萬凌霄 蔡海龍

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

化肥對中國糧食單產(chǎn)以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升起了重大貢獻(xiàn)。根據(jù)官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，1978—2019年，中國糧食總產(chǎn)量從3.05億t提升至2019年的6.64億t，年增長率為1.66%。同時間段內(nèi)，中國農(nóng)用化肥施用量(折純量)從1978年的884萬t增長到2019年的5 403.6萬t。除技術(shù)變遷以及制度變革以外，化肥施用是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升最重要的因素之一，1978—2006年中國化肥對糧食增長的貢獻(xiàn)率為57%。基于化肥對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性，中國逐漸形成了以增施化肥增產(chǎn)的粗放型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。然而，過度施肥造成了嚴(yán)重的資源危機，包括土壤酸化和溫室氣體排放等，也給中國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量以及糧食安全造成了威脅，影響了農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。盡管目前中國單位種植面積上的化肥使用量已遠(yuǎn)超過全球平均水平，但依然呈現(xiàn)明顯上升趨勢。因此，減量施肥對中國來說是亟待解決的問題。

農(nóng)學(xué)領(lǐng)域的專家通過田間試驗等方法驗證了測土配方施肥技術(shù)應(yīng)用能夠有效降低化肥施用量、提升土壤肥力以及化肥施用效率。農(nóng)戶作為技術(shù)應(yīng)用的主體，大部分研究討論了其技術(shù)采納的影響因素，主要包括：一是包括風(fēng)險規(guī)避意識，農(nóng)戶會因為避免應(yīng)用新技術(shù)帶來減產(chǎn)風(fēng)險而選擇不進(jìn)行技術(shù)采納。二是農(nóng)業(yè)技術(shù)高資本投入障礙。測土配方施肥技術(shù)作為資金與知識密集型的技術(shù)，由于高初始投入制約了農(nóng)戶技術(shù)采納。不少學(xué)者也在探討如何彌補上述技術(shù)特征以及農(nóng)戶稟賦的差異來促進(jìn)技術(shù)采納，包括增強農(nóng)戶信貸或資金獲取能力以及區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。三是技術(shù)學(xué)習(xí)成本以及技術(shù)采納客觀門檻等。測土配方施肥技術(shù)作為知識密集型技術(shù)，需要付出學(xué)習(xí)成本獲取相關(guān)技術(shù)知識以突破技術(shù)難點。研究發(fā)現(xiàn)，通過電子設(shè)備、同伴效應(yīng)、農(nóng)業(yè)培訓(xùn)以及社會網(wǎng)絡(luò)等方式擴充農(nóng)戶信息渠道來源是促使農(nóng)戶進(jìn)行技術(shù)采納的有效手段。除上述原因之外，農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用還需要一定的客觀經(jīng)營門檻，包括機械裝備只有在大規(guī)模農(nóng)場中能夠?qū)崿F(xiàn)應(yīng)用。

上述研究都是基于農(nóng)戶作為技術(shù)采納主體，而中國的現(xiàn)實狀況是大部分種糧農(nóng)戶會選擇將生產(chǎn)性服務(wù)外包，由服務(wù)商進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。小麥作為中國三大糧食作物之一，種植區(qū)域在全國最為廣泛、開展生產(chǎn)性服務(wù)最早并且生產(chǎn)性服務(wù)比例最大。早在2006年，中國各地便針對小麥開展了生產(chǎn)性服務(wù)外包。Lewis等以及孫小燕等的研究證明了服務(wù)外包對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采用具有正向影響。此外，也有研究表明服務(wù)市場的出現(xiàn)有助于技術(shù)裝備的使用，這意味著服務(wù)外包往往伴隨著新技術(shù)的引入。那么在中國小麥生產(chǎn)的具體現(xiàn)實下，隨著生產(chǎn)主體的改變對測土配方施肥技術(shù)采納又會有怎樣的影響？其中的機理又是什么？以往的研究雖肯定了生產(chǎn)性服務(wù)外包對綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的作用，然而并未將農(nóng)戶、服務(wù)商以及技術(shù)特征聯(lián)系起來，從而探討服務(wù)外包的引入對測土配方施肥技術(shù)采納的影響?；诖?，本研究立足于中國小麥生產(chǎn)服務(wù)外包的現(xiàn)實，以小麥種植為例分析服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的影響。與以往研究不同，本研究在理論層面識別了服務(wù)商測土配方施肥技術(shù)采納的動力，并結(jié)合農(nóng)戶特征，揭示服務(wù)外包對減量技術(shù)采納的內(nèi)在機理。特別是突破以往以農(nóng)戶為技術(shù)采納主體的單項思維，通過分析決策中技術(shù)采納主體變化揭示服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的機制及可行策略。此外，在方法層面，考慮到農(nóng)戶服務(wù)外包的樣本選擇偏差以及特征差異，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換概率模型(ESP)矯正不可觀測變量導(dǎo)致的偏誤以及自選擇問題，以準(zhǔn)確分析服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的效果。

1 理論分析

1.1 生產(chǎn)服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)影響的邏輯

農(nóng)戶基于家庭勞動力、資金以及信息等要素的限制，會將生產(chǎn)各環(huán)節(jié)外包給擁有機械設(shè)備、勞動力以及技術(shù)的專業(yè)服務(wù)商。服務(wù)商則會利用比較優(yōu)勢改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置并提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。由于測土配方施肥技術(shù)采納需要具備充足的技術(shù)知識、市場信息以及良好的技術(shù)裝備，而這些要素的引入需要一定的農(nóng)地規(guī)模門檻，這時主張以分工的方式實現(xiàn)服務(wù)規(guī)模經(jīng)營的生產(chǎn)性服務(wù)便進(jìn)入了學(xué)界視野。根據(jù)上述分析，需要重視一個問題：雖然大部分時候農(nóng)戶都是技術(shù)采納者，但基于前述的現(xiàn)實，可以認(rèn)為在長時間內(nèi)小麥生產(chǎn)中技術(shù)采納者會逐步轉(zhuǎn)向服務(wù)商。

