鄺佛緣 金建君,2* 邱 欣

(1.北京師范大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)部 自然資源學(xué)院，北京 100875；2.北京師范大學(xué) 地表過程與資源生態(tài)國家重點實驗室，北京 100875)

長期以來高投入、高消耗、高排放的粗放型農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式已經(jīng)導(dǎo)致我國耕地質(zhì)量下降、土地退化、生態(tài)環(huán)境破壞等問題，農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的承載力迫近極限[1]。在此背景下，2021年中央一號文件強調(diào)推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，持續(xù)推進化肥的減量增效。加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式向綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級尤為迫切，推廣綠色生產(chǎn)技術(shù)是其中重要一環(huán)。測土配方施肥技術(shù)作為一項重要的綠色生產(chǎn)技術(shù)，通過前期的土壤測試結(jié)果，有針對性地調(diào)整作物現(xiàn)有的營養(yǎng)元素配比，從而實現(xiàn)精準(zhǔn)施肥[2]。該技術(shù)通過轉(zhuǎn)變農(nóng)戶盲目從重的施肥方式，轉(zhuǎn)向科學(xué)精準(zhǔn)的綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，可以有效地提高化肥利用率，減少化肥對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境、土壤土質(zhì)等的破壞，在保障糧食安全的基礎(chǔ)上實現(xiàn)農(nóng)作物的增產(chǎn)和農(nóng)戶的增收[2-4]。農(nóng)戶作為測土配方施肥技術(shù)的實際采納者，其采納行為直接影響到我國綠色生產(chǎn)技術(shù)的推廣效果[5]。然而，農(nóng)戶由于缺乏知識、對技術(shù)效益的感知水平低、對技術(shù)采納的風(fēng)險預(yù)期高和缺乏采納條件等因素，采納測土配方施肥技術(shù)的積極性并不高，采納比例較低[4-7]，從而影響到我國綠色農(nóng)業(yè)的推進步伐。因此，從農(nóng)戶視角切入，有必要對農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納行為及其行為效應(yīng)進行分析。

梳理已有研究，諸多學(xué)者認(rèn)為測土配方施肥技術(shù)的采納行為主要受到農(nóng)戶主體內(nèi)在驅(qū)動因素和外在環(huán)境因素的影響。內(nèi)在驅(qū)動因素方面，主要包括個體特征(如農(nóng)戶的年齡、性別、教育程度、技術(shù)感知水平等)、耕地資源稟賦和家庭稟賦特征[5-12]。外在環(huán)境因素，例如土地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性、技術(shù)效益與展示、技術(shù)指導(dǎo)與支持等[5,8,13-14]。此外，也有部分學(xué)者探究了測土配方施肥技術(shù)對農(nóng)戶增產(chǎn)增收或化肥減量施用的影響，認(rèn)為技術(shù)采納具有明顯的經(jīng)濟效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)[6,15-16]?，F(xiàn)有研究已經(jīng)做出了較為系統(tǒng)地探索，但仍有待深化的空間。一方面，已有研究更多的關(guān)注農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策，而較少聚焦到農(nóng)戶采納技術(shù)的行為效應(yīng)，抑或只關(guān)注單方面的行為效應(yīng)(經(jīng)濟效應(yīng)或生態(tài)效應(yīng))。另一方面，已有研究所使用的研究方法(最小二乘法、傾向得分匹配法或工具變量法)并沒有很好地解決測土配方施肥技術(shù)采納的內(nèi)生性問題或樣本自選擇問題，研究方法還有待完善。

基于此，本研究利用鄱陽湖平原6個產(chǎn)糧大縣的607份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用ESR模型實證分析了農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的影響因素及其采納行為的經(jīng)濟和生態(tài)效應(yīng)。本研究識別出農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的障礙因子，以期為相關(guān)部門制定政策和工作開展提供實證依據(jù)；通過顯化技術(shù)的行為效應(yīng)，有助于提高農(nóng)戶采納該技術(shù)的積極性，從而更好地推動我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的進程。

