风险偏好如何影响农户“粮改饲”参与行为?
——基于信贷的中介效应和风险感知的调节效应

张文娥,罗 宇,赵敏娟,3*

(1.西北农林科技大学 经济管理学院,陕西 杨凌 712100; 2.中国农业大学 经济管理学院,北京 100083; 3.西安财经大学 西安 710100)

一、问题的提出

保障国家粮食安全始终是关乎国计民生的头等大事。近年来,随着居民食物结构的转型,肉蛋奶的消费量快速增加,传统耗粮型畜牧业的发展必然会造成“人畜争粮”的紧张局面[1]。预计到2030年,用于养殖草食家畜的饲料粮消费量将比用于保证人口口粮的数量多2倍以上[2]。在一定程度上,中国的粮食安全问题与饲料粮的安全问题紧密相关[3]。目前,我国饲料粮供给不足且粮饲结构不合理问题日益凸显[4],致使畜产品质量安全问题频发、资源配置扭曲严重,玉米、大豆等进口持续高位运行[5]。面对新的发展阶段和新的发展形势,如何立足国内有限资源,进一步优化种植结构、满足刚性增长的饲料粮需求、保障畜产品的充足供应,成为亟需关注并解决的关键问题。

近年我国政府实施系列政策举措,把发展饲草产业作为破解我国粮食安全问题的重要路径[6]。2015年农业部联合财政部正式提出开展“粮改饲”试点工作,以调减籽粒玉米种植面积、发展适应于草食畜牧业需求的全株青贮玉米等优质饲草料为重点任务,引导试点区域牛羊养殖从籽粒玉米饲喂向全株玉米饲喂的适度转变。通过以养带种的方式,调动种养主体种植优质饲草的积极性。“粮改饲”政策在缓解饲料粮短缺压力、推动草食畜牧业高质量发展的同时,助力农业供给侧结构性改革,保障国家粮食安全。截止2022年底,“粮改饲”政策已实施8年,试点范围覆盖全国17个省920个县区,累计投入资金143.8亿元。尽管在社会、经济和生态方面已取得一定成效,但实践中,仍存在农户参与“粮改饲”积极性不高[7],全株青贮玉米种植率较低,甚至部分地区农户在后期出现返种籽粒玉米等情况。基于这一现实背景,本文将重点探讨的问题是:什么因素影响了农户的“粮改饲”参与行为?这种影响是通过何种路径实现的?以及这种影响是否具有情境依赖性的差异性?

梳理国内外文献发现,既有研究主要围绕粮改饲政策实施现状[8-9]、技术保障[10-11]、成本效益[12-13]、补贴标准[7]、发展模式[14]等问题开展,仅王霞等对农户“粮改饲”参与行为与意愿悖离的问题进行了分析[15]。从研究视角来看,作为风险程度相对较高的农业生产,尤其是将籽粒玉米改种为全株青贮玉米后,可能会面临技术适配性不足、市场行情不确定、自然灾害等风险。因此,风险偏好可能是影响农户“粮改饲”参与行为的重要因素。已有文献也证实了风险偏好在行为决策中的重要作用[16-17],如,农户的风险偏好直接显著影响其农机采纳行为[18]、农业保险选择行为[19]、农业技术采纳行为[20-21]等。

鉴于此,本文以玉米种植户为研究对象,利用2022年在农牧交错带收集的1 479份微观农户调查数据,实证检验风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响,并探讨这种影响的作用机制;进一步地,考察不同风险感知情境下农户风险偏好对“粮改饲”参与行为的差异化影响。

二、理论分析与研究假说

(一)风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响

风险偏好是指农户在农业生产经营过程中面对风险时产生的一种主观心理态度,是农户制定行为决策和感知决策情境的关键前导因素[22]。农户的风险偏好会对其行为产生直接影响。根据前景理论[23],受生产风险不可控和信息不对称条件的制约,不同农户的风险偏好表现出显著的差异[24],导致农户之间行为决策的不一致。例如,在面对预期收益不确定时,风险偏好较强的农户一般会表现出较为积极的态度,更倾向于技术采纳[25]或产生冒险行为[16];而风险偏好较弱的农户基于“安全考虑”的标准,往往表现出审慎的态度,如会降低农业技术采用[26-27]、资金投入[28]、土地流转[29]和化肥减量[30]等。就农户参与“粮改饲”而言,一方面,与传统籽粒玉米相比,全株青贮玉米植株高大,粗纤维含量低,且具有更高的营养价值,能够增加农牧业产出,显著提升农户收入[31]。由籽粒玉米改种全株青贮玉米的过程中存在如技术适配性不足、市场不确定性、成本投入增加等较大的风险。这意味着,农户参与“粮改饲”的行为决策除要考虑预期收益外,还受到自身风险偏好的约束。当农户的风险偏好程度较高时,其对效益的敏感度高于对风险的敏感度,从而更倾向于通过增加全株玉米的种植比例来提高收入;而当农户风险偏好程度较低时,其更关注种植全株青贮玉米带来的风险损失,从而降低参与“粮改饲”的可能性。基于此,本文提出假说1。

