪家庭農(nóng)場基本情況

(二)變量選取

1. 被解釋變量:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性。本文參考相關(guān)研究[1-2],將家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性分為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)前、產(chǎn)中以及產(chǎn)后三個(gè)階段,并以采納生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)數(shù)量衡量其生態(tài)自覺性程度,采納數(shù)量越多,家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性越高。產(chǎn)前主要為農(nóng)場主對新品種技術(shù)采納1種;產(chǎn)中包括耕種(深耕深松技術(shù))、施肥(有機(jī)肥代替化肥、測土配方施肥技術(shù))、施藥(病蟲害生物或物理防控技術(shù))、灌溉(節(jié)水灌溉技術(shù))5種技術(shù);產(chǎn)后主要為廢棄物管理,包括農(nóng)膜回收、廢棄物回收、秸稈還田3種技術(shù)。參考暢倩[31]的研究,將產(chǎn)前、中、后每一項(xiàng)行為設(shè)為二元變量,實(shí)施賦值為1,否則為0,加總所有變量的值,得出每個(gè)家庭農(nóng)場主生態(tài)自覺性的綜合值。如表2所示,以9種技術(shù)采納程度反映家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,其中,采用有機(jī)肥代替化肥技術(shù)的占比最高,達(dá)到92.91%;采用農(nóng)膜回收的占比最低,為44.15%。

表2 家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性基本情況

2. 解釋變量:非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷。與非農(nóng)就業(yè)概念有所不同,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷強(qiáng)調(diào)曾經(jīng)從事非農(nóng)職業(yè),但受到政策等因素影響返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)場主[32];而非農(nóng)就業(yè)主要表現(xiàn)為正在從事非農(nóng)經(jīng)營、本地或外地務(wù)工等情況[33]。因此,參考羅明忠[34]的衡量標(biāo)準(zhǔn),以家庭農(nóng)場主在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)前是否具有務(wù)農(nóng)以外的非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷作為衡量指標(biāo)。從圖1可知,家庭農(nóng)場主無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷(僅務(wù)農(nóng))的比例為49.47%,有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場主主要從事職業(yè)為務(wù)工,其次是經(jīng)商,分別占比26.77%和13.83%,其中,務(wù)工以外出務(wù)工為主,經(jīng)商以當(dāng)?shù)亟?jīng)商為主。

圖1 家庭農(nóng)場主職業(yè)經(jīng)歷比例分布

3.中介變量:土地流轉(zhuǎn)。家庭農(nóng)場規(guī)模經(jīng)營依賴于土地流轉(zhuǎn),土地流轉(zhuǎn)規(guī)模擴(kuò)張及土地流轉(zhuǎn)期限均對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策具有重要影響。選取土地流轉(zhuǎn)規(guī)模、土地流轉(zhuǎn)期限分別作為中介變量,探討非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的間接影響。其中,土地流轉(zhuǎn)規(guī)模以土地經(jīng)營凈流入面積作為衡量指標(biāo),即流入土地面積與流出土地面積差值[35];土地流轉(zhuǎn)期限以流轉(zhuǎn)5年為短期和長期的界限,土地流轉(zhuǎn)期限少于5年則為短期流轉(zhuǎn),流轉(zhuǎn)期限大于等于5年則為長期流轉(zhuǎn)[36]。

4.控制變量。為了厘清非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的影響因素,探究非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響,本文參考相關(guān)研究[37-38],選取農(nóng)場主性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)偏好代表家庭農(nóng)場主個(gè)體特征和家庭農(nóng)場自有土地面積、與鄰居互動(dòng)頻率以及家中有政府工作人員代表家庭特征作為控制變量。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

表3 有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷和無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷家庭農(nóng)場指標(biāo)均值差異描述性統(tǒng)計(jì)

