王建華,周 瑾,任敏慧

(1.江南大學 商學院,江蘇 無錫 214122; 2.西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院,西安 710049)

隨著工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程的快速推進,長期環(huán)境污染問題給農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展造成了巨大阻礙。從農(nóng)業(yè)污染來看,農(nóng)業(yè)面源污染范圍廣、檢測難度大、監(jiān)管成本高,不僅影響水土質(zhì)量,而且容易促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者以掠奪環(huán)境為代價獲得農(nóng)業(yè)收入,造成污染程度的加深[1]。傳統(tǒng)的資源高消耗、化學品高投入的生產(chǎn)要素投入模式無以為繼,需實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置轉(zhuǎn)型升級。2023年中央一號文件指出,要“促進農(nóng)業(yè)經(jīng)營增效,切實保障農(nóng)民利益”“推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,加快農(nóng)業(yè)投入品減量增效技術推廣應用”。未來農(nóng)業(yè)發(fā)展不僅要持續(xù)解決環(huán)境污染問題,加快集成推廣化肥農(nóng)藥減量增效的綠色高效技術模式,而且要全面推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式綠色轉(zhuǎn)型。自2015年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部開展化肥農(nóng)藥使用量零增長行動以來,我國化肥農(nóng)藥減量增效成果顯著,2020年,水稻、玉米、小麥三大糧食作物化肥利用率為40.2%,農(nóng)藥利用率為40.6%。2020年有機肥施用面積超過5.5億畝次、比2015年增加約50%,高效低風險農(nóng)藥占比超過90%。但從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者角度,經(jīng)濟收益是激勵其采取綠色生產(chǎn)行為的關鍵驅(qū)動力。為此,本文從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)要素投入行為視角,以有機肥與生物農(nóng)藥為例,通過實地調(diào)研數(shù)據(jù),實證檢驗綠色生產(chǎn)要素投入行為所帶來的收入效應,并從農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體類型和區(qū)域特征方面分析其異質(zhì)性,進而提出相關建議。

一、文獻回顧與評述

從要素投入視角來看,我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式在經(jīng)歷主要依靠勞動力等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕蕾嚮省⑥r(nóng)藥等化學農(nóng)資之后,近年來化學生產(chǎn)資料提供給農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和經(jīng)濟增長的動力逐漸減弱,其施用成本或已高于產(chǎn)出效益,且同時給環(huán)境帶來了負外部性的社會成本[2]。綜合調(diào)整要素配置,從而形成新的綠色化生產(chǎn)方式,是在保障農(nóng)產(chǎn)品安全的前提下保護農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境、推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的必要途徑,也是新一輪經(jīng)濟效益提升的重要契機[3]。

宏觀層面上,現(xiàn)有研究主要從以下三個方面展開。一是農(nóng)業(yè)要素稟賦結(jié)構與制度變遷。從演化方向來看,羅浩軒認為,統(tǒng)一于農(nóng)業(yè)工業(yè)化進程,我國農(nóng)業(yè)要素稟賦結(jié)構沿循勞動要素、資本要素、技術要素不斷豐裕升級,同時以農(nóng)業(yè)反哺制度、多功能農(nóng)業(yè)制度方向演化完善農(nóng)業(yè)制度[4]。在變遷路徑研究方面,孔祥智等認為我國農(nóng)業(yè)技術變遷路徑是以土地要素為基礎變量,以勞動力要素為最核心、最能動變量,其他要素(農(nóng)業(yè)機械、化肥、農(nóng)藥)以勞動力價格的變動為中心,實現(xiàn)各類資源的優(yōu)化配置[5]。另外,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的配置與利用效率不光取決于政治經(jīng)濟制度,也與具體的經(jīng)營制度具有密切聯(lián)系[6]。二是投入要素與生產(chǎn)率對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的作用。已有研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素對農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入增長具有顯著正向影響,且不同生產(chǎn)要素對收入作用機制存在一定差異[7]。針對農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新,龔斌磊利用增長核算表解析了農(nóng)業(yè)增長的內(nèi)部結(jié)構,結(jié)果表明,投入要素對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率已逐步減弱,其中,化肥與農(nóng)機的貢獻率高于勞動力和土地,而生產(chǎn)率,尤其是技術貢獻率在不斷提高[8]。此外,農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新[9]、人力資本積累[10]等因素在促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中亦起到了積極作用。三是生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)化機制與驅(qū)動因素。熊桉提出了農(nóng)業(yè)技術作為生產(chǎn)要素參與收益分配和市場化配置、構建要素收益分享與風險共擔的技術研發(fā)和成果轉(zhuǎn)化的內(nèi)生機制、建立經(jīng)營性、公益性和準公益性科技成果轉(zhuǎn)化的內(nèi)生模式[11]。驅(qū)動因素方面,Huang等研究得出,技術進步是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的關鍵驅(qū)動力[12]。趙明正等以化肥使用量變化特征為例,對其驅(qū)動因素進行LMDI分解,研究發(fā)現(xiàn),施肥強度變化和種植結(jié)構調(diào)整是化肥使用量下降的主要驅(qū)動因素,變化規(guī)律如環(huán)境庫茲涅茨倒U形曲線[13]。

