風險偏好如何影響農戶“糧改飼”參與行為?
——基于信貸的中介效應和風險感知的調節效應

張文娥,羅 宇,趙敏娟,3*

(1.西北農林科技大學 經濟管理學院,陜西 楊凌 712100; 2.中國農業大學 經濟管理學院,北京 100083; 3.西安財經大學 西安 710100)

一、問題的提出

保障國家糧食安全始終是關乎國計民生的頭等大事。近年來,隨著居民食物結構的轉型,肉蛋奶的消費量快速增加,傳統耗糧型畜牧業的發展必然會造成“人畜爭糧”的緊張局面[1]。預計到2030年,用于養殖草食家畜的飼料糧消費量將比用于保證人口口糧的數量多2倍以上[2]。在一定程度上,中國的糧食安全問題與飼料糧的安全問題緊密相關[3]。目前,我國飼料糧供給不足且糧飼結構不合理問題日益凸顯[4],致使畜產品質量安全問題頻發、資源配置扭曲嚴重,玉米、大豆等進口持續高位運行[5]。面對新的發展階段和新的發展形勢,如何立足國內有限資源,進一步優化種植結構、滿足剛性增長的飼料糧需求、保障畜產品的充足供應,成為亟需關注并解決的關鍵問題。

近年我國政府實施系列政策舉措,把發展飼草產業作為破解我國糧食安全問題的重要路徑[6]。2015年農業部聯合財政部正式提出開展“糧改飼”試點工作,以調減籽粒玉米種植面積、發展適應于草食畜牧業需求的全株青貯玉米等優質飼草料為重點任務,引導試點區域牛羊養殖從籽粒玉米飼喂向全株玉米飼喂的適度轉變。通過以養帶種的方式,調動種養主體種植優質飼草的積極性?！凹Z改飼”政策在緩解飼料糧短缺壓力、推動草食畜牧業高質量發展的同時,助力農業供給側結構性改革,保障國家糧食安全。截止2022年底,“糧改飼”政策已實施8年,試點范圍覆蓋全國17個省920個縣區,累計投入資金143.8億元。盡管在社會、經濟和生態方面已取得一定成效,但實踐中,仍存在農戶參與“糧改飼”積極性不高[7],全株青貯玉米種植率較低,甚至部分地區農戶在后期出現返種籽粒玉米等情況?；谶@一現實背景,本文將重點探討的問題是:什么因素影響了農戶的“糧改飼”參與行為?這種影響是通過何種路徑實現的?以及這種影響是否具有情境依賴性的差異性?

梳理國內外文獻發現,既有研究主要圍繞糧改飼政策實施現狀[8-9]、技術保障[10-11]、成本效益[12-13]、補貼標準[7]、發展模式[14]等問題開展,僅王霞等對農戶“糧改飼”參與行為與意愿悖離的問題進行了分析[15]。從研究視角來看,作為風險程度相對較高的農業生產,尤其是將籽粒玉米改種為全株青貯玉米后,可能會面臨技術適配性不足、市場行情不確定、自然災害等風險。因此,風險偏好可能是影響農戶“糧改飼”參與行為的重要因素。已有文獻也證實了風險偏好在行為決策中的重要作用[16-17],如,農戶的風險偏好直接顯著影響其農機采納行為[18]、農業保險選擇行為[19]、農業技術采納行為[20-21]等。

鑒于此,本文以玉米種植戶為研究對象,利用2022年在農牧交錯帶收集的1 479份微觀農戶調查數據,實證檢驗風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響,并探討這種影響的作用機制;進一步地,考察不同風險感知情境下農戶風險偏好對“糧改飼”參與行為的差異化影響。