H1:农户的风险偏好程度越高,参与“粮改饲”的可能性越大。

(二)农户信贷的中介效应

任何个体行为都受到一定条件的约束,而资金约束是农户参与“粮改饲”行为决策的局限条件之一[32]。具体来讲,种植全株青贮玉米往往需要大量的生产性投资,比如建造青贮窖、购买青贮裹包、租用青贮机械等,由此产生的资金短缺将限制农户转变农牧业经营方式。面对流动性约束,农户可通过信贷获得资金支持,缓解农牧业经营过程中的资金压力,促进农业投资的规模化以应对农业生产方式转型升级问题[33],从而促进农户“粮改饲”参与行为的发生。然而,一个既定的事实是,种植业受自然条件的影响较大,农户信贷存在风险性,因而农户是否参与信贷受其风险偏好的影响较强。换言之,虽然农户参与信贷能够缓解农牧业生产当中的流动性约束,但是当种植业生产遭受损失时,也必须在规定的贷款期限内偿还贷款,否则将承担巨额的违约赔偿[34],甚至会受到法律的制裁[35]。因此,风险偏好型农户更注重种植全株青贮玉米带来经济效益,参与信贷的积极性较高,参与“粮改饲”的可能性更大;而风险厌恶型农户更担心信贷可能产生的违约成本,参与信贷的可能性较小,参与“粮改饲”的可能性较弱。基于此,本文提出假说2。

H2:风险偏好通过信贷影响农户“粮改饲”参与行为。

(三)农户风险感知的调节效应

相关研究表明,个体风险偏好与风险感知存在交互作用并共同作用于农户的风险决策行为[36]。风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响可能因风险感知程度的不同而产生较大的差异。尽管种植全株玉米能产生更大的净利润空间,但由于生产风险的不可控性,农户的“粮改饲”行为决策需同时考虑收益最大化和风险最小化。若农户感知到种植全株青贮玉米可能会遇到技术风险、市场风险等状况时,更倾向于保持现状以规避风险。风险感知程度越高,农户参与“粮改饲”的可能性越低。具体而言,一是技术风险。相比种植传统籽粒玉米,全株青贮玉米的贮存操作难度大。农户若掌握不好收割时间、收割高度、贮存技巧(密封不严、碾压不实)等,就会出现腐烂、发霉和变质等情况,影响当年饲草产量、质量和农牧业收入。二是市场风险。除种养结合户外,其余种植全株青贮玉米的农户主要是通过订单销售产生效益,这意味着全株青贮玉米的销售渠道和销售价格是农户种植全株青贮玉米的主要驱动因素。因此,在风险最小化目标下,当农户对技术、市场等风险感知程度较高时,将会降低风险偏好对农户参与“粮改饲”行为的促进作用,其间逻辑见图1。基于此,本文提出假说3。

H3:风险感知能抑制风险偏好对“粮改饲”参与行为的促进作用。

三、数据来源、模型设定与变量选择

(一)数据来源

本文所使用数据来源于课题组2022年8月在陕西、甘肃两省开展的“农牧交错带农户粮改饲行为”问卷调查。调研区域的选择主要考虑以下两个因素。第一,从农业发展条件来看,一方面,陕西、甘肃两省是西北重要的农业大省,玉米播种面积占到粮食作物播种面积的50%以上,但产量低且不稳;另一方面,两省均是畜牧业发展优势区,同时也是第一批开展粮改饲试点的省份,粮改饲任务量大且发展前景较好。第二,从受自然灾害来看,陕西、甘肃两省均有典型的大陆性气候特征,近两年来,干旱缺水对玉米种植造成严重威胁,使得农户面临产量减少的风险。