微觀層面上,現(xiàn)有研究圍繞不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體展開了豐富的討論。從行為決策角度的研究主要分為以下三個方面。一是綠色生產(chǎn)行為的影響因素,包括技術采納與農(nóng)藥化肥減量行為。如從測土配方施肥技術[14]、農(nóng)藥化肥減量[15]等方面對分析生產(chǎn)者行為影響因素。研究表明,生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)行為不僅受到個體特征和家庭特征的影響[16],而且受到鄉(xiāng)村規(guī)章制度和正規(guī)環(huán)境規(guī)章等外部環(huán)境的影響[14]。二是綠色生產(chǎn)技術采納行為效應。陳雪婷等研究發(fā)現(xiàn),生產(chǎn)者對技術的感知易用性是顯著影響其生態(tài)種養(yǎng)模式采納和采納強度提高的重要因素,同時生態(tài)農(nóng)業(yè)模式的采納能夠顯著提高農(nóng)業(yè)收入[17]。Li等研究結(jié)果表明,綠色生產(chǎn)技術的采用提高了水稻產(chǎn)量的18.8%～24.5%[18]。也有研究證明,技術采納主要通過獲得更高的市場溢價,并擴大種植規(guī)模和增加投入成本,得以改善生產(chǎn)者經(jīng)濟收益[19]。三是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置效率提升機制。李江一等實證結(jié)果表明,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對農(nóng)地流轉(zhuǎn)起到直接拉動效應和間接帶動效應的作用,進而能夠提高農(nóng)地資源配置效率和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[20]。另外,因農(nóng)地要素和勞動力要素的屬性差異,不同農(nóng)地產(chǎn)權強度中的國家賦權和社會認同對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置存在差異化影響,行為能力起到調(diào)節(jié)作用[21]。

已有研究從宏微觀視角對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的積極探索,為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型研究提供了理論參考,尤其是對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者微觀主體的研究,在一定程度上揭示了不同生產(chǎn)要素投入的環(huán)境與經(jīng)濟效應,其差異性主要源于研究背景、理論基礎、研究方法、要素類型、收入類型、主體類型、初始稟賦等方面的異同?？v觀現(xiàn)有文獻,雖然已有部分學者關注到綠色投入品這類生產(chǎn)要素,但僅在投入行為的影響因素層面分析其誘因[22-23],對其投入行為的結(jié)果變量展開探討的研究則相對較少。但對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者來說,收入效應往往是其持續(xù)從事農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的關鍵。除此之外,對于不同收入水平下不同綠色生產(chǎn)要素的增收效應,尚未有學者將其納入同一研究框架進行比較分析。鑒于此,本文擬運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESRM)和無條件分位數(shù)回歸(UQR),將不同綠色生產(chǎn)要素納入同一研究框架,實證檢驗其收入效應,并在不同農(nóng)業(yè)收入水平下分析其增收效應的異質(zhì)性,對補充現(xiàn)有研究內(nèi)容、了解農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型推動機制具有重要意義。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)民收入問題一直是“三農(nóng)”問題研究的重點和難點,少數(shù)小農(nóng)的生產(chǎn)多以“自用口糧”為驅(qū)動,更注重糧食安全,而大多數(shù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的生產(chǎn)具有明顯的“市場化”特征,更注重高產(chǎn)和增加土地收入[24]。農(nóng)業(yè)領域的綠色生產(chǎn)投入要素在參與原有生產(chǎn)要素替代性調(diào)整和資源稟賦結(jié)構變化過程中,為生產(chǎn)高品質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品、推進綠色生產(chǎn)結(jié)構轉(zhuǎn)型提供內(nèi)源動力,主要表現(xiàn)在減少化學品投入、耕地保護、資源節(jié)約等方面,形成資源節(jié)約和保護環(huán)境的生產(chǎn)方式、產(chǎn)業(yè)結(jié)構和空間格局。基于要素稟賦分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和模式變化,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者對土地和勞動兩種初級資源的相對稟賦和累積狀態(tài)是決定農(nóng)業(yè)技術變革模式的關鍵因素,消除無彈性土地和勞動供給對生產(chǎn)施加的約束作用,即可實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長[25]。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的流動能夠引起生產(chǎn)方式的變化,而綠色生產(chǎn)要素的投入主要通過要素間的替代效應帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色化,產(chǎn)生農(nóng)業(yè)產(chǎn)品結(jié)構變化,主要表現(xiàn)在通過高效優(yōu)質(zhì)多抗新品種、環(huán)保高效肥料農(nóng)藥等要素投入提高土地生產(chǎn)率,從而實現(xiàn)對土地的替代[5]。從行為決策過程來看,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)要素投入行為實質(zhì)上是其根據(jù)自身稟賦特征、外部環(huán)境條件,以及對未來收入預期所做出的生產(chǎn)資源再配置過程[26]。Schultz的理性農(nóng)民假說認為,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者以追求利潤最大化為生產(chǎn)目標,并依此進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入行為決策[27]。那么只有當綠色生產(chǎn)要素投入所帶來的預期收益增長幅度高于投入成本,或預期凈收益高于當前收益時,生產(chǎn)者才會選擇投入。對此,可構建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者期望收益最大化函數(shù)[28]:

(1)

式(1)中,U表示收益,則E(·)表示生產(chǎn)者對收益的期望;k、ν1(k)分別為綠色生產(chǎn)要素投入與投入風險;π1與π0分別為投入和未投入綠色生產(chǎn)要素的單位收益;θ是隨機變量且均值為0;C、F分別為單位成本、固定成本;N、n分別為總生產(chǎn)規(guī)模、投入綠色生產(chǎn)要素的生產(chǎn)規(guī)模。那么,只有當[π1(k)+ν1(k)θ-C]n+(N-n)π0-F≥Nπ0時,生產(chǎn)者才會投入綠色生產(chǎn)要素。以收益最大化目標為條件,生產(chǎn)者對綠色生產(chǎn)要素的風險函數(shù)θ(·)需滿足:

(2)

式(2)中的ns為最佳生產(chǎn)規(guī)模,假設滿足(2)的θ(·)為常數(shù)ξ0,則生產(chǎn)者投入綠色生產(chǎn)要素的風險條件為:

(3)

由式(3)可得到生產(chǎn)者對綠色生產(chǎn)要素的投入行為決策方程為:

(4)

式(4)中,Ti為生產(chǎn)者i選擇投入綠色生產(chǎn)要素的概率;Di表示影響生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)要素投入行為的矩陣變量;Ψi為不可觀測變量;α0、α1、ωi分別為常數(shù)項、待估參數(shù)和誤差項。

