王衛(wèi)衛(wèi)，張應(yīng)良

（1.西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715；2.西南大學(xué)農(nóng)學(xué)與生物科技學(xué)院，重慶 400715）

0 引言

有機肥替代化肥作為一種親環(huán)境行為，不僅能培肥地力、減少農(nóng)業(yè)污染、提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，還能顯著提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)及商品價值，增強市場競爭力[1-2]。為推進化肥減量增效工作，2017年原農(nóng)業(yè)部開展果菜茶有機肥替代化肥行動，全國共選取了100個示范縣進行試點工作，取得了良好的經(jīng)濟生態(tài)效益。為鞏固和擴大試點成果，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《2020年種植業(yè)工作要點》進一步強調(diào)要繼續(xù)推動有機肥替代化肥，將果菜茶有機肥替代化肥試點實施范圍向長江經(jīng)濟帶、黃河流域等區(qū)域傾斜。

在這一過程中，農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)微觀經(jīng)濟單元，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的決策者，農(nóng)戶的意愿及行為選擇是影響有機肥替代化肥工程推進的關(guān)鍵。研究發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)戶采用有機肥替代化肥的意愿較強烈[3]，但實際生產(chǎn)過程中化肥施用量過高的問題依然普遍存在[4]，農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿與行為之間呈現(xiàn)出明顯的悖離現(xiàn)象[5]。因此，如何有效實現(xiàn)化肥減量替代成為了政府部門和學(xué)界關(guān)注的重難點問題。

目前，學(xué)界主要從個體稟賦[6-7]，家庭稟賦[8-10]，認知特征[11]及環(huán)境政策[12-13]等方面對農(nóng)戶有機肥替代化肥行為決策的影響因素進行了探討，但聚焦于經(jīng)營規(guī)模異質(zhì)性與農(nóng)戶行為的研究卻并不多見且結(jié)論大相徑庭。如有部分研究認為，經(jīng)營規(guī)模是影響農(nóng)戶新技術(shù)采納的重要因素，規(guī)?；?jīng)營水平的提升，可使農(nóng)戶獲得規(guī)模經(jīng)濟效益，能夠?qū)⒉幻黠@的技術(shù)采用收益變得更有吸引力，從而對農(nóng)戶技術(shù)采納產(chǎn)生正向影響[14]，因此，農(nóng)業(yè)從傳統(tǒng)小農(nóng)戶向適度規(guī)模經(jīng)營的轉(zhuǎn)變可在一定程度上增加農(nóng)戶對技術(shù)采納的可能性[15]。這種觀點得到了相關(guān)實證的支持，如霍瑜等[16]的研究顯示，較大土地規(guī)模的樣本組更愿意使用資源節(jié)約型和環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)；鄭適等[17]的研究證實，農(nóng)地規(guī)模是農(nóng)戶采納植保無人機技術(shù)中最重要的制約因素，具有規(guī)模效應(yīng)的農(nóng)戶更愿意采納植保無人機技術(shù)。但也有研究認為，由于收益不確定性、土地利用方式轉(zhuǎn)變等原因，擴大經(jīng)營規(guī)模反而會制約農(nóng)戶新技術(shù)采納行為。如田云等[18]的實證結(jié)果表明，經(jīng)營規(guī)模變量對農(nóng)戶在化肥和農(nóng)藥利用上的農(nóng)業(yè)低碳生產(chǎn)行為均具有顯著的負向影響，即農(nóng)戶實際經(jīng)營耕地面積越大，低碳生產(chǎn)行為可能性越小。余威震等[19]基于有機肥需要更多勞動成本支出的特性，實證檢驗了規(guī)模對農(nóng)戶技術(shù)采納的負向影響，發(fā)現(xiàn)種植規(guī)模越大，使用有機肥替代化肥的機會成本就越高，進而限制了實際的采納行為。另外，還有部分研究認為，經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶技術(shù)采納行為沒有顯著影響[20]。

現(xiàn)有成果給研究提供了有益視角，即隨著我國農(nóng)戶的快速分化，經(jīng)營規(guī)模已經(jīng)成為農(nóng)戶異質(zhì)性的重要維度，并在農(nóng)戶的技術(shù)采納行為決策中發(fā)揮著重要影響，但當(dāng)前關(guān)于經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶技術(shù)采納行為關(guān)系的研究結(jié)論并未達成一致，一個非常重要的原因是研究對象在技術(shù)屬性方面存在顯著差異。那么，對于農(nóng)戶而言，有機肥替代化肥的技術(shù)屬性有什么特別？在有機肥替代化肥行動中，規(guī)模分化到底對農(nóng)戶意愿及行為有何影響？而影響不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為的關(guān)鍵因素又分別是什么呢？

