一、 引言

保护耕地是我国的一项基本国策，其实质是恢复和发展耕地的生产力，不仅要维持一定的数量，更要保障相应的质量^[1]。在家庭联产承包责任制下，农户是耕地利用的基本单元，是实施耕地保护的微观主体，其用地行为是耕地质量发展的关键^[2]。现有对农户耕地质量保护行为(以下简称：保护行为)影响因素的研究，普遍以农户与耕地之间的经济关系为重点，选取经济收益、政府补贴等指标进行了实证分析^[2-5]。但近年来，随着农业生产成本的快速攀升、非农就业机会和非农收入水平的提高，农业与非农业投资之间形成了巨大的效益反差^[6]。仍旧以农户和耕地之间的经济联系为核心设计的耕地保护政策^[7]，其作用机理如果偏离了保护行为的动机，作用效果将会大打折扣。

耕地不仅是农户的生产和生活资料，还具有社会保障、生态保护、休闲娱乐等多种功能^[8-9]，农户保护行为的动机也来自于对耕地生产及非生产性功能^[9-12]两方面的需要。因此，农户作为“经济人”所追求的利益最大化，不仅是经济收益，而是综合收益的最大化。为响应国家建立资源节约型、环境友好型农业生产体系的发展要求，张莎莎、霍生平研究了农户生态理性的培育问题^[13-14]，但现有文献没有回答“农户的生态理性是否会影响保护行为，以及与经济理性相比，程度如何”。而这一问题对于调动农户内在的耕地保护积极性至关重要：如果经济理性是保护行为的主动因，经济手段就应该是耕地保护政策的首选；反之，如果生态理性是保护行为的主动因，政策关注的重点就应该是如何提高农户可持续利用耕地的能力和意愿。

本文通过对农户行为逻辑的分析，在经济学理论和耕地保护实践之间架起桥梁，为农业政策的制定提供理论支持。具体而言，包括以下两个方面：(1)理论上，建立了包括“经济理性”和“生态理性”的保护行为逻辑分析框架；(2)实证上，使用结构方程模型对466个样本进行分析，检验了生态理性对保护行为的作用。

二、 研究设计 (一) 理论依据

学术界对农户保护行为或保护意愿的分析以实证研究为主，在分析角度上各有偏重。针对我国传统的小规模家庭农业，实证研究往往从经济理性的角度，假定农户是追求利润最大化的理性生产者，认为种植收益、外出务工机会、农业基础设施等经济因素是影响保护与否的关键^{[5-6, 15-16]}。尽管经济利益是重要的，但并不一定是影响保护行为最重要的因素^[17]，也有学者实证得到农户对环境是否关心、参与培训情况、政府的宣传力度、媒体的影响力^[18]对保护行为也有显著的积极作用。国外学者关于农业经营主体的研究中，越来越多地偏重于从农户心理机制的角度，如对耕地退化知识的掌握^[19]、对田园生活积极的态度^[20]、对保护技术的易用性和效果感知^{[12, 21-22]}、参与耕地保护的意愿^[23]等方面，来分析保护行为的动机。

政府对农户的耕地保护实践给予了大量支持，使用经济的和非经济的手段调动农户保护耕地质量的积极性。经济手段例如通过普惠的农业生产补贴提高农户从耕地上获得的经济收益，推动土地流转、设立耕地保护基金降低农户保护耕地质量的外部性；非经济手段如通过宣传、示范、培训等方式增强农户的耕地保护意识^[18]。在政府调控与技术推广的影响下，部分农户采纳了秸秆还田、测土配方施肥等措施^[24]，使得耕地质量整体上向好的方向发展。农村的耕地保护实践从侧面反映了，单纯从经济理性角度不足以解释为何在耕地创造的比较收益不断下降的情况下，农户依然采纳了耕地质量保护技术。因此，结合政府经济和非经济手段的影响，我们需要系统地研究农户价值观念的变化，从农户内在心理活动出发寻找耕地保护的行为逻辑。

本文依据生态经济学的“生态经济人”理论^{[13-14, 25-30]}，假设生态经济系统中的人既受益于经济系统，又受益于生态系统，更受益于二者的协调^[27]；“生态经济人”在本质上仍旧是“经济人”，既有追求经济收益最大化的经济理性，同时也会获得内在的生态理性带来的满足感^[25]。经济理性以个人的经济获利为唯一目的，使人与自然之间的关系变成了工具关系^[28]；生态理性是对生态环境的科学认知能力^[29]，弥补经济理性对自然价值认知的不足。“生态经济人”的假设从理论上为保护行为提供了合理的解释，农户既有关注农业生产效益的经济理性，又有重视生态价值的生态理性^{[11, 13-14]}，在生态保护和经济发展、短期与长期收益之间寻求均衡的支撑点，以整个生态经济系统长期效益最大化为追求目标^{[27, 31]}。

