張馥林 陳美球 黃慶龍 榮麗敏 鄒夢(mèng)玲

摘要：研究目的：以測(cè)土配方施肥技術(shù)為例，探究農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)行為的鄰里效應(yīng)，分析農(nóng)技推廣與農(nóng)戶認(rèn)知在農(nóng)戶鄰里效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用，為加快綠色生產(chǎn)技術(shù)推廣政策落地提供參考。研究方法：內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit模型。研究結(jié)果：（1）農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中存在明顯的鄰里效應(yīng)，鄰里效應(yīng)中群體學(xué)習(xí)、交流機(jī)會(huì)顯著正向促進(jìn)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)；（2）農(nóng)技推廣對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著正向和負(fù)向調(diào)節(jié)作用，農(nóng)戶認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用；（3）農(nóng)戶具有技術(shù)接納者和技術(shù)傳播者的“雙重身份”，且技術(shù)采納可將鄰里效應(yīng)中群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)的概率分別提升3.65%、3.82%、4.12%。研究結(jié)論：為了促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納，建議培養(yǎng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)示范戶，充分發(fā)揮鄰里效應(yīng)；深化多元政企合作，形成技術(shù)擴(kuò)散乘數(shù)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：綠色生產(chǎn)技術(shù)；測(cè)土配方施肥；鄰里效應(yīng)；內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit模型

中圖分類號(hào)：F301.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1001-8158（2023）05-0067-12

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金“不同經(jīng)營(yíng)主體的環(huán)境友好型技術(shù)采納行為、相互影響機(jī)理及激勵(lì)對(duì)策研究——以測(cè)土配方施肥技術(shù)為例”（71964016）。

加強(qiáng)保護(hù)耕地、保障糧食安全是我國(guó)關(guān)乎國(guó)計(jì)民生的頭等大事。我國(guó)已明確耕地保護(hù)是一項(xiàng)基本國(guó)策，并通過(guò)耕地“占補(bǔ)平衡”等政策的落實(shí)，耕地?cái)?shù)量銳減的趨勢(shì)得到有效遏制，但耕地質(zhì)量與生態(tài)保護(hù)形勢(shì)依然嚴(yán)峻[1]，推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)改革，走綠色農(nóng)業(yè)道路是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)性發(fā)展的必然選擇[2]，而耕地經(jīng)營(yíng)主體的決策行為是實(shí)現(xiàn)綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵所在。我國(guó)實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，廣大農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)的主流經(jīng)營(yíng)主體，因此，如何激勵(lì)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)是推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的基礎(chǔ)課題。測(cè)土配方施肥技術(shù)是一項(xiàng)公認(rèn)的綠色生產(chǎn)技術(shù)[3]，可以在保障作物高產(chǎn)的情況下有效地減少化肥施用量，提高化肥利用效率，緩解農(nóng)業(yè)面源污染，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益明顯[4]。

盡管2005年開始，國(guó)家就積極推廣測(cè)土配方施肥技術(shù)，但農(nóng)戶對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)的采納率普遍不高[5]。圍繞如何促進(jìn)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，多年來(lái)學(xué)術(shù)界展開了豐富的研究，諸多研究表明農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)的采納行為受到多方面因素的影響，如農(nóng)戶個(gè)體特征[6]、家庭稟賦特征[7]、耕地資源稟賦[8]、感知經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[9]、感知認(rèn)知水平[10]等內(nèi)在驅(qū)動(dòng)因素，技術(shù)擴(kuò)散渠道[11]、技術(shù)組織培訓(xùn)[12]、國(guó)家政策激勵(lì)[13]等外在環(huán)境因素。

已有研究大多數(shù)將農(nóng)戶視為“理性人”，把農(nóng)戶當(dāng)作獨(dú)立思考的個(gè)體，對(duì)農(nóng)戶間行為的研究不多。然而，中國(guó)農(nóng)村社會(huì)是一個(gè)典型的由親緣、血緣、地緣關(guān)系組成的人際網(wǎng)絡(luò)型社會(huì)[14]，鄰里信息具有傳播快、效率高的特性，使農(nóng)戶的行為決策強(qiáng)烈地受到周邊鄰里或群體信息交流的影響，這就是鄰里效應(yīng)[15]，并且農(nóng)戶技術(shù)采納行為有明顯基于鄰里關(guān)系的社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)[16]。但是鄰里信息并不能保證農(nóng)戶信息獲取的科學(xué)合理性，其可靠性還需要多方面的支撐，農(nóng)戶自身感知易用性水平往往是頻繁鄰里信息交流中技術(shù)決策風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的重要保障。農(nóng)技推廣作為國(guó)家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)擴(kuò)散的重要渠道，也能有效降低農(nóng)戶技術(shù)決策風(fēng)險(xiǎn)，卻可能會(huì)缺乏與農(nóng)戶實(shí)際情況的結(jié)合。因此，摸清鄰里效應(yīng)、農(nóng)技推廣和農(nóng)戶認(rèn)知三者間的耦合關(guān)系，才能充分發(fā)揮三者在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中的積極作用。