從技術(shù)特征出發(fā)，測土配方施肥技術(shù)主要是根據(jù)實現(xiàn)小麥目標(biāo)產(chǎn)量的總需肥量、不同生長時期的需肥規(guī)律和肥料效應(yīng)，通過測土儀明確在作物需肥規(guī)律基礎(chǔ)上，提出肥料(主要是氮、磷、鉀肥)的施用量、施肥時期和施用方法。一般，這一技術(shù)在現(xiàn)實中需要對土壤的營養(yǎng)元素需求進(jìn)行測量，并在播種時按照土壤需求施用基肥，此后在種植過程中根據(jù)植物的長勢、葉色等特征考慮補肥或追肥。生產(chǎn)性服務(wù)外包主要涉及產(chǎn)中環(huán)節(jié)，包括耕地、播種、植保、灌溉以及收割等環(huán)節(jié)。此外，需要提到的是除單項環(huán)節(jié)的組合使用之外，農(nóng)戶還能夠使用將產(chǎn)中環(huán)節(jié)全部委托給服務(wù)商的全程服務(wù)外包形式。此時，整體技術(shù)應(yīng)用則由服務(wù)商完成。因此，測土配方施肥技術(shù)與服務(wù)外包相關(guān)的環(huán)節(jié)主要包括播種、植保以及全程服務(wù)外包。過去，都是農(nóng)戶對測土配方施肥技術(shù)采納做出決策。然而，當(dāng)農(nóng)戶選擇服務(wù)外包后，服務(wù)商能夠為農(nóng)戶提供產(chǎn)中各項服務(wù)。這意味著，農(nóng)戶一旦購買了相關(guān)生產(chǎn)服務(wù)，服務(wù)商將會替代農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策，進(jìn)行技術(shù)應(yīng)用。

相較而言，服務(wù)商比農(nóng)戶具有獲取低價農(nóng)資和裝備以及信息的能力。首先，服務(wù)商與要素市場緊密連接，通過大規(guī)模采購以及市場議價能力獲取較為優(yōu)質(zhì)低價的生產(chǎn)要素，例如農(nóng)業(yè)機械、測土配肥儀、配方肥等一系列技術(shù)裝備和農(nóng)資，降低了生產(chǎn)要素獲取成本。其次，服務(wù)主體具有專業(yè)的知識水平以及甄別測土配方施肥技術(shù)用量的能力。這是因為技術(shù)采納需要較高的學(xué)習(xí)成本獲取專業(yè)知識，而服務(wù)提供主體能夠有效在要素及產(chǎn)品市場上甄別信息，同時具備專業(yè)的技術(shù)人員對肥料配施進(jìn)行有效用量判斷，并對技術(shù)用量進(jìn)行定量化以及標(biāo)準(zhǔn)化控制。此外，由于服務(wù)商能夠有效獲取產(chǎn)品市場的信息，對于市場價格信息較為敏感，從而具有改進(jìn)技術(shù)的需求。

當(dāng)農(nóng)戶選擇將生產(chǎn)服務(wù)外包后，服務(wù)商便引入自身知識并對技術(shù)使用過程實施標(biāo)準(zhǔn)化控制。此時，測土配方施肥技術(shù)采納決定是由生產(chǎn)性服務(wù)商決定的，農(nóng)戶只需要跟隨生產(chǎn)性服務(wù)商所做的測土配方施肥技術(shù)采納策略，被動接受最終技術(shù)采納結(jié)果。其中，部分農(nóng)戶有減量施肥的意識，但由于相關(guān)技術(shù)知識和技術(shù)裝備的缺失，雖對技術(shù)采納有需求，但缺乏技術(shù)采納的能力。剩下的農(nóng)戶將生產(chǎn)性服務(wù)外包，但對減量施肥無需求。但通過服務(wù)外包帶來的測土配方施肥技術(shù)引入，跨越了改變農(nóng)戶信息獲取以及資金狀況的障礙，讓上述兩類農(nóng)戶都被動接受了服務(wù)商的技術(shù)采納決策。由以上分析，得到假說1：

H1:生產(chǎn)性服務(wù)外包能夠帶動農(nóng)戶應(yīng)用測土配方施肥技術(shù)。

1.2 生產(chǎn)性服務(wù)外包不同程度對測土配方施肥技術(shù)采納的影響

依據(jù)現(xiàn)實，農(nóng)戶對服務(wù)外包的選擇不止涉及到購買狀況，還涉及到對服務(wù)購買的程度。雖然農(nóng)戶只要將生產(chǎn)性服務(wù)外包，技術(shù)采納者則有可能轉(zhuǎn)變?yōu)榉?wù)商。但部分服務(wù)外包的情況下，仍有可能是農(nóng)戶在進(jìn)行決策。因此，相對全程服務(wù)外包，部分服務(wù)外包仍有可能需要農(nóng)戶自己采納測土配方施肥技術(shù)。具體而言，測土配方施肥技術(shù)應(yīng)用產(chǎn)中環(huán)節(jié)涉及到播種以及植保環(huán)節(jié)。因此，采用測土配方施肥技術(shù)時，首先需要運用土壤監(jiān)測設(shè)備儀器進(jìn)行測試以了解土壤供肥狀況，并根據(jù)土壤需肥量選擇配方肥作為基肥。在此基礎(chǔ)上，會在播種時期施用基肥，這一過程既能夠人工完成也能通過機械替代。后期，在種植過程中還需要根據(jù)作物的長勢以及時期針對作物需要的肥料進(jìn)行補肥和追肥。農(nóng)戶如只購買播種以及植保環(huán)節(jié)中的部分服務(wù)時，其余環(huán)節(jié)技術(shù)應(yīng)用程序還需自己完成。相對而言，農(nóng)戶由于信息獲取以及技術(shù)裝備應(yīng)用障礙，在自己決策時無法有效識別肥料配比和用量，同時有效進(jìn)行機械施肥。而農(nóng)戶將全程生產(chǎn)服務(wù)外包時，服務(wù)商會全程考慮土壤需肥狀況和作物長勢，甄別技術(shù)及肥料用量和配比，并運用機械精準(zhǔn)施用配方肥。此時，標(biāo)準(zhǔn)化程度更高，技術(shù)應(yīng)用程度也更強。由此，得到假說2：