二、理論分析與研究假說

(一)風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響

風險偏好是指農戶在農業生產經營過程中面對風險時產生的一種主觀心理態度,是農戶制定行為決策和感知決策情境的關鍵前導因素[22]。農戶的風險偏好會對其行為產生直接影響。根據前景理論[23],受生產風險不可控和信息不對稱條件的制約,不同農戶的風險偏好表現出顯著的差異[24],導致農戶之間行為決策的不一致。例如,在面對預期收益不確定時,風險偏好較強的農戶一般會表現出較為積極的態度,更傾向于技術采納[25]或產生冒險行為[16];而風險偏好較弱的農戶基于“安全考慮”的標準,往往表現出審慎的態度,如會降低農業技術采用[26-27]、資金投入[28]、土地流轉[29]和化肥減量[30]等。就農戶參與“糧改飼”而言,一方面,與傳統籽粒玉米相比,全株青貯玉米植株高大,粗纖維含量低,且具有更高的營養價值,能夠增加農牧業產出,顯著提升農戶收入[31]。由籽粒玉米改種全株青貯玉米的過程中存在如技術適配性不足、市場不確定性、成本投入增加等較大的風險。這意味著,農戶參與“糧改飼”的行為決策除要考慮預期收益外,還受到自身風險偏好的約束。當農戶的風險偏好程度較高時,其對效益的敏感度高于對風險的敏感度,從而更傾向于通過增加全株玉米的種植比例來提高收入;而當農戶風險偏好程度較低時,其更關注種植全株青貯玉米帶來的風險損失,從而降低參與“糧改飼”的可能性?；诖?本文提出假說1。

H1:農戶的風險偏好程度越高,參與“糧改飼”的可能性越大。

(二)農戶信貸的中介效應

任何個體行為都受到一定條件的約束,而資金約束是農戶參與“糧改飼”行為決策的局限條件之一[32]。具體來講,種植全株青貯玉米往往需要大量的生產性投資,比如建造青貯窖、購買青貯裹包、租用青貯機械等,由此產生的資金短缺將限制農戶轉變農牧業經營方式。面對流動性約束,農戶可通過信貸獲得資金支持,緩解農牧業經營過程中的資金壓力,促進農業投資的規?；詰獙r業生產方式轉型升級問題[33],從而促進農戶“糧改飼”參與行為的發生。然而,一個既定的事實是,種植業受自然條件的影響較大,農戶信貸存在風險性,因而農戶是否參與信貸受其風險偏好的影響較強。換言之,雖然農戶參與信貸能夠緩解農牧業生產當中的流動性約束,但是當種植業生產遭受損失時,也必須在規定的貸款期限內償還貸款,否則將承擔巨額的違約賠償[34],甚至會受到法律的制裁[35]。因此,風險偏好型農戶更注重種植全株青貯玉米帶來經濟效益,參與信貸的積極性較高,參與“糧改飼”的可能性更大;而風險厭惡型農戶更擔心信貸可能產生的違約成本,參與信貸的可能性較小,參與“糧改飼”的可能性較弱?；诖?本文提出假說2。

H2:風險偏好通過信貸影響農戶“糧改飼”參與行為。

(三)農戶風險感知的調節效應

相關研究表明,個體風險偏好與風險感知存在交互作用并共同作用于農戶的風險決策行為[36]。風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響可能因風險感知程度的不同而產生較大的差異。盡管種植全株玉米能產生更大的凈利潤空間,但由于生產風險的不可控性,農戶的“糧改飼”行為決策需同時考慮收益最大化和風險最小化。若農戶感知到種植全株青貯玉米可能會遇到技術風險、市場風險等狀況時,更傾向于保持現狀以規避風險。風險感知程度越高,農戶參與“糧改飼”的可能性越低。具體而言,一是技術風險。相比種植傳統籽粒玉米,全株青貯玉米的貯存操作難度大。農戶若掌握不好收割時間、收割高度、貯存技巧(密封不嚴、碾壓不實)等,就會出現腐爛、發霉和變質等情況,影響當年飼草產量、質量和農牧業收入。二是市場風險。除種養結合戶外,其余種植全株青貯玉米的農戶主要是通過訂單銷售產生效益,這意味著全株青貯玉米的銷售渠道和銷售價格是農戶種植全株青貯玉米的主要驅動因素。因此,在風險最小化目標下,當農戶對技術、市場等風險感知程度較高時,將會降低風險偏好對農戶參與“糧改飼”行為的促進作用,其間邏輯見圖1?；诖?本文提出假說3。

