閆阿倩，羅小鋒

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070)

城市化和工業(yè)化的快速發(fā)展，使得大量農(nóng)村青壯年勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)勞動力老齡化、農(nóng)地拋荒(或撂荒)等現(xiàn)象，“誰來種地”“怎樣種地”成為農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要議題[1-2]。自2000年起，我國農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重在逐漸下降，截至2018年下降至26.02%(1)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2019)》。。在當(dāng)前勞動力總體供給趨緊的狀態(tài)下，勞動力轉(zhuǎn)移和務(wù)農(nóng)機會成本的增加明顯降低了農(nóng)戶種糧積極性，甚至影響了農(nóng)戶從事綠色生產(chǎn)的意愿[3-4]。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體，農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)意愿和生產(chǎn)行為直接影響到農(nóng)業(yè)綠色化發(fā)展目標(biāo)的實現(xiàn)[5]。而有機肥替代化肥是促進我國農(nóng)業(yè)發(fā)展綠色轉(zhuǎn)型的重要一環(huán)[6]。因此，在非農(nóng)就業(yè)不斷加深的現(xiàn)實背景下，探討如何促進我國有機肥技術(shù)推廣應(yīng)用具有重要的現(xiàn)實意義。

目前國內(nèi)外學(xué)者從理論和實證層面對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的影響因素展開了豐富的探討，研究視角主要包含農(nóng)戶的個人特征[7]、家庭特征[8]、生產(chǎn)經(jīng)營特征[9-10]、農(nóng)戶認知[11-13]、政策環(huán)境[12-13]、市場環(huán)境[13-14]、風(fēng)險偏好[15-16]等，但現(xiàn)有研究較少關(guān)注務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥采納行為的影響。當(dāng)然，部分學(xué)者也從外出務(wù)工[17]、家庭非農(nóng)就業(yè)[15,18]、地權(quán)穩(wěn)定性[19]、戶主兼業(yè)行為[11]、經(jīng)營規(guī)模[7]、有機肥采納態(tài)度[16]方面對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為的影響進行研究。例如，非農(nóng)就業(yè)[15,18]、戶主是否兼業(yè)[11]以及外出務(wù)工[17]抑制了農(nóng)戶有機肥的施用行為。地權(quán)穩(wěn)定性[19]和經(jīng)營規(guī)模增加[7]激發(fā)了農(nóng)戶的長期投資意愿，從而提高了有機肥的施用量[7,19]。養(yǎng)殖規(guī)模對農(nóng)戶有機肥施用行為有顯著正向影響[8,15,17]?？梢?，越來越多的學(xué)者從側(cè)面論證了農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營的可持續(xù)性對有機肥技術(shù)采納行為具有重要影響。

本文認為務(wù)農(nóng)意愿是影響農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)不可忽視的重要因素。由凱恩斯的預(yù)期理論可知，未來預(yù)期的不確定性對農(nóng)戶當(dāng)下的經(jīng)濟行為有著決定性作用。隨著種糧積極性的下降，短期內(nèi)農(nóng)戶雖仍然在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但長期而言農(nóng)戶脫農(nóng)生產(chǎn)的可能性很大，且兼業(yè)[9]和外出務(wù)工[20]會降低農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿。與此同時，有機肥是一種跨期農(nóng)業(yè)技術(shù)，存在見效慢、肥效長的技術(shù)屬性特征[12]。因此，本研究認為農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的不確定性可能會影響有機肥技術(shù)采納?，F(xiàn)有研究較多關(guān)注當(dāng)期的農(nóng)戶外出務(wù)工、非農(nóng)就業(yè)、經(jīng)營規(guī)模等狀態(tài)，從而忽視了農(nóng)戶未來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期對有機肥技術(shù)采納行為的影響。鑒于此，本文以湖北省753份水稻種植戶作為研究對象，解析務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為的影響。重點回答以下問題：務(wù)農(nóng)意愿是否影響農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為？在不同規(guī)模調(diào)整預(yù)期狀態(tài)下(縮小、增大)農(nóng)戶的有機肥技術(shù)采納行為是否存在差異？