本文在從鄰里信息交流視角觀察農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)“鄰里效應(yīng)”影響特征的基礎(chǔ)上，通過(guò)分析農(nóng)戶在技術(shù)擴(kuò)散中同時(shí)作為需求者和供應(yīng)者的“雙重身份”，探討農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納的鄰里效應(yīng)內(nèi)在機(jī)制，并剖析農(nóng)戶認(rèn)知和農(nóng)技推廣在農(nóng)戶鄰里效應(yīng)與農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為之間的調(diào)節(jié)作用，以期為提高農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納率的政策制定提供參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 鄰里效應(yīng)與農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為

MANSKI[17]認(rèn)為鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶行為決策的影響主要有三個(gè)方面的因素：內(nèi)生效應(yīng)、外生效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)。內(nèi)生效應(yīng)是指農(nóng)戶技術(shù)采納決策容易受到同時(shí)期群體內(nèi)其他農(nóng)戶行為的影響，這種決策同時(shí)也反作用于群體內(nèi)其他農(nóng)戶，主要體現(xiàn)在：一是農(nóng)戶可以向群體內(nèi)其他農(nóng)戶學(xué)習(xí)測(cè)土配方施肥技術(shù)，根據(jù)他人技術(shù)決策行為進(jìn)行推斷；二是農(nóng)戶了解到周邊農(nóng)戶的測(cè)土配方施肥技術(shù)決策行為，因“不患寡而患不均”的心理，為了保持自身不被群體所排斥，而進(jìn)行技術(shù)采納；三是農(nóng)戶通過(guò)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)獲得與其他農(nóng)戶交流的機(jī)會(huì)，從而享受到共同話題的愉悅[18]。外生效應(yīng)是指農(nóng)戶通過(guò)受到群體其他農(nóng)戶的外在特征影響，如農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為會(huì)受到鄰里農(nóng)戶平均年齡、平均收入等影響。關(guān)聯(lián)效應(yīng)是指農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)決策行為會(huì)趨向于與他們有相同特征的其他農(nóng)戶，如農(nóng)戶一般更愿意選擇群體內(nèi)收入相似農(nóng)戶的技術(shù)采納行為。不同于已有文獻(xiàn)研究鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶技術(shù)采納行為的直接影響，外生效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)雖在一定程度上說(shuō)明了農(nóng)戶行為鄰里效應(yīng)的存在，但其農(nóng)戶個(gè)人行為決策并不能反作用于群體特征，群體特征在一定時(shí)空范圍相對(duì)穩(wěn)定，如農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)并不會(huì)改變鄰里農(nóng)戶平均年齡，也不會(huì)改變其他農(nóng)戶的收入。因此，本文著重研究鄰里效應(yīng)中的內(nèi)生效應(yīng)，將群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)作為衡量農(nóng)戶鄰里效應(yīng)的重要指標(biāo)，通過(guò)控制農(nóng)戶的自身稟賦特征和外部環(huán)境特征來(lái)控制外生效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，并從3個(gè)維度提出以下研究假設(shè)：

H1：農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為具有顯著的鄰里效應(yīng)。

H1a：群體學(xué)習(xí)顯著正向影響農(nóng)戶的測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為。

H1b：社會(huì)規(guī)范顯著正向影響農(nóng)戶的測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為。

H1c：交流機(jī)會(huì)顯著正向影響農(nóng)戶的測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為。

1.2 農(nóng)技推廣對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

區(qū)別于鄰里交流這種直接關(guān)系給農(nóng)戶帶來(lái)的同質(zhì)信息，政府（企業(yè)、新媒體）這種通過(guò)介質(zhì)的弱關(guān)系給農(nóng)戶帶來(lái)的異質(zhì)信息也對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為帶來(lái)一定的促進(jìn)作用[19]。多元化的農(nóng)技推廣方式將農(nóng)戶、技術(shù)員和專家等多主體串聯(lián)起來(lái)，采取宣傳、培訓(xùn)、補(bǔ)貼激勵(lì)等方式引導(dǎo)和規(guī)范農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，從推廣渠道上來(lái)看，農(nóng)技推廣與鄰里效應(yīng)分別是宏觀和微觀兩個(gè)層面，在影響方式上可能存在疊加或互補(bǔ)效應(yīng)；從作用效果上來(lái)看，兩者都可以促進(jìn)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。在某種意義上兩者相輔相成、相互促進(jìn)[20]。基于上述分析，本文從政府推廣、企業(yè)推薦、新媒體獲得3個(gè)維度提出以下假設(shè)：