雖然初始綠色生產(chǎn)要素投入行為取決于未來預期收入,但若實際收益無法達到預期,生產(chǎn)者可能會改變投入行為,這對綠色生產(chǎn)要素的持續(xù)投入至關重要。鑒于此,本文進一步從收入效應角度分析。一是消費端,消費者食品安全觀念的提升、需求升級、高端消費市場空間擴大,綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品市場需求不斷增加,綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的市場溢價能力得到逐步提高。二是政策導向,2022年,農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)布《“十四五”全國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全提升規(guī)劃》,提出“‘十四五’大力增加綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品供給”的規(guī)劃目標。當前的市場需求和政策導向均為生產(chǎn)者生產(chǎn)綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品,以獲得更高的農(nóng)業(yè)收入提供了契機。三是已有研究表明,生產(chǎn)者利用綠色防控技術,能夠提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì),增加了農(nóng)產(chǎn)品市場競爭力,實現(xiàn)綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品溢價,從而促進生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)增收[29]。現(xiàn)有文獻對多種綠色生產(chǎn)要素的收入效應已經(jīng)進行了一定研究,綠色生產(chǎn)要素投入對農(nóng)業(yè)收入的提升效應得到了肯定結(jié)論[30]。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對化學投入品的過度依賴,不僅容易增強病蟲害抗藥性,使生產(chǎn)者過量施用化肥農(nóng)藥行為頻頻發(fā)生,導致化肥農(nóng)藥的使用量和生產(chǎn)成本增加,而且如果化肥農(nóng)藥施用不當,對農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)會造成嚴重影響,如農(nóng)藥殘留超標,也會對環(huán)境產(chǎn)生很大的負外部性[31]。同時,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者化肥施用強度加大在一定程度上會提高農(nóng)藥單位用量[32]?；诖?本文選擇有機肥與生物農(nóng)藥兩類綠色投入品作為研究的生產(chǎn)要素,其主要原因有:首先,有機肥與生物農(nóng)藥同屬于綠色生產(chǎn)過程的中間投入品,是典型的“土地節(jié)約型”綠色生產(chǎn)要素;其次,有機肥與生物農(nóng)藥分別對化學肥料和化學農(nóng)藥具有替代效應,增加有機肥與生物農(nóng)藥的投入有利于減少化肥農(nóng)藥的使用量;最后,相對于傳統(tǒng)化肥農(nóng)藥,有機肥和生物農(nóng)藥能夠在改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的情況下,顯著提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì),對實現(xiàn)農(nóng)作物標準化和綠色化生產(chǎn)、提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平具有積極作用,并且,綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品較高的市場溢價為生產(chǎn)者增收提供了必要條件。因此,從減少施用化肥農(nóng)藥的成本、提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)以獲得更高市場溢價等方面考慮,本文認為有機肥與生物農(nóng)藥可以有效提升農(nóng)業(yè)收入,并提出如下假說。

H1:有機肥綠色生產(chǎn)要素投入能夠顯著提升農(nóng)業(yè)收入,即存在正向收入效應。

H2:生物農(nóng)藥綠色生產(chǎn)要素投入能夠顯著提升農(nóng)業(yè)收入,即存在正向收入效應。

三、數(shù)據(jù)來源、模型構建與變量設置

(一)數(shù)據(jù)來源與特征描述

本文數(shù)據(jù)來自課題組于2021年7-8月對江蘇省部分地區(qū)主要從事種植業(yè)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)經(jīng)營狀況進行的實地調(diào)查。調(diào)研采取分層逐級抽樣與隨機抽樣結(jié)合的方法。首先,參考地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)作物播種面積等指標,根據(jù)地理位置分布,選取了蘇南(無錫)、蘇北(宿遷、淮安)、蘇中(泰州)4個代表性城市作為初級抽樣單位;其次,根據(jù)各市的種植地區(qū)分布、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和相關農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況公開信息,分別選取2～5個縣(區(qū)),隨機選取對應鄉(xiāng)鎮(zhèn)和行政村;最后,由專項人員進行入戶詢問,在每個村隨機選取5～20個農(nóng)戶,以問卷調(diào)查和面對面訪談相結(jié)合的方式,深入了解生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的基本情況與現(xiàn)實問題。共發(fā)放并回收問卷813份,經(jīng)統(tǒng)計與整理,剔除存在關鍵信息缺失、前后回答矛盾等問題的問卷,最終獲得有效問卷708份,問卷有效率87.08%。

表1呈現(xiàn)了調(diào)查區(qū)域樣本的綠色生產(chǎn)要素投入情況?？倶颖居袡C肥的投入率為69.49%,略高于生物農(nóng)藥的63.56%投入率。從各市樣本來看,無錫市樣本生產(chǎn)者對有機肥的投入率最高,為86.47%,其次為淮安市70.74%,宿遷市與泰州市分別為61.63%和64.19%。對于生物農(nóng)藥的投入情況,各市樣本生產(chǎn)者也呈現(xiàn)出較大差異,淮安市樣本中75.53%的生產(chǎn)者會投入生物農(nóng)藥,24.47%未投入,無錫市樣本生產(chǎn)者對生物農(nóng)藥的投入率為70.68%,泰州市為58.14%,宿遷市僅為51.74%。