一、理論分析與研究假說

1.務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為的影響

本文主要從投資動機和人力資本兩方面探究務(wù)農(nóng)意愿如何影響農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)(如圖1)：其一是投資動機。當(dāng)農(nóng)戶具有務(wù)農(nóng)意愿時，經(jīng)濟環(huán)境的變化必然對農(nóng)戶生產(chǎn)的投資動機產(chǎn)生影響，只有未來預(yù)期收益滿足農(nóng)戶期望時，農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性才會提高[21]。也就是說，長期務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶為了獲得更多可持續(xù)性的收益，會自主地加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投資力度，從而會選擇具有長期效益的有機肥技術(shù)。有學(xué)者研究表明經(jīng)濟效益感知能夠促進農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)[13]。其二是人力資本因素。當(dāng)具有務(wù)農(nóng)意愿時，農(nóng)戶愿意花費大量的時間和精力學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)技術(shù)，通過參與技術(shù)培訓(xùn)和技術(shù)指導(dǎo)來獲取更多的農(nóng)業(yè)技術(shù)信息，進而提高了農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的動機[14]。有研究表明種植大戶通過參加技術(shù)培訓(xùn)也能夠提高其采納有機肥技術(shù)的可能性[14]?；谏鲜鐾普摚疚奶岢隽思僬f：

圖1 務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為的理論分析

H1：務(wù)農(nóng)意愿越強，農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越大。

2.規(guī)模調(diào)整預(yù)期對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為的影響

農(nóng)地作為一種重要的自然資源和生產(chǎn)要素，必然成為影響農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)技術(shù)關(guān)鍵因素[22]，且不同經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)需求存在一定差異[14]。在探究不同規(guī)模調(diào)整預(yù)期對農(nóng)戶有機肥采納行為的影響時，本文主要從收益風(fēng)險(技術(shù)受益不確定性)和時間偏好兩方面進行分析：其一是收益風(fēng)險因素。就預(yù)期規(guī)?？s小而言，農(nóng)戶會通過流轉(zhuǎn)、棄耕、撂荒(或拋荒)等方式來縮小經(jīng)營規(guī)模，在這種預(yù)期下會減弱現(xiàn)期對土地的投資動機；如果采納有機肥技術(shù)，就無法在短期內(nèi)獲得土地投資帶來的正外部效應(yīng)，農(nóng)戶技術(shù)收益不確定性就會增加。就預(yù)期規(guī)模增大而言，農(nóng)戶會通過土地流入來增大經(jīng)營規(guī)模，在這種預(yù)期下會增強現(xiàn)期的土地投資動機來獲得更多的未來收益，因而受到技術(shù)收益不確定的影響較小，使其采納有機肥技術(shù)的可能性逐漸增大[23-24]。有研究表明，具有更穩(wěn)定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期的新型經(jīng)營主體使用有機肥技術(shù)的概率要高于小農(nóng)戶[25]。

其二是時間偏好因素。時間偏好的差異會導(dǎo)致不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶在跨期農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為上產(chǎn)生差異[23]。就預(yù)期規(guī)模縮小而言，農(nóng)戶對土地投資收益的時間偏好程度較高，則其更傾向于在短期內(nèi)獲得收益。如果采納有機肥技術(shù)，農(nóng)戶對土地投資收益沒有穩(wěn)定的預(yù)期和安全感，那么其采納有機肥技術(shù)的可能性就會越小[23-24]。就經(jīng)營規(guī)模增大而言，擴大經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶擁有較多的儲蓄和資本，對現(xiàn)期投入產(chǎn)出的邊際效應(yīng)預(yù)期較低，更多地關(guān)注未來可持續(xù)性收益[7]；在這種情況下，農(nóng)戶對收益的時間偏好程度較低且更傾向于獲得未來收益，因而其更愿意采納具有長期效益的有機肥技術(shù)[7,23]。有研究表明，相比于小農(nóng)戶，規(guī)模戶對未來收益的時間偏好更強，且對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性和重視程度更大，因而更傾向于采納有機肥技術(shù)[7,26]。基于上述推論，本文提出以下假說：

H2:預(yù)期規(guī)模縮小時，農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越小；

H3:預(yù)期規(guī)模增大時，農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越大。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與研究方法

1.數(shù)據(jù)來源及樣本特征

湖北省位于長江中游，擁有豐富的水資源和肥沃的土壤，是我國糧食主產(chǎn)區(qū)之一，其主要糧食作物是水稻。數(shù)據(jù)顯示，在2017年和2018年湖北省施用化肥量分別位居全國第三名和第四名(2)數(shù)據(jù)來源于2018年和2019年《中國統(tǒng)計年鑒》。，大量使用化肥嚴(yán)重影響了湖北省農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。因此，對湖北省農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體生產(chǎn)過程中的有機肥替代化肥行為研究具有重要的實踐參考價值。本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2018年7月在鄂中、鄂東、鄂西、鄂北部分地區(qū)開展的實地調(diào)研，主要包括夷陵區(qū)、潛江市、蘄春縣、英山縣、南漳縣的13個鄉(xiāng)鎮(zhèn)。夷陵區(qū)位于湖北省西南部，主要農(nóng)作物有水稻、油茶、蔬菜等；潛江市位于湖北省中南部，江漢平原腹地，主要農(nóng)作物是水稻、油菜等；蘄春縣位于湖北省東南部，長江中游以北，主要農(nóng)作物有水稻、棉花、油菜等；英山縣位于湖北省東北部，主要農(nóng)作物是水稻、茶葉等；南漳縣位于湖北省西北部，主要農(nóng)作物有水稻、油菜等。本次調(diào)研以入戶一對一訪談或至田間地頭進行訪問的形式展開，并在受訪者允許情況下對調(diào)查內(nèi)容進行錄音，以確保數(shù)據(jù)采集的準(zhǔn)確性。本次調(diào)研共獲取問卷804份，將信息不完整、前后矛盾等樣本剔除后得到有效問卷753份，有效率為93.66%。

