羅小娟 馮淑怡 黃信灶

摘要?中國(guó)化肥用量水平不斷提高，并引發(fā)諸多環(huán)境問(wèn)題，如何促進(jìn)化肥減量化一直是政府與學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。首先，本文構(gòu)建了信息傳播主體影響農(nóng)戶施肥行為的傳導(dǎo)機(jī)制的理論框架，提出三個(gè)驗(yàn)證假說(shuō)。其次，基于長(zhǎng)江中下游江蘇、江西兩省690個(gè)種糧大戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用空間計(jì)量模型實(shí)證分析不同性質(zhì)的信息傳播主體對(duì)種糧大戶施肥行為的影響，并檢驗(yàn)種糧大戶之間施肥行為的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：①不同性質(zhì)的信息傳播主體具有不同的目標(biāo)函數(shù)，使用不同的傳播方式，對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響以及路徑也存在顯著差異。政府公共機(jī)構(gòu)組織主要通過(guò)價(jià)值引導(dǎo)機(jī)制指導(dǎo)種糧大戶減少化肥施用量，而市場(chǎng)化組織則側(cè)重于通過(guò)利益引導(dǎo)機(jī)制激勵(lì)種糧大戶增加化肥施用量。從對(duì)農(nóng)戶化肥施用量的引導(dǎo)效果看，政府公共機(jī)構(gòu)組織的效果大于市場(chǎng)化組織，政府公共機(jī)構(gòu)組織可以引導(dǎo)農(nóng)戶減少氮肥用量31.21 kg/hm2，而市場(chǎng)化組織則會(huì)引導(dǎo)農(nóng)戶增加氮肥用量20.18

kg/hm2，后者僅占前者的64.67%。②以親戚朋友、種糧大戶等社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)的非正式傳播主體對(duì)農(nóng)戶的施肥行為產(chǎn)生明顯作用，在空間上表現(xiàn)為種糧大戶之間的氮肥用量存在顯著的正空間相關(guān)性。③種糧大戶的個(gè)人、家庭和土地等特征也是影響化肥施用的重要因素。最后本研究從發(fā)揮政府在化肥信息傳播中的主導(dǎo)作用、規(guī)范市場(chǎng)化組織傳播主體的行為、注重提升農(nóng)戶在信息傳播中的主體地位以及有針對(duì)性地篩選化肥信息傳播的重點(diǎn)對(duì)象等四個(gè)方面提出對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞?信息傳播主體;化肥用量;空間計(jì)量模型;空間溢出效應(yīng);種糧大戶

中圖分類號(hào)?F323.3???文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼?A???文章編號(hào)?1002-2104（2019）04-0104-12???DOI：10.12062/cpre.20180929

中國(guó)化肥用量水平不斷提高，并引發(fā)諸多環(huán)境問(wèn)題。2016年，中國(guó)單位播種面積化肥施用強(qiáng)度達(dá)到359.08 kg/hm2（其中氮肥占55%左右），是發(fā)達(dá)國(guó)家設(shè)置的安全上限225

kg/hm2[1]的1.60倍。全國(guó)大部分地區(qū)的化肥施用量已經(jīng)接近或者超過(guò)適宜標(biāo)準(zhǔn)，有些地區(qū)甚至已達(dá)到極限，氮肥過(guò)量的問(wèn)題尤為嚴(yán)重[2-3]?；视昧窟^(guò)多，化肥利用率過(guò)低，造成大量養(yǎng)分隨地表徑流、泥沙、淋溶等形式流失到環(huán)境中，一方面加劇江河湖泊的富營(yíng)養(yǎng)化問(wèn)題，研究表明，農(nóng)田肥料污染對(duì)湖泊水體富營(yíng)養(yǎng)化的平均貢獻(xiàn)高達(dá)47%[4];另一方面還會(huì)造成土壤污染、地下水和蔬菜硝酸鹽超標(biāo)等環(huán)境問(wèn)題。

如何促進(jìn)化肥減量施用一直是政府與學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。2015年農(nóng)業(yè)部發(fā)布的《到2020年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》提出了化肥減量增效的任務(wù)分解、重點(diǎn)措施和試點(diǎn)安排。2018年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)開展農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展行動(dòng)，實(shí)現(xiàn)投入品減量化、生產(chǎn)清潔化和產(chǎn)業(yè)模式生態(tài)化。由于農(nóng)戶是化肥的使用主體，化肥減量施用目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)必須以農(nóng)戶為突破口和抓手，所以農(nóng)戶化肥施用行為的微觀決策機(jī)制一直是學(xué)者們討論的焦點(diǎn)[5-9]。其中，農(nóng)業(yè)信息傳播在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)管理和決策過(guò)程中發(fā)揮重要作用[10]，然而不同性質(zhì)的信息傳播主體對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響及傳導(dǎo)路徑并不相同。因此，研究不同信息傳播主體對(duì)農(nóng)戶施肥行為的影響以及農(nóng)戶施肥行為的驅(qū)動(dòng)因素，對(duì)如何通過(guò)信息傳播引導(dǎo)農(nóng)戶科學(xué)施肥進(jìn)而實(shí)現(xiàn)從源頭控制農(nóng)業(yè)面源污染具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1?文獻(xiàn)綜述與評(píng)價(jià)