1 理論分析與研究假說

農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟人，其做出測土配方施肥技術(shù)采納決策是基于效用最大化，這種效用主要體現(xiàn)在農(nóng)戶采納該技術(shù)成本和收益的差值，即凈效用。具體而言，當(dāng)農(nóng)戶采納該技術(shù)的收益大于采納成本時，農(nóng)戶會傾向于采納該技術(shù)；而當(dāng)農(nóng)戶采納該技術(shù)的收益小于采納成本時，農(nóng)戶往往不會采納該技術(shù)。測土配方施肥技術(shù)基于田間肥料試驗和土壤測試，結(jié)合農(nóng)作物在不同生產(chǎn)階段的需肥規(guī)律、土壤供肥性能和肥料效應(yīng)，有針對性地調(diào)整作物現(xiàn)有的營養(yǎng)元素配比，從而實現(xiàn)精準(zhǔn)施肥[2]。該技術(shù)基于農(nóng)作物“缺什么補什么、缺多少補多少”的原則，實現(xiàn)土壤各種養(yǎng)分的平衡供應(yīng)，滿足農(nóng)作物的生長需求，從而提高化肥的利用率，實現(xiàn)農(nóng)作物的增產(chǎn)和農(nóng)戶的增收[2-4]。結(jié)合本研究而言，農(nóng)戶更關(guān)注測土配方施肥技術(shù)是否能夠提高水稻產(chǎn)值和降低化肥施用量。具體而言，假定農(nóng)戶i是否采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策為Ai，農(nóng)戶i采納測土配方施肥技術(shù)所能獲得的潛在凈效用是Uiy，則未采納測土配方施肥技術(shù)的潛在凈效用為Uin。那么農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的前提條件是采納技術(shù)所能獲得的凈效用大于未采納技術(shù)的凈效用，即當(dāng)Uiy-Uin>0時。由于農(nóng)戶是否采納測土配方施肥技術(shù)的凈效用是無法被直接觀測的潛變量，需要由一系列可觀測外生變量的函數(shù)表達式所表示，則農(nóng)戶是否采納測土配方施肥技術(shù)的決策模型可以表示為：

(1)

式中：Ai=0表示農(nóng)戶選擇不采納測土配方施肥技術(shù)，Ai=1則表示農(nóng)戶選擇采納測土配方施肥技術(shù)。

1.1 農(nóng)戶個體特征對采納行為的影響

我國農(nóng)村的農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策往往是由戶主或農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者主導(dǎo)，其個體特征會影響到測土配方施肥技術(shù)的采納行為決策。研究表明，年齡越大的農(nóng)戶由于其受到傳統(tǒng)思想觀念的禁錮越大，對新技術(shù)的理解和接受能力也更差，往往會更不愿意采納測土配方施肥技術(shù)[5-6]。農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境和施用化肥方面的認(rèn)知存在性別差異，表現(xiàn)出男性農(nóng)戶在環(huán)境保護和科學(xué)合理施肥方面的意識更強[17-18]，這種認(rèn)識有利于促進農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)[8,14]。教育程度會影響農(nóng)戶對環(huán)保和科學(xué)施肥的認(rèn)知[17-18]，也會影響農(nóng)戶采納測土配方技術(shù)的能力[16,19]。因此，提出本研究的假說1：

H1：農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策受到個體特征的影響，農(nóng)戶的年齡和受教育程度對采納測土配方施肥技術(shù)存在正向影響，且男性更有可能采納該技術(shù)。

1.2 農(nóng)戶家庭特征對采納行為的影響

家庭特征會影響到農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策，尤其是一些勞動密集型或資金密集型綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納。家庭人口數(shù)越多，往往更便于農(nóng)戶開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[7]。家庭人口數(shù)越多的農(nóng)戶往往從事各行各業(yè)的可能性更大，與外界接觸面更廣，獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)信息的渠道也越多，往往越愿意采納測土配方施肥技術(shù)[20]。家庭總收入作為衡量農(nóng)戶家庭經(jīng)濟能力的重要指標(biāo)之一，而測土配方施肥技術(shù)的采納可能需要更多資金支持，農(nóng)戶家庭經(jīng)濟能力越好，其采納測土配方施肥技術(shù)的可能性越高[5,7]。家庭親朋好友中有擔(dān)任政府部門職務(wù)的農(nóng)戶往往擁有更多農(nóng)業(yè)資訊的獲取渠道，也更容易獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)支持，更可能采納測土配方施肥技術(shù)[7,9]。因此，提出本研究的假說2：

H2：農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策受到家庭特征的影響，家庭人口數(shù)、家庭總收入和家庭親朋好友中有擔(dān)任政府部門職務(wù)對農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)有正向影響。