H3:風險感知能抑制風險偏好對“糧改飼”參與行為的促進作用。

三、數據來源、模型設定與變量選擇

(一)數據來源

本文所使用數據來源于課題組2022年8月在陜西、甘肅兩省開展的“農牧交錯帶農戶糧改飼行為”問卷調查。調研區域的選擇主要考慮以下兩個因素。第一,從農業發展條件來看,一方面,陜西、甘肅兩省是西北重要的農業大省,玉米播種面積占到糧食作物播種面積的50%以上,但產量低且不穩;另一方面,兩省均是畜牧業發展優勢區,同時也是第一批開展糧改飼試點的省份,糧改飼任務量大且發展前景較好。第二,從受自然災害來看,陜西、甘肅兩省均有典型的大陸性氣候特征,近兩年來,干旱缺水對玉米種植造成嚴重威脅,使得農戶面臨產量減少的風險。

調研采用分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法,在綜合考慮地區農牧業發展規模、經濟發展水平等因素的基礎上,在陜西省、甘肅省內分別選取2～3個樣本縣,然后在每個樣本縣選擇4～5個樣本鄉鎮,在每個樣本鄉鎮選擇4～5個樣本村,最后,在每個樣本村隨機選擇14～17個農戶進行一對一的問卷訪談。此次調查共涉及2省2市5縣24個鄉鎮96個行政村,累計發放農戶問卷1 600份。剔除關鍵信息不匹配、變量缺失嚴重及極端值問卷后,得到有效農戶問卷1 479份,問卷有效率為92.44%。其中,參與“糧改飼”農戶662戶,未參與農戶817戶。問卷內容主要包括農戶及家庭基本特征、農牧業投入產出情況、農戶風險偏好及對糧改飼政策認知等問題。

(二)模型設定

1. 基準模型設定。為考察風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響,參照相關的研究方法,本文將“糧改飼”參與作為被解釋變量,風險偏好作為核心解釋變量,設定基準計量模型為以下形式:

Y1=β0+β1R+β2X+ε1

(1)

Y2=γ0+γ1R+γ2X+ε2

(2)

式(1)～(2)中,Y1表示農戶是否參與“糧改飼”;Y2表示“糧改飼”參與規模;R表示農戶的風險偏好,由實驗經濟學方法測算所得;X為控制變量,包括農戶特征、家庭特征、政府對全株青貯玉米的支持力度、農戶社會資本及對全株青貯玉米認知等方面;β0、γ0表示常數項;β1、γ1、β2、γ2為待估計的系數;ε1、ε2為隨機擾動項。

由于農戶參與“糧改飼”屬于兩階段決策行為,農戶首先考慮要不要“改”,其次考慮“改”的規模。因此,根據被解釋變量的含義,本文設置如下估計方法:第一階段,因為農戶是否“改”是個二分類變量,故使用Logit模型進行估計;第二階段,筆者在調研過程中發現很多農戶并沒有參與“糧改飼”,如果把“改”的規模設定為線性方程,并運用最小二乘法估計,將得出有偏的估計結果[37]。因此,本文在第二階段使用Tobit模型進行估計。

2. 信貸的中介效應檢驗。為檢驗風險偏好是否通過信貸影響農戶“糧改飼”參與行為,本文借鑒溫忠麟和葉寶娟的中介效應檢驗方法[38],構建如下計量模型:

Yi=α0+α1R+α2X+ε3

(3)

Mi=δ0+α1R+α2X+ε4

(4)

Yi=ζ0+α1R+α3M+α4X+ε5

(5)

式(3)～(5)中,Yi是農戶“糧改飼”參與行為;Mi為農戶信貸變量,即中介變量;R表示農戶的風險偏好;α1、α2、α3、α4為待估計參數;α0、δ0、ζ0為常數項;ε3、ε4、ε5為隨機擾動項。