梳理已有文獻(xiàn)資料發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)業(yè)信息傳播的研究主要集中以下四個(gè)方面：一是農(nóng)業(yè)信息傳播的影響因素研究?，F(xiàn)有研究將農(nóng)業(yè)信息傳播不暢的原因歸結(jié)為農(nóng)戶素質(zhì)偏低，利用農(nóng)業(yè)信息缺技術(shù)、缺條件、缺能力、缺需求[11]，政府投入不足[12]，農(nóng)技推廣隊(duì)伍“線斷、網(wǎng)破、人散”[13]，信息采集和傳播方式單一[14]，信息傳播網(wǎng)絡(luò)不夠健全[15]等因素。二是農(nóng)業(yè)信息傳播需求分析。張蕾等[16]基于13個(gè)糧食主產(chǎn)省份9 738份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)信息的需求情況，結(jié)果顯示農(nóng)戶對(duì)高新技術(shù)的需求并不強(qiáng)烈，需求較多的主要是防蟲、施肥和良種及栽培技術(shù)等常規(guī)技術(shù)信息。黃睿和張朝華[17]基于廣東省312戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶關(guān)注度最高的農(nóng)業(yè)信息是農(nóng)作物病蟲害防治和優(yōu)良品種信息。張耀鋼和應(yīng)瑞瑤[18]分析了江蘇省的6個(gè)縣（市）161戶經(jīng)濟(jì)作物種植戶的技術(shù)信息選擇的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在技術(shù)選擇上，農(nóng)戶會(huì)優(yōu)先考慮產(chǎn)前和產(chǎn)中技術(shù)，較少考慮供銷信息和加工貯存等產(chǎn)后技術(shù)，而在信息選擇上，病蟲害防治信息的需求最高。三是農(nóng)業(yè)信息傳播主體選擇研究。農(nóng)業(yè)信息傳播主體可以分為正式組織和非正式組織兩大類，其中正式組織傳播主體又可分為政府公共機(jī)構(gòu)組織傳播主體（如農(nóng)技站）和市場(chǎng)化組織傳播主體（如農(nóng)資經(jīng)銷商），而非正式組織主要是指親戚朋友等。周丹[19]的研究表明，當(dāng)前農(nóng)業(yè)市場(chǎng)信息傳播以非正式傳播主體為主、組織化傳播主體為輔，但農(nóng)戶對(duì)組織化傳播主體滿意度更高，所以農(nóng)戶更傾向與于選擇政府服務(wù)部門和科技部門等正式組織作為傳播主體。王金霞等[20]的研究也表明，非正式組織傳播在各地逐漸被政府部門、技術(shù)推廣機(jī)構(gòu)、農(nóng)資經(jīng)銷商等傳播主體所取代，其中政府部門和農(nóng)資銷售點(diǎn)的影響力最為顯著。馬驥等[21]研究了農(nóng)戶的信息認(rèn)知與化肥購(gòu)買決策，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對(duì)銷售商的介紹和化肥廠的田間示范更為信任。四是信息傳播對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響研究。本文關(guān)注重點(diǎn)信息傳播對(duì)化肥施用行為的影響，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)不同信息傳播主體對(duì)農(nóng)戶施肥行為的影響并不一致。有學(xué)者在國(guó)內(nèi)水稻生產(chǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)技推廣機(jī)構(gòu)傳遞的施肥信息可以引導(dǎo)農(nóng)戶減少15%到30%的化肥施用量[22-23]。蔡鍵等[24]基于全國(guó)480個(gè)村11785個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了信息媒介對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)化學(xué)品環(huán)境污染認(rèn)知的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)資銷售商為了提高化肥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品的銷售量，可能會(huì)有意通過(guò)手機(jī)信息向農(nóng)戶強(qiáng)化農(nóng)業(yè)化學(xué)品的正面作用而淡化其對(duì)環(huán)境的負(fù)面影響，導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)化學(xué)品環(huán)境污染的認(rèn)知不足，進(jìn)而影響其使用化肥、農(nóng)藥的行為。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)信息傳播影響農(nóng)戶行為的研究有一定基礎(chǔ)，但是仍然至少存在兩個(gè)不足需要深入研究：第一，關(guān)于信息傳播的文獻(xiàn)中，現(xiàn)有研究關(guān)注到農(nóng)業(yè)信息對(duì)農(nóng)戶行為的影響，也分析了信息傳播方式對(duì)農(nóng)戶行為的影響，但是研究不同性質(zhì)的信息傳播主體對(duì)農(nóng)戶施肥行為影響差異的文獻(xiàn)并不多。第二，大部分現(xiàn)有研究忽略了農(nóng)戶的社會(huì)屬性，把農(nóng)戶從所屬群體剝離出來(lái)進(jìn)行單獨(dú)分析。但是農(nóng)戶生活在一個(gè)空間環(huán)境交互影響的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中，相互間會(huì)進(jìn)行信息傳播和交流[25-27]，如果忽視這種空間效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果和研究結(jié)論不夠完整和科學(xué)，缺乏應(yīng)有的解釋力[28-29]。針對(duì)上述研究不足，本文利用長(zhǎng)江中下游平原江蘇和江西兩省690個(gè)種糧大戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間計(jì)量模型實(shí)證研究以下兩個(gè)問(wèn)題：不同性質(zhì)的信息傳播組織（政府公共機(jī)構(gòu)組織和市場(chǎng)化組織）對(duì)種糧大戶的施肥行為的影響是否存在差異？種糧大戶之間的非正式信息傳播是否對(duì)其施肥行為也會(huì)產(chǎn)生影響？選擇長(zhǎng)江中下游平原地區(qū)作為樣本區(qū)域主要考慮到其為糧食主產(chǎn)區(qū)和重要水域地區(qū)，且該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集約度高、化肥污染問(wèn)題較為嚴(yán)重，其中江蘇和江西兩省分別處于太湖和鄱陽(yáng)湖等大湖流域生態(tài)敏感區(qū)，分別代表了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與發(fā)展中地區(qū)的差異。本研究為如何通過(guò)化肥信息傳播，合理引導(dǎo)化肥減量施用、防控面源污染，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供可靠的現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

2?理論框架與模型設(shè)計(jì)

2.1?理論框架

根據(jù)前文所述，農(nóng)業(yè)信息一般由政府公共機(jī)構(gòu)組織和市場(chǎng)化組織等正式組織傳播主體，以及非正式組織傳播主體進(jìn)行傳播。圖1展示了三種不同性質(zhì)的化肥信息傳播主體對(duì)農(nóng)戶施肥行為的傳導(dǎo)機(jī)制?；市畔鞑ブ黧w主要包括：一是以農(nóng)業(yè)管理部門、農(nóng)技推廣機(jī)構(gòu)、村級(jí)綜合服務(wù)中心等政府公共機(jī)構(gòu)組織;二是以化肥經(jīng)銷商、化肥生產(chǎn)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作社為代表的市場(chǎng)化組織;三是親戚朋友間口耳相傳、網(wǎng)絡(luò)媒體或書籍報(bào)刊等非正式組織形式?；市畔鞑ナ荏w主要包括種糧大戶和一般農(nóng)戶，其中種糧大戶本身存在較強(qiáng)示范效應(yīng)，一定程度上也承擔(dān)著信息傳播主體的角色。農(nóng)戶的化肥施用行為包括化肥品牌和種類選擇、化肥施用量的確定、氮磷鉀肥施用的結(jié)構(gòu)和比例，以及施肥技術(shù)的采納決策等行為。在信息不夠充分的農(nóng)村市場(chǎng)，信息傳播主體向農(nóng)戶傳遞化肥信息，不僅提高了農(nóng)戶的化肥知識(shí)和認(rèn)知，還降低了農(nóng)戶施用化肥的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，進(jìn)而影響農(nóng)戶的生產(chǎn)決策。就具體傳導(dǎo)機(jī)制而言，在農(nóng)業(yè)科技信息傳播過(guò)程中，信息傳播主體主要通過(guò)價(jià)值引導(dǎo)機(jī)制和利益引導(dǎo)機(jī)制兩種傳導(dǎo)機(jī)制影響農(nóng)戶的生產(chǎn)行為。但是不同性質(zhì)的信息傳播主體具有不同的目標(biāo)函數(shù)，使用不同的傳播方式，對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響以及路徑也會(huì)存在差異。

政府公共機(jī)構(gòu)組織傳播屬于政府主導(dǎo)、自上而下的信息傳播模式，信息傳播活動(dòng)一般有較為系統(tǒng)地策劃、組織和安排過(guò)程，可以得到更多的政策、人力和財(cái)政等資源支持。農(nóng)機(jī)服務(wù)站等政府公共機(jī)構(gòu)組織無(wú)償?shù)叵蛐畔鞑ナ荏w提供化肥信息和服務(wù)，同時(shí)，信息傳播受體也會(huì)向信息傳播主體反饋信息和服務(wù)需求。政府公共機(jī)構(gòu)組織對(duì)農(nóng)戶行為的具體影響路徑主要是強(qiáng)調(diào)通過(guò)價(jià)值引導(dǎo)機(jī)制影響農(nóng)戶施肥行為（即圖1中的路徑①）。因?yàn)閮r(jià)值認(rèn)同會(huì)對(duì)農(nóng)戶的行為決策起到內(nèi)在激勵(lì)作用[30]，而且出于社會(huì)綜合利益考慮，農(nóng)戶甚至愿意做出一些犧牲，實(shí)現(xiàn)一種社會(huì)化的交換[31]。由于受到化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)、耕地質(zhì)量保護(hù)與提升行動(dòng)、生態(tài)文明建設(shè)、鄉(xiāng)村振興等多重任務(wù)和考核壓力，政府公共機(jī)構(gòu)組織的目標(biāo)函數(shù)是追求經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境的綜合利益最大化，在施肥方面的主要任務(wù)是引導(dǎo)農(nóng)戶減少化肥施用量，形成科學(xué)的施肥行為。所以在施肥信息傳播中，政府公共機(jī)構(gòu)組織通過(guò)舉辦宣傳講座、技術(shù)培訓(xùn)、田間示范、公告欄、明白卡、電視和廣播、手機(jī)短信等傳播方式，向農(nóng)戶傳播化肥信息與相關(guān)環(huán)保知識(shí)，提高農(nóng)戶對(duì)化肥的環(huán)境影響認(rèn)知，實(shí)際上也向農(nóng)戶傳遞科學(xué)施肥、綠色發(fā)展等價(jià)值觀，農(nóng)戶接受信息后對(duì)各種施肥信息進(jìn)行分析、比較和判斷，價(jià)值觀念也會(huì)不斷更新和調(diào)整，對(duì)科學(xué)施肥、綠色發(fā)展價(jià)值觀產(chǎn)生認(rèn)同，并形成綠色生產(chǎn)價(jià)值觀，成為引導(dǎo)農(nóng)戶科學(xué)施肥行為，合理控制化肥投入數(shù)量的內(nèi)生動(dòng)力，最終實(shí)現(xiàn)將價(jià)值觀貫徹落實(shí)到農(nóng)戶的實(shí)際施肥行為中。據(jù)此，提出本文的第一個(gè)假說(shuō)。