调研采用分层抽样与随机抽样相结合的方法,在综合考虑地区农牧业发展规模、经济发展水平等因素的基础上,在陕西省、甘肃省内分别选取2～3个样本县,然后在每个样本县选择4～5个样本乡镇,在每个样本乡镇选择4～5个样本村,最后,在每个样本村随机选择14～17个农户进行一对一的问卷访谈。此次调查共涉及2省2市5县24个乡镇96个行政村,累计发放农户问卷1 600份。剔除关键信息不匹配、变量缺失严重及极端值问卷后,得到有效农户问卷1 479份,问卷有效率为92.44%。其中,参与“粮改饲”农户662户,未参与农户817户。问卷内容主要包括农户及家庭基本特征、农牧业投入产出情况、农户风险偏好及对粮改饲政策认知等问题。

(二)模型设定

1. 基准模型设定。为考察风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响,参照相关的研究方法,本文将“粮改饲”参与作为被解释变量,风险偏好作为核心解释变量,设定基准计量模型为以下形式:

Y1=β0+β1R+β2X+ε1

(1)

Y2=γ0+γ1R+γ2X+ε2

(2)

式(1)～(2)中,Y1表示农户是否参与“粮改饲”;Y2表示“粮改饲”参与规模;R表示农户的风险偏好,由实验经济学方法测算所得;X为控制变量,包括农户特征、家庭特征、政府对全株青贮玉米的支持力度、农户社会资本及对全株青贮玉米认知等方面;β0、γ0表示常数项;β1、γ1、β2、γ2为待估计的系数;ε1、ε2为随机扰动项。

由于农户参与“粮改饲”属于两阶段决策行为,农户首先考虑要不要“改”,其次考虑“改”的规模。因此,根据被解释变量的含义,本文设置如下估计方法:第一阶段,因为农户是否“改”是个二分类变量,故使用Logit模型进行估计;第二阶段,笔者在调研过程中发现很多农户并没有参与“粮改饲”,如果把“改”的规模设定为线性方程,并运用最小二乘法估计,将得出有偏的估计结果[37]。因此,本文在第二阶段使用Tobit模型进行估计。

2. 信贷的中介效应检验。为检验风险偏好是否通过信贷影响农户“粮改饲”参与行为,本文借鉴温忠麟和叶宝娟的中介效应检验方法[38],构建如下计量模型:

Yi=α0+α1R+α2X+ε3

(3)

Mi=δ0+α1R+α2X+ε4

(4)

Yi=ζ0+α1R+α3M+α4X+ε5

(5)

式(3)～(5)中,Yi是农户“粮改饲”参与行为;Mi为农户信贷变量,即中介变量;R表示农户的风险偏好;α1、α2、α3、α4为待估计参数;α0、δ0、ζ0为常数项;ε3、ε4、ε5为随机扰动项。

3. 农户风险感知的调节效应检验。为检验农户风险感知是否在风险偏好与“粮改饲”参与行为之间产生影响,本文借鉴温忠麟等[39]的方法采用交互项的方式构建调节效应模型。具体模型如下:

Yi=φ1+φ2R+φ3P+φ4R×P+φ5X+ε6

(6)

式(6)中,Yi是农户“粮改饲”参与行为;R代表农户风险偏好;P代表农户风险感知;R×P表示农户风险偏好与风险感知的交互项;X为控制变量;φ2、φ3、φ4、φ5为待估计参数;φ1为常数项;ε6为随机扰动项。

(三)变量选择

1.被解释变量。本文的被解释变量为农户“粮改饲”参与行为,涵盖是否“改”和“改”的规模两个变量。基于“粮改饲”政策导向,本文分别采用“农户是否种植全株青贮玉米”和“全株青贮玉米种植面积”2个变量予以测量。

2.核心解释变量。本文借鉴相关文献[40],通过实验经济学方法测度农户的风险偏好。整个实验由一个游戏的三个阶段组成。第一阶段,为避免因调研员讲述的不同而造成农户理解偏差,调研组编写了统一的游戏规则介绍,并由各调研员向农户描述游戏的具体内容与相应的做法。第二阶段,由各调研员开展一次操作示范,并询问农户是否理解游戏规则;若未理解,则调研员再次向农户解释游戏内容与规则,并进行操作演示直到农户能理解我们的问题。第三阶段,开始正式游戏。问卷共设计了14组游戏方案(表1),每组方案包含A和B两组选项,A选项表示农户能够获得一张彩票,中奖概率为50%,中奖金额为100元;B选项表示固定金额(从方案1到方案14呈现逐渐递增的趋势,且最小金额为1元,最大金额为99元)。与A选项相比,B选项的风险更低。游戏规则:对于14组游戏方案,调研员不可跳跃式询问,每个农户需逐一从每组方案中做出选择。农户可以自始至终选择A选项,也可以自始至终选择B选项,但若在14组方案中,农户由A选项转为B选项后,后续各组游戏中不可再选择A选项。通过14组游戏方案,我们可以更为准确地测度和分析出农户的风险偏好[41]。