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)分析有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷和無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷家庭農(nóng)場各指標(biāo)的均值差異。如表3所示,相比無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主而言,有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主呈現(xiàn)女性較多、年輕化、受教育程度和風(fēng)險(xiǎn)偏好偏高等特征,家中政府工作人員更多,社會(huì)資源相對豐富。此外,在不考慮協(xié)變量的基礎(chǔ)上,有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性顯著高于無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場主。由于家庭農(nóng)場是否具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷屬于農(nóng)場主自選擇問題,需要采取傾向得分匹配探究非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響。

(三)模型設(shè)定

1.PSM模型。由于家庭農(nóng)場主是否具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷受自身資源稟賦的影響,并且可能存在影響非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷和生態(tài)生產(chǎn)自覺性的不可觀測因素導(dǎo)致樣本選擇偏誤問題,因此,運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)將處理組(有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷)和對照組(無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷)按照相似度進(jìn)行匹配,以對照組作為反事實(shí)樣本,對比處理組及對照組的福利差異,探究非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響。

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

(1)

采用Logit模型測算農(nóng)場主具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的條件概率值,得出傾向得分匹配值S。P[·]代表農(nóng)場主具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的條件概率,Gi=1代表第i個(gè)具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主,Gi=0代表第i個(gè)不具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主,Xi為農(nóng)場主的特征變量,即控制變量。由于不同匹配方法可能導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果呈現(xiàn)差異,但差異大小能夠反映實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性程度,因此,本文選擇k近鄰匹配、卡尺內(nèi)k近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配以及樣本匹配5種匹配方法分別進(jìn)行匹配。最后,測算處理組及對照組家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性差異,分析非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷平均處理效應(yīng)。

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

(2)

Y1i為具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,Y0i為不具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,E[Y1i|Gi=1]能夠被觀測到,但E[Y0i|Gi=1]不能被觀測,需使用PSM構(gòu)造代替指標(biāo)。

2.中介效應(yīng)模型。為驗(yàn)證土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及土地流轉(zhuǎn)期限在非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的中介路徑,本文參考溫忠麟等[39]的研究,建立回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)。

Yi=a1Xi+β1Ci+εi

(3)

Mi=a2Xi+β2Ci+εi

(4)

Yi=a3Xi+a4Mi+β3Ci+εi

(5)

回歸方程中,Yi為因變量家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,Xi為自變量非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷,Mi為中介變量土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限,Ci為控制變量,a、β為待估參數(shù),εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。式(3)為自變量Xi對因變量Yi的總效應(yīng),式(4)為自變量Xi對中介變量Mi的配置效應(yīng),式(5)為控制中介變量Mi影響下自變量Xi對因變量Yi的影響效應(yīng)。其中,式(3)和(5)均采用有序Logit模型進(jìn)行分析,式(4)根據(jù)土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限變量類型分別采用OLS模型和Logit模型。

三、實(shí)證結(jié)果

(一)非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的影響因素

為保證匹配質(zhì)量,運(yùn)用Logit對非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的影響因素進(jìn)行估計(jì)。從表4結(jié)果顯示,受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好以及家里有政府工作人員是家庭農(nóng)場主具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的主要原因,可能源于當(dāng)受教育程度和風(fēng)險(xiǎn)偏好較高時(shí),農(nóng)場主愿意接納新鮮事物,外出非農(nóng)就業(yè)意愿較強(qiáng),而家中有政府工作人員意味著能更便捷地獲取非農(nóng)就業(yè)信息,有效推動(dòng)農(nóng)場主非農(nóng)就業(yè)。年齡、健康、自有土地面積以及與鄰居互動(dòng)頻率對非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷具有負(fù)向影響,可能源于農(nóng)場主年齡較大且身體健康狀況較差時(shí),外出就業(yè)機(jī)會(huì)較少,傾向于就地務(wù)農(nóng);家庭自有土地面積較大且與鄰居互動(dòng)較為頻繁時(shí),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息來源較廣,戶主擁有更多的職業(yè)選擇權(quán),促進(jìn)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。此外,農(nóng)場主性別以及婚姻狀況對非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的影響并不顯著,不能判定是否影響農(nóng)場主非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷,在傾向匹配得分時(shí)刪除這兩個(gè)變量。