表1 調(diào)查區(qū)域樣本生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)要素投入情況

有效樣本的生產(chǎn)者基本特征如表2所示,主要呈現(xiàn)了多個方面的統(tǒng)計特征。個體特征方面,受訪者以男性居多,男女比例約為3∶2,符合當前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力以男性為主的社會特征;已婚狀態(tài)受訪者占比90.40%,結(jié)合年齡分布來看,主要集中在30～60歲的年齡段;80%以上受訪者的受教育程度處于高中及以下。因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依靠較強的體力勞動,為此調(diào)查了生產(chǎn)者的身體健康狀況,通過自評健康狀況等級可以看出,選擇“較好”以及“很好”的頻數(shù)較高,近10%身體“很差”和“較差”的被調(diào)查者在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。從社會身份來看,樣本生產(chǎn)者中具備黨員身份的比例為22.88%,具有村干部經(jīng)歷的生產(chǎn)者比例為19.21%。生產(chǎn)經(jīng)營特征方面,農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)主要以2人為主,占53.95%,5人及以上的勞動人數(shù)僅為5.08%;耕地總面積在5畝及以下占比最高,為44.63%,說明此次調(diào)查對象中小農(nóng)戶占有較大比例。年農(nóng)業(yè)收入方面,47.46%的樣本生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入處于5萬元以下,這與耕地面積分布具有較強聯(lián)系,20萬元以上的樣本生產(chǎn)者僅為12.57%;從生產(chǎn)經(jīng)營類型來看,本次調(diào)查以傳統(tǒng)小農(nóng)戶為主,小農(nóng)戶比例達69.63%,符合當前我國仍是以分散的小規(guī)模農(nóng)戶為主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征;新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體中,專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)樣本占比分別為11.72%、12.71%、2.82%、3.11%。

表2 樣本生產(chǎn)者基本統(tǒng)計特征描述

(二)模型構建

1.內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESRM)。根據(jù)前述分析,綠色生產(chǎn)要素的投入行為可能會產(chǎn)生收入效應,此外,農(nóng)業(yè)收入可能還受到生產(chǎn)者個體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、外部環(huán)境特征等因素的影響。為準確評估收入效應,綜合考慮影響農(nóng)業(yè)收入的內(nèi)外部因素,同時避免選擇性偏差、遺漏變量偏差和反向因果等問題,本文采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESRM)進行綠色生產(chǎn)要素收入效應的評估[33]。

構建如下收入效應模型,以分析綠色生產(chǎn)要素的投入行為對農(nóng)業(yè)收入的影響:

Yi=β1Xi+β2Tij+εi

(5)

式(5)中,Yi為生產(chǎn)者 的農(nóng)業(yè)收入;Xi為影響農(nóng)業(yè)收入的各類控制變量,包括生產(chǎn)者個體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、外部環(huán)境特征等,且可與式(4)的Di一致;Tij為生產(chǎn)者i是否投入綠色生產(chǎn)要素j的行為決策虛擬變量(j=1,2),Tij=1表示投入,Tij=0表示未投入;β1、β2為待估參數(shù),分別描述了控制變量對農(nóng)業(yè)收入的影響大小和綠色生產(chǎn)要素投入對農(nóng)業(yè)收入的影響大小;εi為隨機誤差項。

根據(jù)ESRM兩階段估計的思路,第一階段,采用全信息最大似然估計(FIML)對綠色生產(chǎn)要素投入行為決策方程進行回歸,設定是否投入綠色生產(chǎn)要素的行為決策模型為:

Tij=γZij+ηIi+μi

(6)

式(6)中,Zij為影響生產(chǎn)者是否投入綠色生產(chǎn)要素的各類因素,Zij與Xi可一致;Ii為工具變量,對綠色生產(chǎn)要素投入行為具有直接影響,但不直接影響農(nóng)業(yè)收入;γ、η分別為各類因素和工具變量對行為決策影響大小的待估參數(shù);μi為決策方程誤差項。

第二階段,運用第一階段計算的逆米爾斯比率(λ)和協(xié)方差,引入農(nóng)業(yè)收入結(jié)果方程進行參數(shù)估計,在投入和未投入兩種情境下,分別定義農(nóng)業(yè)收入結(jié)果方程為:

Yi1=φ1Xi1+σiμ1λi1+εi1Ti1=1

(7)

Yi0=φ0Xi0+σiμ0λi0+εi0Ti1=0

(8)

式(7)和(8)中,引入的λi1和λi0分別控制了投入與未投入情況下未觀測變量所產(chǎn)生的選擇性偏差問題;εi1和εi0為結(jié)果方程誤差項;σiμ1、σiμ0為協(xié)方差,如果決策方程和結(jié)果方程協(xié)方差相關系數(shù)顯著,則表明未觀測變量導致了模型選擇性偏差問題,需要消除內(nèi)生性,以保證處理效應的無偏估計。

最后,計算處理組和控制組樣本的平均處理效應,即投入和未投入綠色生產(chǎn)要素的平均處理效應,如式(9)和(10):

ATT=E(Yi1|Tij=1)-E(Yi0|Tij=1)=(φ1-φ0)Xi1+(σiμ1-σiμ0)λi1

(9)

ATU=E(Yi1|Tij=0)-E(Yi0|Tij=0)=(φ1-φ0)Xi0+(σiμ1-σiμ0)λi0

(10)

2.無條件分位數(shù)回歸(UQR)。為進一步分析不同綠色生產(chǎn)要素投入行為對于農(nóng)業(yè)收入在不同分位點上的異質(zhì)性影響,本文擬采用Firpo等提出的再中心化影響函數(shù)(RIF)進行無條件分位數(shù)回歸(UQR)[34],計算要素投入對農(nóng)業(yè)收入變化的邊際效應,并分析主體類型、區(qū)域特征對農(nóng)業(yè)收入影響的異質(zhì)性。UQR基于對條件分位數(shù)的擴展,避免了過多不必要的控制因素,能夠更加全面地描述在不同分位數(shù)條件下要素投入對農(nóng)業(yè)收入的作用機制,且UQR對誤差項的要求假設不嚴格,不易受極端值影響,估計結(jié)果較為穩(wěn)健[35]。設定Y的τ分位數(shù)RIF方程為:

(11)

式(11)中,Qτ表示Y的無條件τ分位數(shù),τ=FY(Qτ);I{Y≤Qτ}為指示函數(shù);fY和FY分別為Y的密度函數(shù)和分布函數(shù)。對RIF(Y,Qτ,FY)求條件期望可得到無條件分位數(shù)的邊際效應,如式(12):

(12)