由樣本農(nóng)戶的基本特征(表1)可知，受訪者主要是以受教育程度為初中及以下的中老年男性為主，年齡大于50歲以上比例為76.63%，受教育程度在初中以下的比例為87.78%；家庭總收入在10萬元以下的占比為89.90%；家庭耕地面積多數(shù)集中在5畝以下，占比為56.76%；家庭勞動力數(shù)量大多集中在3～4人，占比為61.89%?？傮w來看，大多數(shù)受訪者的年齡較大、受教育文化程度低、家庭耕地面積較小且收入水平不高，比較符合我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村的發(fā)展現(xiàn)狀，具有一定的代表性。

表1 樣本農(nóng)戶的基本特征

2.變量選取

(1)被解釋變量。本文選取的被解釋變量為是否采納有機肥技術(shù)，問題設(shè)置為“您是否采納有機肥？”若為是，則賦值為1；若為否，則賦值為0。

(2)核心解釋變量。務(wù)農(nóng)意愿。“意愿”是指個人對某種事物所產(chǎn)生的想法或者看法，并由此產(chǎn)生的個人主觀性思維。現(xiàn)有文獻中對“務(wù)農(nóng)意愿”的定義尚不明確，但是學(xué)界較為統(tǒng)一的定義為是否愿意繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[20]。本文借鑒相關(guān)學(xué)者的研究，將“未來三年是否愿意繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”定義為“務(wù)農(nóng)意愿”。問題設(shè)置為“您未來三年是否愿意繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)？”若為是，則賦值為1；若為否，則賦值為0。

規(guī)模調(diào)整預(yù)期。經(jīng)營規(guī)模是經(jīng)濟學(xué)中最常見的概念術(shù)語，一般指某一特定經(jīng)營主體在經(jīng)營要素規(guī)模方面的“大與小”或者“多與少”[27]。而農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模是一個相對綜合的概念，其表現(xiàn)形式雖多，但主要用于衡量土地要素的規(guī)模[28]。預(yù)期理論中將預(yù)期定義為行為主體對未來情況的估計。因此，本文將規(guī)模調(diào)整預(yù)期定義為在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)戶為了實現(xiàn)經(jīng)濟效益最大化從而對經(jīng)營規(guī)模進行重新調(diào)整的未來決策。問題設(shè)置為“在未來三年您將如何調(diào)整經(jīng)營規(guī)模？”。

(3)控制變量。已有研究表明，農(nóng)戶個體特征[7]、家庭特征[8]、農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征[9-10]對其務(wù)農(nóng)意愿以及有機肥技術(shù)采納行為有影響。因此，本文在個體特征中選取性別、年齡、健康狀況、受教育年限、是否為公職人員，家庭經(jīng)營特征中選取是否參與合作社、家庭勞動力數(shù)量、家庭總收入，農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征中選取耕地面積、耕地質(zhì)量作為控制變量納入模型。變量定義及描述性統(tǒng)計分析如表2所示。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計分析

3.研究方法

農(nóng)戶未來三年是否繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿受到其個體特征、家庭特征以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征的影響，同時個體特征、家庭特征以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征也會影響到農(nóng)戶是否采納有機肥技術(shù)，也即模型中存在自選擇問題[11]。自選擇問題實際上是一種特殊的遺漏變量偏誤，它主要由于被解釋變量在某種程度上被個人選擇所決定[29]。因此，基于實驗可操作性的考慮，本文利用傾向得分匹配法(propensity score matching，PSM)來降低自選擇性偏誤問題。其中，將具有務(wù)農(nóng)意愿的農(nóng)戶定義為“處理組”，不具有務(wù)農(nóng)意愿的農(nóng)戶定義為“控制組”，計算兩者之間的差值來獲得平均處理效應(yīng)(average treatment effect on the treated，ATT)。具體操作步驟如下：

