起建凌，袁欣，金璟，許娟，施東琦

（1. 云南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，云南 昆明 650500；2. 云南農(nóng)業(yè)大學 對外合作交流處，云南 昆明 650500）

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的必經(jīng)之路，是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必然趨勢，是適應由工業(yè)文明向生態(tài)文明轉換的有效路徑。近年來，隨著 “三農(nóng)” 工作的重心不斷向全面推進鄉(xiāng)村振興與實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展方向轉移，國家對農(nóng)業(yè)綠色轉型發(fā)展愈加重視，出臺了一系列政策支持農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。綠色生態(tài)技術的采納是促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的有效舉措，能夠加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉型，對實現(xiàn)人與自然的和諧發(fā)展，促進民生福祉的提升具有重要意義。本文從綠色生態(tài)技術角度出發(fā)，探討生產(chǎn)技術采納是否能促進農(nóng)民福利水平提升。

1 文獻述評

在當前綠色革命的浪潮下，各國不斷推行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術改革，鼓勵并推動農(nóng)民采納綠色生產(chǎn)技術，因此，現(xiàn)有文獻對農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納已經(jīng)有了較多的研究。一方面，國內(nèi)外學者研究得出農(nóng)戶選擇綠色生態(tài)技術會受自身資源稟賦、生產(chǎn)經(jīng)營特征以及信息獲取等方面影響。其中，農(nóng)戶個人特征方面，教育年限[1-2]、務農(nóng)經(jīng)驗[3]會促進農(nóng)民采納生產(chǎn)技術，農(nóng)戶風險厭惡程度對是否采納技術有顯著的負向影響[4]；農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營特征方面，家庭農(nóng)業(yè)勞動供給[5]、加入合作社[6]對農(nóng)戶技術采納決策具有顯著正向影響；在信息獲取方面，社會網(wǎng)絡是農(nóng)戶獲取技術信息的主要途徑，能夠促進農(nóng)戶綠色生態(tài)技術采納[7-8]。另一方面，國內(nèi)外學者研究發(fā)現(xiàn)技術采納對農(nóng)民經(jīng)濟效益和環(huán)境效益具有顯著影響。技術采納能夠促進作物產(chǎn)量增加[9]，增加農(nóng)民收入[10-11]，減少收入差距[12]。同時，采納綠色生態(tài)技術能夠減少化肥農(nóng)藥的使用量，帶來生態(tài)效益[13-14]。

隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，農(nóng)民對福利的追求也不斷提高，鄉(xiāng)村振興發(fā)展越來越與農(nóng)民福利水平的提升掛鉤，因此，越來越多的學者開始對農(nóng)民福利的提升展開研究。以庇古為代表的舊福利經(jīng)濟學認為福利與國民收入掛鉤，指出以邊際效用衡量福利，并將福利劃分為社會福利與經(jīng)濟福利[15]。而緊接著產(chǎn)生的新福利經(jīng)濟學主張序數(shù)效用論，注重對農(nóng)民主觀偏好的福利研究[16]。因此，國內(nèi)外多數(shù)學者在研究農(nóng)民福利時，以福利經(jīng)濟學為基礎，從農(nóng)民的經(jīng)濟狀況[17]、社會稟賦[18-19]、心理感受[20-21]等方面進行衡量。然而大部分學者在測定農(nóng)民福利時僅考慮到農(nóng)民的經(jīng)濟狀況，將農(nóng)民人均收入作為福利衡量標準[22]。胡象明[23]認為福利還應包括政治及文化方面的內(nèi)容，即各種經(jīng)濟、政治、文化因素對人的需求的滿足程度，某一方面的滿足程度越高，則該方面的福利越大。隨著生態(tài)環(huán)境的重要性越來越明顯，環(huán)境福利的概念也隨之被提出，從生態(tài)環(huán)境入手考察農(nóng)民福利水平[24-25]。在現(xiàn)有的研究中，國內(nèi)學者多從土地政策方面入手研究其對農(nóng)民福利的影響[19,26]，但也有少部分學者開始從農(nóng)戶生產(chǎn)行為，如合作社參與[22,27]、生產(chǎn)方式[28]等方面入手研究農(nóng)民福利的影響因素。