1.3 農(nóng)戶耕地資源特征對采納行為的影響

在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下，小規(guī)模分散經(jīng)營是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要特征，耕種面積越大的農(nóng)戶往往更愿意采納測土配方施肥技術(shù)來應(yīng)對土地質(zhì)量異質(zhì)性的問題，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增產(chǎn)增收和減少土地投入成本的目標(biāo)[10,12]。有研究指出，土地破碎化會降低農(nóng)戶參與非農(nóng)勞動供給的概率，減少非農(nóng)勞動供給時間[21]，加大了勞動強度，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)采納成本，阻礙了農(nóng)戶獲取規(guī)模經(jīng)濟，從而不利于農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)[11]。而耕地土壤肥沃程度越好的農(nóng)戶，往往對測土配方施肥技術(shù)的需求迫切性更低，從而采納該技術(shù)的可能性也更低[21]。家離耕地的距離越遠(yuǎn)，往往會增加土地經(jīng)營的投入成本，從而削弱農(nóng)戶對測土配方施肥技術(shù)的采納[11]。因此，提出本研究的假說3：

H3：農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策受到耕地資源特征的影響，耕種面積對農(nóng)戶采納該技術(shù)具有正向影響，耕地破碎度、土壤肥沃程度和家離耕地距離則為負(fù)向影響。

2 數(shù)據(jù)、模型與變量

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于課題組2020年12月在鄱陽湖平原6個產(chǎn)糧大縣(都昌縣、永修縣、鄱陽縣、新建區(qū)、余干縣和進賢縣)的實地調(diào)研。實地調(diào)研采取簡單隨機抽樣和分層隨機抽樣相結(jié)合的方式選取樣本點和樣本農(nóng)戶，采用調(diào)查問卷和小型專題座談會等參與式農(nóng)村評估工具對6個樣本縣(區(qū))開展入戶訪談。根據(jù)各縣(區(qū))的鄉(xiāng)鎮(zhèn)規(guī)模、人口數(shù)量和地理位置，從每個縣(區(qū))中選擇2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選擇3個村莊，在每個村莊隨機邀請15～20戶農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，共發(fā)放630份調(diào)查問卷，經(jīng)過問卷數(shù)據(jù)的檢查，剔除了存在信息不全、自相矛盾等問題的問卷，最后共獲得607份有效問卷，問卷有效率為96.35%。

2.2 研究方法

由于決定是否采納測土配方施肥技術(shù)是農(nóng)戶分析預(yù)期收益后的自選擇，存在一些如農(nóng)戶個人偏好、管理技能等不可觀測的因素，這些因素同時對農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納行為與行為效應(yīng)水平產(chǎn)生影響，也就是說存在樣本自選擇問題。如果忽視樣本自選擇問題，采用最小二乘法來估計，可能得到有偏估計。諸多學(xué)者采用傾向得分匹配法來解決選擇性偏差問題，然而該方法并不能解決不可觀測因素導(dǎo)致遺漏變量的內(nèi)生問題。此外，也有學(xué)者嘗試采用工具變量法來估計，但該方法未考慮處理效應(yīng)的異質(zhì)性問題。本研究將使用Maddala[22]提出的ESR模型來探討農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)的采納行為效應(yīng)。

ESR模型估計了3個方程：行為選擇方程(農(nóng)戶是否采納測土配方施肥技術(shù))、結(jié)果方程 Ⅰ(控制組，即未采納農(nóng)戶的行為效應(yīng)水平方程)和結(jié)果方程 Ⅱ(處理組，即采納農(nóng)戶的行為效應(yīng)水平方程)，其方程表達式分別為式(2)、(3)和(4)：

Ai=φZi+δWi+μi

(2)

Yin=βnXin+εin

(3)

Yiy=βyXiy+εiy

(4)

式(2)中：i表示第i個農(nóng)戶，農(nóng)戶未采納測土配方施肥技術(shù)用n表示，已采納則用y表示；Ai表示農(nóng)戶是否采納測土配方施肥技術(shù)的二元選擇變量；Zi表示影響農(nóng)戶是否采納測土配方施肥技術(shù)的各種因素；Wi表示識別變量向量，用來保證ESR模型的可識別性；φ和δ分別表示Zi和Wi的估計系數(shù)；μi是隨機誤差項。式(3)和(4)中，Yin和Yiy分別表示未采納農(nóng)戶和采納農(nóng)戶兩個樣本組的行為效應(yīng)水平；Xin和Xiy表示影響農(nóng)戶行為效應(yīng)的一系列因素，βn和βy分別表示Xin和Xiy的估計系數(shù)；εin和εiy分別是各自方程的隨機誤差項。