综合上述分析，本文认为农户对经济收益的认同是影响保护积极性的重要方面，但受限于种植业比较收益的持续下降，难以持续激励保护行为，那么经济理性是否仍然是最有影响力的因素？近年来农村开展的耕地质量保护工作强化了农户的耕地保护意识，促进了农户生态理性的形成，生态理性能否以及在什么程度上影响农户的用地行为？农户的行为逻辑是否和“生态经济人”假说相契合，影响其行为的主导因素是什么？显然，单纯从经济关系角度不足以全面反映耕地质量保护实践，只有综合考虑保护行为给农户经济和生态两个方面带来的满足感，才能够为耕地保护政策的制定提供可靠的支持。为此，本文从更为全面的视角构建研究假设，对农户的“生态经济人”假说进行验证，并回答上述研究问题。

(二) 研究假设

如前所述，随着耕地质量保护工作的推行，政府通过以补贴为主的经济手段提高农户对种植业经济收益的认可度；通过培训、示范、动员、信息传播等措施逐步塑造农户的生态理性；假设保护行为受到农户内在的心理机制和外部情景因素的共同影响。具体而言，本文提出的保护行为逻辑分析框架包含以下三个研究假设：

假设1：农户的经济理性水平越高，保护耕地质量越积极。

农户的经济理性是对种植收益的认可程度，在进行农业投入决策时与厂商一样，要进行投入产出分析^[15]。众多研究表明，农户追求经济利益的最大化^{[2, 5-15]}，对耕地经济利益的评判影响其种植方式的选择以及对土地的投入，进而对保护行为产生影响。本文从耕地的绝对收益、比较收益和边际收益三个方面来衡量农户对经济收益的认可度。

假设2：农户的生态理性水平越高，保护耕地质量越积极。

农户为满足自身的物质或精神需要，会对生态环境产生正面或负面的影响^[19]。而生态理性反映了农户能够从耕地可持续利用中获得效用水平，因而是影响保护行为的重要因素。在本文中，耕地质量保护逻辑的生态理性是，农户对耕地质量保护的科学认知，并有能力根据耕地质量情况作出正确的决策，及时调整个人行为。由于环境保护的宣传和教育是塑造农户生态理性的重要途径，本文从生态理性的内涵出发^[30]，参照Sia、Hungerford、Tomera等^[32]基于环境教育学提出的“环境素养模型”，将农户的生态理性分为认知、态度和个性三个方面。

假设3：情景因素对经济理性、生态理性和保护行为的影响。

内在的心理活动和个体行为往往受到外界情景因素的影响^[26]，以往的实证研究中通常也纳入了农户个体特征变量和耕地属性等外生变量对保护行为的影响^[2]。本文假设农户个人的受教育程度、经营面积和社会的外部规范往往对农户的保护行为有着显著的影响。此外，假设种植面积的扩大能够产生规模效应，降低耕地保护的外部性，增加农户对耕地可持续利用能力的关注，因此对经济理性和生态理性都有正向的影响；受教育程度较高的农户更有可能从耕地中获取较高的经营收益，也更能对耕地进行有效的保护，因而对经济理性、生态理性有正向影响；周围村民的保护行为对农户生态理性的建立有着积极影响。

(三) 模型选择

为充分利用变量之间结构关系的先验信息，本文将“经济理性”“生态理性”视为概念性的潜变量，因而适合使用结构方程模型来验证研究假设。结构方程模型能够处理显性指标与潜变量之间的关系，检验数据与理论框架的契合度^[33]，本文依据相关理论和研究框架建立了结构方程模型图(见图 1)。根据研究假设，经济理性、生态理性和保护行为三个潜变量与显性指标之间形成了测量模型；结构模型部分，经济理性和生态理性共同作用于保护行为；外生情景因素作为控制变量对三个潜变量产生影响