H2a：政府推廣在對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著正向調(diào)節(jié)作用。

H2b：企業(yè)推薦在對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著正向調(diào)節(jié)作用。

H2c：新媒體獲得在對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著正向調(diào)節(jié)作用。

1.3 農(nóng)戶認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

農(nóng)戶在技術(shù)行為決策中不僅是“理性經(jīng)濟(jì)人”，也是“生態(tài)經(jīng)濟(jì)人”[21]，認(rèn)知水平越高的農(nóng)戶，越清楚測(cè)土配方施肥技術(shù)在“減投增產(chǎn)”“降污減排”方面的優(yōu)勢(shì)。有研究[3]表明，長(zhǎng)期的耕種讓農(nóng)戶與耕地的感情越發(fā)深厚，農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身生態(tài)認(rèn)知評(píng)價(jià)測(cè)土配方施肥技術(shù)在生態(tài)保護(hù)方面的價(jià)值，農(nóng)戶認(rèn)知水平越高，在鄰里交流中更具有衡量、判斷信息風(fēng)險(xiǎn)大小的能力。MILLAR[22]提出，群體交流學(xué)習(xí)是農(nóng)戶生產(chǎn)過(guò)程和目標(biāo)的必然選擇，而群體信息交流受到農(nóng)戶認(rèn)知能力影響，從而作用測(cè)土配方施肥行為意向，主要是：認(rèn)知水平越高，農(nóng)戶自身掌握的測(cè)土配方施肥技術(shù)信息越豐富，越清楚測(cè)土配方施肥技術(shù)作用機(jī)理，技術(shù)采納越容易，導(dǎo)致其缺乏主動(dòng)學(xué)習(xí)鄰里技術(shù)的積極性?；谏鲜龇治?，本文從經(jīng)濟(jì)認(rèn)知、生態(tài)認(rèn)知、操作認(rèn)知3個(gè)維度提出以下假設(shè)：

H3a：經(jīng)濟(jì)認(rèn)知在對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H3b：生態(tài)認(rèn)知在對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H3c：操作認(rèn)知在對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為中鄰里效應(yīng)有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

綜上理論分析和研究假設(shè)，本文從群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)3個(gè)維度對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方技術(shù)采納行為鄰里效應(yīng)進(jìn)行分析，結(jié)合內(nèi)在特征、外部環(huán)境因素影響，探討農(nóng)技推廣、農(nóng)戶認(rèn)知在農(nóng)戶鄰里效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用，形成圖1所示研究框架。

2 數(shù)據(jù)、模型與變量

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2021年1—3月課題組的專題調(diào)研。江西省作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省，是全國(guó)13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)之一，2005年以來(lái)開始推廣水稻測(cè)土配方施肥技術(shù)。按地形地貌、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平通過(guò)分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，選取23個(gè)縣（市、區(qū)）展開入戶調(diào)研，問卷調(diào)查對(duì)象為家庭戶主，采用一對(duì)一調(diào)查形式。共發(fā)放問卷750份，獲得有效問卷715份，問卷有效率95.33%。問卷內(nèi)容主要包括：個(gè)人特征、家庭特征、耕地資源稟賦特征以及鄰里信息交流、農(nóng)技推廣、農(nóng)戶認(rèn)知等相關(guān)內(nèi)容。

2.2 變量設(shè)置及描述

（1）因變量。本文將“農(nóng)戶是否采納測(cè)土配方施肥技術(shù)行為”作為因變量，不采納 = 0、采納 = 1。

（2）核心變量。本文將鄰里效應(yīng)作為核心變量，根據(jù)理論假設(shè)，從群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)3個(gè)方面表征鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的影響，在問卷中對(duì)3個(gè)方面設(shè)置李克特五分量表問題來(lái)具體衡量。參考相關(guān)研究[23]，將同一行政村的其他農(nóng)戶定義成鄰里。