基于農(nóng)戶規(guī)模分化視角，文章以農(nóng)戶行為理論為支撐，闡釋經(jīng)營規(guī)模影響農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為的邏輯機理，并利用川渝柑橘主產(chǎn)區(qū)427戶橘農(nóng)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙變量Probit模型（Bivariate Probit Model），實證檢驗不同規(guī)模農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿和行為差異以及不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為的關(guān)鍵影響因素。通過對以上問題的學(xué)理思考和實證研究，試圖厘清推進小農(nóng)戶向適度規(guī)模經(jīng)營發(fā)展是否會在一定程度上增加農(nóng)戶有機肥替代化肥的可能性，并進一步探討在小農(nóng)戶與規(guī)模經(jīng)營主體長期并存的情況下，如何有效激勵和引導(dǎo)異質(zhì)性農(nóng)戶的替代行為。

1 規(guī)模分化影響農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為的邏輯機理

如前所述，有機肥替代化肥能夠有效培肥地力、減少污染，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)及商品價值，具有顯著的生態(tài)環(huán)境保護功能和產(chǎn)品溢價功能。但在推進推廣過程中，決不能忽視有機肥替代化肥的困難和不足。例如，有機肥價格普遍偏高，用量較大，施用方式和技術(shù)要求高，不如化肥價格便宜，施用方便，省工省力；同時，與化肥“立竿見影”的高產(chǎn)肥效相比，施用有機肥是一種通過持續(xù)維護耕地生產(chǎn)力以獲取長期、穩(wěn)定產(chǎn)出的耕作策略，見效較慢，效果發(fā)揮需要一定時間周期。因此，作為一種典型的投入大、見效慢，能力要求高的長期性投資，農(nóng)戶采納有機肥替代化肥技術(shù)在客觀上存在著較大的不確定性。

作為理性的“經(jīng)濟人”，農(nóng)戶行為決策目標在本質(zhì)上具有一致性：即在一系列約束條件下，通過生產(chǎn)行為或消費行為，獲取預(yù)期收益或預(yù)期效用貼現(xiàn)的最大化[21]。在有機肥替代化肥問題上，對利益的追求是農(nóng)戶行為意愿的基本出發(fā)點，使用有機肥可能帶來的產(chǎn)品品質(zhì)及經(jīng)濟效益提升形成了所謂的“利潤驅(qū)動”或“市場誘導(dǎo)”；而與此同時，在面對風(fēng)險性投資時，理性的農(nóng)戶還要考慮自身的行為能力及風(fēng)險承擔(dān)能力等各種制約因素，從而產(chǎn)生為規(guī)避風(fēng)險的保守行為[22]。因此，從根本上說，農(nóng)戶有機肥替代化肥的行為決策是在“利潤驅(qū)動”和“風(fēng)險規(guī)避”之間進行謹慎權(quán)衡的結(jié)果。

在這一權(quán)衡過程中，不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶在風(fēng)險偏好、要素配置、經(jīng)營目標以及資本稟賦上的異質(zhì)性[23]可能發(fā)揮重要影響，并導(dǎo)致農(nóng)戶在有機肥替代意愿及行為上的明顯差異。相較于小農(nóng)戶，規(guī)模經(jīng)營戶替代意愿及行為發(fā)生率更高。其邏輯機理如圖1所示。

圖1 不同規(guī)模農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為差異分析框架

一方面，不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶的風(fēng)險偏好及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目標存在較大差異。小農(nóng)戶比較接近自給型農(nóng)戶的特征，規(guī)避風(fēng)險是其行為的主導(dǎo)動機，出于“生存法則”和“安全第一”的理性考量[24]，他們更加關(guān)心產(chǎn)量最大化和短期目標的實現(xiàn)。因此，他們的行為可能會偏于保守，對施用化肥這種投入較少、見效明顯的短期性投資更為青睞。而規(guī)模經(jīng)營戶市場化程度高，對“市場利潤誘導(dǎo)”更加敏感，其行為接近“理性經(jīng)濟人”假設(shè)，具有更強的冒險意識，往往傾向于追求收入可持續(xù)平滑和長期利潤最大化。[25]因此，他們可能更加看重有機肥替代化肥生產(chǎn)模式帶來的產(chǎn)品溢價，對施用有機肥這種見效雖慢、但收益更高的投資更為偏好。