H2:農(nóng)戶將全程服務(wù)外包時，測土配方施肥技術(shù)的采納程度會更高。

1.3 生產(chǎn)性服務(wù)外包對不同規(guī)模農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的影響

除上述分析外，還需要結(jié)合測土配方施肥技術(shù)屬性以及農(nóng)戶要素稟賦特征，審視生產(chǎn)性服務(wù)外包與技術(shù)應(yīng)用之間的關(guān)系。一般來說，測土配方施肥這類技術(shù)采納需要大量專業(yè)知識，并需要測土配方施用儀、機械裝備的使用，因此屬于知識以及資金密集型技術(shù)，需要充足的資本以及知識儲備。規(guī)模較大的農(nóng)戶具有較為充足的資金以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識，這暗含著大規(guī)模農(nóng)戶往往具有較少的技術(shù)采納約束。然而中國小麥種植戶仍以小規(guī)模農(nóng)戶為主，收入和受教育水平都較低，因此技術(shù)應(yīng)用約束較強。生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)則通過低價技術(shù)裝備以及專業(yè)技術(shù)知識引入，采用標(biāo)準(zhǔn)化施肥技術(shù)，彌補了小規(guī)模農(nóng)戶面對的技術(shù)采納約束，最終帶動小規(guī)模農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)。由此，得出假說3：

H3:生產(chǎn)性服務(wù)外包帶動小規(guī)模農(nóng)戶進(jìn)行測土配方施肥技術(shù)采納的效果更顯著。

具體生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納機制如圖1所示。

2 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院2019年返鄉(xiāng)調(diào)研農(nóng)戶數(shù)據(jù)。調(diào)研選擇了中國安徽、湖北、河南、四川、江蘇、山東和河北省7個糧食主產(chǎn)區(qū)進(jìn)行調(diào)研。選擇這幾個省的原因在于：一是糧食主產(chǎn)區(qū)是中國糧食生產(chǎn)的主要來源，2018年糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量占全國糧食總產(chǎn)量的78%，對糧食主產(chǎn)區(qū)進(jìn)行調(diào)研能夠聚焦于糧食安全問題。二是這上述地區(qū)都是小麥種植大省，而本研究重點關(guān)注小麥這一品種，因此選取這幾個地區(qū)作為調(diào)研地點能夠一定程度上反映小麥的生產(chǎn)性服務(wù)外包發(fā)展?fàn)顩r。調(diào)研時采用了多階段抽樣方法。首先，我們在選定的省份內(nèi)招募家鄉(xiāng)在上述地區(qū)的調(diào)研員；之后，讓每省調(diào)研員在其所在市隨機選擇2個村；最后，調(diào)研員在每個村隨機選擇10～15個農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研。在調(diào)研過程中，使用結(jié)構(gòu)化的調(diào)查問卷對農(nóng)戶進(jìn)行了面對面訪談。調(diào)研內(nèi)容包括問卷調(diào)研年份前一年即2018年農(nóng)戶個人及家庭特征狀況(例如年齡、教育程度、種植規(guī)模和家庭規(guī)模等)、農(nóng)作物種植情況、生產(chǎn)要素投入狀況、生產(chǎn)性服務(wù)外包狀況以及測土配方施肥技術(shù)采納狀況等。為聚焦本研究議題，我們最終只保留種植小麥的農(nóng)戶，剔除了關(guān)鍵信息缺失的變量，并對農(nóng)戶家庭收入以及經(jīng)營規(guī)模按照1%進(jìn)行“縮尾”處理，以消除異常值的影響，最終得到有效樣本826個，包括23個市65個村。

圖1 理論機制圖Fig.1 Theoretical mechanism diagram

2.2 變量選擇

本研究最主要的目標(biāo)是探討生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)的影響。因此根據(jù)測土配方施肥技術(shù)特點，借鑒孫杰等的研究將測土配方施肥技術(shù)采納以二元變量來衡量。此外，本研究的核心自變量為生產(chǎn)性服務(wù)外包?，F(xiàn)實中，測土配方施肥技術(shù)與生產(chǎn)性服務(wù)相關(guān)環(huán)節(jié)主要涉及播種以及植保環(huán)節(jié)，此外全程服務(wù)外包時農(nóng)戶會將耕地、播種、植保、灌溉以及收割等全程環(huán)節(jié)委托給服務(wù)商生產(chǎn)，此時服務(wù)商會決策是否使用技術(shù)。因此，為聚焦測土配方施肥技術(shù)采納，本研究定義農(nóng)戶使用播種、植保以及全程服務(wù)外包的任意一項及以上為生產(chǎn)性服務(wù)外包。為進(jìn)一步考慮不同服務(wù)外包程度對測土配方施肥技術(shù)采納的影響，本研究也單獨將全程服務(wù)外包與部分服務(wù)外包分開討論。生產(chǎn)性服務(wù)中除去全程服務(wù)外包外，當(dāng)農(nóng)戶購買播種以及植保這兩項服務(wù)任意一項及以上時，定義農(nóng)戶使用了部分服務(wù)外包。