通過ESR模型的估計系數(shù)，運用反事實分析框架，通過對比真實情景與反事實假設(shè)情景下測土配方施肥技術(shù)未采納農(nóng)戶與采納農(nóng)戶的效應(yīng)水平期望值，來估計測土配方施肥技術(shù)采納行為對農(nóng)戶效應(yīng)影響的平均處理效應(yīng)。計算公式分別為式(5)、(6)、(7)和(8)：

E[Yin|Ai=0]=βnXin+σμnλin

(5)

E[Yiy|Ai=1]=βyXiy+σμyλiy

(6)

E[Yiy|Ai=0]=βyXin+σμyλin

(7)

E[Yin|Ai=1]=βnXiy+σλiy

(8)

因此，未采納測土配方施肥技術(shù)農(nóng)戶效應(yīng)水平的平均處理效應(yīng)，即控制組的平均處理效應(yīng)(ATU)，可以表述為式(5)與(7)之差：

ATUi=E[Yin|Ai=0]-E[Yiy|Ai=0]=

(βn-βy)Xin+(σμn-σμy)λin

(9)

相應(yīng)地，實際采納測土配方施肥技術(shù)農(nóng)戶效應(yīng)水平的平均處理效應(yīng)，即處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)，可以表述為式(6)與(8)之差：

ATTi=E[Yiy|Ai=1]-E[Yin|Ai=1]=

(βy-βn)Xiy+(σμy-σμn)λiy

(10)

2.3 變量設(shè)定

1)被解釋變量。根據(jù)上述的模型設(shè)定，被解釋變量設(shè)定為評價農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的經(jīng)濟效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)的指標(biāo)。借鑒現(xiàn)有研究[6,12]，選擇水稻單位面積產(chǎn)值和化肥施用量2個指標(biāo)來衡量。

2)關(guān)鍵解釋變量。農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)的采納行為被設(shè)定為本研究的關(guān)鍵解釋變量，通過詢問農(nóng)戶“您是否采納了測土配方施肥技術(shù)”來測度。

3)其他解釋變量。參考已有研究[5-12]，從農(nóng)戶個體特征、家庭特征和耕地資源特征3方面選取指標(biāo)。個體特征方面，選擇年齡、性別和教育程度3個指標(biāo)衡量；家庭特征方面，選取家庭總收入、家庭人口數(shù)和政府官員3個指標(biāo)衡量；耕地資源特征方面，選取耕種面積、耕地破碎度、土壤肥沃程度和家離耕地距離4個指標(biāo)衡量。

4)識別變量。選取“信息獲取渠道”和“家離農(nóng)技距離”兩個變量作為識別變量。選擇這兩個變量的原因是，更多的信息獲取渠道和家離農(nóng)技機構(gòu)更近有助于農(nóng)戶更好地獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)、補貼等農(nóng)業(yè)資訊，會直接影響到農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策。此外，農(nóng)戶家離農(nóng)技機構(gòu)的距離是客觀存在的，并不會對農(nóng)戶的水稻產(chǎn)值和化肥施用量產(chǎn)生直接影響。上述各個變量的定義與描述統(tǒng)計性分析如表1所示。

表1 變量的定義及描述性統(tǒng)計Table 1 Definitions and descriptive statistics of the variables

3 實證結(jié)果與分析

為了減小異常值和異方差等對模型估計結(jié)果的影響，本研究在進行回歸分析時對水稻單位面積產(chǎn)值和化肥施用量兩個變量進行自然對數(shù)處理，得到表2和3的回歸結(jié)果。其中，采納決策模型Ⅰ為選擇方程與經(jīng)濟效應(yīng)方程聯(lián)合估計結(jié)果，采納決策模型Ⅱ則為與生態(tài)效應(yīng)方程聯(lián)合估計結(jié)果。如表2所示，兩次聯(lián)合估計的對數(shù)似然值檢驗和聯(lián)合獨立似然比檢驗均在1%的水平上顯著，表明模型的擬合效果較好。此外，兩個識別變量對農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為決策均具有顯著影響，對水稻單位面積產(chǎn)值和化肥施用量的影響未通過顯著性檢驗。因此，可以認(rèn)為識別變量是有效的。