另一方面，成本和收益是刺激農(nóng)戶行為意愿最為直接的因素，而不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶采取有機肥替代化肥的成本收益存在顯著差別。規(guī)模戶在有機肥替代化肥方面有典型的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，其施用有機肥的單位面積成本更低，收益更大。有機肥替代化肥的總成本主要包括有機肥施用技術(shù)學(xué)習(xí)成本、有機肥及其施用設(shè)施購買成本等。相較于小農(nóng)戶，規(guī)模戶單位土地面積所付出的交易成本（包括信息搜集、價格協(xié)商等）、學(xué)習(xí)成本相對較?。煌瑫r，由于規(guī)模戶對有機肥的需求總量大，在交易過程中談判地位更高，最終購買有機肥的價格也會低于小農(nóng)戶。而從收益角度看，規(guī)模戶市場地位高、談判能力強，交易半徑大，也更易利用質(zhì)量認證和品牌塑造等手段顯示產(chǎn)品品質(zhì)，從而實現(xiàn)高品質(zhì)向高效益的轉(zhuǎn)化。因此，相對于小農(nóng)戶，規(guī)模戶通過有機肥替代化肥實現(xiàn)產(chǎn)品溢價的可能性更大，從而采取替代行為的意愿更強。

另外，不同規(guī)模農(nóng)戶替代行為的差異，除了因為替代意愿的差異外，還緣于資源稟賦懸殊帶來的行為能力差異。由于有機肥替代化肥成本高、投入大、周期長，對農(nóng)戶的資源稟賦要求較高。一般來講，規(guī)模經(jīng)營戶由于收入水平高，獲得金融機構(gòu)融資相對容易[26]，其資本稟賦越高，進行有機肥替代投入的能力就越強；而小農(nóng)戶由于收入水平較低，可獲得的信貸資金有限，進行有機肥投入的能力往往較弱。同理，規(guī)模戶在人力資本（學(xué)習(xí)能力、生產(chǎn)技能）、社會資本以及專業(yè)化程度、基礎(chǔ)設(shè)施條件等方面的優(yōu)勢也讓他們更有能力采取有機肥替代化肥行為?？傊噍^于小農(nóng)戶，規(guī)模戶將有機肥替代意愿轉(zhuǎn)化為替代行為的概率更高，小農(nóng)戶即使有較強的替代意愿，也可能由于稟賦、能力等因素制約而產(chǎn)生“意愿—行為”缺口。

2 不同規(guī)模農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為差異

2.1 研究區(qū)域與對象

柑橘是目前中國栽培面積及產(chǎn)量最大的水果，在長江流域以南廣泛種植，是長江經(jīng)濟帶最為重要的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)之一，也是最早開展有機肥替代化肥試點的產(chǎn)業(yè)。川渝地區(qū)是全國柑橘主產(chǎn)區(qū)和優(yōu)產(chǎn)區(qū)，截止2018年底，四川的柑橘種植面積達到42.27萬hm2(634萬畝)，為全國第二大柑橘產(chǎn)業(yè)省，種植面積逐年擴大，年增長面積全國第一。重慶柑橘種植面積超過20萬hm2(300萬畝)，種植面積與產(chǎn)量也在不斷上漲，柑橘產(chǎn)業(yè)位居重慶七大特色產(chǎn)業(yè)之首。在川渝地區(qū)，小農(nóng)戶與規(guī)模化經(jīng)營主體并存現(xiàn)象在柑橘產(chǎn)業(yè)中頗具代表性。目前四川柑橘主要分布在成都平原及川東地區(qū)，包括眉山市、資陽市等區(qū)域。重慶柑橘種植主要集中在忠州、開州、長壽、云陽、奉節(jié)、萬州等區(qū)縣。

2.2 數(shù)據(jù)來源

所使用的數(shù)據(jù)來自2019年課題組對川渝柑橘主產(chǎn)區(qū)的入戶調(diào)查，課題組綜合考慮了川渝地區(qū)柑橘生產(chǎn)的區(qū)域分布、面積、產(chǎn)量等因素，采用重點抽樣法和分層隨機抽樣法選取樣本。按照柑橘產(chǎn)量占所在?。ㄖ陛犑校┛偖a(chǎn)量的比例由高到低排序后，確定四川眉山市、廣安市、資陽市、南充市、遂寧市、成都市及重慶忠縣、開州區(qū)、長壽區(qū)、云陽縣、奉節(jié)縣、萬州區(qū)為調(diào)查區(qū)域。樣本區(qū)域產(chǎn)量合計占所在省（直轄市）總產(chǎn)量的60%以上。調(diào)研時考慮到川渝主產(chǎn)區(qū)的差別，四川分配的樣本數(shù)略多于重慶。再根據(jù)各樣本市（區(qū)縣）占該省（直轄市）的產(chǎn)量比例分配該市的樣本村個數(shù)，按照各村柑橘產(chǎn)量占所在市（區(qū)縣）總產(chǎn)量的比例由高到低排序，選取各市（區(qū)縣）的樣本村。最后，在樣本村中，按照小農(nóng)戶與規(guī)模戶的比例及數(shù)據(jù)可得性分層隨機選擇樣本戶。