表1詳細(xì)定義了本研究所需變量并進(jìn)行了描述性統(tǒng)計。根據(jù)已有研究，本研究其他控制變量選擇了農(nóng)戶個體特征，包括性別、年齡、受教育水平、健康狀況、風(fēng)險規(guī)避意識以及減量施肥需求狀況；家庭特征，包括外出務(wù)工比率、收入水平；生產(chǎn)特征，包括經(jīng)營規(guī)模、土壤質(zhì)量、產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證狀況；外部環(huán)境，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營培訓(xùn)狀況以及信息渠道。此外，其他控制變量中還包含省級虛擬變量，以控制當(dāng)?shù)氐匦?、氣候、降水以及病蟲害等自然特征以及傳統(tǒng)觀念的影響。根據(jù)描述性統(tǒng)計，采用測土配方施肥技術(shù)的樣本占總樣本的22.2%。使用生產(chǎn)性服務(wù)外包的農(nóng)戶占總樣本的70.3%。其中，購買部分服務(wù)的農(nóng)戶占56.5%，而購買全程服務(wù)的農(nóng)戶占13.8%。由此可以看出大部分小麥種植戶會選擇購買生產(chǎn)性服務(wù)以進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而使用部分服務(wù)外包的農(nóng)戶占大多數(shù)。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計
Table 1 Variable definition and descriptive statistics

變量 Variable 含義與賦值Definition and assignment平均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差Standard deviation被解釋變量 測土配方施肥技術(shù) Technology未采納=0;采納=10.2220.416核心解釋變量 生產(chǎn)性服務(wù)外包 Outsource購買“全程服務(wù)、播種以及植保”任意一項及以上;否=0;是=10.7030.457 購買部分服務(wù) Partial outsourcing購買“播種以及植?！比我庖豁?否=0;是=10.5650.426 全程服務(wù)購買 Full outsourcing購買服務(wù)外包;否=0;是=10.1380.379其他控制變量 性別 Gender女性=0;男性=10.7370.440 年齡 Age受訪者實際年齡/歲53.64211.408 受教育程度 Education文盲或半文盲=1;小學(xué)=2;初中=3;高中=4;大學(xué)=5;大學(xué)以上=62.7940.973 健康狀況 Health很差=1;較差=2;較好=3;很好=43.6500.566 風(fēng)險規(guī)避意識 Risk風(fēng)險規(guī)避型=0;非風(fēng)險規(guī)避型=10.1450.353 減量施肥需求狀況 Demands of fertilizer reduction否=0;是=10.3320.471 外出務(wù)工比率 Proportion of migrant workers外出務(wù)工人數(shù)占家庭勞動力比例0.4320.389 家庭收入水平 Income家庭總收入取對數(shù)10.7910.939 經(jīng)營規(guī)模 Scale家庭小麥種植面積/hm20.82240.418 土壤質(zhì)量 Quality of soil很差=1;較差=2;一般=3;較好=4;很好=53.1940.771 產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證狀況 Quality of product是=1;否=00.0170.129 農(nóng)業(yè)經(jīng)營培訓(xùn)狀況 Techtrain是=1;否=00.2420.429 信息渠道 Information是否與企業(yè)、電商、合作社合作以及本村是否有其他人將生產(chǎn)性服務(wù)外包加總/條0.3080.661 機械擁有數(shù)量 Machinery家庭擁有農(nóng)業(yè)機械的總數(shù)量/臺0.8811.585

3 實證模型與計量結(jié)果

3.1 模型設(shè)置

傳統(tǒng)解決自選擇的方法為傾向性匹配得分估計(PSM)模型以及遞歸雙變量概率(RBP)模型等。但本研究在解決自選擇問題上，采用了相對而言更具優(yōu)勢的內(nèi)生轉(zhuǎn)換概率(ESP)模型。一是ESP模型解決了可觀測變量與不可觀測變量之間選擇偏差問題；二是ESP模型能夠分別估算生產(chǎn)性服務(wù)外包與未外包農(nóng)戶進(jìn)行測土配方施肥技術(shù)采納的影響因素。運用ESP模型研究生產(chǎn)性服務(wù)外包對農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納影響分為兩步。第一步是農(nóng)戶決定是否將生產(chǎn)性服務(wù)外包，即式(1)；第二步則是采用Probit模型測算生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的影響。兩個條件方程取決于農(nóng)戶是否將生產(chǎn)性服務(wù)外包，因此可以將等式表示為：

(1)

(2)

(3)

式中：

S

為二元選擇變量農(nóng)戶是否將生產(chǎn)性服務(wù)外包；

γ

表示農(nóng)戶特征變量的待估參數(shù)；

μ

為隨機誤差項。需要注意的是，農(nóng)戶是否將生產(chǎn)性服務(wù)外包這一選擇可能會受到不可觀測因素的影響(例如農(nóng)戶的認(rèn)知能力、信貸狀況等)，這一系列因素可能與最終農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)的采納相關(guān)。雖然不能被直接觀測到，但可以由特征觀察變量

Z

的函數(shù)表示和分別表示生產(chǎn)性服務(wù)外包與未外包農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的潛變量；

Y

1和

Y

0分別表示觀察到農(nóng)戶的測土配方施肥技術(shù)采納選擇，

Y

1=1表示農(nóng)戶采納此類技術(shù)，否則則為0。

X

表示一系列影響農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的向量(例如年齡、受教育狀況、家庭人數(shù)和非農(nóng)務(wù)工比例等)；