（3）調(diào)節(jié)變量。政府的農(nóng)技推廣有助于提升農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納判別能力和風(fēng)險(xiǎn)能力，農(nóng)資企業(yè)和新媒體不僅擴(kuò)寬了農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣渠道也加快了推廣速度，使得農(nóng)戶對(duì)外部信息的獲取更加便利。農(nóng)戶對(duì)技術(shù)的經(jīng)濟(jì)、生態(tài)等效益的認(rèn)知水平高低以及對(duì)技術(shù)的了解程度在渠道終端決定了農(nóng)戶接納技術(shù)的難易程度，也能反映農(nóng)戶對(duì)鄰里信息正確與否的判別能力。本文以政府推廣、企業(yè)推薦、新媒體獲得3個(gè)方面表征農(nóng)技推廣，以經(jīng)濟(jì)認(rèn)知、生態(tài)認(rèn)知、操作認(rèn)知3個(gè)方面表征農(nóng)戶認(rèn)知，來(lái)反映兩者在農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為鄰里效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用。

（4）控制變量。本文選取個(gè)人特征、家庭特征、耕地稟賦特征以及外部環(huán)境特征5個(gè)方面的因素來(lái)控制其對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的影響，以保證模型回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性。

（5）工具變量。本文選取是否為大姓作為鄰里效應(yīng)的工具變量，因?yàn)樵谵r(nóng)村，對(duì)家族觀念看的格外重要，同一姓氏之間、鄰里之間交流和信任程度相對(duì)更深；而且是否為大姓與農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為沒有直接關(guān)聯(lián)，屬于典型的外生自然特征，具備工具變量的條件[24]。

以上變量的具體描述、賦值情況、統(tǒng)計(jì)分析等由表1所示。

2.3 模型構(gòu)建

本文借鑒相關(guān)研究方法[25-26]，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit模型進(jìn)行分析。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

為了保證線性回歸結(jié)果的有效性，利用Stata 15.0對(duì)24個(gè)自變量進(jìn)行共線性診斷，檢查結(jié)果顯示，各自變量容差（TOL）、方差膨脹因子（VIF）都處于合理范圍（0.470≤TOL≤0.906，1.189≤VIF≤2.128），表明各自變量之間沒有嚴(yán)重共線性問題。

3.1 鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的影響

表2中模型1、模型2、模型3分別為鄰里效應(yīng)、農(nóng)技推廣、農(nóng)戶認(rèn)知放入第一階段對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的回歸結(jié)果，模型4為3者同時(shí)放入模型的回歸結(jié)果。4個(gè)模型均通過(guò)了置信水平1%下的檢驗(yàn)，模型4相較于前3個(gè)模型R2值有所增大，系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤、影響方向均未發(fā)生明顯改變，表明模型擬合度較好。

核心變量：模型4中，群體學(xué)習(xí)、交流機(jī)會(huì)均在1%顯著水平上對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方技術(shù)采納行為有顯著正向影響，表明農(nóng)戶之間有顯著的正向鄰里效應(yīng)。農(nóng)戶通過(guò)群體學(xué)習(xí)，對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)流程與應(yīng)用更為清楚，并在鄰里交流中，獲得共同話題的愉悅感，讓其身心感到舒適，為了保持這種內(nèi)心的滿足和幸福感，農(nóng)戶對(duì)技術(shù)采納想法越強(qiáng)烈；社會(huì)規(guī)范對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為未產(chǎn)生顯著的影響。企業(yè)推薦在1%顯著水平上對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方技術(shù)采納行為有顯著正向影響，肥料供應(yīng)企業(yè)作為與農(nóng)戶直接接觸的上游主體，會(huì)大力宣傳測(cè)土配方施肥技術(shù)的優(yōu)勢(shì)，并通過(guò)農(nóng)戶示范效果影響農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)的采納；新媒體獲得在1%顯著水平上對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方技術(shù)采納行為有顯著負(fù)向影響，這與理論假設(shè)不一致，這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶對(duì)新媒體信息的信任度不強(qiáng)，反而出現(xiàn)抵觸心理。農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)認(rèn)知和操作認(rèn)知分別在5%和1%的水平上對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方技術(shù)采納行為有顯著正向影響，當(dāng)測(cè)土配方施肥技術(shù)經(jīng)濟(jì)效益達(dá)到農(nóng)戶預(yù)期時(shí)，采納意愿就越強(qiáng)烈，而對(duì)技術(shù)應(yīng)用的充分了解在一定程度上降低了技術(shù)采納的風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)采納意愿。政府推廣和生態(tài)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為未產(chǎn)生顯著影響。