此次調(diào)查共發(fā)放調(diào)查問卷460份，剔除關(guān)鍵信息遺漏及無效問卷，共獲得有效樣本427個，樣本分布情況見表1。

表1 調(diào)查樣本分布

2.3 描述性統(tǒng)計分析

將土地經(jīng)營規(guī)模在0.667hm2以下，不包括0.667hm2,（10畝以下，不包括10畝）定義為小農(nóng)戶，0.667hm2以上，包含0.667hm2，（10畝以上，含10畝）定義為規(guī)模戶。對經(jīng)營規(guī)模的劃分依據(jù)如下：關(guān)于土地規(guī)模化的標準目前沒有統(tǒng)一的界定，現(xiàn)有的國內(nèi)文獻關(guān)于農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的劃分差別不大，多定義0.2～0.33hm2(3～5畝)為小規(guī)模農(nóng)戶，0.533～0.667 hm2(8～10畝)為大規(guī)模農(nóng)戶，[25,27]結(jié)合川渝柑橘主產(chǎn)區(qū)的實際經(jīng)營規(guī)模情況，考慮到該區(qū)域戶均柑橘種植面積比糧食作物種植面積普遍稍大，平均種植面積為0.642hm2(9.63畝)，故采取0.667 hm2(10畝)為劃分標準。按照這一標準，調(diào)查區(qū)域小農(nóng)戶與規(guī)模戶分化比較明顯，小于0.667 hm2(10畝)的小農(nóng)戶有287戶，大于0.667 hm2(10畝)的規(guī)模戶有140戶，其中3.33 hm2(50畝以上)的有35戶。

通過對不同規(guī)模農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為進行分組統(tǒng)計，可得到如下結(jié)果（表2）。

從替代意愿來看，總樣本中愿意施用有機肥替代化肥的農(nóng)戶有263戶，占總樣本的61.59%，有38.41%的農(nóng)戶表示不愿意施用有機肥替代化肥。其中，有替代意愿的小農(nóng)戶有144戶，占總樣本的33.72%；有替代意愿的規(guī)模戶有119戶，占總樣本的27.87%。有替代意愿的小農(nóng)戶占小農(nóng)戶子樣本的50.17%，有替代意愿的規(guī)模戶占規(guī)模戶子樣本的85%。由此可見，調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶替代意愿整體不強，且小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿差異明顯。相較于小農(nóng)戶，規(guī)模戶具有替代意愿的概率較高。

從替代行為來看，總樣本中具有有機肥替代化肥行為的農(nóng)戶有217戶，占總樣本的50.82%。其中，有替代行為的小農(nóng)戶有103戶，占總樣本的24.12%，有替代行為的規(guī)模戶有114戶，占總樣本的26.70%；有替代行為的小農(nóng)戶占小農(nóng)戶子樣本的35.89%，有替代行為的規(guī)模戶占規(guī)模戶子樣本的81.43%。由此可見，與替代意愿相比，調(diào)研區(qū)域農(nóng)戶有機肥替代行為較低，小農(nóng)戶與規(guī)模戶在有機肥替代行為上的差異更為明顯，相較于小農(nóng)戶，規(guī)模戶的替代行為發(fā)生率更高。

從替代意愿與替代行為的交叉統(tǒng)計來看，在具有替代意愿的263戶農(nóng)戶中有217戶具有實際的替代行為，占82.51%，有46戶沒有實際的替代行為，占17.49%，說明農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿與行為存在一定偏差。在具有替代意愿的144戶小農(nóng)戶中有103戶具有實際的替代行為，占71.53%，有41戶有替代意愿而沒有實際的替代行為，占28.47%。在具有替代意愿的119戶規(guī)模戶中有114戶具有實際的替代行為，占95.80%，具有替代意愿的規(guī)模戶基本上都具有替代行為。由此可見，相較于規(guī)模戶，小農(nóng)戶替代意愿與行為缺口較突出。

綜上，不同規(guī)模農(nóng)戶采用有機肥替代化肥的意愿與行為均存在差異，農(nóng)戶意愿與行為之間存在缺口，且小農(nóng)戶替代意愿與行為缺口較為突出，可能的原因是預(yù)期收益是影響農(nóng)戶意愿的關(guān)鍵因素，而農(nóng)戶的資源稟賦約束是造成意愿與行為差異的根本原因[28]，相較于意愿，農(nóng)戶在做出實際行為決策時更加現(xiàn)實與理性[29]。