β

和

β

表示生產(chǎn)性服務(wù)對測土配方施肥技術(shù)影響的待估參數(shù)；

ε

1和

ε

0為誤差項，分別表示生產(chǎn)性服務(wù)外包農(nóng)戶與未外包農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的不可觀測變量?；谑?1)、(2)和(3)，假設(shè)

μ

、

ε

1和

ε

0符合均值為零的聯(lián)合概率分布，其矩陣表示為：

(4)

式中：

ρ

是式(1)誤差項

μ

及式(3)誤差項

ε

1的相關(guān)系數(shù)；

ρ

是

μ

及式(3)誤差項

ε

0的相關(guān)系數(shù)；

ρ

則是

ε

1和

ε

0的相關(guān)系數(shù)。由于

Y

1和

Y

0無法同時觀察到，此模型中

ρ

無法估計。在ESP模型運行中，能夠自動生成

ρ

和

ρ

并納入服務(wù)外包農(nóng)戶以及未將服務(wù)外包的農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納模型之中，以校正不可觀測因素引起的選擇偏誤。

通過估計式(1)、(2)和(3)能夠了解影響農(nóng)戶選擇生產(chǎn)性服務(wù)外包的決策因素，以及服務(wù)外包與未將服務(wù)外包農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的影響因素。此外，上述等式的估計系數(shù)能夠矯正不可觀測變量引起的偏誤，以有效計算服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的平均處理效應(yīng)。借鑒Lokshin等的設(shè)定，本研究計算了實驗組(ATT)和對照組(ATU)的平均處理效應(yīng)。其中，ATT表明服務(wù)外包農(nóng)戶，選擇與未選擇將服務(wù)外包時測土配方施肥技術(shù)采納概率；而ATU表明未將服務(wù)外包的農(nóng)戶，選擇與未選擇將服務(wù)外包時測土配方施肥技術(shù)采納概率。平均處理效應(yīng)ATT與ATU的計算式為：

Pr

(

Y

=1|

S

=1,

X

=

x

)]=

(5)

Pr

(

Y

=1|

S

=0,

X

=

x

)]=

(6)

式中：

N

和

N

分別表示服務(wù)外包與未外包農(nóng)戶的樣本數(shù)量；

Pr

(

Y

=1|

S

=1,

X

=

x

)與

Pr

(

Y

=1|

S

=1,

X

=

x

)表示觀測到的服務(wù)外包與未將服務(wù)外包的農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的概率；

Pr

(

Y

=1|

S

=1,

X

=

x

)與

Pr

(

Y

=1|

S

=0,

X

=

x

)表示在反事實框架下兩組農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納概率；Ф表示二元分布的累積函數(shù)；

F

表示正態(tài)分布的累積函數(shù)。

3.2 計量結(jié)果及分析

3

.

2

.

1

生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的影響分析

農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)外包與測土配方施肥技術(shù)采納聯(lián)立的估計結(jié)果如表2所示。結(jié)果表明，生產(chǎn)性服務(wù)外包與未外包農(nóng)戶有關(guān)采納測土配方施肥技術(shù)的決定因素有著顯著差異。表2結(jié)果顯示土地質(zhì)量、戶主健康狀況、家庭機械擁有狀況、家庭外出務(wù)工比率以及減量施肥需求都是農(nóng)戶選擇生產(chǎn)性服務(wù)的重要原因。一般來說，土地質(zhì)量較差更需要采用機械以及技術(shù)從而促使生產(chǎn)力的提升，因此土地質(zhì)量較差的農(nóng)戶會傾向于將生產(chǎn)性服務(wù)外包以使用機械和技術(shù)。健康狀況較差的農(nóng)戶更有可能選擇將生產(chǎn)性服務(wù)外包，這是因為健康狀況較差意味著農(nóng)戶受到勞動力約束，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力投入有限，因此需要購買服務(wù)維持正常的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。機械擁有數(shù)量越少的農(nóng)戶更有可能將生產(chǎn)性服務(wù)外包是因為在播種環(huán)節(jié)中多需要使用大規(guī)模機械，而農(nóng)戶如無法自購則會選擇購買機械服務(wù)。需要說明的是，家庭外出務(wù)工比率也在5%的統(tǒng)計性水平下顯著。不難理解，農(nóng)戶外出務(wù)工比率越高意味著家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力不足，因此農(nóng)戶會選擇將生產(chǎn)性服務(wù)外包以彌補家庭勞動力的約束。除此之外，農(nóng)戶減量施肥需求會影響其生產(chǎn)性服務(wù)外包的選擇。隨著中國農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型以及減量施肥概念的宣傳，很多農(nóng)戶逐漸意識到減量施肥的重要性。但受限于資金以及知識狀況，農(nóng)戶自己減量施肥具有難度，因此會選擇將生產(chǎn)性服務(wù)外包以期通過服務(wù)商來減量施肥。

事實上，ESP選擇方程的主要目的是解決無法觀測變量對結(jié)果方程的估計偏差。按照Lokshin等的設(shè)定，選擇方程中需要包括至少一個工具變量，排除在測土配方施肥技術(shù)采納方程之外以避免選擇方程缺少工具變量導(dǎo)致ESP模型被非線性識別。因此，本研究將村級變量“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織數(shù)量”作為工具變量。由于服務(wù)來源大多是區(qū)域內(nèi)的服務(wù)組織，因此村級服務(wù)組織數(shù)量代表著服務(wù)外包的供給，數(shù)量越多則農(nóng)戶服務(wù)外包的可能性則越高。因此，該變量將影響農(nóng)戶對生產(chǎn)性服務(wù)外包的決策。為了驗證工具變量的有效性，本研究借鑒楊志海的檢驗方法，在引入其他控制變量的前提下，將農(nóng)戶是否將生產(chǎn)性服務(wù)外包以及測土配方施肥技術(shù)對村級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織數(shù)量進(jìn)行回歸，從而驗證工具變量的有效性。結(jié)果表明村級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織數(shù)量對農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)外包決策有顯著正向影響，而對測土配方施肥技術(shù)采納的影響未通過顯著性檢驗，因此認(rèn)為該工具變量有效。