根據(jù)已有研究[23-24]提出的觀點，在ESR模型估計中相關(guān)系數(shù)ρμa和ρμn具有計量解釋。在ESR模型中，樣本自選擇效應(yīng)主要通過測土配方施肥技術(shù)采納戶效應(yīng)方程結(jié)構(gòu)變量ρμa和非采納戶效應(yīng)方程的ρμn反映出來。估計結(jié)果中，如果結(jié)構(gòu)變量為0，則選擇外生轉(zhuǎn)換模型；如果顯著不為0，則說明有必要糾正選擇性導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤，需要選擇ESR模型。如表3所示，結(jié)構(gòu)變量ρμa和ρμn在同一個模型中至少有一個通過了顯著性檢驗，這表明樣本存在自選擇問題，農(nóng)戶選擇是否采納測土配方施肥技術(shù)并不是隨機產(chǎn)生的，而是農(nóng)戶基于采納技術(shù)前后自身效用變化后做出的“自選擇”，如果不進行糾正，所得到的估計結(jié)果將是有偏的。

3.1 農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納決策模型的估計結(jié)果分析

由表2可知，農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納行為主要受到性別、家庭總收入、耕種面積、耕地破碎度、信息獲取渠道和家離農(nóng)技距離等變量的影響。具體而言，性別通過了5%的顯著水平檢驗，表現(xiàn)為男性更可能采納測土配方施肥技術(shù)。已有研究也有類似結(jié)果[17-18]，可能原因是男性更偏好冒險且在科學(xué)合理施肥方面的意識更強，這種風(fēng)險偏好和意識，有利于促進農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)。由此，研究假說1得到部分驗證。家庭總收入對農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)有顯著正向影響，這比較容易理解。相比于傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)技術(shù)，測土配方施肥技術(shù)可能需要農(nóng)戶投入更多的錢用于測土和使用配方肥等環(huán)節(jié)，農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟狀況越好，其采納測土配方施肥技術(shù)的概率越高[5,7]。到此，研究假說2得到部分驗證。耕種面積在兩個采納決策模型中均通過了1%的顯著性檢驗，表現(xiàn)為耕種面積越大，農(nóng)戶越可能采納測土配方施肥技術(shù)。農(nóng)戶進行大規(guī)模種植時，更希望通過采納測土配方施肥技術(shù)來減少化肥的投入成本，從而實現(xiàn)水稻的增產(chǎn)增收[10,12]。耕地破碎度變量對農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)具有顯著負(fù)向影響，說明農(nóng)戶耕種土地的破碎度越大，農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的可能性越低。類似研究就表明，農(nóng)戶耕種土地的破碎度越大，往往會加大勞動力投入強度、增加土地投入成本，從而抑制農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)[11,21]。到此，研究假說3得到部分驗證。信息獲取渠道和家離農(nóng)技距離均通過了1%的顯著水平檢驗，分別對農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)表現(xiàn)為正向影響和負(fù)向影響。信息獲取渠道和家離農(nóng)技機構(gòu)距離均可以反映農(nóng)戶獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)等農(nóng)業(yè)資訊的便利性，測土配方施肥技術(shù)作為一種新型農(nóng)業(yè)技術(shù)，其運用離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)部門的支持，而信息不對稱是阻礙農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)技術(shù)的重要因素。

表2 農(nóng)戶采納測土施肥技術(shù)的估計結(jié)果Table 2 The estimated results of farmers’ adoption of soil testing and formula fertilization technology