3 不同規(guī)模農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為的影響因素分析

3.1 模型構(gòu)建及變量選擇

3.1.1 模型構(gòu)建

該文主要考察小農(nóng)戶與規(guī)模戶在有機肥替代化肥意愿及行為方面是否存在明顯的差異，以及哪些因素是影響小農(nóng)戶和規(guī)模戶替代意愿及行為的關(guān)鍵因素。農(nóng)戶替代意愿是指農(nóng)戶“是否具有施用有機肥替代化肥的意愿”，替代行為是指“是否具有施用有機肥替代化肥的行為”。由于分析中的因變量“替代意愿”和“替代行為”都屬于二分類變量，故適宜采用Probit模型。而農(nóng)戶替代意愿與替代行為兩者之間存在相關(guān)性，農(nóng)戶替代行為可能是替代意愿作用的結(jié)果或者二者有著某些同樣的影響因素。因此，如果對農(nóng)戶替代意愿與替代行為分別進行單變量的Probit模型估計，可能導(dǎo)致估計結(jié)果有偏和不一致性。因此，采用雙變量Probit模型（Bivariate Probit Model）進行分析。雙變量Probit模型是針對兩個二元結(jié)果的聯(lián)合估計模型，當(dāng)兩個二元結(jié)果具有相關(guān)性時，即兩者相關(guān)系數(shù)顯著時，有必要采用雙變量Probit模型進行聯(lián)合估計。模型設(shè)定（見表2）如下。

表2 不同規(guī)模農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為

設(shè)農(nóng)戶替代意愿的虛擬變量為y1，y1=1表示農(nóng)戶具有有機肥替代化肥意愿，y1=0表示農(nóng)戶沒有有機肥替代化肥意愿；農(nóng)戶替代行為的虛擬變量為y2，y2=1表示農(nóng)戶具有有機肥替代化肥行為，y2=0表示農(nóng)戶沒有有機肥替代化肥行為。設(shè)農(nóng)戶替代意愿與替代行為的潛變量分別為，函數(shù)為：

式（1）中，X1和X2分別為農(nóng)戶替代意愿與替代行為的影響因素；β1和β2為模型待估系數(shù)；ε1和ε2為擾動項，服從二維聯(lián)合正態(tài)分布，兩個擾動項的相關(guān)系數(shù)ρ為：

雙變量Probit模型的因變量為：

式（3）中，若y1*＞0，則農(nóng)戶具有替代意愿，y1=1，反之，y1=0。式（4）中，若y2*＞0，則農(nóng)戶具有替代行為，y2=1，反之，y2=0。兩個方程的聯(lián)系是擾動項ε1和ε2的相關(guān)性。在ρ顯著的前提下，如果ρ=0，則模型等價于兩個單獨的Probit模型，兩個方程可以單獨分開估計。如果ρ≠0，和之間存在相關(guān)性，則有必要使用雙變量Probit模型。

3.1.2 變量選擇

為分析小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿及替代行為方面是否存在明顯差異，在模型中加入農(nóng)戶類型的虛擬變量“是否為規(guī)模戶（規(guī)模戶=1，小農(nóng)戶=0）”來對比研究小農(nóng)戶與規(guī)模戶的差異。除此之外，其他影響農(nóng)戶（包括小農(nóng)戶與規(guī)模戶）替代意愿及行為的變量還包括農(nóng)戶認知特征、戶主個體特征、農(nóng)戶家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征以及政策環(huán)境因素五個方面，參考相關(guān)文獻，選取設(shè)定有機肥替代化肥政策了解度、替代效果認知度、戶主年齡、文化程度、是否擔(dān)任過村（組）干部、農(nóng)戶家庭勞動力數(shù)量、收入水平、是否兼業(yè)、土地經(jīng)營規(guī)模、是否加入果林合作社、是否參加農(nóng)業(yè)保險、是否有有機肥補貼12個具體變量。此外，考慮到川渝地區(qū)差異對農(nóng)戶替代意愿及行為的影響，控制了區(qū)域固定效應(yīng)。具體的變量定義和描述性統(tǒng)計分析如表3所示。

表3 變量定義及統(tǒng)計描述

3.2 結(jié)果與分析

利用Stata14.0軟件對農(nóng)戶替代意愿及替代行為的影響因素進行雙變量Probit模型估計。表4報告了總樣本組估計結(jié)果，表5報告了小農(nóng)戶和規(guī)模戶的分組估計結(jié)果。表4中模型的Waldχ2值分別為167.21、156.92，表5中模型的Waldχ2值分別為115.13、98.76，所有模型Prob＞χ2值均為0.000，說明模型通過了參數(shù)聯(lián)合檢驗，整體擬合效果良好，在統(tǒng)計學(xué)意義上具有一定的顯著性。似然比檢驗P值均顯示在1%水平上拒絕兩個Probit方程擾動項相關(guān)系數(shù)ρ=0的原假設(shè)，即農(nóng)戶替代意愿與替代行為兩個方程的擾動項之間存在相關(guān)關(guān)系，采用雙變量Probit模型是合理的。農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿與行為之間存在顯著的相關(guān)性，但替代意愿與替代行為的影響因素存在一定的差異。