表1 农户风险偏好游戏方案

农户的风险偏好程度值,计算公式如下:

(7)

式(7)中,xB为选择B选项的数量。R为农户的风险偏好程度值,若农户在14组游戏方案中全部选择了B选项,则R值为0,表示农户为极端的风险规避者;反之,若农户在14组游戏方案中全部选择了A选项,则R值为1,表示农户为极端的风险追求型。

3.控制变量。本文借鉴相关文献[42],在模型分析中控制了其他影响农户“粮改饲”参与行为的变量,包括农户特征变量(年龄、受教育程度、养殖年限)、家庭经营特征(农业劳动力人数、耕地经营面积、家畜养殖数量)、政府支持(宣传、培训)、社会资本(信任程度、交流频繁度、村庄地位)、农户认知(对全株青贮玉米销售认知、对全株青贮玉米价格认知)等方面。具体变量含义及描述性统计见表2。

表2 变量的含义及其描述性统计

四、模型估计结果与分析

(一)风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的基准回归结果

表3汇报了风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的基准估计结果。其中,列(1)、(3)是在未加入控制变量时,仅考虑风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响。为避免遗漏变量而产生的内生性问题,列(2)、(4)是加入了控制变量的估计结果。估计结果显示,风险偏好的边际系数与显著性水平均未发生较大的变化,说明在控制了其他因素以后,风险偏好对农户“粮改饲”参与行为有显著的促进作用。具体来看,列(1)、(2)是风险偏好对农户是否参与“粮改饲”的估计结果。从结果来看,在引入控制变量后,风险偏好在5%的统计水平上显著正向影响农户“粮改饲”参与决策。这表明农户的风险偏好程度越高,参与“粮改饲”的可能性越大。模型边际效应估计系数说明,在其他特征保持不变的情况下,农户风险偏好指数每上升一个单位,其参与“粮改饲”的可能性上升7.8%。这一估计结果初步验证了假说H1。列(3)、(4)是农户风险偏好对其“粮改饲”参与规模的估计结果。结果显示,在控制了其他变量的影响后,风险偏好在1%的统计水平上显著正向影响农户“粮改饲”参与规模。边际效应系数说明,农户的风险偏好程度每增加一个单位,其“粮改饲”参与规模将增加3.068亩。这与高延雷等[43]的研究结论一致。对此,可能的解释是,在以养殖业为主要生计来源的农牧交错地区,优质饲草短缺且外购饲草成本不断上升是制约当地畜牧业发展的重要因素。种植全株青贮玉米可为草食家畜提供足量的优质饲草,使得家畜泌乳力、日增重等生产性能显著提升[44],增加了农户家庭经济收入。但不可忽视的是,种植全株青贮玉米也会面临一些诸如技术、市场等风险。因此,对于风险偏好程度较高的农户来说,他们对效益的敏感度高于对风险的敏感度,更愿意尝试“优质草料+精料”的新型养殖模式以增加收入;而对于风险厌恶型农户来说,他们更倾向于“籽粒玉米+秸秆”的传统养殖模式以规避风险。综上所述,越是风险偏好的农户,参与“粮改饲”的可能性和规模也越大。

表3 风险偏好对“粮改饲”参与行为影响的估计结果

(二)稳健性检验

1. 稳健性检验一:更换核心解释变量。为验证估计结果的稳健性,本文以“农户股票投资偏好”为核心解释变量,采用同一计量模型,重新估算风险偏好与农户“粮改饲”参与行为之间的关系。值得说明的是,农户股票投资偏好具体的测度方式为“假设您投资的股票出现10%的亏损,您将如何处理该股票?1=全部卖掉;2=卖掉50%;3=继续持有,不出售”。若农户回答为1,则认定该农户为风险规避型;若农户回答为2,则为风险中立型;若农户回答为3,则为风险偏好型。估计结果如表4所示。由表4可知,股票投资偏好的系数和显著性没有实质性变化,且对农户“粮改饲”参与行为产生显著的正向影响,说明风险偏好显著促进了农户“粮改饲”参与行为。