H1：政府公共機(jī)構(gòu)組織傳播主體可以有效引導(dǎo)農(nóng)戶減少化肥施用量。

市場(chǎng)化組織傳播是以信息需求為導(dǎo)向，可以實(shí)現(xiàn)信息傳播主體和受體“雙贏”的信息傳播模式。根據(jù)理性人假設(shè)，農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目標(biāo)是追求利潤(rùn)最大化，信息的局限性導(dǎo)致農(nóng)戶施肥決策和行為的非理性，難以達(dá)到最佳施肥決策。而化肥信息的獲取，使農(nóng)戶得以對(duì)不同施肥行為決策的成本和收益的變化進(jìn)行權(quán)衡，然后對(duì)施肥行為做出重新規(guī)劃和調(diào)整以賺取更多的經(jīng)濟(jì)利益。所以市場(chǎng)化組織傳播主體對(duì)農(nóng)戶行為的影響路徑是側(cè)重于通過(guò)利益引導(dǎo)機(jī)制影響農(nóng)戶施肥行為（即圖1中的路徑②）。在信息傳播過(guò)程中，農(nóng)戶占據(jù)一定的主動(dòng)權(quán)，可以根據(jù)自己的實(shí)際需求向信息傳播主體提出信息服務(wù)內(nèi)容?；式?jīng)銷商等市場(chǎng)化組織通過(guò)口頭交流、宣傳冊(cè)、產(chǎn)品推薦、直接指導(dǎo)、田間示范和微信等傳播形式向農(nóng)戶傳遞化肥信息、推薦化肥品種和用量，在農(nóng)戶接收到市場(chǎng)化組織傳播主體提供的化肥信息之后，對(duì)會(huì)信息做出評(píng)價(jià)，甚至對(duì)傳播主體提出進(jìn)一步的信息補(bǔ)充需求，信息傳播主體和受體直接的互動(dòng)關(guān)系更為密切與及時(shí)。與政府公共機(jī)構(gòu)組織不同，市場(chǎng)化組織傳播主體和信息傳播受體之間存在經(jīng)濟(jì)利益關(guān)系?；式?jīng)銷商把向農(nóng)戶提供化肥信息當(dāng)作一種“投資”，雖然農(nóng)戶并沒(méi)有向化肥經(jīng)銷商直接支付信息服務(wù)費(fèi)用，但是如果農(nóng)戶在其勸說(shuō)下購(gòu)買了所推薦的化肥，經(jīng)銷商便可獲得經(jīng)濟(jì)利益。由于農(nóng)資經(jīng)銷商等市場(chǎng)化組織目標(biāo)函數(shù)主要考慮個(gè)體利益最大化，為了賺取更高的銷售利潤(rùn)可能向農(nóng)戶提供片面甚至是不正確的化肥指導(dǎo)信息，引導(dǎo)農(nóng)戶為了取得并不真實(shí)的“更高產(chǎn)量”而增加化肥的施用量。據(jù)此，提出本文的第二個(gè)假說(shuō)。

H2：市場(chǎng)化組織傳播主體會(huì)引導(dǎo)農(nóng)戶增加化肥施用量。

由血緣、親緣等情感性紐帶連接起來(lái)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在農(nóng)業(yè)信息傳播過(guò)程中發(fā)揮媒介的作用，使網(wǎng)絡(luò)成員之間可以通過(guò)交流學(xué)習(xí)獲得知識(shí)和技能的提升[32]，而且建立在地理鄰近基礎(chǔ)上共同的社會(huì)、歷史和文化背景使得農(nóng)戶行動(dòng)的溝通成本、談判成本以及資源獲取成本下降，一定程度上也促進(jìn)了知識(shí)共享和技術(shù)共享[33]。而實(shí)際上在農(nóng)業(yè)信息傳播過(guò)程中，由于農(nóng)業(yè)信息應(yīng)用結(jié)果具有很大的“不確定性”，為了規(guī)避“不確定性”的效益風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)民傾向于學(xué)習(xí)借鑒可靠的“熟人”已經(jīng)采納的且已經(jīng)取得較好經(jīng)濟(jì)效益的農(nóng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)。非正式組織傳播就是以親戚朋友、鄰居、種糧大戶等社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為載體的信息傳播，該傳播渠道具有信息傳遞路徑短、效率高的特點(diǎn)，能夠提高技術(shù)擴(kuò)散速率、彌補(bǔ)正式制度缺陷。非正式組織傳播通常通過(guò)口耳相傳、經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)和直接模仿等方式進(jìn)行信息傳播，信息傳播主體和受體在信息傳播和交流中互動(dòng)性非常強(qiáng)烈，往往能夠達(dá)到各取所需、各有所得的效果。非正式組織傳播對(duì)農(nóng)戶施肥行為的影響路徑有機(jī)結(jié)合了利益引導(dǎo)機(jī)制和價(jià)值引導(dǎo)機(jī)制（即圖1中的路徑③）。一方面，非正式組織所傳播的施肥信息，往往是經(jīng)過(guò)農(nóng)民的實(shí)踐檢驗(yàn)之后，可以得到生產(chǎn)成本更低、生產(chǎn)收益更高的施肥經(jīng)驗(yàn)，對(duì)于信息傳播受體農(nóng)戶而言，具有較高的利益激勵(lì)去復(fù)制成功經(jīng)驗(yàn)，將其轉(zhuǎn)化成實(shí)際施肥行為，為自己取得更多的經(jīng)濟(jì)利益。另一方面，農(nóng)戶間在施肥信息交換和經(jīng)驗(yàn)交流過(guò)程中，信息傳播主體往往是被模仿和學(xué)習(xí)的對(duì)象，傳播受體對(duì)其非常信任，信息傳播主體更容易將自己的價(jià)值觀灌輸給其他農(nóng)戶，讓他們對(duì)其價(jià)值觀產(chǎn)生認(rèn)同感，然后跟隨自己的經(jīng)驗(yàn)做法，模仿自己的施肥行為。據(jù)此，提出本文的第三個(gè)假說(shuō)。

H3：農(nóng)戶之間的施肥行為表現(xiàn)出正向的空間關(guān)聯(lián)性或空間溢出效應(yīng)。即化肥用量高的農(nóng)戶之間在空間上會(huì)表現(xiàn)聚集，化肥用量低的農(nóng)戶之間也會(huì)聚集。

2.2?模型設(shè)定與估計(jì)方法

2.2.1?空間自相關(guān)檢驗(yàn)

在分析是否適用空間計(jì)量模型之前，需要進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)以考察數(shù)據(jù)的空間依賴性，同時(shí)需要設(shè)置空間權(quán)重矩陣以衡量農(nóng)戶空間關(guān)系。度量空間自相關(guān)的方法通常有莫蘭指數(shù)I（Morans I）、吉爾里指數(shù)C（Gearys C）和GetisOrd指數(shù)G等。其中最常用的是莫蘭指數(shù)I，又分為反映整個(gè)區(qū)域空間集聚程度的全局莫蘭指數(shù)I（global