3. 農戶風險感知的調節效應檢驗。為檢驗農戶風險感知是否在風險偏好與“糧改飼”參與行為之間產生影響,本文借鑒溫忠麟等[39]的方法采用交互項的方式構建調節效應模型。具體模型如下:

Yi=φ1+φ2R+φ3P+φ4R×P+φ5X+ε6

(6)

式(6)中,Yi是農戶“糧改飼”參與行為;R代表農戶風險偏好;P代表農戶風險感知;R×P表示農戶風險偏好與風險感知的交互項;X為控制變量;φ2、φ3、φ4、φ5為待估計參數;φ1為常數項;ε6為隨機擾動項。

(三)變量選擇

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為農戶“糧改飼”參與行為,涵蓋是否“改”和“改”的規模兩個變量?；凇凹Z改飼”政策導向,本文分別采用“農戶是否種植全株青貯玉米”和“全株青貯玉米種植面積”2個變量予以測量。

2.核心解釋變量。本文借鑒相關文獻[40],通過實驗經濟學方法測度農戶的風險偏好。整個實驗由一個游戲的三個階段組成。第一階段,為避免因調研員講述的不同而造成農戶理解偏差,調研組編寫了統一的游戲規則介紹,并由各調研員向農戶描述游戲的具體內容與相應的做法。第二階段,由各調研員開展一次操作示范,并詢問農戶是否理解游戲規則;若未理解,則調研員再次向農戶解釋游戲內容與規則,并進行操作演示直到農戶能理解我們的問題。第三階段,開始正式游戲。問卷共設計了14組游戲方案(表1),每組方案包含A和B兩組選項,A選項表示農戶能夠獲得一張彩票,中獎概率為50%,中獎金額為100元;B選項表示固定金額(從方案1到方案14呈現逐漸遞增的趨勢,且最小金額為1元,最大金額為99元)。與A選項相比,B選項的風險更低。游戲規則:對于14組游戲方案,調研員不可跳躍式詢問,每個農戶需逐一從每組方案中做出選擇。農戶可以自始至終選擇A選項,也可以自始至終選擇B選項,但若在14組方案中,農戶由A選項轉為B選項后,后續各組游戲中不可再選擇A選項。通過14組游戲方案,我們可以更為準確地測度和分析出農戶的風險偏好[41]。

表1 農戶風險偏好游戲方案

農戶的風險偏好程度值,計算公式如下:

(7)

式(7)中,xB為選擇B選項的數量。R為農戶的風險偏好程度值,若農戶在14組游戲方案中全部選擇了B選項,則R值為0,表示農戶為極端的風險規避者;反之,若農戶在14組游戲方案中全部選擇了A選項,則R值為1,表示農戶為極端的風險追求型。

3.控制變量。本文借鑒相關文獻[42],在模型分析中控制了其他影響農戶“糧改飼”參與行為的變量,包括農戶特征變量(年齡、受教育程度、養殖年限)、家庭經營特征(農業勞動力人數、耕地經營面積、家畜養殖數量)、政府支持(宣傳、培訓)、社會資本(信任程度、交流頻繁度、村莊地位)、農戶認知(對全株青貯玉米銷售認知、對全株青貯玉米價格認知)等方面。具體變量含義及描述性統計見表2。