綜上所述，現(xiàn)有文獻在農(nóng)民綠色生態(tài)技術的采用方面已經(jīng)有了較為豐富的研究，在對農(nóng)民福利的研究上，國內(nèi)外學者對于福利指標的選取、影響福利水平的因素方面的研究也為本文的研究奠定了較好的理論基礎。但是國內(nèi)現(xiàn)有文獻較多研究土地政策對農(nóng)民福利效應的影響，而綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民福利的影響方面的研究較少。其次，現(xiàn)有文章中多數(shù)僅將農(nóng)民收入和社會因素作為衡量其福利水平的標準，但農(nóng)民福利不僅僅是單純的農(nóng)民經(jīng)濟收益，而應該是由經(jīng)濟、社會和生態(tài)多重因素共同作用而形成。本文借助前人相關研究[29]，從經(jīng)濟、社會以及生態(tài)三方面綜合衡量農(nóng)民的福利水平，能夠對農(nóng)民福利的衡量更加全面。最后，在研究技術采納對農(nóng)戶的影響時，現(xiàn)有文獻往往會忽視內(nèi)生變量對其福利水平的影響，部分文獻采用工具變量法、傾向匹配得分法以及OLS 法進行研究，雖然解決了一定的內(nèi)生性問題，但無法解決其中的異質性問題[11]。本文利用ESR 內(nèi)生轉換模型，研究綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民福利的影響，能夠同時消除可觀測變量和不可觀測變量帶來的估計誤差，解決其中的異質性問題，使得研究結果更為準確。

2 理論分析與模型構建

2.1 概念界定

經(jīng)濟福利。個體的經(jīng)濟狀況是影響個體生活狀態(tài)的主要因素，當前，大多數(shù)學者將經(jīng)濟福利定義為人們的各種欲望或需要所獲得的滿足和由此感受到的生理幸?；蚩鞓?。在衡量農(nóng)民的經(jīng)濟福利上，多數(shù)學者將收入作為衡量標準。因此本文將經(jīng)濟福利作為衡量農(nóng)民福利的一個方面，以農(nóng)民的收入水平為衡量標準，為減小異質性和樣本中極值對模型估計結果的影響，本文對收入進行了自然對數(shù)處理。

社會福利。社會福利有廣義和狹義的理解，廣義的社會福利是指面對廣大社會成員并改善其物質和文化生活的一切措施，是社會成員生活的良好狀態(tài)。狹義的社會福利基本上指向困難群體提供的帶有福利性的社會支持，包括物質支持和服務支持。因此，社會福利水平取決于農(nóng)民在生產(chǎn)、生活中的保障水平以及教育知識水平，借助丁琳琳等[26]、楊志海[17]等人的研究，本文社會福利從購買農(nóng)業(yè)保險是否有補貼、有無簽訂銷售合同、是否接受培訓三個指標，用1 ～4 四個層級來量化衡量。

生態(tài)福利。生態(tài)福利指某種事物所產(chǎn)生的對人類有益的生態(tài)價值和生態(tài)效應。而對農(nóng)民來說，生態(tài)福利主要表現(xiàn)在農(nóng)民從生態(tài)環(huán)境中的受益程度，主要體現(xiàn)在生態(tài)對產(chǎn)業(yè)發(fā)展質量的影響、對農(nóng)民自身健康的影響等，本文生態(tài)福利從土壤肥力退化是否嚴重、蟲災頻率是否降低以及農(nóng)藥施用次數(shù)是否較少這三個指標，用1 ～4四個層級來量化衡量。