(四) 数据来源与样本特征

本文数据来自于对陕西境内渭河流域村庄的调研，该区域集中了全省超过一半的耕地面积，是重要的粮棉油生产基地。近年来，由于耕地的不合理利用带来的非点源污染、盐碱化、水土流失等问题，对农业和国民经济的可持续发展带来了严重威胁。近年来，陕西省政府制定和实施了《陕西省土地利用总体规划(2006—2020年)》《陕西省渭河流域综合治理五年规划(2008—2012年)》，为保护和改善耕地生态环境起到了积极的作用。正式调研^①在2014年1月，调研方法为调研员入户与农民一对一直接访谈，沿流域的上、中、下游发放问卷500份，回收有效问卷466份，问卷有效率为93.2%。问卷包括调研说明、调研内容、被访问者基本情况等内容。调研问卷参照了相关的研究^{[2-6, 9-15]}，设计了三个潜变量(经济理性、生态理性和保护行为)的12个观测变量，均为1~5等距赋值的定序变量，具体测量方法如表 1所示。466份有效问卷中，受访者为男性的有319份，占68.5%，女性的有147份，占31.5%；年龄最小的为24岁，年龄最大的为70岁，平均年龄为47.6岁；家庭有非农就业人员的农户有378份，占81.1%，没有非农就业的农户有88份，占18.9%；家庭平均种植面积为3.09亩；平均受教育程度为初中到高中/中专之间。样本的人口统计学特征与所在区域的第六次人口普查数据、《陕西省统计年鉴2014》、其他学者的抽样特征^{[13, 33]}相似，样本具有代表性。

为验证变量选取的可靠、有效程度，使用SPSS20.0对指标进行描述性统计分析和问卷的效度、信度检验(表 1)。对问卷效度的分析采用探索性因子分析(EFA)，得到各潜变量在观测变量上的载荷系数均高于0.71，说明观测变量50%以上的方差都能够被潜变量反映^[35]，可以认为问卷的效度水平通过了检验。问卷信度的分析采用Cronbachs Alpha系数法，得到经济理性、生态理性、保护行为三个潜变量的Alpha值分别为0.79、0.82、0.84，12个指标总体的Alpha值为0.77，均高于0.60的判别标准，可以认为问卷信度水平较佳。

经济理性的测度指标表明：整体上，在计入个人劳动的成本后，农户认为种地的货币性投入和收益“基本持平”，高于陈美球、冯黎妮、周丙娟等^[15]的研究^①；由于难以从土地上获取足够的家庭开支，农户在劳动力配置上表现出明显的兼业特征，因而农业收入占家庭收入比重不足一半，种地基本不能保障现有的生活条件；农户对改善耕地质量投资的态度，多数认为不合算。农户对耕地经济收益的认同度不高，对比较收益的认可度最低，其次是边际收益，认可度最高的是绝对收益，这与我们的预期是一致的。

生态理性的测度指标均值都大于3，说明就平均水平而言农户关注耕地质量的变化，认同个人在耕地质量保护中的主体地位，接受并掌握了一定的耕地保护知识。在调研中，我们发现耕地保护的宣传和教育对农村地区产生了广泛的积极影响，水平最高的态度指标反映了农户在耕地质量保护上有着积极的态度；其次是认知指标反映了农户了解耕地质量变化的知识，个性指标反映了农户改善耕地质量的个人能力。

保护行为的测量指标中，多数指标的均值在3以下。用于衡量耕地质量保护投入行为的备选项有：不使用高毒或高残农药、多施有机肥、修建和维护农田水利(近五年)、防治农田污染、测土配方施肥、建设农田防护林、耕地平整措施、秸秆还田(覆盖)技术、免耕少耕播种技术、深松土壤技术、田间节水灌溉技术、其他措施。虽然投入和劝说水平并不高，但从农户的直觉来看，认为近三年耕地质量未出现退化。可能而又合理的解释是，稳定的耕地产出水平使得更多的农户倾向于认为耕地没有出现退化；或是由于检测数据的缺乏，农户对耕地质量变化的感知出现了偏差。对于后一种情况，使用结构方程模型可以很好地处理测量误差的问题。

情景因素反映了样本区域的基本情况，家庭种植面积多分布在3~12亩之间，被访问者的受教育程度多为初中和高中。农户感知到周围村民对耕地质量保护的重视程度并不高，一方面是保护现状与被访问者的心理预期之间仍存在一定的差距，另一方面是农户之间少有相互的劝说行为，即使内心希望耕地得到更好的保护，也难以被其他村民察觉。

总体来看，农户认为耕地带来的经济收益，特别是比较收益不高。农户在长期的生产实践和社会引导下建立了一定的生态理性，但依然有很大的提升空间。情景变量显示了本文所使用的样本来自于传统的小规模农户，因而以下研究结论适用于对我国粮食主产区的主要生产者——兼业化小规模经营农户保护行为的分析。