表4 稳健性检验

2. 稳健性检验二:更换估计方法。基于基准回归模型,为进一步验证回归结果的科学性和稳健性,本文采用Probit模型重新估计农户是否参与“粮改饲”,采用OLS方法重新估计农户“粮改饲”规模(见表4)。结果显示,与基准回归模型相比,第一阶段的风险偏好系数和显著性差异不大,而第二阶段的风险偏好系数略高(4.975),且均在1%的统计水平上显著。这表明农户风险偏好程度越高,越容易产生“粮改饲”行为。进一步验证了基准回归模型估计结果的稳健性。

(三)作用机制分析

按照中介效应检验流程,表5汇报了信贷在风险偏好对农户“粮改饲”参与行为影响中的间接效应。其中,第(1)～(3)列是信贷在风险偏好对农户是否参与“粮改饲”的机制检验结果;(4)～(6)列是信贷在风险偏好对农户参与“粮改饲”规模的机制检验结果。具体而言,表5第(1)列是风险偏好对农户是否参与“粮改饲”的回归结果,结果显示,风险偏好正向显著影响农户的“粮改饲”参与决策;第(2)列是风险偏好对农户信贷的影响,结果表明,风险偏好显著促进了农户信贷行为的发生;第(3)列是同时引入风险偏好和农户信贷的估计结果,从估计结果看出,风险偏好和农户信贷同时通过了1%统计水平的显著性检验,且风险偏好的系数值在表5的第(3)列有所下降,表明信贷在风险偏好影响农户是否参与“粮改饲”的过程中起到部分中介的作用。进一步地,通过中介效应的数值可以发现,农户信贷的中介效应值为0.004,在总效应中所占的比重为1.403×0.003/0.078=0.054。这在某种程度上说明,风险偏好对农户是否参与“粮改饲”的作用大约有5.4%是通过信贷的中介作用实现的,其表现出风险偏好-农户信贷-农户是否参与“粮改饲”的传导机制。

表5 农户信贷的中介效应检验

同理,本文也检验了农户信贷在风险偏好对农户“粮改饲”参与规模的中介效应。第(4)列汇报的是风险偏好对农户“粮改饲”参与规模的影响;第(5)列汇报的是风险偏好对农户信贷的影响;第(6)列汇报了同时引入风险偏好和农户信贷的估计结果。从第(4)～(6)列可以看出,风险偏好和农户信贷均通过1%的显著性检验,说明农户信贷在风险偏好与农户“粮改饲”参与规模之间存在部分中介效应,即风险偏好能够促进农户参与信贷,同时,农户信贷可增加其“粮改饲”规模。进一步地,本文计算了信贷在风险偏好对农户参与“粮改饲”规模的中介效应的大小为0.094,占总效应的比重为0.031,说明风险偏好对农户参与“粮改饲”规模的作用大约有3.1%是通过农户信贷实现的,其传导机制为风险偏好-农户信贷-“粮改饲”参与规模。综上可见,信贷在风险偏好影响农户“粮改饲”参与行为中充当部分中介作用,即风险偏好促进了农户参与信贷,而信贷又推动了农户的“粮改饲”参与行为,假说H2得以验证,这与毛慧等[26]的研究结论一致。产生这一结果的原因是,本文以种植全株青贮玉米测量农户“粮改饲”参与行为。虽然全株青贮玉米能够显著提高农户收入,但种植全株青贮玉米具有投资大、风险高的特性,在实际操作过程中存在因气候、技术、市场等原因造成投资成本难以回收的可能,增加了农户的信贷成本。因此,风险偏好程度较低的农户因担心违约成本不愿意参与信贷,而资金短缺又进一步制约了农户的“粮改饲”参与行为。

(四)农户风险感知的调节效应检验

根据前文理论分析,农户风险感知在风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响中具有调节效应,即风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响会随着农户风险感知的不同而存在差异。为此,本文分别引入农户对种植全株青贮玉米的技术风险感知和市场风险感知与风险偏好的交互项以检验风险感知在风险偏好对农户“粮改饲”参与行为中的调节作用。为避免产生共线性问题,本文首先对农户的风险感知和风险偏好变量做中心化处理,然后将中心化后的变量引入模型,估计结果如表6所示。表6中第(1)、(2)列是加入技术风险感知的交互项后,风险偏好对其“粮改饲”参与行为的影响;第(3)、(4)列为加入市场风险感知的交互项后,风险偏好对其“粮改饲”参与行为的影响。