控制變量：男性相較女性更愿意采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，男性作為長(zhǎng)期外出勞作的主力，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的實(shí)際情況更加了解，行為決策更加理性；當(dāng)農(nóng)戶有非農(nóng)技能時(shí)，農(nóng)業(yè)收入不再是收入主要來(lái)源，其采納意愿下降；農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)采用生態(tài)節(jié)能產(chǎn)品時(shí)，農(nóng)戶可能會(huì)降低對(duì)同源的測(cè)土配方施肥技術(shù)興趣，從而抑制其技術(shù)采納；由于測(cè)土配方施肥技術(shù)涉及到作物所需的微量元素調(diào)整，農(nóng)戶施肥規(guī)模越大，其經(jīng)濟(jì)效益就越明顯；加入合作社，農(nóng)戶對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)的認(rèn)識(shí)和學(xué)習(xí)能力都得到提高，其技術(shù)采納意愿越強(qiáng)，測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)配肥站點(diǎn)的依賴性很強(qiáng)，周邊配肥站點(diǎn)的設(shè)立，能有效地降低農(nóng)戶獲得配方肥的成本，促進(jìn)農(nóng)戶技術(shù)采納。

3.2 農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

表3中模型5—模型13為群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)分別與政府推廣、企業(yè)推薦、新媒體獲得進(jìn)行交互項(xiàng)回歸的結(jié)果，模型6中群體學(xué)習(xí)與企業(yè)推薦的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著且為負(fù)，表明企業(yè)推薦抑制了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為的群體學(xué)習(xí)。農(nóng)資企業(yè)的出現(xiàn)彌補(bǔ)了國(guó)家政策無(wú)法給農(nóng)戶提供生產(chǎn)前后指導(dǎo)的不足，經(jīng)過(guò)企業(yè)培訓(xùn)，農(nóng)戶對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)了解和掌握程度更高，相對(duì)于群體內(nèi)部的觀察性學(xué)習(xí)，生產(chǎn)資料來(lái)得更加詳細(xì)和可靠，農(nóng)戶對(duì)群體學(xué)習(xí)的依賴性下降。模型7中群體學(xué)習(xí)與新媒體獲得的交互項(xiàng)在10%的水平上顯著且為負(fù)，表明新媒體獲得抑制了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為的群體學(xué)習(xí)。新媒體信息的冗雜給農(nóng)戶識(shí)別能力帶來(lái)困擾，但其新穎、方便的特性，能讓農(nóng)戶在第一時(shí)間對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)有大致的了解，從而減弱了農(nóng)戶通過(guò)學(xué)習(xí)周期長(zhǎng)、效益顯現(xiàn)慢的群體學(xué)習(xí)獲取技術(shù)的興趣。模型8、模型9中社會(huì)規(guī)范與政府推廣、企業(yè)推薦的交互項(xiàng)均在5%的水平上顯著且為正，表明政府推廣、企業(yè)推薦均促進(jìn)了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為的社會(huì)規(guī)范。政府在綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)推廣中占據(jù)著權(quán)威地位，企業(yè)是綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)推廣中主要主體，前者給農(nóng)戶技術(shù)采納提供了政策和保障，后者提供培訓(xùn)和平臺(tái)，兩者都能組織經(jīng)營(yíng)主體采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，從而吸引或規(guī)范其他農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，這與已有研究結(jié)論一致[27]。

表4中模型14—模型22為群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)分別與經(jīng)濟(jì)認(rèn)知、生態(tài)認(rèn)知、操作認(rèn)知進(jìn)行交互項(xiàng)的結(jié)果，模型16中群體學(xué)習(xí)與操作認(rèn)知的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著且為負(fù)，表明操作認(rèn)知抑制了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為的群體學(xué)習(xí)。這可能是農(nóng)戶本身對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)很了解，從而降低了主動(dòng)去向群體內(nèi)其他成員學(xué)習(xí)的興趣。模型17和模型20中社會(huì)規(guī)范、交流與經(jīng)濟(jì)認(rèn)知的交互項(xiàng)等別在5%、10%的水平上顯著且為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)認(rèn)知抑制了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為的社會(huì)規(guī)范和交流機(jī)會(huì)。農(nóng)戶作為“經(jīng)濟(jì)人”，當(dāng)測(cè)土配方施肥技術(shù)的收益達(dá)到預(yù)期水平，農(nóng)戶就愿意主動(dòng)去采納一種能讓自己獲得收益技術(shù)，不會(huì)受社會(huì)規(guī)范或信念干擾，同時(shí)會(huì)適當(dāng)減少與其他農(nóng)戶的交流。