從服務(wù)外包與未外包農(nóng)戶的技術(shù)采納水平來看，由于農(nóng)戶很難預(yù)測在采納測土配方施肥技術(shù)之后收入的變化，因此風(fēng)險規(guī)避型的農(nóng)戶會傾向于不采納該項技術(shù)。家庭收入是解釋生產(chǎn)性服務(wù)外包與未外包農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的重要因素。這是因為，收入水平較低的農(nóng)戶暗含著具有技術(shù)升級約束，傾向于采納傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)例如化肥等，而不是使用具有資本以及知識要求的測土配方施肥技術(shù)。但這類農(nóng)戶在將生產(chǎn)性服務(wù)外包后，服務(wù)提供方能夠突破農(nóng)戶的資本約束帶動其采納測土配方施肥技術(shù)。結(jié)果表明，經(jīng)營規(guī)模有助于促進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)外包農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)，但對未將服務(wù)外包的農(nóng)戶影響不顯著。這可能是因為農(nóng)戶將服務(wù)外包之后，服務(wù)商由于具備專業(yè)技能知識從而彌補了大規(guī)模農(nóng)戶熟練工缺失的問題。而經(jīng)過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營培訓(xùn)的農(nóng)戶不論是否將服務(wù)外包，都會正向顯著影響測土配方施肥技術(shù)采納。這是因為當(dāng)農(nóng)戶在經(jīng)過培訓(xùn)之后，能夠進(jìn)一步獲取關(guān)于技術(shù)的知識，提升其對技術(shù)的認(rèn)知，從而促進(jìn)技術(shù)采納。此外，不具備減量施肥需求的農(nóng)戶將生產(chǎn)性服務(wù)外包后，最終也能夠采納測土配方施肥技術(shù)。這表明減量施肥需求低的農(nóng)戶在生產(chǎn)服務(wù)外包后，更有可能采納測土配方施肥技術(shù)。這也與本研究的理論部分保持一致，一旦農(nóng)戶將生產(chǎn)服務(wù)外包，服務(wù)商會按照自己技術(shù)采納標(biāo)準(zhǔn)使用測土配方施肥技術(shù)。而無減量施肥需求的農(nóng)戶初始技術(shù)采納意愿以及能力都較低，在生產(chǎn)服務(wù)外包后，由于服務(wù)商的技術(shù)引入提升了這類農(nóng)戶的技術(shù)應(yīng)用水平。

ρ

在1%的統(tǒng)計性水平下顯著，這表明農(nóng)戶在選擇是否將生產(chǎn)性服務(wù)外包時需要會受到不可觀測因素的影響，如不對樣本進(jìn)行糾正可能在測土配方施肥技術(shù)采納估計時會出現(xiàn)偏誤。

ρ

衡量的是農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)外包選擇方程與測土配方施肥技術(shù)采納結(jié)果方程之間相關(guān)系數(shù)。該系數(shù)為正，意味著采用測土配方施肥技術(shù)可能性較高的農(nóng)戶更有可能將生產(chǎn)性服務(wù)外包。此外，結(jié)果顯示W(wǎng)ald聯(lián)合檢驗相關(guān)系數(shù)顯著不為零，拒絕了原假設(shè)。這意味著農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)外包選擇方程與測土配方施肥技術(shù)采納方程之間沒有相關(guān)性，也證明了ESP模型優(yōu)于普通的Probit以及PSM模型。

表2 生產(chǎn)性服務(wù)外包選擇與測土配方施肥技術(shù)采納決策影響因素
Table 2 Factors influencing the selection of outsourcing and the adoption of testing soil for formulated fertilization technology

變量 Variable 農(nóng)戶服務(wù)外包選擇方程Outsource selectequation of farmers測土配方施肥技術(shù)采納 Tech生產(chǎn)性服務(wù)外包農(nóng)戶Outsource生產(chǎn)性服務(wù)未外包農(nóng)戶Not outsource年齡 Age0.191(0.160)-0.196(0.137)0.192(0.272)性別 Gender0.003(0.007)0.007(0.006)0.005(0.011)受教育程度 Education0.130(0.082)0.091(0.073)-0.234(0.145)風(fēng)險規(guī)避意識 Risk-0.155(0.195)-0.127 (0.192)-0.774**(0.366)土地質(zhì)量 The quality of soil-0.167*(0.097)-0.037(0.078)0.067(0.176)健康狀況 Health-0.244**(0.101)0.040(0.112)0.169(0.243)家庭收入水平 Income-0.151*(0.084)-0.217***(0.075)0.142(0.143)經(jīng)營規(guī)模 Scale0.001(0.002)0.008**(0.003)0.003(0.002)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證狀況 Quality of product-0.025(0.497)1.273(0.782)0.392(0.681)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)培訓(xùn)狀況 Techtrain-0.158(0.169)0.346**(0.147)1.291***(0.477)信息渠道 Information-0.036(0.109)-0.019(0.097)-0.016(0.158)機械擁有數(shù)量 Machinery-0.132**(0.063)-0.071(0.090)-0.106(0.158)外出務(wù)工比率Proportion of migrant workers0.687***(0.328)-0.444(0.291)0.603(0.536)減量施肥需求Demands of fertilizer reduction2.069***(0.367)-0.402***(0.133)1.029(1.065)村級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織數(shù)量Number of organizations3.163***(0.154)常數(shù)項 Cons-0.012(1.150)1.352(1.003)-2.955(2.566)ρ10.139(0.266)ρ0-0.593***(0.127)Log pseudolikelihood-580.694Wald test of indep. Eqns. (ρ1=ρ0) Chi2(17)=261.01, Prob>chi2=0.000樣本量 Sample826496330

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著。下同。

Note: ***， ** and * indicate significant effects of the variables at 1%, 5% and 10% levels, respectively. The same below.