2.2 理論分析及假設

綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民綜合福利水平影響的路徑分析如圖1 所示。

圖1 農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民綜合福利水平影響的路徑

首先，綠色生態(tài)技術的采納與否并不是一個 “自選擇” 行為，而是會受到農(nóng)民自身資源稟賦的影響[11]，會在一定程度上影響農(nóng)民對信息的獲取與選擇，包括農(nóng)民的個人特征、社會特征以及生產(chǎn)經(jīng)營特征。在農(nóng)民個人特征方面，年齡小、男性、受教育年限高、種植經(jīng)驗豐富、村干部以及做事傾向有挑戰(zhàn)性的農(nóng)民會更加傾向于采納綠色生態(tài)技術[29]。在農(nóng)民的社會特征方面，接觸農(nóng)戶數(shù)量多、社會關系好以及家庭勞動力數(shù)量多的農(nóng)民更傾向于采納綠色生態(tài)技術。在農(nóng)民經(jīng)營特征方面，種植面積、是否貸款、是否加入合作社會影響農(nóng)戶綠色生態(tài)技術采納，種植面積大、沒有貸款、加入合作社的農(nóng)民會更傾向于采納綠色生態(tài)技術。對此，本文提出假設1：

H1：農(nóng)民自身資源稟賦會影響農(nóng)民是否采納綠色生態(tài)技術的決策。

其次，綠色生態(tài)技術的采納能夠從產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后三方面對農(nóng)民產(chǎn)生影響。在產(chǎn)前方面，采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民在購買農(nóng)業(yè)保險時更容易獲得政府補貼，使得其更愿意購買農(nóng)業(yè)保險。同時，采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民為更好地掌握技術要點，其更愿意參加技術培訓。另外，采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民生產(chǎn)出來的農(nóng)產(chǎn)品相對來說更加綠色健康，因此消費者也更愿意與其簽訂銷售合同。由此，綠色生態(tài)技術采納能夠提升農(nóng)民社會福利。在產(chǎn)中方面，采納綠色生態(tài)技術可以減緩作物的病蟲害發(fā)生率，從而降低農(nóng)藥的施用次數(shù)，減少蟲災發(fā)生次數(shù)。由此，綠色生態(tài)技術采納能夠提升農(nóng)民生態(tài)福利。在產(chǎn)后方面，采納綠色生態(tài)技術可以在一定程度上保持水土平衡，減緩土壤肥力退化情況，從而提升農(nóng)民生態(tài)福利。另外，綠色生態(tài)技術采納有利于農(nóng)作物增產(chǎn)增收，從而提高農(nóng)民收入，提升其經(jīng)濟福利。農(nóng)民綜合福利水平由經(jīng)濟福利、社會福利以及生態(tài)福利三方面構成。因此，本文提出假設2：

H2：采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民綜合福利水平更高，未采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民若采用該技術能夠明顯提高其綜合福利水平。

最后，農(nóng)民自身資源稟賦也會影響其綜合福利水平。農(nóng)民個人特征方面，年齡小、男性、受教育年限高、種植年限大、村干部以及做事傾向有挑戰(zhàn)性的農(nóng)民在采納綠色生態(tài)技術時其綜合福利水平會更高；社會特征方面，接觸農(nóng)戶數(shù)量多、社會關系好以及家庭勞動力數(shù)量多的農(nóng)民在采納綠色生態(tài)技術時綜合福利水平會更高；生產(chǎn)經(jīng)營特征方面，種植面積大、沒有貸款、加入合作社的農(nóng)民在采納綠色生態(tài)技術時綜合福利水平會更高。對此，本文提出假設3：

H3：農(nóng)民自身資源稟賦會影響其采納綠色生態(tài)技術時的福利水平。

2.3 模型構建

2.3.1 層次分析法

本文采取層次分析法衡量農(nóng)民的經(jīng)濟福利、社會福利、生態(tài)福利指標的權重，最終得到農(nóng)民綜合福利水平指標。通過郵件問卷和直接訪談的形式征求部分農(nóng)村發(fā)展專家、農(nóng)業(yè)種植專家、植物病蟲害專家等共9 位專家進行打分，并用數(shù)字1 ～9 及其倒數(shù)作為標度來表示指標的相對重要程度，由此構建判斷矩陣。

將9 位專家對農(nóng)民福利層次結構模型（圖2）的7 個三級指標的打分情況進行層次分析，通過調(diào)整過的各層次判斷矩陣進行層次單排序、層次總排序及其檢驗等后續(xù)步驟，得到指標層指標對應于目標層的權重（表1）。