3.2.1 總樣本組農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿及行為影響因素分析

由于是否為規(guī)模戶與土地經(jīng)營規(guī)模存在嚴重的多重共線性，因此，將這兩個變量分別代入模型進行檢驗。從表4的結(jié)果可以看出以下幾方面。

表4 農(nóng)戶替代意愿及替代行為估計

（1）“是否為規(guī)模戶”對農(nóng)戶替代意愿及替代行為均有顯著的正向影響，在1%的顯著性水平下通過檢驗。說明相較于小農(nóng)戶，規(guī)模戶有著更為強烈的替代意愿，加上資源稟賦的優(yōu)勢，其行為能力較強，替代行為發(fā)生幾率明顯更大。

（2）認知特征變量中，政策了解度、替代效果認知度對農(nóng)戶替代意愿及行為均有顯著正向影響，表明農(nóng)戶對有機肥替代化肥相關(guān)政策越了解，對施用有機肥的效果越認同，具有替代意愿和替代行為的可能性越大。

（3）個體特征變量中，年齡對農(nóng)戶替代行為有顯著的負向影響，但對替代意愿的影響不顯著，可能的原因是有機肥施肥數(shù)量大，運輸和施用環(huán)節(jié)對勞動力要求高，因此年齡限制了勞動能力進而影響到替代行為，同時也可能是年齡越大的農(nóng)戶越保守，替代意愿轉(zhuǎn)換為替代行為的可能性越小。是否擔(dān)任過村（組）干部對替代意愿和行為均有顯著的正向影響，這是村干部作為鄉(xiāng)村精英，在農(nóng)村經(jīng)濟社會生活中發(fā)揮示范帶頭作用的一種表現(xiàn)。

（4）家庭特征變量中，收入水平對農(nóng)戶替代意愿和替代行為均有顯著正向影響，說明收入水平越高的農(nóng)戶風(fēng)險承擔(dān)能力越強，越能接受風(fēng)險性投資行為，有機肥替代化肥意愿越強；較高收入水平有助于突破有機肥購買的資金約束，為實施替代行為提供能力支持。

（5）經(jīng)營特征變量中，土地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶替代意愿和替代行為都具有顯著的正向影響，正如之前的分析，土地經(jīng)營規(guī)模越大的農(nóng)戶具有替代意愿及替代行為的概率更高。加入合作社對農(nóng)戶替代意愿及行為也具有顯著的正向影響，合作社通過對農(nóng)戶提供有機肥替代化肥宣傳、示范、指導(dǎo)和培訓(xùn)等服務(wù)，提高了農(nóng)戶對有機肥替代化肥的認知水平及應(yīng)用能力，從而增強了農(nóng)戶替代意愿，提升了替代能力，促進了農(nóng)戶替代行為。

（6）政策環(huán)境因素變量中，有機肥補貼對農(nóng)戶替代行為具有顯著的正向影響，農(nóng)戶獲得有機肥補貼后，降低了替代成本，提高了替代收益，在一定程度上激勵了農(nóng)戶的替代行為。此外，農(nóng)戶替代意愿及行為存在顯著的區(qū)域差異，四川農(nóng)戶替代意愿及行為發(fā)生概率較重慶更高。

對比來看，農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿與行為的影響因素大體一致，但也表現(xiàn)出一定的差異。從共同因素來看，是否為規(guī)模戶、政策了解度、替代效果認知度、是否擔(dān)任過村（組）干部、收入水平、土地經(jīng)營規(guī)模、加入合作社等不僅對農(nóng)戶替代意愿有顯著影響，對農(nóng)戶替代行為本身也有著較強的正向作用。從差異因素來看，年齡和有機肥補貼對替代意愿影響不顯著，但對農(nóng)戶替代行為影響顯著；而政策了解度對農(nóng)戶替代意愿影響較大，但對實際替代行為作用較小。由此可見，農(nóng)戶最終的替代行為是多因素交互作用的結(jié)果，除了替代意愿外，還會受到其他因素的影響，農(nóng)戶意愿與行為影響因素的差異在一定程度上解釋了農(nóng)戶意愿行為缺口的存在。