Morans I）和考察某區(qū)域鄰近空間集聚程度的局部莫蘭指數(shù)I（local Morans I）[34]。全局Morans I基本公式為：

I=∑ni=1∑nj=1wij（xi-）（xj-）S2∑ni=1∑nj=1wij

（1）

式（1）中，S2=1n∑ni=1（xi-）2為樣本方差，wij為空間權(quán)重矩陣元素，反映各農(nóng)戶之間化肥施用量被影響的程度。Morans

I的顯著性主要依據(jù)如下標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)值（Z）來(lái)判斷：

Z=I-E（I）Var（I）

（2）

原假設(shè)為數(shù)據(jù)間不存在空間自相關(guān)情況，Z服從正態(tài)分布，給定某個(gè)臨界值k，如果Z>k，則拒絕原假設(shè)，說(shuō)明數(shù)據(jù)存在空間自相關(guān)性，反之則不存在。

局部Morans I基本公式為：

Ii=（xi-）S2∑nj=1wij（xj-x）

（3）

式（3）中，Ii表示某區(qū)域i的局部Morans I，其余符號(hào)含義與全局Morans I一致。Morans

I的取值一般介于-1到1之間，大于0表示正相關(guān)，即高值與高值相鄰，低值與低值相鄰;小于0表示負(fù)相關(guān)，即高值與低值相鄰。

2.2.2?空間計(jì)量模型設(shè)定

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，空間的關(guān)聯(lián)性主要體現(xiàn)在計(jì)量模型因變量和誤差項(xiàng)的滯后項(xiàng)，因此空間計(jì)量模型可以劃分為兩種基本模型：空間自回歸模型（spatial autoregressive model，SAR），（也稱空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）或混合回歸模型（Mixed

Regressive Model））和空間誤差模型（spatial error model，SEM）[35]。

SAR或SLM模型形式如下：

Yi=β0+ρ∑nj=1wijYj+β1Xi+β2Zi+μi

（4）

SEM模型形式如下：

Yi=β0+β1Xi+β2Zi+μi

（5）

其中，誤差項(xiàng)μi的產(chǎn)生過(guò)程為：

μi=λ∑nj=1Mijμi+εi，ε～N（0，σ2In）

（6）

式（4）和（5）中，Yi表示種糧大戶i的單位面積化肥施用量;w是因變量的空間權(quán)重矩陣，wij代表種糧大戶i和種糧大戶j的空間權(quán)重矩陣元素;∑nj=1wijYj為空間滯后因變量，是除種糧大戶i之外其他種糧大戶化肥施用量的加權(quán)總值;Xi表示影響種糧大戶i化肥施用行為的核心解釋變量化肥信息傳播主體;Zi代表其他控制變量，如種糧大戶個(gè)人和家庭特征、土地經(jīng)營(yíng)特征、經(jīng)營(yíng)主體模式特征等;ρ表示因變量的空間自回歸系數(shù);β1和β2為各解釋變量的估計(jì)系數(shù);β0為常數(shù)項(xiàng);μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。式（6）中，Mij是誤差項(xiàng)的空間權(quán)重矩陣，本文所用的w和M是相同的空間權(quán)重矩陣;∑nj=1Mijμi為空間滯后誤差變量，代表除農(nóng)戶i以外其他農(nóng)戶觀測(cè)值的誤差加權(quán)總值;λ為誤差項(xiàng)的空間自回歸系數(shù);εi為殘差擾動(dòng)項(xiàng)。參數(shù)λ衡量了存在于誤差擾動(dòng)項(xiàng)之中的空間效應(yīng)，這種效應(yīng)以不可觀測(cè)的形式影響農(nóng)戶的化肥施用行為。

2.2.3?空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

構(gòu)建空間權(quán)重矩陣是進(jìn)行空間計(jì)量分析的前提基礎(chǔ)，本文選擇了鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離權(quán)重兩種空間權(quán)重矩陣。其中，鄰近空間矩陣采用引申的rook鄰近計(jì)算方法，即矩陣的元素在樣本農(nóng)戶處于同一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政邊界內(nèi)時(shí)取值為1，否則取值為0。在鄰近空間矩陣中，假設(shè)只要農(nóng)戶在地理上相鄰則權(quán)重矩陣的元素均為1，也就是說(shuō)對(duì)于所有相鄰農(nóng)戶之間的相互關(guān)系都簡(jiǎn)單地視為相同。但實(shí)際上，相鄰農(nóng)戶的相互影響作用不可能完全勻質(zhì)，如，相比其他普通的相鄰農(nóng)戶，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模更大的種田能手可能是相鄰農(nóng)戶的學(xué)習(xí)榜樣，成為重要的種田經(jīng)驗(yàn)傳授者，其影響力明顯更強(qiáng)。為了解決這一問(wèn)題，同時(shí)考察模型結(jié)果的穩(wěn)健性，本文引入了土地規(guī)模距離權(quán)重矩陣W*，計(jì)算公式為W*=w.×G，其中，w.為鄰近空間權(quán)重矩陣，G是反映農(nóng)戶間經(jīng)營(yíng)規(guī)模差異性的矩陣。矩陣G的主對(duì)角線元素均為0，非主對(duì)角線的元素為Gij=1|Li-Lj|（i≠j），Li和Lj為農(nóng)戶i和農(nóng)戶j的土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模。

2.2.4?估計(jì)方法

SLM模型本質(zhì)為聯(lián)立方程組，如果使用傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法，會(huì)出現(xiàn)聯(lián)立方程偏差（simultaneity bias），而對(duì)于SEM模型使用 OLS估計(jì)法，則會(huì)因忽略擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)導(dǎo)致估計(jì)效率損失，所以通常會(huì)采用最大似然估計(jì)法（Maximum LikelihoodEstimate，MLE）對(duì)于SLM模型和SEM模型進(jìn)行回歸。

3?數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

3.1?數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自2016年8—9月對(duì)長(zhǎng)江中下游平原江蘇和江西種糧大戶（本文定義的種糧大戶為耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模超過(guò)50畝的農(nóng)戶）的抽樣調(diào)查。本次調(diào)研計(jì)劃從江蘇和江西選取16個(gè)縣（區(qū)）、40個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。具體而言，在每個(gè)樣本省份均采用分層隨機(jī)抽樣方法，根據(jù)經(jīng)濟(jì)狀況和耕地面積選取了8個(gè)樣本縣（區(qū)），然后依據(jù)耕地面積比例在每個(gè)樣本縣市隨機(jī)選擇2～4個(gè)樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），再在每個(gè)樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機(jī)調(diào)查20個(gè)種糧大戶，由課題組成員進(jìn)行一對(duì)一問(wèn)卷調(diào)查與訪談。（由于每個(gè)村莊的種糧大戶數(shù)量較少，所以本次調(diào)研并未在樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）下面抽取樣本村莊，而是直接在鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）層面抽取種糧大戶樣本。）該調(diào)查最終獲得704戶樣本種糧大戶，剔除信息不足及沒(méi)有種植水稻的樣本后，有效問(wèn)卷為690份，問(wèn)卷有效率達(dá)98%。調(diào)查問(wèn)卷主要涵蓋種糧大戶化肥投入等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況、土地流轉(zhuǎn)情況、個(gè)人基本特征、家庭基本情況、收入與支出情況等內(nèi)容。