表1 農(nóng)民福利指標體系及權重

圖2 農(nóng)民福利層次結構模型

2.3.2 內(nèi)生轉換模型

若農(nóng)民綠色生態(tài)技術的采納為隨機決策，那么在衡量綠色生態(tài)技術采納對其綜合福利水平的影響時可采取簡單的OLS 回歸即可得到結果。但農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納會受農(nóng)民個人特征、社會特征以及經(jīng)營特征等 “自選擇” 問題影響[11]，且存在同時影響農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納決策以及農(nóng)民綜合福利水平的不可觀測變量，若忽視這些變量，必將帶來選擇偏差和內(nèi)生性問題。因此，本文借鑒前人對福利的研究[21]，采用內(nèi)生轉換模型衡量綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民福利水平的影響，該模型既可以觀測可觀測變量和不可觀察變量對樣本選擇偏誤的影響，又可以擬合是否采納綠色生態(tài)技術的綜合福利水平?jīng)Q定方程及其 “反事實” 方程，更直觀地觀測綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民福利水平的影響。內(nèi)生轉換模型分為兩階段估計，第一階段是建立選擇估計方程，即農(nóng)民采納綠色生態(tài)技術的估計模型，以驗證農(nóng)民行為決策的影響因素；第二階段為結果估計方程，即對 “采納” 和 “未采納” 組分別進行綜合福利水平方程的估計，以驗證不同情境下農(nóng)民綜合福利水平的差異。具體步驟如下：

第一步，建立農(nóng)民福利決定方程：

式中：W表示農(nóng)民福利水平。Ri表示農(nóng)民是否采納綠色生態(tài)技術的虛擬變量，若Ri=1，則表示農(nóng)民采納了綠色生態(tài)技術，反之Ri=0，表示農(nóng)民沒有采納綠色生態(tài)技術。Xij表示影響農(nóng)民福利的其他因素，包括農(nóng)民個人特征、社會特征以及生產(chǎn)經(jīng)營特征。α和β為對應的系數(shù)，μ為隨機干擾項。

第二步，建立農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納行為決策方程：

第三步，建立綠色生態(tài)技術采納和未采納農(nóng)民綜合福利水平方程，若Ri=1：

若Ri=0：

式（3）、式（4）中：ε為對應的系數(shù)，μ1i、μ0i為綜合福利水平方程的誤差項。

第四步，建立農(nóng)民在采納綠色生態(tài)技術和未采納綠色生態(tài)技術情況下的福利期望方程：

其中，式（5）、式（6）分別表示農(nóng)民采納與未采納綠色生態(tài)技術情況下的福利期望；σ2v＝var(v)，σμ1v=cov(μ1,v)，σμ0v=cov(μ0,v)，將σ2v標準化為1，v是期望為0 的隨機誤差項，引入逆米爾比率λ1i、λ0i。同時，進一步運用反事實分析框架，通過將真實情景與反事實假設情景下采納綠色技術農(nóng)民與未采納綠色生態(tài)技術農(nóng)民的綜合福利水平期望值進行比較，從而估計綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民福利影響的平均處理效應；式（7）、式（8）分別為未采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民若采納綠色生態(tài)技術的綜合福利水平期望以及采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民若不采納綠色生態(tài)技術的綜合福利水平期望。

第五步，建立控制組（ATT）與處理組（ATU）的平均處理效應方程：

計算式（5）與式（7）之差為控制組平均處理效應，如式（9）所示。計算式（6）與式（8）之差為控制組平均處理效應，如式（10）所示。通過分析ATT 和ATU 的平均值可以考察綠色生態(tài)技術對農(nóng)民綜合福利水平的平均處理效應。