表4 基于Logit模型的農(nóng)場主非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的估計(jì)結(jié)果 n=564

(二)共同支撐域與PSM匹配結(jié)果分析

為了更直觀展示匹配效果,繪制了有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷和無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的家庭農(nóng)場傾向得分匹配后的密度函數(shù)圖(見圖2)?？梢钥闯?兩個(gè)分組的傾向得分值重合范圍較大,共同支撐域廣,證實(shí)了匹配的有效性。此外,由表5可知,564個(gè)樣本在匹配后,對照組和處理組分別存在9個(gè)和12個(gè)未匹配樣本,有543個(gè)樣本匹配成功,匹配效果較好。

圖2 匹配后密度函數(shù)圖

表5 PSM匹配結(jié)果

(三)平衡性檢驗(yàn)

在測算傾向得分匹配結(jié)果前,采用k(k=4)近鄰匹配,通過一對一匹配方法對控制變量進(jìn)行匹配,對有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷組與無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷組控制變量的平衡性進(jìn)行檢驗(yàn),以確保匹配結(jié)果的可靠性。匹配結(jié)果如表6所示,經(jīng)過匹配,除家中有政府工作人員變量之外,匹配后其他變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%。同時(shí),對比匹配前結(jié)果,大多控制變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅下降,表明傾向得分匹配可以降低有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷與無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷兩組家庭農(nóng)場之間的差異。此外,實(shí)證結(jié)果顯示,大多變量t檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著,表明除家中有政府工作人員變量外,其他變量均拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)。可以得出,傾向得分匹配能消除家庭農(nóng)場因自選擇偏差帶來的估計(jì)偏誤,樣本匹配通過平衡性檢驗(yàn)。

表6 傾向得分匹配的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

(四)非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響效應(yīng)

運(yùn)用5種匹配方法衡量非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的平均處理效應(yīng)結(jié)果如表7所示。各匹配方法下,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷均能正向顯著促進(jìn)家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性提高,影響凈效應(yīng)為0.441,表明在考慮農(nóng)場主選擇性偏差后,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性顯著提高44.1%,證實(shí)相比無非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主而言,具備非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性更強(qiáng),采納生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)的程度更深?？赡艿脑蛟谟诰哂蟹寝r(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主人際關(guān)系網(wǎng)覆蓋面較廣,易受周圍積極環(huán)境影響,環(huán)境保護(hù)意識(shí)強(qiáng)烈,掌握農(nóng)產(chǎn)品市場動(dòng)態(tài),在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)生態(tài)自覺性更強(qiáng)。由此,假說H1得以驗(yàn)證。

表7 傾向得分匹配的處理效應(yīng)(ATT)

(五)非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的組群差異——基于PSM模型

由于家庭農(nóng)場資源稟賦的異質(zhì)性,不同受教育程度以及不同年齡的農(nóng)場主對非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的程度存在差異。本文根據(jù)農(nóng)場主受教育程度及年齡進(jìn)行分組,探討非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的異質(zhì)性影響。按照調(diào)研數(shù)據(jù),將農(nóng)場主受教育程度分為小學(xué)及以下、初中、高中及以上,將農(nóng)場主年齡分為35歲及以下、36～45歲之間、46～55歲之間、56歲及以上4個(gè)階段。如表8所示。