3.2?變量說(shuō)明

3.2.1?被解釋變量

關(guān)于化肥施用量，本研究選取單位面積氮肥折純量作為指標(biāo)，原因有三：氮肥元素是水稻作物用量最多的肥料元素，樣本種糧大戶氮肥占化肥總折純量的比例為56.62%;二是氮肥在水稻的整個(gè)生長(zhǎng)周期中施用次數(shù)和數(shù)量比例更為復(fù)雜，如在基肥、蘗肥、穗肥和粒肥階段均需投入用量不等的氮肥，氮肥用量成為農(nóng)戶關(guān)注和討論的焦點(diǎn);三是農(nóng)戶化肥施用過(guò)量，主要是指氮肥過(guò)量，而兩個(gè)樣本省份科學(xué)施肥的原則都是控氮。

3.2.2?核心解釋變量

化肥信息傳播主體變量中，以非正式組織傳播主體作為對(duì)照組，設(shè)置了政府公共機(jī)構(gòu)組織和市場(chǎng)化組織2個(gè)虛擬變量。政府公共機(jī)構(gòu)組織傳播變量，如果種糧大戶的化肥信息主要由村級(jí)綜合服務(wù)中心、農(nóng)技站以及其他政府部門等公共機(jī)構(gòu)提供取值為1，否則為0;市場(chǎng)化組織變量，若種糧大戶的化肥信息主要來(lái)源于化肥公司或者化肥經(jīng)銷商等組織取值為1，否則為0;非正式組織傳播變量則表示種糧大戶的化肥信息來(lái)自于親戚朋友、網(wǎng)絡(luò)媒體或者報(bào)刊書籍等渠道。表1展示了各變量的定義以及描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果顯示，50%種糧大戶的化肥信息來(lái)源于正式組織，其中27%來(lái)自政府公共機(jī)構(gòu)組織，23%來(lái)自市場(chǎng)化組織，而另外50%的種糧大戶則通過(guò)非正式組織傳播渠道獲得化肥相關(guān)信息。

3.2.3?控制變量

種糧大戶個(gè)人和家庭特征、土地經(jīng)營(yíng)特征和經(jīng)營(yíng)主體模式特征也是影響其化肥施用行為的重要因素。種糧大戶個(gè)人特征中，選取了戶主年齡、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷等變量。研究認(rèn)為戶主年齡越大，意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)更豐富，且對(duì)土地有更深厚的感情，可能不愿意過(guò)多施用化肥，擔(dān)心耕地質(zhì)量下降[36];也有研究發(fā)現(xiàn)年齡越大的農(nóng)戶思想觀念會(huì)更保守，仍舊沿襲“大水大肥”傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的可能性會(huì)越大[37]，故年齡變量的影響方向難以判斷。受教育水平客觀反映了人力資本存量，戶主文化程度越高，思想更為開闊和進(jìn)步、認(rèn)知能力會(huì)更強(qiáng)，更傾向科學(xué)施肥而減少化肥用量[37]，所以預(yù)期受教育程度變量與化肥用量為負(fù)向關(guān)系。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷變量，一方面認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)會(huì)更新農(nóng)戶的知識(shí)結(jié)構(gòu)和改變思想觀念，對(duì)環(huán)保問(wèn)題更為重視，使其更容易接受科學(xué)的田間管理方式進(jìn)而減少化肥用量，另一方面非農(nóng)就業(yè)會(huì)產(chǎn)生的收入效應(yīng)，反而增加農(nóng)資投入量，故無(wú)法判斷該變量的影響。

種糧大戶家庭特征主要選取了家庭人口撫養(yǎng)比、農(nóng)業(yè)收入比例和家庭固定資產(chǎn)情況等變量。家庭人口撫養(yǎng)比反映農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)狀況，一般認(rèn)為，人口撫養(yǎng)比越高，家庭勞動(dòng)資源越少，通過(guò)多施化肥替代勞動(dòng)力不足的可能性越大，故預(yù)期該變量與化肥施用呈正相關(guān)。農(nóng)業(yè)收入比例表征農(nóng)戶家庭對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴性，如果農(nóng)戶家庭收入主要源自非農(nóng)活動(dòng)，農(nóng)戶就沒(méi)有更多的時(shí)間配置在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，為了保證農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，可能投入更多化肥[38]，所以預(yù)期農(nóng)業(yè)收入比例與化肥施用量呈負(fù)向關(guān)系。家庭固定資產(chǎn)情況可以反映家庭收入水平以及抗風(fēng)險(xiǎn)能力，富裕的農(nóng)戶家庭越有能力承擔(dān)技術(shù)變革帶來(lái)的損失，會(huì)更愿意嘗試新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，如更為科學(xué)的施肥用量[39]，故預(yù)期家庭固定資產(chǎn)變量的影響方向?yàn)樨?fù)。

土地經(jīng)營(yíng)特征主要選取了土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、細(xì)碎化程度、土壤質(zhì)量狀況、土地產(chǎn)權(quán)安全性和輪作情況等變量。（樣本地區(qū)均為一年兩熟制，江蘇樣本農(nóng)戶輪作情況是稻麥輪作或者單季稻，江西樣本農(nóng)戶輪作情況是早晚雙季稻或者單季稻。所以本文選擇是否種植單季作物表征輪作情況，而沒(méi)有選擇傳統(tǒng)的反映不同地區(qū)農(nóng)作制度的復(fù)種指數(shù)。）一般而言，當(dāng)所經(jīng)營(yíng)的耕地面積較大時(shí)會(huì)產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)，化肥等投入品的增加幅度會(huì)小于產(chǎn)量的增加幅度[40-41]，所以預(yù)期經(jīng)營(yíng)規(guī)模與化肥用量呈反向關(guān)系。土地細(xì)碎化會(huì)使化肥投入增加[1，42]，一方面土地細(xì)碎化會(huì)降低土地經(jīng)營(yíng)的規(guī)模效應(yīng)，激勵(lì)農(nóng)戶通過(guò)增加化肥等要素投入增加產(chǎn)出率;另一方面土地細(xì)碎化會(huì)增加對(duì)勞動(dòng)力的需求，在勞動(dòng)力不足情況下，農(nóng)戶傾向于通過(guò)增加化肥施用量來(lái)替代勞動(dòng)力，故預(yù)期土地細(xì)碎化對(duì)化肥施用具有正向影響。土壤質(zhì)量狀況決定了化肥投入的邊際產(chǎn)出水平，農(nóng)戶則會(huì)根據(jù)不同土壤質(zhì)量狀況的邊際產(chǎn)出改變化肥投入量。土壤質(zhì)量好的邊際產(chǎn)出高抑或是土壤質(zhì)量差的邊際產(chǎn)出高，在不同區(qū)域情況并不一致，所以難以預(yù)期土壤質(zhì)量狀況對(duì)化肥用量的影響。土地流轉(zhuǎn)中是否簽訂書面合同則是判斷土地產(chǎn)權(quán)安全性的重要指標(biāo)，有研究認(rèn)為土地產(chǎn)權(quán)的不安全會(huì)使農(nóng)戶行為短期化，導(dǎo)致化肥的過(guò)量施用[43]，但也有研究認(rèn)為土地產(chǎn)權(quán)的安全性對(duì)綠肥種植和有機(jī)肥施用等中、長(zhǎng)期投資具有顯著影響，但是對(duì)化肥等短期投資的影響卻不顯著[44]，故難以預(yù)期土地產(chǎn)權(quán)安全性的影響。關(guān)于土地輪作變量，種植雙季作物的農(nóng)戶會(huì)認(rèn)為對(duì)土地肥力的掠奪程度更高，所以會(huì)增加化肥施用量以提高土壤肥力，保證作物產(chǎn)量[43]，故預(yù)期種植單季作物對(duì)化肥的使用量有顯著的負(fù)向影響。