3 數(shù)據(jù)及變量

3.1 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源于項目組本項目組2019 年7—10 月在海南、廣東、廣西和云南4 個香蕉主產(chǎn)省份、27 個縣市、51 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的184 個村開展的對香蕉種植戶實地調(diào)研所得，共發(fā)放問卷670 份，回收使用有效問卷654 份，問卷有效率97.6%。最終統(tǒng)計得到采納綠色生態(tài)技術的種植戶405 戶，未采納綠色生態(tài)技術的種植戶249 戶，綠色生態(tài)技術對農(nóng)民綜合福利水平影響的差異性檢驗如表2 所示。從表2 可以看出采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民綜合福利水平均值高于未采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民，且在1%水平上呈顯著性，說明采納綠色生態(tài)技術能夠顯著提高農(nóng)民綜合福利水平。為明確綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民綜合福利水平的影響，本文采用內(nèi)生轉換模型進行進一步測算分析。

表2 綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民綜合福利水平影響差異性檢驗

3.2 變量選擇

本文基于理論分析與前人研究，確定了研究變量，變量解釋及描述性統(tǒng)計如表3 所示。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計

因變量。本文研究的因變量為農(nóng)民的綜合福利水平。根據(jù)阿瑪?shù)賮啞ど岢龅? 種基本的可行能力自由，借助劉元春等[31]、高進云等[18]等人的研究，在經(jīng)濟福利以及社會福利的基礎上，引入生態(tài)福利，從經(jīng)濟、社會、生態(tài)三個方面對農(nóng)民的綜合福利水平進行衡量，運用專家打分法進行賦權，最終得到農(nóng)民的綜合福利水平。

核心自變量。本文用是否采納綠色生態(tài)技術作為核心自變量。根據(jù)李曉靜等[32]的研究，本文從香蕉產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后三個階段選取測土配方技術、統(tǒng)防統(tǒng)治技術以及休耕三種綠色生態(tài)技術的采納情況作為是否采納綠色生態(tài)技術的衡量標準，三種技術采納其中一種即視為采納綠色生態(tài)技術，反之，則未采納。

解釋變量。根據(jù)李想[22]等人的研究，本文的解釋變量為農(nóng)民個人特征、社會特征以及生產(chǎn)經(jīng)營特征三個層次的12 個變量。個人特征包含年齡、性別、教育年限、務農(nóng)經(jīng)驗、是否為村干部以及做事是否穩(wěn)健六個指標，社會特征包含接觸農(nóng)戶數(shù)量、社會關系、家庭勞動力數(shù)量三個指標，生產(chǎn)經(jīng)營特征包括種植面積、是否貸款以及是否加入合作社三個指標。綠色生態(tài)技術采納方程包含農(nóng)民福利方程中的所有因素，在此基礎上根據(jù)模型選擇及設定要求加入工具變量——獲得生產(chǎn)信息，作為排除變量保證方程的可識別性。

4 結果與分析

在研究的654 份數(shù)據(jù)中，采納綠色生態(tài)技術的種植戶有405 戶，未采納綠色生態(tài)技術的種植戶有249 戶，通過內(nèi)生轉換模型檢驗農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納決策及綠色生態(tài)技術采納對其福利的影響如表4 所示。內(nèi)生轉換模型回歸結果顯示，Wald 檢驗在1%的水平上拒絕了選擇方程與結果方程相互獨立的原假設，因此需要將兩個方程聯(lián)立起來考慮，否則會導致得到的平均處理效應出現(xiàn)偏誤。此外，結果方程中至少存在一個r值在1%水平上顯著，說明存在不可觀測變量影響著農(nóng)民綠色生態(tài)技術的選擇與福利，因此，選擇內(nèi)生轉換模型測量綠色生態(tài)技術采納對農(nóng)民綜合福利水平的影響是可行的。

表4 農(nóng)民綜合福利水平的內(nèi)生轉換模型結果

4.1 農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納選擇模型結果分析

從農(nóng)民綜合福利水平內(nèi)生轉換模型結果看出，農(nóng)民個人特征、社會特征以及生產(chǎn)經(jīng)營特征對其技術采納決策具有顯著影響，具體分析結果如下。