表2 變量的含義及其描述性統計

四、模型估計結果與分析

(一)風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的基準回歸結果

表3匯報了風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的基準估計結果。其中,列(1)、(3)是在未加入控制變量時,僅考慮風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響。為避免遺漏變量而產生的內生性問題,列(2)、(4)是加入了控制變量的估計結果。估計結果顯示,風險偏好的邊際系數與顯著性水平均未發生較大的變化,說明在控制了其他因素以后,風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為有顯著的促進作用。具體來看,列(1)、(2)是風險偏好對農戶是否參與“糧改飼”的估計結果。從結果來看,在引入控制變量后,風險偏好在5%的統計水平上顯著正向影響農戶“糧改飼”參與決策。這表明農戶的風險偏好程度越高,參與“糧改飼”的可能性越大。模型邊際效應估計系數說明,在其他特征保持不變的情況下,農戶風險偏好指數每上升一個單位,其參與“糧改飼”的可能性上升7.8%。這一估計結果初步驗證了假說H1。列(3)、(4)是農戶風險偏好對其“糧改飼”參與規模的估計結果。結果顯示,在控制了其他變量的影響后,風險偏好在1%的統計水平上顯著正向影響農戶“糧改飼”參與規模。邊際效應系數說明,農戶的風險偏好程度每增加一個單位,其“糧改飼”參與規模將增加3.068畝。這與高延雷等[43]的研究結論一致。對此,可能的解釋是,在以養殖業為主要生計來源的農牧交錯地區,優質飼草短缺且外購飼草成本不斷上升是制約當地畜牧業發展的重要因素。種植全株青貯玉米可為草食家畜提供足量的優質飼草,使得家畜泌乳力、日增重等生產性能顯著提升[44],增加了農戶家庭經濟收入。但不可忽視的是,種植全株青貯玉米也會面臨一些諸如技術、市場等風險。因此,對于風險偏好程度較高的農戶來說,他們對效益的敏感度高于對風險的敏感度,更愿意嘗試“優質草料+精料”的新型養殖模式以增加收入;而對于風險厭惡型農戶來說,他們更傾向于“籽粒玉米+秸稈”的傳統養殖模式以規避風險。綜上所述,越是風險偏好的農戶,參與“糧改飼”的可能性和規模也越大。

表3 風險偏好對“糧改飼”參與行為影響的估計結果

(二)穩健性檢驗

1. 穩健性檢驗一:更換核心解釋變量。為驗證估計結果的穩健性,本文以“農戶股票投資偏好”為核心解釋變量,采用同一計量模型,重新估算風險偏好與農戶“糧改飼”參與行為之間的關系。值得說明的是,農戶股票投資偏好具體的測度方式為“假設您投資的股票出現10%的虧損,您將如何處理該股票?1=全部賣掉;2=賣掉50%;3=繼續持有,不出售”。若農戶回答為1,則認定該農戶為風險規避型;若農戶回答為2,則為風險中立型;若農戶回答為3,則為風險偏好型。估計結果如表4所示。由表4可知,股票投資偏好的系數和顯著性沒有實質性變化,且對農戶“糧改飼”參與行為產生顯著的正向影響,說明風險偏好顯著促進了農戶“糧改飼”參與行為。

表4 穩健性檢驗

2. 穩健性檢驗二:更換估計方法?；诨鶞驶貧w模型,為進一步驗證回歸結果的科學性和穩健性,本文采用Probit模型重新估計農戶是否參與“糧改飼”,采用OLS方法重新估計農戶“糧改飼”規模(見表4)。結果顯示,與基準回歸模型相比,第一階段的風險偏好系數和顯著性差異不大,而第二階段的風險偏好系數略高(4.975),且均在1%的統計水平上顯著。這表明農戶風險偏好程度越高,越容易產生“糧改飼”行為。進一步驗證了基準回歸模型估計結果的穩健性。

(三)作用機制分析

按照中介效應檢驗流程,表5匯報了信貸在風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為影響中的間接效應。其中,第(1)～(3)列是信貸在風險偏好對農戶是否參與“糧改飼”的機制檢驗結果;(4)～(6)列是信貸在風險偏好對農戶參與“糧改飼”規模的機制檢驗結果。具體而言,表5第(1)列是風險偏好對農戶是否參與“糧改飼”的回歸結果,結果顯示,風險偏好正向顯著影響農戶的“糧改飼”參與決策;第(2)列是風險偏好對農戶信貸的影響,結果表明,風險偏好顯著促進了農戶信貸行為的發生;第(3)列是同時引入風險偏好和農戶信貸的估計結果,從估計結果看出,風險偏好和農戶信貸同時通過了1%統計水平的顯著性檢驗,且風險偏好的系數值在表5的第(3)列有所下降,表明信貸在風險偏好影響農戶是否參與“糧改飼”的過程中起到部分中介的作用。進一步地,通過中介效應的數值可以發現,農戶信貸的中介效應值為0.004,在總效應中所占的比重為1.403×0.003/0.078=0.054。這在某種程度上說明,風險偏好對農戶是否參與“糧改飼”的作用大約有5.4%是通過信貸的中介作用實現的,其表現出風險偏好-農戶信貸-農戶是否參與“糧改飼”的傳導機制。