3

.

2

.

2

處理效應(yīng)分析及穩(wěn)健性檢驗

在運用ESP模型后，結(jié)合估計系數(shù)以及方程(5)和(6)計算出生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)的平均處理效應(yīng)(ATT和ATU)。具體而言，ATT估計值在1%的統(tǒng)計性水平下顯著，表明農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)外包后測土配方施肥技術(shù)采納的可能性提升了8.7%。同時，ATU的估計值也正向顯著，表明未將生產(chǎn)性服務(wù)外包的農(nóng)戶如果將服務(wù)外包測土配方施肥技術(shù)采納的可能性會提升28.9%。這也驗證了本研究的假說1。

此外，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究也采用了幾種穩(wěn)健性檢驗。一是采用傾向性得分匹配(PSM)方法；二是在PSM方法的基礎(chǔ)上嘗試多種匹配方法。所有的穩(wěn)健性檢驗都表明，生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納有顯著正向影響。

表3 生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的平均處理效應(yīng)
Table 3 The average treatment effect of outsourcing on the adoption of testing soil for formulated fertilization technology

方法 Method 實驗組ATTt值對照組ATUt值內(nèi)生轉(zhuǎn)換概率模型 ESP0.087***(0.017)5.1300.289***(0.039)7.373傾向性得分匹配(一對一匹配)PSM (One to one)0.153***(0.065)2.340.056(0.054)1.02傾向性得分匹配(K階近鄰)PSM (K-Nearest)0.150***(0.048)3.120.096*(0.053)1.81傾向性得分匹配(半徑匹配)PSM (Radius)0.131***(0.044)2.960.120***(0.040)3.00傾向性得分匹配(核匹配)PSM (Kernel)0.134***(0.043)3.130.128***(0.039)3.29

注：PSM的ATT與ATU的標(biāo)準(zhǔn)誤與值均為采用bootstrap方法重新抽樣500次所獲。下同。

Note: The standard errors and t-values of PSM’s ATT and ATU were obtained by re-sampling 500 times using the bootstrap method. The same below.

3

.

2

.

3

生產(chǎn)性服務(wù)外包不同程度對測土配方施肥技術(shù)采納分析

由于小麥測土配方施肥技術(shù)采納涉及播種、植保以及全程服務(wù)外包，一方面農(nóng)戶由于資金、技術(shù)以及勞動力約束對環(huán)節(jié)需求程度不同；另一方面當(dāng)農(nóng)戶將生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包后，服務(wù)商會對各環(huán)節(jié)測土配方施肥技術(shù)采納進(jìn)行決策。然而，不同服務(wù)外包程度也涉及到不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體。因此，不同服務(wù)外包程度會對最終測土配方施肥技術(shù)采納具有不同影響。

根據(jù)表4的估計結(jié)果，除購買部分服務(wù)的農(nóng)戶ATT未通過顯著性檢驗，其余估計結(jié)果皆通過顯著性檢驗。農(nóng)戶購買部分服務(wù)時，ATU在1%的統(tǒng)計水平下顯著，這表明未將服務(wù)部分外包的農(nóng)戶若將服務(wù)外包，測土配方施肥技術(shù)采納的概率會提升8.5%。而當(dāng)農(nóng)戶全程服務(wù)外包時，能夠比未全程服務(wù)外包的農(nóng)戶技術(shù)采納可能性高21.3%。同時，未將全程服務(wù)外包的農(nóng)戶如全程外包，技術(shù)采納的可能性將會提升20.9%?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)外包程度的提升，測土配方施肥技術(shù)采納可能性也增加了。上述結(jié)果證明了本研究的假說2。

對此結(jié)果，可能是因為以下兩個原因。其一，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策主體角度來看，當(dāng)農(nóng)戶只將部分服務(wù)外包時，生產(chǎn)決策主體包括服務(wù)商或者農(nóng)戶。農(nóng)戶除跟隨服務(wù)商測土配方施肥技術(shù)采納的標(biāo)準(zhǔn)化操作外，還需要自己在生產(chǎn)中進(jìn)行技術(shù)采納決策。這時候，那些對減量施肥無需求并且技術(shù)采納受到約束的農(nóng)戶在自己決策的過程中不會采納測土配方施肥技術(shù)，抑或采納程度較低。而農(nóng)戶將全程服務(wù)外包后，決策主體只有服務(wù)商，由于技術(shù)裝備獲取能力、低價配方肥獲取以及專業(yè)人員對技術(shù)用量的甄別與標(biāo)準(zhǔn)化使用，相比部分環(huán)節(jié)外包的農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納可能性會更高。其二，從外包環(huán)節(jié)的標(biāo)準(zhǔn)化程度來看，一般來說播種環(huán)節(jié)的標(biāo)準(zhǔn)化程度較高，農(nóng)戶決策與外包服務(wù)商決策差異不大。而像植保這些需要技術(shù)以及豐富農(nóng)業(yè)管理知識的環(huán)節(jié)，外包后治理效果會顯著提升。服務(wù)商會按照土壤需肥狀況進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化操作，進(jìn)行測土配方施肥技術(shù)應(yīng)用。因此，將全程環(huán)節(jié)外包后，測土配方施肥技術(shù)的采納效果更明顯。

3

.