(三)變量設置

本文的研究變量分為四類:被解釋變量、關鍵解釋變量、工具變量和控制變量。各變量的定義、賦值與描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量定義與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。被解釋變量為農(nóng)業(yè)收入。使用年農(nóng)業(yè)種植總收入作為主要被解釋變量,并取自然對數(shù)納入模型估計。同時,參考李亞娟等的研究[35],使用單位面積農(nóng)業(yè)收入即畝均農(nóng)業(yè)收入,更換被解釋變量,用以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.關鍵解釋變量。關鍵解釋變量為是否投入綠色生產(chǎn)要素。以有機肥和生物農(nóng)藥兩類綠色投入品為例,將是否投入有機肥或生物農(nóng)藥進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作為衡量投入行為的指標,投入賦值為1,未投入賦值為0。

3.工具變量?？紤]到模型中可能存在的反向因果問題,選取“技術獲取渠道”作為工具變量。以往研究選擇“鄰里效仿”“技術培訓服務”等相關變量作為工具變量[17,36],目的在于選擇的工具變量能夠充分影響行為決策因變量,且與被解釋變量無直接相關關系。本文工具變量的選取基于外部環(huán)境因素,利用生產(chǎn)者能夠獲取綠色生產(chǎn)技術的渠道數(shù)量表征工具變量“技術獲取渠道”,其一定程度上能夠決定生產(chǎn)者是否獲取到有機肥或生物農(nóng)藥,又不會直接影響其農(nóng)業(yè)收入,但工具變量有效性仍需進一步檢驗。

4.控制變量?？刂谱兞康倪x取涵蓋生產(chǎn)者各類生產(chǎn)要素投入,特別將勞動力、土地等關鍵要素投入情況納入,主要包括個體特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、認知特征和環(huán)境特征四類可能影響綠色生產(chǎn)要素投入行為和農(nóng)業(yè)收入的內(nèi)外部因素。個體特征包含性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度的基本人口特征,以及是否為黨員、是否為村干部的社會身份特征。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依靠較強的體力勞動,生產(chǎn)者的身體健康程度反映了個人勞動力水平,因此納入身體健康狀況作為控制變量。生產(chǎn)經(jīng)營特征包括農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)和耕地面積。經(jīng)驗表明,勞動力與土地投入往往對技術選擇和農(nóng)業(yè)收入具有重要影響[37]。認知特征主要涉及對農(nóng)業(yè)資源與經(jīng)濟收益的認知,已有研究驗證生態(tài)認知[22]、效益認知[38]對綠色生產(chǎn)要素投入行為的積極作用。環(huán)境特征包括市場信息獲取難易度與生產(chǎn)要素獲取便利性兩個方面。生產(chǎn)經(jīng)營行為不僅受到主體特征影響,而且往往離不開外部環(huán)境條件的約束作用[39],同時,由環(huán)境影響的生產(chǎn)行為可以適應市場主導,形成自下而上“拉動”模式[40]。生產(chǎn)經(jīng)營類型分為傳統(tǒng)小農(nóng)戶和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,不同主體類型的生產(chǎn)模式有所差異,有研究表明,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)戶收入提高的有效抓手[20]。納入該虛擬變量,一方面探究不同類型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者在生產(chǎn)行為方面的差異,另一方面控制不同類型生產(chǎn)者的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式對農(nóng)業(yè)收入的影響。區(qū)域特征變量根據(jù)樣本數(shù)據(jù)地區(qū)來源分為無錫、宿遷、淮安和泰州四個城市,以此控制地理區(qū)域的影響。

(四)內(nèi)生性問題與工具變量有效性檢驗

前文理論分析表明,收入效應模型中可能存在選擇性偏差、遺漏變量偏差和反向因果等問題,因此選用ESRM進行實證分析。其中,工具變量要求與內(nèi)生性解釋變量高度相關,但與隨機誤差項不相關。鑒于兩階段最小二乘法(2SLS)是在球形擾動項的情況下能體現(xiàn)出工具變量實質(zhì)的最有效率工具變量法,因此本文使用2SLS對模型進行估計,以檢驗工具變量的有效性,結(jié)果如表4所示。模型1是有機肥投入行為對農(nóng)業(yè)收入的影響模型,第一階段聯(lián)合顯著性檢驗的F值為17.410,在1%水平上拒絕所有解釋變量外生的原假設,工具變量在1%水平上對有機肥投入行為具有顯著影響,說明不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結(jié)果顯示,在緩解內(nèi)生性問題后,影響效應依舊顯著,由此說明工具變量的有效性。同理,模型2估計結(jié)果依舊表明工具變量有效。為進一步檢驗工具變量的可靠性,本文借鑒Conley等所提出的工具變量“近似外生”的觀點,在放松外生性條件下,利用近似于零方法(LTZ)進行額外分析[41]。結(jié)果得出是否投入有機肥和生物農(nóng)藥的變量估計系數(shù)分別為1.982和2.055,結(jié)果顯著為正,表明在近似外生的情況下,技術獲取渠道作為工具變量得到的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 模型內(nèi)生性與工具變量有效性檢驗

四、實證結(jié)果與討論

表5為綠色生產(chǎn)要素投入對農(nóng)業(yè)收入影響的ESRM估計結(jié)果。模型3和模型4分別以有機肥和生物農(nóng)藥投入作為決策方程的被解釋變量,農(nóng)業(yè)收入為結(jié)果方程的被解釋變量進行回歸的結(jié)果,Wald檢驗結(jié)果顯示在1%的顯著性水平上,拒絕了決策方程與結(jié)果方程相互獨立的原假設,對數(shù)似然值表明模型擬合狀況良好,ln σ與ρ均在1%或5%水平上顯著不為0,說明不可觀測變量同時影響了綠色生產(chǎn)要素投入行為與農(nóng)業(yè)收入,需要對選擇性偏差進行修正,運用ESRM進行估計較為合理。