表5 農戶信貸的中介效應檢驗

同理,本文也檢驗了農戶信貸在風險偏好對農戶“糧改飼”參與規模的中介效應。第(4)列匯報的是風險偏好對農戶“糧改飼”參與規模的影響;第(5)列匯報的是風險偏好對農戶信貸的影響;第(6)列匯報了同時引入風險偏好和農戶信貸的估計結果。從第(4)～(6)列可以看出,風險偏好和農戶信貸均通過1%的顯著性檢驗,說明農戶信貸在風險偏好與農戶“糧改飼”參與規模之間存在部分中介效應,即風險偏好能夠促進農戶參與信貸,同時,農戶信貸可增加其“糧改飼”規模。進一步地,本文計算了信貸在風險偏好對農戶參與“糧改飼”規模的中介效應的大小為0.094,占總效應的比重為0.031,說明風險偏好對農戶參與“糧改飼”規模的作用大約有3.1%是通過農戶信貸實現的,其傳導機制為風險偏好-農戶信貸-“糧改飼”參與規模。綜上可見,信貸在風險偏好影響農戶“糧改飼”參與行為中充當部分中介作用,即風險偏好促進了農戶參與信貸,而信貸又推動了農戶的“糧改飼”參與行為,假說H2得以驗證,這與毛慧等[26]的研究結論一致。產生這一結果的原因是,本文以種植全株青貯玉米測量農戶“糧改飼”參與行為。雖然全株青貯玉米能夠顯著提高農戶收入,但種植全株青貯玉米具有投資大、風險高的特性,在實際操作過程中存在因氣候、技術、市場等原因造成投資成本難以回收的可能,增加了農戶的信貸成本。因此,風險偏好程度較低的農戶因擔心違約成本不愿意參與信貸,而資金短缺又進一步制約了農戶的“糧改飼”參與行為。

(四)農戶風險感知的調節效應檢驗

根據前文理論分析,農戶風險感知在風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響中具有調節效應,即風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響會隨著農戶風險感知的不同而存在差異。為此,本文分別引入農戶對種植全株青貯玉米的技術風險感知和市場風險感知與風險偏好的交互項以檢驗風險感知在風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為中的調節作用。為避免產生共線性問題,本文首先對農戶的風險感知和風險偏好變量做中心化處理,然后將中心化后的變量引入模型,估計結果如表6所示。表6中第(1)、(2)列是加入技術風險感知的交互項后,風險偏好對其“糧改飼”參與行為的影響;第(3)、(4)列為加入市場風險感知的交互項后,風險偏好對其“糧改飼”參與行為的影響。

表6 農戶風險感知的調節效應檢驗結果

1. 農戶對種植全株青貯玉米的技術風險感知。由表6第(1)、(2)列可以看出,“風險偏好與技術風險感知”的交互項系數在5%的水平上顯著為負,這表明農戶對種植全株青貯玉米的技術風險感知弱化了風險偏好對其“糧改飼”參與行為的影響,假說H3得以驗證。即在農戶技術風險感知的調節作用下,假定農戶技術風險感知變動1個單位,那么農戶風險偏好程度每提高1%,其“糧改飼”參與可能性和參與規模將下降約0.064和1.410個百分點。同時,由表7第(2)列可知,對于技術風險感知程度較低的農戶而言,風險感知程度每降低一個單位,其“糧改飼”參與規模將增加11.237個單位。這意味著,風險偏好程度越高的人,若對全株青貯玉米技術風險感知的程度越低,那么其參與“糧改飼”的可能性和規模越大。