3.3 農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納的鄰里效應(yīng)

在進(jìn)行模型第三階段前，對(duì)工具變量進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)，結(jié)果顯示CLR、AR、Wald的P值均顯著，認(rèn)定是否大姓為非弱工具變量，進(jìn)一步進(jìn)行模型估計(jì)[28]，表5中模型23—模型25分別為群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)放入模型結(jié)果，各模型的rho0、rho1值均顯著且不為0，表明鄰里效應(yīng)為內(nèi)生性變量，將是否大姓引入各模型中，各變量對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)影響方向和顯著性與上節(jié)估計(jì)結(jié)果基本一致，表明在糾正內(nèi)生性問題之后，模型結(jié)果具有穩(wěn)定性。

如表6所示，根據(jù)反事實(shí)框架，技術(shù)采納農(nóng)戶的群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)平均處理效應(yīng)（ATT）分別為0.735、0.287和0.519，且當(dāng)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)時(shí)，鄰里效應(yīng)中群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)的概率將分別提升提高3.65%、3.82% 和4.12%。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

基于內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit模型，利用江西省715份實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了農(nóng)技推廣和農(nóng)戶認(rèn)知在農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)鄰里效應(yīng)中的調(diào)節(jié)作用以及農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)鄰里效應(yīng)的影響，結(jié)果表明：（1）農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為中存在顯著的鄰里效應(yīng)，鄰里效應(yīng)中群體學(xué)習(xí)、交流機(jī)會(huì)顯著正向促進(jìn)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。（2）農(nóng)技推廣中企業(yè)推薦顯著正向促進(jìn)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，新媒體獲得顯著抑制農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)；農(nóng)戶認(rèn)知中經(jīng)濟(jì)認(rèn)知、操作認(rèn)知顯著正向促進(jìn)農(nóng)戶采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。（3）鄰里效應(yīng)中群體學(xué)習(xí)與企業(yè)推薦、新媒體獲得、操作認(rèn)知存在顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，表明農(nóng)戶獲取測(cè)土配方施肥技術(shù)途徑豐富、了解詳實(shí)，會(huì)降低了農(nóng)戶主動(dòng)向鄰里學(xué)習(xí)的興趣，從而抑制了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為中的群體學(xué)習(xí)；鄰里效應(yīng)中社會(huì)規(guī)范與政府推廣、企業(yè)推薦存在顯著正向調(diào)節(jié)作用，與經(jīng)濟(jì)認(rèn)知存在顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，表明政府推廣、企業(yè)推薦創(chuàng)建了一個(gè)積極的從眾環(huán)境，促進(jìn)了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為中的社會(huì)規(guī)范，而對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)經(jīng)濟(jì)效益越了解的農(nóng)戶，可能為了自身利益，反而抑制了測(cè)土配方施肥技術(shù)的應(yīng)用，也對(duì)鄰里交流中的技術(shù)共同話題的新鮮感下降，這與鄰里效應(yīng)中交流機(jī)會(huì)與經(jīng)濟(jì)認(rèn)知存在顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用的模型運(yùn)行結(jié)果相呼應(yīng)。（4）農(nóng)戶既是技術(shù)接納者，也是技術(shù)傳播者，經(jīng)常進(jìn)行鄰里信息交流的農(nóng)戶更愿意采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，且該技術(shù)的采納可將鄰里效應(yīng)中群體學(xué)習(xí)、社會(huì)規(guī)范、交流機(jī)會(huì)的概率分別提升3.65%、3.82%和4.12%。

4.2 政策啟示

基于實(shí)證研究，為了促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納，提出以下建議：

（1）培養(yǎng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)示范戶，充分發(fā)揮鄰里效應(yīng)。利用農(nóng)戶鄰里信息傳遞機(jī)制的優(yōu)勢(shì)，從資源稟賦、采納收益以及傳授經(jīng)驗(yàn)等方面對(duì)農(nóng)戶、新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體進(jìn)行專業(yè)培訓(xùn)，發(fā)展成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)示范戶，通過(guò)政策幫助、資金補(bǔ)貼等方式激勵(lì)示范戶組織技術(shù)宣傳與培訓(xùn)，注重普通農(nóng)戶實(shí)際需求，讓其“看的見、摸得著”地真實(shí)感受到技術(shù)效益，消除農(nóng)戶抵制心理，通過(guò)鄰里信息交流，直接或間接地帶動(dòng)其他農(nóng)戶進(jìn)行技術(shù)采納。