表5 綠色生產(chǎn)要素投入對農(nóng)業(yè)收入影響的ESRM估計結(jié)果

(一)綠色生產(chǎn)要素投入行為影響因素結(jié)果分析

模型3和模型4的決策方程估計結(jié)果顯示,有機肥和生物農(nóng)藥投入行為受到不同內(nèi)外部因素的影響,影響因素存在一定差異。性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度對綠色生產(chǎn)要素投入決策沒有顯著影響,該結(jié)果與部分以往研究結(jié)果較為一致[35];身體健康狀況顯著影響綠色生產(chǎn)要素投入行為,且對于有機肥和生物農(nóng)藥,分別在5%和1%水平上具有負向影響;無論是黨員還是村干部的社會政治身份,均無法對有機肥和生物農(nóng)藥投入行為產(chǎn)生顯著影響。生產(chǎn)經(jīng)營特征方面,有機肥和生物農(nóng)藥的投入行為受到農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)和耕地面積的正向影響,且在5%或1%水平上統(tǒng)計顯著,表明農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)越多、耕地面積越大,生產(chǎn)者越可能投入有機肥和生物農(nóng)藥。經(jīng)濟收益認知作為投入行為的重要影響因素之一,在1%水平上顯著正向影響有機肥和生物農(nóng)藥投入行為,但農(nóng)業(yè)資源認知并無顯著影響。該結(jié)果表明,生產(chǎn)者對綠色生產(chǎn)要素的不同效益認知對其投入行為具有不同影響效應[38]。生產(chǎn)要素獲取便利性顯著影響有機肥投入行為,有機肥作為由原料加工形成的商品有機肥料,生產(chǎn)者往往需要通過市場購買獲得,生產(chǎn)要素獲取便利性越好,越容易獲取有機肥,從而有利于生產(chǎn)者投入有機肥進行生產(chǎn)。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在有機肥和生物農(nóng)藥投入行為方面無顯著差異,而地理區(qū)域變量對綠色生產(chǎn)要素投入行為具有一定影響,無錫地區(qū)生產(chǎn)者更可能投入有機肥和生物農(nóng)藥。技術獲取渠道能夠顯著影響有機肥和生物農(nóng)藥投入行為,但在技術獲取渠道數(shù)量越多的情況下,生產(chǎn)者選擇投入綠色生產(chǎn)要素的概率反而降低。其可能原因在于,生產(chǎn)者面對多種渠道選擇時,對渠道因素的考慮范圍越廣,越難以作出綠色生產(chǎn)要素投入決策,造成投入的可能性越低,但這僅是本樣本選擇下所產(chǎn)生的特定結(jié)果,同時,技術獲得渠道與綠色生產(chǎn)要素投入行為之間存在顯著的相關關系,為該工具變量的有效性提供了基本依據(jù)。

(二)農(nóng)業(yè)收入效應影響因素結(jié)果分析

模型3和模型4的結(jié)果方程估計結(jié)果顯示,投入與未投入有機肥和生物農(nóng)藥進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生產(chǎn)者,其農(nóng)業(yè)收入的影響因素表現(xiàn)出較大差異。個體特征方面,婚姻狀況僅對投入生物農(nóng)藥的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入具有一定影響;身體健康狀況僅對未投入有機肥的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入具有顯著影響;受教育程度在未投入有機肥和生物農(nóng)藥的情況下,均對農(nóng)業(yè)收入具有顯著影響,且受教育程度越高,農(nóng)業(yè)收入越高;黨員和村干部的身份對未投入有機肥和生物農(nóng)藥的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入具有差異性的影響,其中,黨員相較于非黨員,生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入更低。農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)僅對投入情況下的農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生顯著正向影響;耕地面積在四種不同投入決策情況下均對農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)顯著提升作用;農(nóng)藥資源認知、經(jīng)濟收益認知與投入情況下的農(nóng)業(yè)收入有顯著相關關系;不同的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營類型均對投入情況下的農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向影響,其中農(nóng)業(yè)企業(yè)的農(nóng)業(yè)收入提升效率最高;外部環(huán)境特征中市場信息獲取難易度在四種不同投入決策情況下均在5%或1%水平上顯著,越容易獲取外部市場信息的生產(chǎn)者,可能在及時獲取農(nóng)產(chǎn)品價格信息等方面具有顯著優(yōu)勢,促使其農(nóng)業(yè)收入越高。地區(qū)特征中,淮安為對照組,宿遷和泰州對不同投入決策下的農(nóng)業(yè)收入差異影響顯著區(qū)別于無錫。模型3與模型4結(jié)果方程估計結(jié)果比較可知,無論是否投入有機肥和生物農(nóng)藥,耕地面積均對農(nóng)業(yè)收入具有顯著影響,其中對未投入有機肥的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入影響程度最高;專業(yè)大戶生產(chǎn)經(jīng)營類型對提升農(nóng)業(yè)收入具有顯著作用,且對未投入生物農(nóng)藥的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入影響程度高于其他生產(chǎn)者。