3.2.2 小農(nóng)戶與規(guī)模戶有機肥替代化肥意愿及行為影響因素的對比分析

表5報告了小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿及替代行為影響因素的分組估計結(jié)果。結(jié)果顯示，影響小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿及行為的主要因素存在顯著差異。

（1）認知特征變量中，政策了解度對小農(nóng)戶替代意愿有顯著的正向影響，對規(guī)模戶的影響并不顯著?？赡艿脑蚴且?guī)模戶市場化程度高，生產(chǎn)經(jīng)營市場導(dǎo)向性強，小農(nóng)戶則對政策激勵更敏感。替代效果認知度對小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿和替代行為均有顯著的正向影響。

（2）個體特征變量中，年齡對小農(nóng)戶替代行為有顯著的負向影響，對規(guī)模戶的影響不顯著，可能的原因是年齡限制了小農(nóng)戶的替代行為能力，而規(guī)模戶因為使用雇工而未受約束。文化程度對小農(nóng)戶替代意愿有顯著的正向影響，是否擔(dān)任過村（組）干部對規(guī)模戶替代行為有顯著的正向影響。

（3）家庭特征變量中，勞動力數(shù)量對小農(nóng)戶替代行為有顯著的正向影響，對規(guī)模戶的影響并不顯著。有機肥在運輸和施用環(huán)節(jié)對勞動力數(shù)量有較高的需求，小農(nóng)戶主要依賴家庭勞動力，因此家庭勞動力數(shù)量越多，替代行為的概率越高，而規(guī)模戶往往在農(nóng)忙季節(jié)采用雇工勞動，所以家庭勞動力影響不大。家庭收入對小農(nóng)戶替代意愿和替代行為均有顯著的正向影響，對規(guī)模戶的影響并不顯著?？赡艿脑蚴切∞r(nóng)戶與規(guī)模戶相比，融資能力較差，因此有機肥投入主要依靠家庭收入，收入水平越高，替代意愿越強，也越有能力實施替代行為。

（4）經(jīng)營特征變量中，土地經(jīng)營規(guī)模對規(guī)模戶替代意愿及行為都具有顯著的正向影響，對小農(nóng)戶的影響并不顯著。可能的原因是小農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模差異不大，普遍較小，而規(guī)模戶土地經(jīng)營規(guī)模差異較大，土地規(guī)模的異質(zhì)性影響了規(guī)模戶替代意愿及行為。合作社加入對小農(nóng)戶替代意愿及行為都具有顯著的正向影響，對規(guī)模戶的影響并不顯著。合作社是小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機銜接的關(guān)鍵載體，加入合作社對小農(nóng)戶行為影響較大，提高了小農(nóng)戶替代意愿及行為發(fā)生的概率。

（5）政策環(huán)境因素變量中，參加農(nóng)業(yè)保險對規(guī)模戶替代意愿及替代行為具有顯著的正向影響，可能的原因是較大規(guī)模進行有機肥替代化肥風(fēng)險較大，參加農(nóng)業(yè)保險有助于規(guī)避規(guī)模戶替代行為的高風(fēng)險。有機肥補貼對小農(nóng)戶替代意愿及行為都具有顯著的正向影響，補貼有利于降低小農(nóng)戶有機肥替代化肥的稟賦約束。此外，規(guī)模戶替代意愿及行為存在顯著的區(qū)域差異，四川規(guī)模戶替代意愿及行為發(fā)生概率較重慶更高。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，對關(guān)鍵解釋變量“是否為規(guī)模戶”重新進行定義。川渝柑橘主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶承包林地面積差異不大，普遍較小，進行土地流轉(zhuǎn)是實現(xiàn)適度規(guī)?；?jīng)營的前提。因此采用“是否有土地轉(zhuǎn)入”來衡量“是否為規(guī)模戶”，即將有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶界定為規(guī)模戶，沒有土地轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶界定為小農(nóng)戶。在此基礎(chǔ)上，仍采用雙變量Probit模型得到新的估計結(jié)果。似然比檢驗P值仍均顯示在1%水平上拒絕兩個Probit方程擾動項相關(guān)系數(shù)ρ=0的原假設(shè)，采用雙變量Probit模型合理。回歸模型的Wald檢驗均拒絕了所有系數(shù)為零的原假設(shè)，模型通過了參數(shù)聯(lián)合檢驗，整體擬合效果良好。新的估計結(jié)果表明，重新定義后的“是否為規(guī)模戶”對農(nóng)戶替代意愿及替代行為仍有顯著的正向影響，即相較于小農(nóng)戶，規(guī)模戶有機肥替代意愿及行為發(fā)生率更高。農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿與行為的影響因素基本一致，但也存在一定的差異。不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為影響因素仍有顯著差異，各變量的作用方向、大小和顯著性基本不變，與之前的估計結(jié)果（表4及表5）較為一致，通過穩(wěn)健性檢驗（鑒于篇幅，穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果未報告）。