①在正式调研之前，进行了预调研，对问卷中存在语义不明的问题进行了优化。正式调研地点包括宝鸡、咸阳、渭南、华阴4个城市，硖石、蟠龙、马庄、马泉、华西、五合、北社、故市、辛市、信义10个乡镇的34个行政村。调研人员在出发前接受了为期1天的培训，以准确把握调查的目的和要求，如调研对象为现在拥有耕地，有三年及以上从事种植业经验的成年人；调研问题中，“耕地”所涉及的范围是被访问者家庭有权利种植的土地，包括从承包经营、土地流转、撂荒与开荒、赠予等形式获得的种植权利。

①陈美球、冯黎妮、周丙娟等在江西德安县的调研中，耕地是否赚钱变量的取值为：不赚钱、基本持平和赚钱三项^[15]。57.2%的受访者选择了不赚钱，但不赚钱和基本持平两个选项在语义上存在重叠。

三、 结果分析 (一) 模型检验和修正

使用AMOS20.0对图 1的结构方程模型进行估计，结果如表 2、表 3(模型Ⅰ)所示。由于绝对适配度指标χ²对样本量大小过于敏感，导致大样本分析中(样本量大于200)χ²检验需要结合自由度，使用卡方与自由度的比值进行分析^[35]。表 2是对理论模型整体适配度的检验，简约适配度指标(χ²/df、PGFI、PNFI)，绝对适配度指标(GFI、AGFI、RMSEA)，增值适配度指标(NFI、IFI、TFI、CFI)均达到判断标准值的要求，表明研究框架与样本数据适配，可进一步用于验证研究假设。表 3呈现了参数估计的结果，其中种植面积对生态理性的影响(0.035)不显著，意味着不同种植规模的农户在生态理性上没有差异，合理的解释是农村开展的耕地质量保护工作缺乏针对性，导致生态理性和种植规模之间没有显著的关联。教育程度对经济理性的影响(0.028)不显著，合理的解释是受教育程度提高产生的收入效应使得农户的非农就业机会增加，倾向于放弃从事收入较低的第一产业；产生的替代效应使得农户掌握科技知识的能力增强，从而获得较高的经营收入；在两种效应的共同作用下，导致参数估计的结果不显著。

进一步，在模型Ⅰ的基础上去掉上述不显著的两个路径关系，得到模型Ⅱ。表 2显示，由于自由度增加了2，模型Ⅱ的整体适配程度相对于模型Ⅰ有所降低，依然通过了检验。表 3的模型Ⅱ显示，经济理性对保护行为的影响在10%的水平上显著，教育程度对生态理性、外部规范对经济理性的直接影响在5%的水平上显著，其余路径和载荷系数均在1%的水平上显著，此外所有潜变量的标准化载荷系数均在0.50~0.95之间，说明模型通过了内在适配度检验^[34]。

( (二) 实证结果

潜变量之间的路径系数显著为正，说明经济理性和生态理性对保护行为有显著的正向影响，验证了假设1、假设2；除种植面积对生态理性的影响、教育程度对经济理性的影响外，情境因素对潜变量影响的路径系数显著为正，部分验证了假设3。对模型Ⅱ的进一步分析可以得到以下结果：

(1)标准化的因子载荷系数反映了潜变量与观测变量之间的关系：比较收益(0.814，0.728)最能够反映经济理性，个性变量(0.770，0.765)最能够反映生态理性，投入行为(0.749，0.793)和劝说行为(0.791)最能够反映保护行为。这意味着，外部就业机会、改善耕地质量的个人能力和具体的耕地保护实践能够更多地反映三个潜变量的内涵。

(2)影响保护行为的路径关系包括经济理性、生态理性、情景因素三个方面，其标准化的参数估计结果表明：经济理性的影响最小(0.098)，不是主导因素；生态理性排在第一位(0.248)，意味着当农户形成了一定的生态理性时，将有能力而且愿意采取耕地保护措施；情景因素的影响包括直接和间接效应。种植面积(M1)排在第二位(总效应0.202)，扩大种植面积一方面直接增加保护的积极性(直接效应0.185)，另一方面通过影响农户对耕地经济收益的认同(间接效应0.017)，间接影响保护的积极性；受教育程度(M2)排在第三位(总效应0.170)，更高教育水平的农户一方面更愿意自觉保护耕地质量(直接效应0.144)，另一方面建立了更高的生态理性从而间接地影响保护行为(间接效应0.026)；对周围村民保护行为的感知(M3)排在第四位(总效应0.156)，与受教育程度类似，包括直接作用(直接效应0.126)和通过生态理性的间接作用(间接效应0.030)。