(三)綠色生產(chǎn)要素投入行為對農(nóng)業(yè)收入影響的平均處理效應

基于ESRM,反事實估計下綠色生產(chǎn)要素投入行為對農(nóng)業(yè)收入影響的平均處理效應結(jié)果如表6所示,有機肥和生物農(nóng)藥投入的平均處理效應(ATT)分別為0.702和0.774,差異性t檢驗顯示均在1%的水平上顯著,由此說明有機肥和生物農(nóng)藥投入均能夠顯著提高農(nóng)業(yè)收入。從變化率來看,對于實際投入綠色生產(chǎn)要素的生產(chǎn)者來說,生物農(nóng)藥所帶來的收入效應相對更高,投入有機肥與生物農(nóng)藥可使農(nóng)業(yè)收入水平分別提高6.61%和7.31%。對于實際未投入有機肥和生物農(nóng)藥的生產(chǎn)者,其平均處理效應(ATU)分別為1.325和1.159,相較于反事實狀況下的農(nóng)業(yè)收入,實際農(nóng)業(yè)收入降低了12.66%和11.01%。由此進一步說明投入有機肥和生物農(nóng)藥能夠顯著提升農(nóng)業(yè)收入,即為正向收入效應,且對于未投入生產(chǎn)者在投入后的收入效應更明顯。該結(jié)果可能原因在于,綠色生產(chǎn)要素能夠降低農(nóng)產(chǎn)品化學殘留,進而改善農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì),提升農(nóng)產(chǎn)品價格,從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增收。此外,江蘇省作為本次調(diào)研地區(qū),在高標準農(nóng)田建設、化肥農(nóng)藥減量行動、農(nóng)產(chǎn)品市場與農(nóng)業(yè)品牌等方面的工作成效顯著,為生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)提供了良好外部環(huán)境的同時,也給生產(chǎn)者經(jīng)濟效益帶來了更大的提升空間。假說1和2得到了驗證,這與以往研究結(jié)論存在部分一致性,綠色生產(chǎn)技術的采納能夠顯著促進生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)增收[29],但本文從綠色投入品的不同角度,為綠色生產(chǎn)要素的經(jīng)濟效益提供了新的證據(jù)。隨著農(nóng)業(yè)面源污染治理力度的不斷加強、農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展的持續(xù)推進,以有機肥和生物農(nóng)藥代替?zhèn)鹘y(tǒng)化肥和農(nóng)藥,提升綠色生產(chǎn)要素的投入水平,不僅是提高生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入的有效路徑,而且是切實加強環(huán)境保護、加快農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的關鍵途徑。

表6 綠色生產(chǎn)要素投入對農(nóng)業(yè)收入影響的平均處理效應

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.多種方法模型估計。為檢驗ESRM估計結(jié)果穩(wěn)健性,本文運用多方法進行比較研究,表7為ESRM、PSM、Heckman兩階段和OLS方法對模型的估計結(jié)果。PSM方法平均處理效應估計值與ESRM稍有差異,且生物農(nóng)藥投入行為對農(nóng)業(yè)收入的影響效應顯著性較低;Heckman兩階段估計回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著,進一步說明有機肥與生物農(nóng)藥投入的收入效應顯著;OLS方法估計結(jié)果中,有機肥和生物農(nóng)藥投入行為均對農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向影響。由此可見,在多種方法檢驗下,有機肥和生物農(nóng)藥投入的收入效應結(jié)果較為穩(wěn)健。然而,OLS估計可能會忽視生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)要素投入行為的內(nèi)生性問題,導致估計結(jié)果有偏,使用ESRM可以嚴謹客觀地評價綠色生產(chǎn)要素投入行為的收入效應。

表7 不同方法下模型估計結(jié)果比較

2.更換被解釋變量模型估計。為進一步檢驗綠色生產(chǎn)要素投入行為的收入效應結(jié)果的穩(wěn)健性,本文更換被解釋變量為畝均農(nóng)業(yè)收入再次進行ESRM估計,結(jié)果如表8所示。模型的Wald值均在1%的顯著性水平上通過檢驗,再次說明不可觀測變量引起的樣本選擇性偏差問題有必要通過ESRM進行糾正。綠色生產(chǎn)要素投入對畝均農(nóng)業(yè)收入影響的平均處理效應結(jié)果均在1%水平上顯著,說明上述實證分析結(jié)果穩(wěn)健。

表8 綠色生產(chǎn)要素投入對畝均農(nóng)業(yè)收入影響的平均處理效應

(五)農(nóng)業(yè)收入效應異質(zhì)性分析

不同類型的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的經(jīng)營績效存在顯著差異,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體相較于傳統(tǒng)小農(nóng)戶,在生產(chǎn)、加工和銷售等環(huán)節(jié)具有明顯的優(yōu)勢[42],不同的地理區(qū)域特征對生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)行為和農(nóng)業(yè)收入水平也存在一定影響[30]。前文實證結(jié)果表明,不同綠色生產(chǎn)要素、生產(chǎn)經(jīng)營類型和區(qū)域特征對農(nóng)業(yè)收入的影響效應存在顯著差異,值得深入探究。為進一步描述不同綠色生產(chǎn)要素投入對農(nóng)業(yè)收入影響程度的差異,比較分析不同農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和地理區(qū)域?qū)r(nóng)業(yè)收入影響的異質(zhì)性,采用UQR對有機肥與生物農(nóng)藥的投入行為、主體類型、區(qū)域特征,分別在農(nóng)業(yè)收入的10、25、50、75、90分位數(shù)點進行收入效應異質(zhì)性分析,結(jié)果如表9所示。

表9 農(nóng)業(yè)收入影響因素的UQR結(jié)果

首先,有機肥投入對不同農(nóng)業(yè)收入水平均存在顯著正向影響,尤其對低收入水平(τ=0.1)影響程度最高,隨著收入提升,影響程度具有遞減趨勢,生物農(nóng)藥投入對農(nóng)業(yè)收入的影響呈現(xiàn)“倒U”型,其中對中等農(nóng)業(yè)收入水平(τ=0.5)的影響程度最高。該結(jié)果顯示出兩種綠色生產(chǎn)要素投入行為收入效應的異質(zhì)性,即有機肥和生物農(nóng)藥分別在不同農(nóng)業(yè)收入水平下的影響程度并不一致,同時,在各個農(nóng)業(yè)收入水平下,兩種綠色生產(chǎn)要素投入行為之間的收入效應也存在顯著差異。其次,在多個分位數(shù)條件下,傳統(tǒng)小農(nóng)戶主體類型對不同水平的農(nóng)業(yè)收入均存在負向影響,專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)均對農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向影響,其中農(nóng)業(yè)企業(yè)對高收入水平(τ=0.9)影響不顯著。該結(jié)果表明,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營類型在不同程度上可以促進農(nóng)業(yè)增收,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對引領農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、加快綠色農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義[43]。最后,從區(qū)域特征影響來看,農(nóng)業(yè)收入受區(qū)域影響較大,其中泰州區(qū)域的收入水平均顯著偏低,淮安、宿遷和無錫區(qū)域在不同農(nóng)業(yè)收入水平下的積極作用存在差異性。該結(jié)果驗證了以往部分研究的結(jié)論,即區(qū)域因素對生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)行為的影響存在異質(zhì)效應[44]。