3.2 農(nóng)戶行為效應(yīng)模型估計結(jié)果分析

表3給出了農(nóng)戶不同采納情景下經(jīng)濟效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)的估計結(jié)果。經(jīng)濟效應(yīng)模型中，土壤肥沃程度、家離耕地距離、政府官員、教育程度、家庭人口數(shù)、耕種面積和耕地破碎度等變量影響農(nóng)戶水稻單位面積產(chǎn)值。采納農(nóng)戶組中，教育程度、政府官員和土壤肥沃程度對水稻單位面積產(chǎn)值具有顯著正向影響，表現(xiàn)為農(nóng)戶的教育程度越高或親朋好友中有擔(dān)任政府部門職務(wù)或土壤肥沃程度越好，水稻單位面積產(chǎn)值越高。此外，家離耕地距離表現(xiàn)出顯著負(fù)向影響，即農(nóng)戶家離耕地距離越遠(yuǎn)，水稻單位面積產(chǎn)值往往越低。未采納農(nóng)戶組中，家庭人口數(shù)、耕種面積、耕地破碎度和家離耕地距離變量對水稻單位面積產(chǎn)值有顯著負(fù)向影響，政府官員和土壤肥沃程度變量則具有顯著正向影響。具體而言，家庭人口數(shù)越多、耕種面積越大、耕地破碎度越大或家離耕地距離越大，農(nóng)戶的水稻單位面積產(chǎn)值往往會越低；家庭親朋好友中有擔(dān)任政府部門職務(wù)或土壤肥沃程度越大的農(nóng)戶，水稻單位面積產(chǎn)值往往會越高。

表3 農(nóng)戶采納技術(shù)效應(yīng)模型的估計結(jié)果Table 3 Estimation results of the effect of farmers’ adoption behaviors

生態(tài)效應(yīng)模型中，耕地破碎度和土壤肥沃程度對測土配方施肥技術(shù)采納組和未采納組均通過了1%的顯著水平檢驗。這說明農(nóng)戶的耕地破碎度越大，越傾向于施用更多的化肥；土壤肥沃程度越好的農(nóng)戶，則會傾向于少施用化肥。在采納農(nóng)戶組，性別對農(nóng)戶施用化肥量有顯著影響，即男性在水稻種植時會更傾向于施用更多的化肥。在未采納農(nóng)戶組，家庭人口數(shù)越多或家離耕地距離越大的農(nóng)戶，往往在水稻種植時會施用更多的化肥。

3.3 農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)的行為效應(yīng)分析

如表4所示，總體而言，測土配方施肥技術(shù)的采納對農(nóng)戶水稻單位面積產(chǎn)值有正向處理效應(yīng)，對化肥施用量有負(fù)向處理效應(yīng)，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這表明農(nóng)戶采納測土配方施肥技術(shù)具有良好的經(jīng)濟效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)，即該技術(shù)的采納有利于農(nóng)戶實現(xiàn)水稻增收和化肥減量化施用的目標(biāo)。具體而言，ATT的計量結(jié)果表明，對于已采納測土配方施肥技術(shù)農(nóng)戶而言，假如農(nóng)戶選擇不采納該技術(shù)，其水稻單位面積產(chǎn)值將分別下降6.38%、化肥施用量將增加2.14%。從ATU的估計結(jié)果可知，倘若未采納測土配方施肥技術(shù)的農(nóng)戶能夠采納該技術(shù)，其水稻單位面積產(chǎn)值將分別增加1.83%、化肥施用量將下降1.00%。類似研究表明，測土配方施肥技術(shù)的采用可使水稻和小麥分別增產(chǎn)6.51%和8.22%，分別實現(xiàn)531.60元/hm2和492.15元/hm2的增收[15]。此外，也有研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，測土配方施肥技術(shù)不僅具有良好的經(jīng)濟效應(yīng)，還有生態(tài)效應(yīng)，表現(xiàn)為測土配方施肥技術(shù)采用率每增加1%，化肥施用量降低0.09%[6]。

表4 農(nóng)戶采納行為的平均處理效應(yīng)Table 4 Average treatment effect of farmers’ adoption behavior

效應(yīng)類別Effect category采納情形Adoptionsituation決策階段Decision stage采納Adopted未采納Unadopted處理組的平均處理效應(yīng)ATT控制組的平均處理效應(yīng)ATU變化率/%Change rate經(jīng)濟效應(yīng)Economic effect已采納戶7.2586.7950.463***6.379未采納戶7.1917.0620.129***1.827生態(tài)效應(yīng)Ecological effect已采納戶4.0114.097-0.087***2.144未采納戶4.1424.184-0.042***1.004