由于本文的研究對(duì)象為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，故設(shè)置了以下表征經(jīng)營(yíng)主體模式特征的變量，具體為是否被登記為家庭農(nóng)場(chǎng)和是否被納入訂單合作農(nóng)業(yè)。根據(jù)家庭農(nóng)場(chǎng)要求，家庭農(nóng)場(chǎng)領(lǐng)頭人應(yīng)接受過(guò)農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有較完整的財(cái)務(wù)收支記錄等，故預(yù)期被登記為家庭農(nóng)場(chǎng)的種糧大戶家庭應(yīng)該更能夠掌握科學(xué)施肥的要點(diǎn)，化肥施用量會(huì)更少。一般而言，如果種糧大戶被納入龍頭企業(yè)“公司+農(nóng)戶”的訂單合作計(jì)劃，企業(yè)可能會(huì)要求和監(jiān)督農(nóng)戶控制化肥、農(nóng)藥的施用量，故預(yù)期該變量對(duì)化肥用量的影響方向?yàn)樨?fù)。此外，為了控制兩個(gè)樣本省份的省際差異，本研究引入了地區(qū)虛擬變量，以江西為對(duì)照組，將江蘇省的樣本設(shè)為1。

4?實(shí)證結(jié)果分析

4.1?農(nóng)戶化肥施用行為的空間自相關(guān)判斷

4.1.1?全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)

表2展示了樣本種糧大戶氮肥施用量在鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離權(quán)重下全局空間自相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果。由表可見，兩種空間權(quán)重矩陣下氮肥施用量的全局Morans

I值分別為0.398和0.533，且在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明，樣本地區(qū)種糧大戶的施肥行為具有較強(qiáng)的空間關(guān)聯(lián)性。正向自相關(guān)關(guān)系表示氮肥施用量高的農(nóng)戶趨于和氮肥施用量高的農(nóng)戶相鄰，氮肥施用量低的農(nóng)戶趨于和氮肥施用量低的農(nóng)戶相鄰。

4.1.2?局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)

根據(jù)氮肥施用情況的局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，樣本種糧大戶的局部Morans I顯著水平達(dá)到0.1以上，說(shuō)明這些樣本存在局部空間自相關(guān)性。其中，局部Morans I顯著為正值集中的區(qū)域就表示氮肥施用量多的樣本農(nóng)戶的聚集區(qū)域，局部MoransI顯著為負(fù)值集中的區(qū)域則表示氮肥施用量少的樣本農(nóng)戶的聚集區(qū)域。從空間分布看，江蘇鹽城東臺(tái)市、泰州姜堰區(qū)，江西宜春豐城市、南昌市南昌縣、九江永修縣等地屬于氮肥施用量較多的集聚區(qū)域，而江蘇連云港灌云縣是氮肥施用量較少的集聚區(qū)域。

4.2?模型回歸結(jié)果

4.2.1?空間效應(yīng)診斷檢驗(yàn)

上述空間自相關(guān)判斷只是檢驗(yàn)氮肥施用量數(shù)據(jù)是否存在空間關(guān)聯(lián)性，判斷是否適用空間計(jì)量模型，還需要對(duì)氮肥施用量和各自變量之間是否存在空間效應(yīng)進(jìn)行診斷檢驗(yàn)。具體診斷步驟為：一是氮肥施用量對(duì)各自變量進(jìn)行OLS回歸;二是在Stata中運(yùn)用spatdiag命令進(jìn)行診斷檢驗(yàn)。從空間效應(yīng)的診斷檢驗(yàn)結(jié)果看，針對(duì)空間滯后效應(yīng)的檢驗(yàn)中，鄰近空間權(quán)重下有一個(gè)檢驗(yàn)拒絕了“無(wú)空間自相關(guān)”的原假設(shè)，而規(guī)模距離權(quán)重下兩個(gè)檢驗(yàn)均拒絕了此原假設(shè);針對(duì)空間誤差效應(yīng)的檢驗(yàn)中，兩種空間權(quán)重下均有兩個(gè)檢驗(yàn)拒絕了“無(wú)空間自相關(guān)”的原假設(shè)（見表3）。上述結(jié)果表明，各變量之間確實(shí)存在空間滯后效應(yīng)和空間誤差效應(yīng)，故本研究適用于空間計(jì)量分析。

4.2.2?空間效應(yīng)結(jié)果分析

表4報(bào)告了線性方程的OLS估計(jì)結(jié)果，以及鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離權(quán)重下的空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果。（為了避免變量的多重共線性問(wèn)題，本文采用方差膨脹因子（VIF）進(jìn)行檢驗(yàn)，一般認(rèn)為VIF≤5時(shí)變量間不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。）結(jié)果顯示膨脹因子平均值為1.45，所以文中所選解釋變量滿足獨(dú)立性原則，不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。雖然各變量在不同模型的回歸系數(shù)值存在一定差異，但是系數(shù)符號(hào)與顯著性總體一致，表現(xiàn)出較強(qiáng)的模型穩(wěn)健性。

空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果中，兩種空間權(quán)重矩陣下的空間滯后系數(shù)ρ和空間誤差系數(shù)λ的符號(hào)為正，且均在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，對(duì)于ρ和λ的似然比檢驗(yàn)與拉格朗日檢驗(yàn)也得到同樣結(jié)果，充分驗(yàn)證了種糧大戶間施肥行為存在顯著的正向空間相關(guān)性，也就是說(shuō)，氮肥用量多的種糧大戶會(huì)與氮肥用量多的種糧大戶聚集，氮肥用量少的種糧大戶會(huì)與氮肥用量少的種糧大戶聚集，即驗(yàn)證了假說(shuō)3。一般認(rèn)為，農(nóng)戶越分散，互相之間交流越困難，信息傳遞的交易成本就會(huì)越高[45-46]。課題組在訪談中了解到，雖然樣本種糧大戶在地理空間上并不一定是緊鄰的鄰居，但實(shí)際上同屬一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的種糧大戶互相交流的機(jī)會(huì)非常多，因?yàn)殒?zhèn)政府及相關(guān)農(nóng)經(jīng)部門不僅會(huì)經(jīng)常召開各類面向種糧大戶的座談會(huì)或培訓(xùn)會(huì)，如種糧大戶技術(shù)培訓(xùn)、規(guī)范土地流轉(zhuǎn)、宣傳規(guī)模經(jīng)營(yíng)政策等，還會(huì)不定期組織種糧大戶代表參觀農(nóng)業(yè)基地和田間現(xiàn)場(chǎng)觀摩，交流學(xué)習(xí)先進(jìn)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)。這些不定期的聚會(huì)為種糧大戶提供了信息傳播的平臺(tái)。在信息和經(jīng)驗(yàn)交流過(guò)程中，扮演信息傳播主體角色的種糧大戶，會(huì)將自己的施肥觀念灌輸給其他大戶，獲得他們的價(jià)值認(rèn)同，然后通過(guò)形成共同的價(jià)值觀進(jìn)而影響他們的施肥行為，最終出現(xiàn)同一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)常交流的種糧大戶之間的施肥行為出現(xiàn)趨同現(xiàn)象。同時(shí)，在信息傳播過(guò)程中，作為信息傳播受體的種糧大戶會(huì)對(duì)各種信息進(jìn)行比較、成本效益分析，最終篩選出一些可以為自己帶來(lái)更多利益的施肥信息或經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行學(xué)習(xí)和模仿，作為指導(dǎo)和調(diào)整自己施肥行為的依據(jù)。故同屬一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的種糧大戶的施肥行為之間會(huì)出現(xiàn)顯著的空間溢出效應(yīng)。