五、主要結(jié)論與政策建議

(一)主要結(jié)論

當前我國農(nóng)業(yè)面臨綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型,而提升綠色生產(chǎn)要素投入水平是促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、加快綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的重要手段。鑒于此,本文以有機肥與生物農(nóng)藥為例,從微觀農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者視角,基于江蘇省708份實地調(diào)研數(shù)據(jù),運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESRM),實證檢驗了有機肥與生物農(nóng)藥投入行為的收入效應,并進一步運用無條件分位數(shù)回歸(UQR)展開異質(zhì)性分析,得到如下結(jié)論。(1)綠色生產(chǎn)要素投入行為受到內(nèi)外部因素的影響,有機肥與生物農(nóng)藥投入行為的影響因素具有一定差異,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體相較于傳統(tǒng)小農(nóng)戶,更容易投入有機肥和生物農(nóng)藥綠色生產(chǎn)要素。(2)不同投入決策下,農(nóng)業(yè)收入的影響因素也具有較大差異。耕地面積、市場信息獲取難易度在任何情況下均對農(nóng)業(yè)收入具有顯著提升作用;在未投入情況下,個體特征是造成農(nóng)業(yè)收入差距的主要因素;在投入情況下,農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)、農(nóng)業(yè)污染認知與經(jīng)濟收益認知是顯著影響因素;新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營類型能夠顯著提高農(nóng)業(yè)收入,不同主體類型對農(nóng)業(yè)收入的提升效果存在差異。(3)不同綠色生產(chǎn)要素的投入均對農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生影響,且為正向收入效應,表現(xiàn)為:在反事實假設條件下,實際投入有機肥與生物農(nóng)藥的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入比未投入情況分別提高6.61%和7.31%,而實際未投入如果選擇投入,其農(nóng)業(yè)收入會分別提高12.66%和11.01%。(4)有機肥投入對低收入水平的生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)收入影響程度最高,且隨著收入提升,影響程度具有遞減趨勢;生物農(nóng)藥投入對農(nóng)業(yè)收入的影響呈現(xiàn)“倒U”型特征,其中對中等農(nóng)業(yè)收入水平的影響程度最高。不同主體類型和地理區(qū)域?qū)Σ煌r(nóng)業(yè)收入水平的影響程度存在顯著差異,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體類型對提高農(nóng)業(yè)收入的積極作用得到驗證。

(二)政策建議

若要實現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入增長,生產(chǎn)要素必然是核心概念之一,綠色生產(chǎn)要素對傳統(tǒng)生產(chǎn)要素配置的動態(tài)調(diào)整是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入增長和綠色發(fā)展的必要途徑。結(jié)合研究結(jié)論,本文提出以下政策建議。

一是加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置調(diào)整,促進綠色生產(chǎn)要素投入。整合科研力量,設立產(chǎn)學研合作項目基金,加強基礎性科學技術研究,如加大對有機肥、生物農(nóng)藥等綠色投入品研發(fā)資金投入和研發(fā)力度,突破性研發(fā)更為高效、低成本的綠色生產(chǎn)要素。加快建設技術研發(fā)集成平臺,對土地、技術、勞動力等傳統(tǒng)要素進行組合優(yōu)化,依靠創(chuàng)新綠色生產(chǎn)要素驅(qū)動生產(chǎn)要素配置調(diào)整,提高綠色生產(chǎn)要素投入水平,加快農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展和現(xiàn)代化進程。鼓勵研發(fā)人員定期開展下鄉(xiāng)調(diào)研項目,以充分田間試驗為支撐,根據(jù)區(qū)域差異化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求,制定專業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置調(diào)整策略。此外,針對綠色生產(chǎn)技術供應商建立有效的綠色生產(chǎn)要素供給政策,提高生產(chǎn)企業(yè)和銷售商對綠色生產(chǎn)要素的市場供給水平。

二是注重新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育,多種方式整合土地資源。著力推進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織多元化,構建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域差異性產(chǎn)業(yè)結(jié)構和組織安排。注重培育農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,針對性開展“通識教育”和“專業(yè)培訓”的雙重培訓課程,使其帶動小農(nóng)戶的生產(chǎn)模式規(guī)范化和綠色化,促進綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。提升傳統(tǒng)專業(yè)合作社作用,通過組織綠色生產(chǎn)培訓、提供綠色生產(chǎn)資料、幫助形成企業(yè)協(xié)作模式等方式,充分發(fā)揮組織參與對生產(chǎn)者綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的積極作用。通過多種方式整合土地資源,盤活土地要素,開展新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素“研發(fā)制造推廣應用一體化試點”工作。建立信息化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的社會服務體系,提高社會化服務水平,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營組織化、專業(yè)化、集約化和規(guī)?；?。

三是優(yōu)化綠色生產(chǎn)要素推廣模式,提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者認知水平。以生產(chǎn)者農(nóng)業(yè)需求為導向,優(yōu)化綠色生產(chǎn)要素推廣模式,如借助新媒體平臺豐富綠色生產(chǎn)資料獲取和農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道,為生產(chǎn)者提供便利條件。同時,加強綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品市場體系建設,完善綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品認證制度。結(jié)合市場與政府力量,借助線上線下多種信息傳播渠道,拓寬生產(chǎn)者信息獲取方式,提升其對綠色生產(chǎn)的認知水平。通過加大多種政策的執(zhí)行力度,如組織技術宣傳活動、提供技術培訓,使生產(chǎn)者主動或被動學習綠色生產(chǎn)知識、了解綠色生產(chǎn)技術效益。此外,利用多種組織嵌入模式,拓寬生產(chǎn)者社會關系網(wǎng)絡,增強組織成員間溝通交流,如發(fā)揮組織內(nèi)優(yōu)秀成員模范作用,定期開展經(jīng)驗分享與組織交流會等,促進更多的生產(chǎn)者投入綠色生產(chǎn)要素。