表6 农户风险感知的调节效应检验结果

1. 农户对种植全株青贮玉米的技术风险感知。由表6第(1)、(2)列可以看出,“风险偏好与技术风险感知”的交互项系数在5%的水平上显著为负,这表明农户对种植全株青贮玉米的技术风险感知弱化了风险偏好对其“粮改饲”参与行为的影响,假说H3得以验证。即在农户技术风险感知的调节作用下,假定农户技术风险感知变动1个单位,那么农户风险偏好程度每提高1%,其“粮改饲”参与可能性和参与规模将下降约0.064和1.410个百分点。同时,由表7第(2)列可知,对于技术风险感知程度较低的农户而言,风险感知程度每降低一个单位,其“粮改饲”参与规模将增加11.237个单位。这意味着,风险偏好程度越高的人,若对全株青贮玉米技术风险感知的程度越低,那么其参与“粮改饲”的可能性和规模越大。

表7 风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的异质性估计结果

2. 农户对种植全株青贮玉米的市场风险感知。由表6第(3)、(4)列可以看出,农户风险偏好与市场风险感知的交互项至少在10%的统计水平上是显著的,且估计系数为负,说明农户的市场风险感知会削弱风险偏好对其“粮改饲”参与行为的促进作用,假说H3同样得以验证。 同时,从表7第(4)列可知,对于市场风险感知程度较低的农户而言,风险市场风险感知程度每降低1个单位,其“粮改饲”参与规模将增加16.050个单位。

比较农户技术风险感知和市场风险感知的调节效应可知,两类风险感知均可显著弱化风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的促进作用,且农户对市场风险感知的弱化作用大于对技术风险感知的弱化作用。这与陶源等[45]的研究结论相一致。对此可能的解释是:根据风险理论,当个体风险感知程度较高时,往往会处于一种沮丧和焦虑的状态中,通常会尽可能采取风险规避行为来缓解这种状态[46]。因而,农户对种植全株青贮玉米的风险感知越高,对风险偏好促进农户“粮改饲”参与行为的抑制作用越强。同时,作为理性农户,是以利润最大化为目标的,而市场作为农户获得收益的主要途径,若存在较高的收益不确定性,则会较大幅度降低农户参与“粮改饲”的积极性。

五、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文基于1 479个农牧交错带微观调研数据,以玉米种植户为研究对象,采用实验经济学方法,探究风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的影响,研究结论如下。第一,风险偏好对农户“粮改饲”参与行为具有显著促进作用,即农户风险偏好程度越高,参与“粮改饲”的可能性越大,参与规模越大。第二,风险偏好可以通过信贷影响农户的“粮改饲”参与行为,风险偏好程度越高的农户,参与信贷的可能性越大,产生“粮改饲”行为的可能性越大。第三,风险感知显著抑制了风险偏好对农户“粮改饲”参与行为的促进作用,且农户对市场风险感知的调节作用大于技术风险感知的调节作用。

(二)政策启示

本文的研究结论不仅回答了风险偏好如何影响农户“粮改饲”参与行为,还验证了风险感知具有明显的情境依赖特征,具有一定的政策意义。第一,考虑到中国多数农户属于风险厌恶型,所以应尽可能避免农户由籽粒玉米改种全株青贮玉米的过程中出现青贮饲草腐烂、变质等影响农户收入的情况。一方面,需要农业相关部门重视对全株青贮玉米收贮技术的培训,通过创新培训形式和丰富培训内容等方式,着力解决农户全株青贮玉米种植过程中的技术瓶颈问题,降低农户潜在的技术风险。另一方面,应尝试构建全株青贮玉米种植的保险体系,分散农户“粮改饲”参与风险。第二,金融机构特别是涉农金融机构应宣传相关信贷政策,加大农户参与“粮改饲”的信贷资金供给,满足农户在“粮改饲”过程中的资金需求。金融机构可以给参与“粮改饲”的农户提供信贷优惠,如降低贷款的门槛、延长贷款期限、降低贷款利率等,减轻农户参与“粮改饲”的信贷压力。第三,加强对全株青贮玉米种植风险信息的宣传,提高农户风险感知的准确度。目前由于缺乏专门针对饲草种植风险知识和经验的宣传,农户无法获取有关全株青贮玉米种植风险的足够信息。因此,农业部门可考虑将全株青贮玉米种植的风险信息作为重要板块,通过互联网途径(官方网站、微信公众号、抖音、快手)进行科普与宣传,使得农户对“粮改饲”过程中面临的风险有更为全面的认知,逐步提升农户风险感知的精准度。