4.2.3?核心解釋變量回歸結(jié)果分析

從模型估計(jì)結(jié)果看，無(wú)論是OLS估計(jì)還是空間計(jì)量模型，化肥信息傳播主體變量均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其中公共機(jī)構(gòu)組織變量與氮肥用量為負(fù)向關(guān)系，而市場(chǎng)化組織變量與氮肥用量為正向關(guān)系，假說(shuō)1和假說(shuō)2得以驗(yàn)證。具體而言，公共機(jī)構(gòu)組織變量系數(shù)為-4.161，表示如果化肥信息來(lái)源于農(nóng)技站等公共機(jī)構(gòu)組織，農(nóng)戶氮肥用量可以平均減少31.21 kg/hm2?？赡艿脑蚴且源寮?jí)綜合服務(wù)中心、農(nóng)技站以及其他政府部門為主的政府公共機(jī)構(gòu)組織肩負(fù)著化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)、耕地質(zhì)量保護(hù)與提升行動(dòng)等多重任務(wù)與壓力，為了可以有效引導(dǎo)農(nóng)戶減少化肥施用量，形成合理施肥行為，政府公共機(jī)構(gòu)組織充分利用價(jià)值引導(dǎo)機(jī)制影響農(nóng)戶的施肥行為。具體而言，傳播主體在信息傳播中向種糧大戶傳遞科學(xué)施肥、綠色發(fā)展等價(jià)值觀，農(nóng)戶對(duì)信息進(jìn)行甄別與篩選，根據(jù)對(duì)價(jià)值觀的認(rèn)同程度調(diào)整和更新自己的施肥觀念，形成綠色生產(chǎn)價(jià)值觀，最終表現(xiàn)為化肥施用量減少行為。這個(gè)結(jié)論與前人的研究也較為相似[22-23]。市場(chǎng)化組織變量的系數(shù)為2.691，說(shuō)明如果化肥信息來(lái)源于化肥店等市場(chǎng)化組織，農(nóng)戶氮肥用量可能平均增加20.18

kg/hm2?？赡艿脑蚴且曰使净蛘呋式?jīng)銷商為主的市場(chǎng)化組織傳播主體向農(nóng)戶提供化肥信息的目的就是為了獲取更多的經(jīng)濟(jì)利益，信息傳播的效果與傳播者的經(jīng)濟(jì)利益直接掛鉤。市場(chǎng)組織傳播主體在向農(nóng)戶提供化肥信息、推薦化肥種類和施用量的過(guò)程中可能會(huì)為了銷售更多的化肥，通過(guò)利益引導(dǎo)機(jī)制，錯(cuò)誤地指導(dǎo)農(nóng)戶為了取得并不真實(shí)的“更高產(chǎn)量”而增加化肥的施用量。這也與前人的研究結(jié)論較為一致[24，47]。

此外，從對(duì)農(nóng)戶化肥施用量的引導(dǎo)效果看，市場(chǎng)化組織傳播主體對(duì)化肥使用的增量效果僅占政府公共機(jī)構(gòu)組織對(duì)化肥施用的減量效果的64.67%。在實(shí)際訪談中，農(nóng)戶其實(shí)對(duì)農(nóng)資經(jīng)銷商的評(píng)價(jià)并不高，認(rèn)為農(nóng)資經(jīng)銷商唯利是圖，還有不少農(nóng)戶都曾有過(guò)買到假化肥、在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中受騙的經(jīng)歷，使其對(duì)農(nóng)資經(jīng)銷商的信任度更低。張蒙萌和李艷軍[48]的研究也認(rèn)為，在相對(duì)封閉的鄉(xiāng)村農(nóng)資社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，農(nóng)資經(jīng)銷商所占據(jù)信息和資源的優(yōu)勢(shì)地位使得農(nóng)戶不得不“相信”他們傳播的信息，接受他們所推薦的產(chǎn)品和建議，從而出現(xiàn)對(duì)農(nóng)資經(jīng)銷商的負(fù)面價(jià)值與被動(dòng)信任農(nóng)資經(jīng)銷商并存的矛盾現(xiàn)象。

4.2.4?控制變量回歸結(jié)果分析

綜合考慮表3的空間效應(yīng)的診斷檢驗(yàn)結(jié)果，以及表4的模型擬合優(yōu)度和檢驗(yàn)結(jié)果，本文最終選擇鄰近空間權(quán)重矩陣下的SLM模型估計(jì)結(jié)果對(duì)控制變量進(jìn)行分析。

農(nóng)戶個(gè)人和家庭特征變量中，年齡的影響顯著為負(fù)，說(shuō)明年紀(jì)越大對(duì)土地?fù)碛懈鼮樯詈竦母星楹透鼜?qiáng)的耕地保護(hù)責(zé)任感，所以減少化肥用量。受教育程度的符號(hào)為負(fù)，表明受教育程度較高的種糧大戶具有更為開放先進(jìn)的思維，接受科學(xué)施肥的能力更強(qiáng)，所以氮肥用量更少。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的影響為正，說(shuō)明非農(nóng)就業(yè)給農(nóng)戶帶來(lái)的收入增加效應(yīng)明顯更為明顯，緩解了農(nóng)戶購(gòu)買化肥時(shí)的資金約束，導(dǎo)致化肥用量顯著增加，與何浩然等[38]研究結(jié)論一致。家庭固定資產(chǎn)狀況影響為負(fù)，表示富裕的家庭具有更強(qiáng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，更加愿意嘗試科學(xué)的施肥管理方式，可以有效減少氮肥施用量。

土地經(jīng)營(yíng)特征變量中，土地細(xì)碎化程度影響為正，說(shuō)明土地細(xì)碎化會(huì)降低規(guī)模效應(yīng)和增加勞動(dòng)力需求，在勞動(dòng)力約束或雇傭工資較高的情況下（根據(jù)調(diào)研，江蘇地區(qū)雇傭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的平均工資約155元/工，江西地區(qū)為145元/工），為了確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率會(huì)在一定程度上減少價(jià)格相對(duì)較貴的勞動(dòng)投入的同時(shí)增加其他價(jià)格相對(duì)較低要素的投入，如化肥。該結(jié)論也印證了盧華和胡浩[42]的觀點(diǎn)。土壤質(zhì)量影響為負(fù)，說(shuō)明在調(diào)研地區(qū)，農(nóng)戶認(rèn)為在土壤肥力高的地塊投入化肥的邊際產(chǎn)出低于土壤肥力低的地塊，所以在土壤肥力高、質(zhì)量好的地塊上會(huì)減少氮肥用量，這與前人[49]的研究結(jié)論一致。土地輪作變量的影響為負(fù)，可能的原因是農(nóng)戶會(huì)認(rèn)為種植雙季作物對(duì)土地肥力的掠奪程度更高，所以需要通過(guò)增加化肥量補(bǔ)充土壤肥力，以保證作物產(chǎn)量。

經(jīng)營(yíng)主體模式特征變量中，被納入訂單農(nóng)業(yè)計(jì)劃與氮肥施用量呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這與預(yù)期并不一致，可能的原因?yàn)橛唵无r(nóng)業(yè)是先有訂單，后有生產(chǎn)，具有市場(chǎng)性、契約性和預(yù)期性，可以解決種糧大戶的水稻銷售問(wèn)題，保障收益穩(wěn)定，所以被龍頭企業(yè)納入了訂單合作計(jì)劃的種糧大戶更有積極性通過(guò)增加化肥施用實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)的目的。王常偉和顧海英[50]在菜農(nóng)農(nóng)藥的使用上也得到了類似的結(jié)論。