表8 非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的組群差異實(shí)證結(jié)果

從受教育程度分組來看,農(nóng)場主受教育程度為高中及以上時(shí),非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,但對初中及以下學(xué)歷家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響不顯著,證實(shí)了文化程度在農(nóng)場主決策中的重要作用;從年齡分組來看,農(nóng)場主年齡處于46歲及以上時(shí),非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷正向促進(jìn)家庭農(nóng)場生態(tài)生產(chǎn)自覺性,其中,56歲及以上農(nóng)場主非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷帶來的影響最明顯,而45歲及以下農(nóng)場主非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷帶來的影響不明顯。可能源于兩個(gè)原因:一是46歲及以上農(nóng)場主擁有豐富的生活和工作經(jīng)驗(yàn),在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中注重經(jīng)濟(jì)效益和市場競爭力,傾向于采納生態(tài)生產(chǎn)方式來提高產(chǎn)品的市場競爭力和附加值;二是在相同年齡條件下,具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)場主能接觸到生態(tài)保護(hù)的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn),在生產(chǎn)過程中的環(huán)保意識(shí)和責(zé)任感較強(qiáng),促使他們采納環(huán)保和可持續(xù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。

(六)內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)。考慮到非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響可能存在因遺漏變量或逆向因果關(guān)系等造成的內(nèi)生性問題,參考李家輝等[40]的研究,將工具變量和條件混合過程(CMP)估計(jì)法相結(jié)合能較好地解決內(nèi)生性問題。采用CMP估計(jì)法,運(yùn)用“同村莊相同年齡段非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷平均值”作為工具變量進(jìn)行回歸分析,以(20,30]、(30,40]、(40,50]、(50,60]、60歲以上進(jìn)行分組后的非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷平均水平作為工具變量衡量標(biāo)準(zhǔn)。主要基于以下考慮:一是村莊同年齡家庭農(nóng)場主之間非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷存在較強(qiáng)的相關(guān)性。二是同村莊相同年齡段非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷并不直接影響到家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,滿足對工具變量的要求。研究結(jié)果如表9列(1)、(2)所示,第一階段結(jié)果表明,同村莊相同年齡段非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷顯著影響農(nóng)場主非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷,滿足工具變量的相關(guān)性要求。第二階段回歸結(jié)果表示,在修正內(nèi)生問題后,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷仍然正向促進(jìn)家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性提升?；旌匣貧wInsig_2值顯著,似然比通過檢驗(yàn),表明模型估計(jì)結(jié)果顯著。由于CMP無法檢驗(yàn)弱工具變量問題,借助線性模型的弱工具變量檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,弱工具變量檢驗(yàn)F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于10,拒絕弱工具變量的假設(shè),也證實(shí)了內(nèi)生性檢驗(yàn)的必要性。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。運(yùn)用Order-logit模型驗(yàn)證原實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性,如表9列(3)所示。與PSM模型回歸結(jié)果大致相似,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性依然具有正向的促進(jìn)作用,證實(shí)了PSM模型結(jié)果的穩(wěn)健性。為了避免異常值對回歸結(jié)果產(chǎn)生的誤差,從數(shù)據(jù)方面考慮對回歸結(jié)果的穩(wěn)定性影響,對自變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理,并在縮尾處理基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。如表9列(4)所示,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性在1%的顯著水平下仍然具有積極的正向影響,研究結(jié)果較為穩(wěn)健。由于不同生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)在功能、屬性和效果存在差異,參考李曉靜等[41]對生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)采納程度的衡量方法,采用變異系數(shù)法對各項(xiàng)子技術(shù)賦權(quán)以此確定9個(gè)生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)的權(quán)重系數(shù),選取生態(tài)生產(chǎn)技術(shù)加權(quán)平均值以衡量家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性。如表9列(5)所示,在更換因變量衡量指標(biāo)后,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷依然能促進(jìn)家庭農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性提升,進(jìn)一步證明研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果 n=564

(七)土地流轉(zhuǎn)中介效應(yīng)