（2）深化多元政企合作，形成技術(shù)擴(kuò)散乘數(shù)效應(yīng)。針對(duì)政府推廣、企業(yè)推薦促進(jìn)了農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)行為中社會(huì)規(guī)范的研究結(jié)果，要在政府提供政策支持的基礎(chǔ)上，加大對(duì)農(nóng)資企業(yè)補(bǔ)貼力度，由農(nóng)資企業(yè)配資，并配套開展面對(duì)面培訓(xùn)服務(wù)模式，最大程度普及農(nóng)戶，增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的信心，進(jìn)一步放大政策效應(yīng)，提高農(nóng)戶技術(shù)采納興趣，吸引農(nóng)戶形成規(guī)模效應(yīng)，提升農(nóng)戶自我服務(wù)能力，發(fā)揮技術(shù)擴(kuò)散社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)（References）：

[1] 鄺佛緣，金建君，邱欣.農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為及其效應(yīng)——以測(cè)土配方施肥技術(shù)為例[J] .中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2022，27（10）：226 - 235.

[2] 張林秀，白云麗，孫明星，等.從系統(tǒng)科學(xué)視角探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型[J] . 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2021（10）：42 - 50.

[3] 顏玉琦，陳美球，張潔，等.農(nóng)戶環(huán)境友好型耕地保護(hù)技術(shù)的采納意愿與行為響應(yīng)——基于江西省1092戶農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)應(yīng)用的實(shí)證[J] .中國(guó)土地科學(xué)，2021，35（10）：85 - 93.

[4] 黃婧軒，王立國(guó).鄉(xiāng)村旅游地農(nóng)戶親環(huán)境行為采納意愿及影響因素分析——以測(cè)土配方施肥為例[J] .中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2021，42（6）：60 - 68.

[5] 夏雯雯，杜志雄，郜亮亮.土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)應(yīng)用的影響研究——基于家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)的觀察[J] .中國(guó)土地科學(xué)，2019，33（11）：70 - 78.

[6] 王思琪，陳美球，彭欣欣，等.農(nóng)戶分化對(duì)環(huán)境友好型技術(shù)采納影響的實(shí)證研究——基于554戶農(nóng)戶對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)應(yīng)用的調(diào)研[J] .中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，23（6）：187 - 196.

[7] 張淑嫻，陳美球，謝賢鑫，等.生態(tài)認(rèn)知、信息傳遞與農(nóng)戶生態(tài)耕種采納行為[J] .中國(guó)土地科學(xué)，2019，33（8）：89 - 96.

[8] 岳夢(mèng)，張露，張俊飚.土地細(xì)碎化與農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采納決策——以測(cè)土配方施肥技術(shù)為例[J] .長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2021，30（8）：1957 - 1968.

[9] 李雨柯，羅小鋒，唐林，等.農(nóng)資市場(chǎng)規(guī)范性感知對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納的影響[J] .中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2022，43（7）：38 - 48.

[10] 孫彬涵，羅小鋒，黃炎忠.測(cè)土配方施肥技術(shù)環(huán)節(jié)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶采納行為的影響——基于水平和結(jié)構(gòu)的雙重視角[J] .干旱區(qū)資源與環(huán)境，2021，35（8）：51 - 57.

[11] 唐林，羅小鋒.鄰里效應(yīng)能否促使稻農(nóng)施用生物農(nóng)藥？——基于鄂、贛、浙三省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的考察[J] .自然資源學(xué)報(bào)，2022，37（3）：718 - 733.

[12] 萬(wàn)凌霄，蔡海龍.合作社參與對(duì)農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納影響研究——基于標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)視角[J] .農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021（3）：63 - 77.

[13] 張振，高鳴，苗海民.農(nóng)戶測(cè)土配方施肥技術(shù)采納差異性及其機(jī)理[J] .西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，20（2）：120 - 128.

[14] 孫生陽(yáng)，胡瑞法，張超.中國(guó)農(nóng)戶的農(nóng)藥施用存在鄰里效應(yīng)嗎 ——基于1113個(gè)稻農(nóng)的實(shí)證分析[J] .農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2021（12）：81 - 89.

[15] 李明月，羅小鋒，余威震，等.代際效應(yīng)與鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的影響分析[J] .中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020，25（1）：206 - 215.

[16] 劉可，齊振宏，楊彩艷，等. 鄰里效應(yīng)與農(nóng)技推廣對(duì)農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納的影響分析——互補(bǔ)效應(yīng)與替代效應(yīng)[J] . 長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2020，29（2）：401 - 411.