在農(nóng)民個人特征方面，農(nóng)民性別在5%水平上對其綠色生態(tài)技術采納具有顯著正影響，男性相較于女性更愿意采納綠色生態(tài)技術。是否村干部在5%水平上對農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納具有顯著正影響，村干部相較來說能獲得更多綠色生態(tài)技術的相關信息，對綠色生態(tài)技術的了解更加準確，從而更加愿意采納綠色生態(tài)技術。

在農(nóng)民社會特征方面，社會關系在10%水平上對農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納具有顯著正影響，原因在于綠色生態(tài)技術的采納會在一定程度上改變農(nóng)民生產(chǎn)技術和習慣，需要農(nóng)民重新學習，而社會關系較好的農(nóng)民更能獲得親朋好友的幫忙，因此其采納意愿更強。家庭勞動力數(shù)在1%水平上對農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納具有顯著正影響，可能原因在于，綠色生態(tài)技術采納在一定程度上會增加勞動強度，家庭勞動力數(shù)量多的農(nóng)民對綠色生態(tài)技術采納的意愿更強。

在農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營特征方面，種植面積在1%水平上對農(nóng)民綠色生態(tài)技術采納具有顯著正影響，種植面積越大的農(nóng)民采納綠色生態(tài)技術的平均成本就越低，綠色生態(tài)技術采納的意愿就越高。由此，H1 假設得到驗證。

4.2 農(nóng)民綜合福利水平的內(nèi)生轉換模型結果分析

通過對比采納組與未采納組的農(nóng)民綜合福利水平?jīng)Q定方程，可以看出農(nóng)民個人特征以及生產(chǎn)經(jīng)營特征對農(nóng)民綜合福利水平的影響不僅體現(xiàn)在系數(shù)差異上，也體現(xiàn)在顯著性水平上，具體分析結果如下：

在農(nóng)民個人特征方面，農(nóng)民性別與教育年限對采納組與未采納組的經(jīng)濟福利都呈顯著正影響，可能原因在于男性農(nóng)民以及受教育年限較高的農(nóng)民，能夠獲得更高的種植收益。男性農(nóng)民以及受教育程度更高的農(nóng)民更能認識到生態(tài)的重要性，會加強對生態(tài)的關注，因此其能夠獲得更高綜合福利水平。

在農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營特征方面，種植面積對采納組與未采納組農(nóng)民的經(jīng)濟福利呈顯著正影響，可能是規(guī)模效應的優(yōu)勢降低了生產(chǎn)成本，從而提高其福利水平。是否貸款和是否加入合作社都在1%水平下顯著影響采納組農(nóng)民綜合福利水平，對未采納組農(nóng)民綜合福利水平?jīng)]有顯著影響，可能是貸款能夠增加農(nóng)民擁有的資本總量，有助于提高其綠色生態(tài)技術使用效率，從而提高其福利水平；加入合作社能夠幫助農(nóng)民提高組織化水平，利用合作社獲得更多的政策、資金、技術及其他服務的支持，從而提高其綜合福利水平。由此，H3 假設得到驗證。

4.3 平均處理效應估計結果

根據(jù)式（9）、（10）計算綠色生態(tài)技術對香蕉農(nóng)民綜合福利水平影響的平均處理效應，結果如表5 所示。采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民綜合福利水平的平均處理效應（ATT）為0.064，且通過5%水平的顯著性檢驗，即采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民若不采納該技術，其綜合福利水平會下降1.64%，說明采納綠色生態(tài)技術使農(nóng)民綜合福利水平得到了提升。而未采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民的平均處理效應（ATU）為1.03，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明未采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民如果采納綠色生態(tài)技術，其福利水平能夠提高21.97%，因此，當前未采納生態(tài)技術農(nóng)民的綜合福利水平具有較大的提升空間。由此，H2 假設得到驗證。

表5 綠色生態(tài)技術對農(nóng)民綜合福利水平影響的平均處理效應

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為驗證研究結論的有效性，本文采取變量替換法以及補充變量法進行穩(wěn)健性檢驗。

4.4.1 變量替換法

將統(tǒng)防統(tǒng)治技術采納替換綠色生態(tài)技術采納作為自變量進行回歸分析，計算統(tǒng)防統(tǒng)治技術采納對農(nóng)民綜合福利水平的平均處理效應，結果如表6 所示。從表6 中可以看出，采納組與未采納組的平均處理效益均在1%水平上具有顯著性，與前文研究結論一致，因此，本文研究結論相對穩(wěn)健。