表5 小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿及替代行為估計

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

基于農(nóng)戶規(guī)模分化視角，在理論邏輯分析基礎(chǔ)上，利用川渝柑橘主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用雙變量Probit模型實證分析了不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶在替代意愿及行為上的差異以及影響不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為的關(guān)鍵因素。研究結(jié)論如下。

（1）規(guī)模分化對有機肥替代化肥意愿及行為有顯著的正向影響，相較于小農(nóng)戶，規(guī)模戶替代意愿及行為發(fā)生率更高。其根本原因在于不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶在風(fēng)險偏好、要素配置、經(jīng)營目標以及資本稟賦等方面存在明顯差異，相對于小農(nóng)戶，規(guī)模經(jīng)營戶市場化程度高，具有更強的冒險意識，且通過有機肥替代化肥實現(xiàn)產(chǎn)品溢價的可能性更大，采取替代行為的能力更強，因此，其替代意愿和行為發(fā)生率更高。

（2）農(nóng)戶替代意愿與行為的影響因素存在差異，農(nóng)戶最終的替代行為是多因素交互作用的結(jié)果，因此，農(nóng)戶替代意愿與替代行為存在一定偏差。相較于規(guī)模戶，小農(nóng)戶稟賦條件約束明顯，意愿與行為缺口較大。

（3）不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為影響因素存在差異。替代效果認知度對小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿及行為都有顯著影響，政策了解度、文化程度、收入水平、合作社加入、有機肥補貼對小農(nóng)戶替代意愿有顯著影響，年齡、勞動力數(shù)量、收入水平、合作社加入、有機肥補貼對小農(nóng)戶替代行為有顯著影響。是否擔(dān)任過村（組）干部、土地經(jīng)營規(guī)模、參加農(nóng)業(yè)保險對規(guī)模戶替代意愿及行為有顯著影響。

4.2 討論

有機肥替代化肥是推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要手段，有利于改善生態(tài)環(huán)境、提升土地肥力和提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。然而，與施用化肥相比，有機肥具有投入大、見效慢，能力要求較高、采納風(fēng)險較大等屬性特征。實際生產(chǎn)過程中農(nóng)戶有機肥替代化肥行為差異較大，相當(dāng)一部分農(nóng)戶替代意愿與行為之間存在悖離，尋找農(nóng)戶行為差異以及意愿與行為悖離現(xiàn)象背后的原因至關(guān)重要。隨著農(nóng)村經(jīng)濟體制的變革及現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展，以經(jīng)營規(guī)模差異為基本特征的農(nóng)戶分化日益加深[30]。分化的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系中扮演的不同角色和行為差異[31]必然給有機肥替代化肥行動的推進帶來嚴峻挑戰(zhàn)。該研究驗證了農(nóng)戶規(guī)模分化對農(nóng)戶有機肥替代化肥意愿和行為的影響，以及不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為的關(guān)鍵影響因素。這既是對現(xiàn)有有機肥替代化肥行為研究的有益補充，更是為小農(nóng)戶與規(guī)模戶并存的時代背景下解決農(nóng)戶有機肥替代化肥行為不足的現(xiàn)實問題提供了新的思路。

（1）規(guī)模戶的培育與發(fā)展有利于有機肥替代化肥行動的推進。應(yīng)加快培育各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，將規(guī)?；潭容^高的農(nóng)戶作為有機肥替代化肥示范戶，政府和科研單位在信息、技術(shù)方面給予配套服務(wù)，充分發(fā)揮其示范帶動作用，促進有機肥替代化肥的推廣與擴散。

（2）積極開展有機肥替代化肥的宣傳力度和技術(shù)培訓(xùn)，實施更加有力的有機肥補貼政策，增強農(nóng)戶替代意愿，提高替代行為發(fā)生率。

（3）在重視規(guī)?；?jīng)營主體示范作用的同時，不能忽視小農(nóng)戶在有機肥替代化肥行動中的重要地位和作用，應(yīng)根據(jù)不同規(guī)模農(nóng)戶替代意愿及行為的關(guān)鍵影響因素，采取差異化的引導(dǎo)和激勵策略，有針對性地提升小農(nóng)戶與規(guī)模戶替代意愿及替代行為。如通過合作社加入等形式引導(dǎo)小農(nóng)戶進行有機肥替代化肥行為，通過參加農(nóng)業(yè)保險等形式引導(dǎo)規(guī)模戶進行有機肥替代化肥行為。