(三) 研究讨论

从经济理性来看，相对收益是反映农户对耕地经济收益认可度的重要方面，种植规模的扩大能够显著提高经济理性。进入21世纪以来，国家采取的最低价收购、减免农业税、普惠型农业生产补贴等经济手段在一定程度上提高了农户对绝对收益的认可度。经济刺激固然是提高经济理性的重要手段，但非农就业机会的增加降低了耕地的相对收益。此外，在技术指导、服务体系、基础设施不到位等消极因素的影响下，投资改善耕地质量的边际收益不高，致使农户投资动力不足。较小的种植规模不利于农业劳动力的充分利用，也不利于土地生产率的提高，从而降低了农户对种植业整体收益的认同。因此，提高农户经济理性的关键在于降低种植业的机会成本，在非农收入比重持续增长的趋势下，可行的方法有通过鼓励扩大种植规模、改善农业经营环境、发展质优价高的农产品等来提高种植业的利润水平。

从生态理性来看，使用环境素养模型来分析生态理性的建立是合适的，此外文化程度和外部规范对生态理性有着正向的影响。生态理性对个性变量方差的提取度最高，说明农户的种植实践和学习经验最有利于建立生态理性。文化水平越高的农户接受和理解耕地保护知识的能力越强，也就越有利于建立起生态理性；农户生态理性的建立也受到周围村民示范的影响。因此，提高农户生态理性关键是营造良好的耕地质量保护氛围，可行的方法有提高经营者的管理水平和文化素质，结合培训、示范、讲座等多种宣传教育方式，做好保护性耕作技术指导工作，在基层发展保护耕地的农民自组织等来塑造农户的生态理性。

影响保护行为的因素中，外生情景因素对保护行为总效应的大小依次是种植面积、农户受教育程度、周围村民的示范。这一结果印证了我国现代化农业进程中，关于发展农业适度规模经营、提高农业经营主体素质、增强农村发展活力的政策，将同时有利于耕地质量的保护。生态理性起到了主导作用，经济理性对保护行为的影响最小，可能的原因是：在耕地提供的经济收益持续下降的情况下，经济刺激不能持续地调动耕地保护的积极性，而农户从耕地保护过程中所获得的精神满足感，如对环境福利、耕地可持续利用潜力的追求成为耕地保护的主导因素；耕地带来的经济收益吸引力不足，农户既没有动力对土地实行掠夺式经营，也没有动力采取更多的保护措施；而农户的生态理性又影响他们采取一定的保护行为，维持和提高耕地的质量。整体上农户的耕地保护意识和能力还有很大的提升空间，但对保护行为产生了很大的影响。这意味着耕地保护政策关注的重点应该是培养和提高农户的生态理性，而不是以提高耕地收益为目的的经济补贴。

四、 结论与展望

本文的主要结论是，生态理性是农户进行耕地质量保护的主动因，耕地保护政策要更加重视对农户生态理性的培育。以“生态经济人”假说为理论出发点，我们把影响保护行为的因素归为经济理性、生态理性、情景因素三类；并提供了一个更为合理的方法，使用结构方程模型允许我们估计和对比不同的潜变量对保护行为影响的大小，证明了保护行为不是片面的短期利益最大化行为，影响保护行为的因素不仅包括生产经营中的经济理性，还应包括农户在长期生产与学习过程中形成的生态理性，两者均能强化保护行为，且生态理性在保护行为中起到了主导作用；情景因素的影响表明，种植规模的扩大、经营者受教育程度的提高和周围村民的示范作用同样是强化保护行为的重要因素，表明我国农业现代化进程对耕地质量保护有着积极的作用。

更进一步地，本文回应了生态系统服务价值评估理论中的一个基本问题，“农户对耕地价值的认同是否是多样化的”。同时发现，宣传教育能够调动农户保护耕地质量的积极性，引导农户以生态和经济双重收益的最大化为目标。实证支持了价值评估理论的观点，即耕地提供的服务不仅包括市场价值，还有非市场价值，因而对耕地全价值的测算是未来需要研究的问题。另外需要说明的是，经济手段同样可以用于培养农户的生态理性，如奖励耕地保护行为、补偿环境友好型投入、为耕地保护组织提供资金支持等。关键是政策制定的观念要转变到对农户综合素质的培养上，更多地从农户生态素养形成的机理出发，提高耕地保护政策的针对性。

最后，本文存在着一些不足。根据成长动机理论，生态理性建立需要一定的经济基础^[36]，意味着在不同的经济收益水平下，影响保护行为的主导因素可能存在差异。从理论上看，意味着我们在强调耕地保护的长期生态收益的同时，也要充分尊重和切实保护农民的经济权益。为验证这一理论，需要基于农户收入进行有选择性的分组抽样，从而获得足够的用于分析的样本量。但本研究使用了随机抽样，高收入和低收入组别样本量不足，无法深入进行分析，这有待于后续研究的进一步完善。