根據(jù)前文理論分析,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷不僅對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性產(chǎn)生直接影響,也通過影響土地流轉(zhuǎn)規(guī)模以及期限對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性產(chǎn)生間接影響。運(yùn)用中介效應(yīng)模型對間接影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果如表10所示。運(yùn)用OLS模型和Logit模型分別探究非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限的影響,由列(1)、(2)結(jié)果可知,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷分別在1%和10%的顯著水平上對土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限產(chǎn)生正向影響,影響系數(shù)分別為0.494和0.369,表明非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的影響相比土地流轉(zhuǎn)期限更大。運(yùn)用有序Logit模型分析在土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限的中介作用下非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響,由列(3)、(4)結(jié)果可知,在加入非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷變量的基礎(chǔ)上,土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限分別在1%和10%的顯著水平上促進(jìn)家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性程度提高,表明家庭農(nóng)場主轉(zhuǎn)入土地規(guī)模越大且流轉(zhuǎn)期限越長時(shí),其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性越高。同時(shí),由表9列(3)可知,非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)場農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響在1%水平上具有顯著的正向影響,系數(shù)為0.905。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序,得出土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)期限均在非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的過程中具有部分中介效應(yīng),且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例分別為13.70%、12.02%,表明非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷能夠通過擴(kuò)大土地流轉(zhuǎn)規(guī)模、延長土地流轉(zhuǎn)期限促進(jìn)家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性提升,且擴(kuò)大土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的間接效應(yīng)更明顯,假說H2、H3得到驗(yàn)證。

四、結(jié)論及政策建議

本文基于陜西省9市12縣564戶家庭農(nóng)場微觀調(diào)研數(shù)據(jù),運(yùn)用PSM方法,探究非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的影響,得到三點(diǎn)結(jié)論。(1)家庭農(nóng)場主年齡、受教育程度、健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)偏好、家庭農(nóng)場自有土地面積、與鄰居互訪頻率、家中有無政府工作人員均能顯著影響家庭農(nóng)場主非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷。(2)非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性具有顯著正向影響。家庭農(nóng)場主受教育程度為高中及以上、年齡處于46歲及以上時(shí),非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷對其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的正向影響更明顯。(3)土地流轉(zhuǎn)在非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷影響家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性的過程中具有中介效應(yīng),即非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷通過擴(kuò)大土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和延長土地流轉(zhuǎn)期限提升家庭農(nóng)場主農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,土地流轉(zhuǎn)規(guī)模的中介效應(yīng)相比土地流轉(zhuǎn)期限更大。

根據(jù)上述結(jié)論,本文提出三點(diǎn)建議。(1)完善非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)激勵(lì)機(jī)制,穩(wěn)定增加資金補(bǔ)貼、土地流轉(zhuǎn)以及技能培訓(xùn)等要素供給支持,提高非農(nóng)就業(yè)人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿,為農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)培育更多新型職業(yè)農(nóng)民。(2)加大對家庭農(nóng)場等新型經(jīng)營主體農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)政策支持力度,引導(dǎo)農(nóng)戶樹立生態(tài)環(huán)保意識(shí),提升生態(tài)生產(chǎn)自覺性。同時(shí),組織家庭農(nóng)場主進(jìn)行職業(yè)教育培訓(xùn),重點(diǎn)關(guān)注具有非農(nóng)職業(yè)經(jīng)歷的高齡農(nóng)村留守群體,提升其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生態(tài)自覺性,通過示范效應(yīng)帶動(dòng)年輕農(nóng)場主提升農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)水平。(3)適度推進(jìn)家庭農(nóng)場土地規(guī)模擴(kuò)張及土地流轉(zhuǎn)期限長期化。一方面,通過財(cái)政補(bǔ)貼以及提高信貸可得性等方式鼓勵(lì)種植業(yè)家庭農(nóng)場根據(jù)自身情況適度擴(kuò)張土地經(jīng)營規(guī)模,促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)健康發(fā)展。另一方面,健全土地流轉(zhuǎn)服務(wù)體系,創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)模式,降低土地流轉(zhuǎn)糾紛,推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)期限適度延長,促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者生態(tài)自覺性提升。