表7 風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的異質性估計結果

2. 農戶對種植全株青貯玉米的市場風險感知。由表6第(3)、(4)列可以看出,農戶風險偏好與市場風險感知的交互項至少在10%的統計水平上是顯著的,且估計系數為負,說明農戶的市場風險感知會削弱風險偏好對其“糧改飼”參與行為的促進作用,假說H3同樣得以驗證。 同時,從表7第(4)列可知,對于市場風險感知程度較低的農戶而言,風險市場風險感知程度每降低1個單位,其“糧改飼”參與規模將增加16.050個單位。

比較農戶技術風險感知和市場風險感知的調節效應可知,兩類風險感知均可顯著弱化風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的促進作用,且農戶對市場風險感知的弱化作用大于對技術風險感知的弱化作用。這與陶源等[45]的研究結論相一致。對此可能的解釋是:根據風險理論,當個體風險感知程度較高時,往往會處于一種沮喪和焦慮的狀態中,通常會盡可能采取風險規避行為來緩解這種狀態[46]。因而,農戶對種植全株青貯玉米的風險感知越高,對風險偏好促進農戶“糧改飼”參與行為的抑制作用越強。同時,作為理性農戶,是以利潤最大化為目標的,而市場作為農戶獲得收益的主要途徑,若存在較高的收益不確定性,則會較大幅度降低農戶參與“糧改飼”的積極性。

五、研究結論與政策啟示

(一)研究結論

本文基于1 479個農牧交錯帶微觀調研數據,以玉米種植戶為研究對象,采用實驗經濟學方法,探究風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的影響,研究結論如下。第一,風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為具有顯著促進作用,即農戶風險偏好程度越高,參與“糧改飼”的可能性越大,參與規模越大。第二,風險偏好可以通過信貸影響農戶的“糧改飼”參與行為,風險偏好程度越高的農戶,參與信貸的可能性越大,產生“糧改飼”行為的可能性越大。第三,風險感知顯著抑制了風險偏好對農戶“糧改飼”參與行為的促進作用,且農戶對市場風險感知的調節作用大于技術風險感知的調節作用。

(二)政策啟示

本文的研究結論不僅回答了風險偏好如何影響農戶“糧改飼”參與行為,還驗證了風險感知具有明顯的情境依賴特征,具有一定的政策意義。第一,考慮到中國多數農戶屬于風險厭惡型,所以應盡可能避免農戶由籽粒玉米改種全株青貯玉米的過程中出現青貯飼草腐爛、變質等影響農戶收入的情況。一方面,需要農業相關部門重視對全株青貯玉米收貯技術的培訓,通過創新培訓形式和豐富培訓內容等方式,著力解決農戶全株青貯玉米種植過程中的技術瓶頸問題,降低農戶潛在的技術風險。另一方面,應嘗試構建全株青貯玉米種植的保險體系,分散農戶“糧改飼”參與風險。第二,金融機構特別是涉農金融機構應宣傳相關信貸政策,加大農戶參與“糧改飼”的信貸資金供給,滿足農戶在“糧改飼”過程中的資金需求。金融機構可以給參與“糧改飼”的農戶提供信貸優惠,如降低貸款的門檻、延長貸款期限、降低貸款利率等,減輕農戶參與“糧改飼”的信貸壓力。第三,加強對全株青貯玉米種植風險信息的宣傳,提高農戶風險感知的準確度。目前由于缺乏專門針對飼草種植風險知識和經驗的宣傳,農戶無法獲取有關全株青貯玉米種植風險的足夠信息。因此,農業部門可考慮將全株青貯玉米種植的風險信息作為重要板塊,通過互聯網途徑(官方網站、微信公眾號、抖音、快手)進行科普與宣傳,使得農戶對“糧改飼”過程中面臨的風險有更為全面的認知,逐步提升農戶風險感知的精準度。