2

.

4

生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納群組差異性分析

為進(jìn)一步理解生產(chǎn)性服務(wù)外包對不同樣本群體農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的影響，本研究依據(jù)經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶進(jìn)行分組。這是因為農(nóng)戶技術(shù)采納受到經(jīng)營規(guī)模、信息渠道以及機械裝備獲取的限制，而小規(guī)模農(nóng)戶則暗含著上述技術(shù)采納條件的約束?；诖?，本研究進(jìn)一步分析農(nóng)戶將生產(chǎn)性服務(wù)外包對不同規(guī)模農(nóng)戶技術(shù)采納的帶動效果。本研究按照經(jīng)營規(guī)模將農(nóng)戶劃分為0.067 hm以下、0.067 hm及以上兩類本研究借鑒第三次農(nóng)業(yè)普查對農(nóng)業(yè)經(jīng)營耕地的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分，同時學(xué)界也經(jīng)常以10畝為標(biāo)準(zhǔn)來研究小農(nóng)戶，由于1畝約為0.067 hm，此處換算成國際通用單位公頃。。

表4 不同服務(wù)外包程度對測土配方施肥技術(shù)采納的平均處理效應(yīng)
Table 4 The average treatment effect of different outsourcing levels on the adoption of testing soil for formulated fertilization technology

外包程度Degree of outsourcing實驗組ATTt值對照組ATUt值部分服務(wù)外包Partial outsourcing0.062(0.047)1.3090.085***(0.014)6.038全程服務(wù)外包Full outsourcing0.213***(0.039)5.4000.209***(0.018)11.615

根據(jù)表5的估計結(jié)果，生產(chǎn)性服務(wù)外包對不同群組農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)帶動效果具有差異。就經(jīng)營規(guī)模而言，生產(chǎn)性服務(wù)外包對0.067 hm以下小農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的帶動效果更顯著。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因可能是由于測土配方施肥技術(shù)不僅需要技術(shù)裝備的應(yīng)用，同時需要獲取優(yōu)質(zhì)農(nóng)資并對用量進(jìn)行有效甄別。相對來說，對于經(jīng)營規(guī)模較小的農(nóng)戶，本身要素稟賦較差，依靠自身的能力很難采納測土配方施肥技術(shù)。而經(jīng)營規(guī)模較大的農(nóng)戶大部分都是大戶以及家庭農(nóng)場，依托其較好的要素稟賦，具備自己采納測土配方施肥技術(shù)的能力。因此，在農(nóng)戶選擇生產(chǎn)性服務(wù)外包后對這類農(nóng)戶技術(shù)采納的邊際提升作用有限，對小農(nóng)戶的帶動效果更明顯。這也驗證了本研究的假設(shè)3。

表5 生產(chǎn)性服務(wù)外包對不同規(guī)模農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的平均處理效應(yīng)
Table 5 The average treatment effect of outsourcing on the adoption of adoption of testing soil for formulated fertilization technology by farmers of different scales

經(jīng)營規(guī)模Scale實驗組ATTt值對照組ATUt值<0.067 hm2以下0.738***(0.094)7.8510.919***(0.087)10.569≥0.067 hm2及以上0.412***(0.091)4.5290.810***(0.063)12.782

4 結(jié)論與政策建議

測土配方施肥被認(rèn)為是減量施肥以及促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的有效技術(shù)，然而在中國的采納率仍較低，迫切需要尋找促進(jìn)該技術(shù)應(yīng)用的有效方式。本研究結(jié)合中國小麥種植戶服務(wù)外包不斷提升的現(xiàn)狀，考慮技術(shù)采納決策主體差異，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換概率模型(ESP)以明確生產(chǎn)性服務(wù)外包對測土配方施肥技術(shù)采納的影響。主要得出以下幾點結(jié)論：

1)生產(chǎn)性服務(wù)外包可以促使測土配方施肥技術(shù)的最終采納。其中，對減量施肥有需求的農(nóng)戶更有可能將生產(chǎn)性服務(wù)外包促使測土配方施肥技術(shù)采納；2)由于不同服務(wù)外包程度致使決策主體以及技術(shù)采納標(biāo)準(zhǔn)化差異，測土配方施肥技術(shù)采納程度不同，因此全程服務(wù)外包更有利于最終測土配方施肥技術(shù)的采納；3)相較規(guī)模較大這類要素稟賦較好的農(nóng)戶，生產(chǎn)性服務(wù)外包對要素稟賦較差的小農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)的帶動效果更好。

基于上述結(jié)論，本研究得到以下啟示：第一，基于小麥種植生產(chǎn)服務(wù)外包較廣的基本現(xiàn)實，以及服務(wù)外包能夠促進(jìn)測土配方施肥技術(shù)采納研究結(jié)果，因此各地需要不斷發(fā)展以及完善生產(chǎn)性服務(wù)市場，促使技術(shù)采納水平的提升。第二，由于服務(wù)外包程度較高對測土配方施肥技術(shù)采納效果更好，因此應(yīng)該發(fā)揮村集體以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織的作用將小農(nóng)戶集中起來進(jìn)行服務(wù)外包，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化以及綠色化。第三，由于服務(wù)外包對要素稟賦較差的小農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納的效果更好，基于中國在今后較長時期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營仍以小農(nóng)戶為主的現(xiàn)狀。因此，需要提高小農(nóng)戶對服務(wù)外包的認(rèn)識，并通過發(fā)展服務(wù)市場讓小農(nóng)戶將生產(chǎn)性服務(wù)外包，以促進(jìn)中國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。