5?結(jié)論與政策啟示

本文基于長(zhǎng)江中下游江蘇、江西兩省690個(gè)種糧大戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離空間權(quán)重矩陣下的空間計(jì)量模型，實(shí)證分析了不同性質(zhì)的信息傳播主體對(duì)種糧大戶施肥行為的影響，以及種糧大戶之間施肥行為的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明：第一，不同性質(zhì)的信息傳播主體具有不同的目標(biāo)函數(shù)，使用不同的傳播方式，對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響路徑也會(huì)存在差異。農(nóng)技站等政府公共機(jī)構(gòu)組織在化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)、耕地質(zhì)量保護(hù)與提升行動(dòng)等任務(wù)壓力下，主要通過(guò)價(jià)值引導(dǎo)機(jī)制指導(dǎo)種糧大戶為了實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展而減少化肥施用量。而化肥經(jīng)銷商等市場(chǎng)化組織為了追求個(gè)人利潤(rùn)最大化，則會(huì)側(cè)重通過(guò)利益引導(dǎo)機(jī)制激勵(lì)種糧大戶為了增加產(chǎn)量而增加化肥施用量。從對(duì)農(nóng)戶化肥施用量的引導(dǎo)效果看，政府公共機(jī)構(gòu)組織的效果大于市場(chǎng)化組織，具體而言，政府公共機(jī)構(gòu)組織信息可以引導(dǎo)農(nóng)戶減少氮肥用量31.21 kg/hm2，而市場(chǎng)化組織則會(huì)引導(dǎo)農(nóng)戶增加氮肥用量20.18kg/hm2，后者僅占前者的64.67%。第二，種糧大戶的氮肥施用行為存在顯著的正的空間相關(guān)性，表明以親戚朋友、種糧大戶等社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)的非正式傳播主體對(duì)農(nóng)戶的施肥行為產(chǎn)生明顯影響，農(nóng)戶同時(shí)承擔(dān)信息傳播主體和信息傳播受體的角色。第三，種糧大戶的個(gè)人、家庭和土地等特征也是影響化肥施用的重要因素。其中，年齡、受教育程度、家庭固定資產(chǎn)與化肥用量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān);土地細(xì)碎化、與龍頭企業(yè)簽訂了訂單農(nóng)業(yè)與化肥用量呈現(xiàn)正相關(guān)。

本文的研究結(jié)論對(duì)于如何通過(guò)信息傳播引導(dǎo)農(nóng)戶科學(xué)施肥實(shí)現(xiàn)化肥減量施用具有較強(qiáng)的政策啟示：第一，充分發(fā)揮政府在化肥信息傳播中的主導(dǎo)作用。健全和強(qiáng)化基層農(nóng)技推廣部門的職能，建立與更多農(nóng)戶的直接聯(lián)系;多渠道、多方式培養(yǎng)具有豐富農(nóng)業(yè)科學(xué)知識(shí)、結(jié)構(gòu)合理的農(nóng)業(yè)信息和技術(shù)推廣人才梯隊(duì)，以滿足農(nóng)戶的信息需求缺口;在互聯(lián)網(wǎng)+，大數(shù)據(jù)時(shí)代背景下，加速建設(shè)各級(jí)基礎(chǔ)信息網(wǎng)絡(luò)，逐步健全農(nóng)業(yè)信息服務(wù)體系，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)建設(shè)，有機(jī)整合農(nóng)業(yè)信息資源，逐步實(shí)現(xiàn)涉農(nóng)數(shù)據(jù)的共享和利用。例如，測(cè)土配方施肥綜合信息服務(wù)系統(tǒng)。第二，規(guī)范市場(chǎng)化組織傳播主體的行為。對(duì)市場(chǎng)化組織加以引導(dǎo)，糾正和阻止其為了追逐利益而誤導(dǎo)農(nóng)戶進(jìn)行不科學(xué)的施肥行為，鼓勵(lì)農(nóng)資企業(yè)制定切實(shí)的品牌建設(shè)策略，加強(qiáng)與農(nóng)戶的聯(lián)系，提升農(nóng)戶群體對(duì)農(nóng)資生產(chǎn)商的信任度，以便在傳播優(yōu)良農(nóng)資品牌信息、培育農(nóng)資品牌忠誠(chéng)方面占據(jù)更加主動(dòng)的地位。第三，利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)傳播主體，注重提升農(nóng)戶在信息傳播中的主體地位。認(rèn)識(shí)到農(nóng)戶與政府公共組織和市場(chǎng)化組織均是信息傳播平等參與的主體，而且農(nóng)戶作為解決當(dāng)?shù)貙?shí)際問(wèn)題的主要力量，在信息傳播中應(yīng)占據(jù)更為核心的地位。所以要鼓勵(lì)農(nóng)民更多地參與到信息傳播的過(guò)程中，充分發(fā)揮農(nóng)民與其他傳播主體各自的優(yōu)勢(shì)和主觀能動(dòng)性，共同協(xié)作解決生產(chǎn)中各種問(wèn)題。第四，有針對(duì)性地篩選化肥信息傳播的重點(diǎn)對(duì)象。根據(jù)研究結(jié)論，應(yīng)該選擇年紀(jì)較輕，受教育程度較低以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)較少的種糧大戶作為重點(diǎn)培訓(xùn)對(duì)象。希望通過(guò)種糧大戶榜樣的示范效應(yīng)和引導(dǎo)作用，帶動(dòng)周邊農(nóng)戶以全新的理念和科學(xué)的思路，著力轉(zhuǎn)變生產(chǎn)發(fā)展方式，努力提高化肥的利用效率，走出一條節(jié)本增效、高產(chǎn)高效、環(huán)境友好的鄉(xiāng)村振興之路。

（編輯：于?杰）

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（1.Jiangxi Economic Development Research Institute， Jiangxi Normal University， Nanchang Jiangxi330047， China;2.College of Public Administration， Nanjing AgriculturalUniversity， Nanjing Jiangsu 210095， China）

Abstract?With the increasing amount of chemical fertilizer use， many environmental problems have arisen in China. How to promote chemical fertilizer reduction is the focus of attention of government and scholars. Firstly， this study constructed the theoretical framework of transmission mechanism of information disseminator influencing farmers fertilization behavior， and put forward three hypotheses. Secondly， based on the survey data of 690 large scale grain producers in Jiangsu and Jiangxi provinces in the middle and lower reaches of the Yangtze River， we empirically analyzed the influence of different agricultural information disseminators on fertilization behavior of large scale grain producers by the approach of spatial econometric modelling， and examined the spatial spillover effect of fertilization behavior among large scale grain producers. The results showed that various information disseminators had different objective functions， different modes of dissemination， as well as different impact paths on farmers production behavior. The information disseminator constituted by government and public organizations mainly guided the large scale grain producers to reduce the amount of chemical fertilizer application through the value guidance mechanism， while the marketoriented organizations would focus on encouraging the large scale grain producers to increase the amount of chemical fertilizer application through the benefit guidance mechanism. By comparing the impacts of the two information disseminators mentioned above， the information dissemination organized by government and public institutions could guide farmers to reduce the application amount of nitrogen fertilizer by 31.21 kg/hm2， while the marketoriented organizations would lead farmers to increase the amount of nitrogen fertilizer by 20.18 kg/hm2. The latter only accounted for 64.67% of the former. Moreover， the information disseminator constituted by informal communications based on social networks， such as relatives and friends， other large scale grain producers and so on， had a significant impact on farmers fertilization behavior. Spatially speaking， there was a significantly positive spatial correlation among the large scale grain producers nitrogen fertilizer application. Additionally， the characteristics of individual， farm household and land endowment of large scale grain producers were also important factors affecting their fertilizer application behavior. Finally， this study put forward countermeasures and suggestions on dissemination of fertilizer information that we should give full play to the leading role of the government， standardize the dissemination behavior of the marketoriented organizations， pay more attention to enhancing the main status of farmers， and select the key objects for thedissemination of fertilizer information.

Key words?information disseminator; fertilizer application; spatial econometric model; spatial effect; large scalegrain producer