表6 統(tǒng)防統(tǒng)治技術對農(nóng)民綜合福利水平影響的平均處理效應

4.4.2 補充變量法

通過補充在前面回歸中存在的遺漏變量進行穩(wěn)健性檢驗。由于前面回歸選取的變量中農(nóng)民社會特征以及生產(chǎn)經(jīng)營特征各只有三個變量，變量較少，存在遺漏變量。因此，在農(nóng)民社會特征中補充家庭老人占比、家庭男性勞動力占比以及是否兼業(yè)三個變量，在農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營特征中補充土地細碎化程度以及是否雇工兩個變量，進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表7 所示。從表可以看出，采納組的平均處理效應在10%水平下正顯著，未采納組的平均處理效應在1%水平下正顯著。因此，補充變量后結果與前文研究基本一致，說明本文研究結論相對穩(wěn)健。

表7 補充變量后綠色生態(tài)技術對農(nóng)民綜合福利水平影響的平均處理效應

5 結論與建議

本文得出以下結論。

（1）農(nóng)民采納綠色生態(tài)技術會受到自身資源稟賦的影響。農(nóng)民個人特征方面，男性農(nóng)民以及作為村干部的農(nóng)民相較來說更愿意采納綠色生態(tài)技術；農(nóng)民社會特征方面，社會關系好的農(nóng)民、家庭勞動力數(shù)較多的農(nóng)民對綠色生態(tài)技術采納的意愿更強；農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營特征方面，種植面積較大的農(nóng)民會更傾向于采納綠色生態(tài)技術。

（2）農(nóng)民采納綠色生態(tài)技術能夠提高其福利水平。采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民若不采納該技術，其綜合福利水平會下降1.64%；而未采納綠色生態(tài)技術的農(nóng)民若采納綠色生態(tài)技術，其自身福利水平能夠提高21.97%。

（3）農(nóng)民自身資源稟賦會影響其采納綠色生產(chǎn)技術時的福利水平。在農(nóng)民個人特征方面，性別、教育年限對采納及未采納綠色生態(tài)技術農(nóng)民的綜合福利水平都呈顯著正影響。生產(chǎn)經(jīng)營特征方面，種植面積對采納及未采納綠色生態(tài)技術農(nóng)民的綜合福利水平都呈顯著正影響，貸款及加入合作社對采納綠色生態(tài)技術農(nóng)民的綜合福利水平呈顯著正影響，而對未采納組的影響不大。

基于以上研究結論，本文提出相關政策建議。

（1）因地制宜，推廣普及綠色生態(tài)技術。要充分發(fā)揮綠色生態(tài)技術對農(nóng)民福利的提升效應，積極推廣使用綠色生態(tài)技術。政府在推廣農(nóng)業(yè)技術時，應結合農(nóng)民自身特征，因地制宜選取綠色生態(tài)技術進行推廣，以利于充分發(fā)揮綠色生態(tài)技術的優(yōu)勢。

（2）資金扶持，推動采納綠色生態(tài)技術。政府加大對采納綠色生態(tài)技術的資金扶持力度，降低農(nóng)民采納綠色生態(tài)技術門檻，減少農(nóng)民采用綠色生態(tài)技術的資金障礙，提高農(nóng)民采納綠色生態(tài)技術的積極性，推動綠色生態(tài)技術的采用。

（3）加強引導，提升農(nóng)民組織化程度。要引導農(nóng)民進行組織化生產(chǎn)，提高農(nóng)民加入合作社的意愿，進而提高綠色生態(tài)技術的綜合效益水平。要通過發(fā)揮黨組織和政府機關的凝聚引導作用，完善相關法律法規(guī)，推動農(nóng)村組織化程度提高，從而提高農(nóng)民加入合作社意愿，發(fā)揮出生態(tài)技術的優(yōu)勢，進一步提高農(nóng)民福利水平。