值得提出的是，測土配方施肥技術(shù)被證實具有良好的經(jīng)濟和生態(tài)效應(yīng)，而實際采納率卻很低[4-7]，其原因究竟是什么？一方面，本研究認(rèn)為測土配方施肥技術(shù)的實際采納效應(yīng)可能偏高。結(jié)合實地調(diào)研，農(nóng)戶實際耕作時采納農(nóng)業(yè)技術(shù)往往呈現(xiàn)兩個極端，基本不采納或采納多種農(nóng)業(yè)技術(shù)，換言之，僅考慮單種技術(shù)進行估計，其行為效應(yīng)估計結(jié)果往往偏高，這也為后續(xù)研究提供了一個方向。此外，采納測土配方施肥技術(shù)的農(nóng)戶往往集中在規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶，這類農(nóng)戶的收入來源更大比重來源于農(nóng)業(yè)，也更有能力和動機來采納測土配方施肥技術(shù)，往往會采納多種農(nóng)業(yè)技術(shù)。另一方面，測土配方施肥技術(shù)的宣傳和配套服務(wù)還有待加強。類似研究也指出，農(nóng)戶對測土配方施肥技術(shù)還停留在簡單的認(rèn)知水平，對技術(shù)的采納行為效應(yīng)還有待進一步宣傳[5,14]。此外，測土配方施肥包含“測土、配方、配肥、供應(yīng)、施肥指導(dǎo)”5個核心環(huán)節(jié)，技術(shù)的采納離不開農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣部門的支持[2]。

4 結(jié)論與政策建議

本研究利用鄱陽湖平原6個產(chǎn)糧大縣607份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，以測土配方施肥技術(shù)為例，運用ESR模型探討了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為及其行為效應(yīng)。主要研究結(jié)論為：1)農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采納行為主要受到性別、家庭總收入、耕種面積、耕地破碎度、信息獲取渠道和家離農(nóng)技距離等變量的影響。男性、家庭收入越高、耕種面積越大，耕地破碎度越小、信息獲取渠道越多以及家離農(nóng)技機構(gòu)距離越近的農(nóng)戶，更可能采納測土配方施肥技術(shù)。2)采納測土配方施肥技術(shù)的經(jīng)濟效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)存在稟賦差異，土壤肥沃程度越好、家離耕地距離越近、親朋好友中有擔(dān)任政府職務(wù)的、教育程度越好、家庭人口數(shù)越少、耕種面積越小以及耕地破碎度越小的農(nóng)戶，其水稻單位面積產(chǎn)值更高；耕地破碎度越小、土壤肥沃程度越好、女性、家庭人口數(shù)越少以及家離耕地距離越近的農(nóng)戶，其施用化肥量越小。3)總體而言，測土配方施肥技術(shù)的采納有助于農(nóng)戶實現(xiàn)水稻的增產(chǎn)和化肥減量化施用，表現(xiàn)為在反事實假設(shè)情景下，實際采納該技術(shù)的農(nóng)戶若未采納，其水稻單位面積產(chǎn)值下降、化肥施用量增加；實際未采納該技術(shù)的農(nóng)戶若采納，其水稻單位面積產(chǎn)值升高、化肥施用量減少。

基于以上結(jié)論，得到如下政策建議：1)降低耕地破碎度，實現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營。大力推動土地整治工程和高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田建設(shè)，通過土地平整、土地調(diào)整等方式，以村為單位實現(xiàn)土地的集中連片，有效地降低耕地破碎度；穩(wěn)步推進農(nóng)地“三權(quán)分置”制度，培育農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，構(gòu)建以適度規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶為主體的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系，鼓勵農(nóng)戶開展適度規(guī)模經(jīng)營。2)加強技術(shù)的宣傳推廣，構(gòu)建技術(shù)培訓(xùn)體系。由農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣部門牽頭，大力開展測土配方施肥技術(shù)的宣傳與教育活動，提高農(nóng)戶對測土配方施肥技術(shù)的認(rèn)知水平；以地方農(nóng)技部門為主導(dǎo)，整合農(nóng)技科研機構(gòu)、高校和農(nóng)資企業(yè)等組織機構(gòu)的力量，構(gòu)建多渠道、多形式和多層次的技術(shù)培訓(xùn)體系和培訓(xùn)網(wǎng)絡(luò)。3)顯化技術(shù)效益，發(fā)揮技術(shù)的示范帶動效果。從種植規(guī)模、生產(chǎn)基礎(chǔ)和示范帶動效果等方面，篩選一些農(nóng)戶或新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體來開展技術(shù)的推廣示范，顯化技術(shù)的效益，發(fā)揮技術(shù)效益的示范帶動作用，讓廣大農(nóng)戶更真切地感受到測土配方施肥技術(shù)所帶來的成效，提高農(nóng)戶采納該技術(shù)的積極性。