[17] MANSKI C F. Identification of endogenous social effects： the reflection problem[J] . The Review of Economic Studies，1993， 60（3）： 531 - 542.

[18] 李濤，周開國(guó).鄰里效應(yīng)、滿意度與博彩參與[J] .金融研究，2006（9）：129 - 147.

[19] 李立朋，李樺.農(nóng)戶施藥量選擇的鄰里效應(yīng)——基于外部技術(shù)獲得、經(jīng)驗(yàn)資本的調(diào)節(jié)作用分析[J] .長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2020，29（11）：2508 - 2518.

[20] 劉西川，楊奇明，陳立輝.農(nóng)戶信貸市場(chǎng)的正規(guī)部門與非正規(guī)部門：替代還是互補(bǔ) [J] .經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（11）：145 - 158，188.

[21] 姚柳楊，趙敏娟，徐濤.經(jīng)濟(jì)理性還是生態(tài)理性 農(nóng)戶耕地保護(hù)的行為邏輯研究[J] .南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016，16（5）：86 - 95，156.

[22] MILLAR J， CURTIS A. Moving farmer knowledge beyond the farm gate： an Australian study of farmer knowledge in group learning[J] . The Journal of Agricultural Education and Extension， 1997， 4（2）： 133 - 142.

[23] 劉可，齊振宏，楊彩艷，等.農(nóng)戶采納稻蝦共作模式的鄰里效應(yīng)研究[J/OL] .中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2022.http：// kns.cnki.net/kcms/detail/11.3513.S.20220818.1458.023. html.

[24] 洪煒杰，陳小知，胡新艷.勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響——基于門檻值的驗(yàn)證分析[J] .農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2016（11）：14 - 23.

[25] 陳建林.家族所有權(quán)與非控股國(guó)有股權(quán)對(duì)企業(yè)績(jī)效的交互效應(yīng)研究——互補(bǔ)效應(yīng)還是替代效應(yīng)[J] .中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（12）：99 - 114.

[26] LOKSHIN M， SAJAIA Z. Maximum likelihood estimation of endogenous switching regression models[J] . The Stata Journal， 2004， 4（3）： 282 - 289.

[27] 閆貝貝，趙佩佩，劉天軍.信息素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶參與電商的影響——基于農(nóng)戶內(nèi)在感知的中介作用和政府推廣的調(diào)節(jié)作用[J] .華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021（5）：54 - 65，193 - 194.

[28] 袁微.二值選擇模型內(nèi)生性檢驗(yàn)方法、步驟及Stata應(yīng)用[J] .統(tǒng)計(jì)與決策，2018，34（6）：15 - 20.

Analysis of Neighborhood Effects of Farmers Green Production Technology Adoption： Moderating Effects Based on Agrotechnology Extension and Farmers Perceptions

ZHANG Fulin， CHEN Meiqiu， HUANG Qinglong， RONG Limin， ZOU Mengling

（Jiangxi Agricultural University Rural Land Resource Use and Protect Research Center / Key Laboratory of Agricultural Resources and Ecology in Poyang Lake Basin， Nanchang 330045， China）

Abstract： The purposes of this paper are to investigate the neighborhood effect of farmers adoption of green production technology behavior by taking soil testing and fertilizer application technology as an example， to analyze the moderating role of agricultural extension and farmers perception in farmers neighborhood effect， and to provide the reference for accelerating the implementation of green production technology extension policy. The research method includes endogenous transformation Probit model. The research results indicate that： 1） there is a significant neighborhood effect in farmers soil testing and fertilizer application technology adoption behavior， and the group learning and communication opportunities in the neighborhood effect significantly and positively promote farmers adoption of soil testing and fertilizer application technology. 2） Agricultural technology promotion has a significant positive and negative moderating effect on the neighborhood effect in farmers soil testing and fertilizer application technology adoption behavior， and farmersperception has a significant negative moderating effect on the neighborhood effect in farmerssoil testing and fertilizer application technology adoption behavior. 3） Farmers have the “dual identity” of technology acceptor and technology transmitter， and technology adoption can increase the probability of group learning， social norm and communication opportunity in the neighborhood effect by 3.65%， 3.82% and 4.12%， respectively. In conclusion， to promote farmers adoption of green production technologies， it is recommended to foster model farmers of agricultural production to deploy the neighborhood effect， and to deepen the diversified government-enterprise cooperation to form a multiplier effect of technology diffusion.

Key words： green production technology； soil testing and fertilization； neighborhood effect； endogenous transformation Probit model

（本文責(zé)編：陳美景）