首先是估計傾向得分值，通過二元Logit回歸來計算農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿的概率，如下所示

P(Xi)=P(Di=1|Xi)

(1)

其次是進行傾向得分匹配，對具有務(wù)農(nóng)意愿的農(nóng)戶和不具有務(wù)農(nóng)意愿的農(nóng)戶特征進行平衡性檢驗，以確保處理組和控制組的可比性。

最后是根據(jù)匹配后樣本來計算平均處理效應(yīng)，通過計算對照組和處理組農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的差異，從而得出務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納的平均處理效應(yīng)ATT，如下所示

ATT=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)

(2)

式(2)中，Di={0,1}表示農(nóng)戶是否具有務(wù)農(nóng)意愿，其中，0為控制組，1為處理組；將農(nóng)戶是否采納有機肥技術(shù)記為yi；y1i表示具有務(wù)農(nóng)意愿的農(nóng)戶是否采納有機肥技術(shù)，y0i則表示不具有務(wù)農(nóng)意愿的農(nóng)戶是否采納有機肥技術(shù)。在進行實際匹配時，本文選取K近鄰匹配(其中k=1)、K近鄰匹配(其中k=4)、半徑匹配(其中ε=0.06)、核匹配(其中寬帶為0.06)四種匹配方法對ATT值進行測算。

三、實證結(jié)果與分析

1.農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿的決策方程估計

Logit方程估計了農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿的傾向得分值，結(jié)果如表3所示，受訪者年齡、健康狀況、受教育年限、家庭勞動力數(shù)量與其務(wù)農(nóng)意愿均顯著，其余控制變量不顯著；具體是年齡對農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿有顯著的負向影響，表明農(nóng)戶年齡越大其務(wù)農(nóng)意愿越弱；健康狀況對農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿有顯著的正向影響，表明身體狀況越好的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿越強；受教育水平與農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿有顯著的負向影響，表明受教育水平越高的農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性越?。患彝趧恿?shù)量與農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿有顯著的正向影響，表明家庭勞動力越多的農(nóng)戶更傾向于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

表3 Logit方程估計結(jié)果

2.平衡性檢驗

為保證傾向得分匹配結(jié)果的可靠性，表4對控制變量進行了平衡性檢驗。表4中第3列和第4列是具有務(wù)農(nóng)意愿和不具有務(wù)農(nóng)意愿樣本組匹配前后的均值；第5列是匹配前后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤，其中匹配前后大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤大幅度縮小，僅有耕地質(zhì)量變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤有所增加，值得一提的是匹配后所有控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均小于10%；第6列是標(biāo)準(zhǔn)誤減少的絕對值；第7列是具有務(wù)農(nóng)意愿和不具有務(wù)農(nóng)意愿樣本組匹配前后均值的顯著性，其中，匹配前性別、年齡、健康狀況、是否為公職人員、家庭勞動力數(shù)量、家庭收入、耕地面積變量均顯著，匹配后所有控制變量均不顯著。由此可見，具有務(wù)農(nóng)意愿和不具有務(wù)農(nóng)意愿樣本組存在的個體差異已經(jīng)消除，表明該模型通過了平衡性檢驗。

表4 匹配前后控制變量的平衡性檢驗

3.務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥采納行為的影響分析

表5報告了利用四種傾向得分匹配法所得到的務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)影響的平均處理效應(yīng)ATT值?；貧w結(jié)果表明，利用四種匹配方法得到的結(jié)果基本一致，且ATT值均在5%統(tǒng)計水平上顯著。從ATT值來看，如果農(nóng)戶不具有務(wù)農(nóng)意愿，則其采納有機肥技術(shù)的可能性為40.20%～45.20%，當(dāng)農(nóng)戶具有務(wù)農(nóng)意愿時，其采納有機肥技術(shù)的可能性為62.70%，ATT值提高了17.50%～22.50%，且平均處理效應(yīng)均值為19.40%，表明務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)有顯著促進作用。

表5 務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶有機肥采納行為影響的平均處理效應(yīng)

上述結(jié)果表明務(wù)農(nóng)意愿越強農(nóng)戶越傾向于采納有機肥技術(shù)。可能的原因是，投資動機和人力資本因素共同影響著農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)。從投資動機因素方面來講，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿越強，其作為理性經(jīng)濟人，會通過增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投資來獲得更多的利潤；同時，從人力資本因素方面來講，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿越強，且其具有良好的身體素質(zhì)、充分的時間以及較強的環(huán)保意識和社會責(zé)任感時，則會考慮使用有機肥技術(shù)等綠色生產(chǎn)技術(shù)代替?zhèn)鹘y(tǒng)化學(xué)肥料，來改善土壤面源污染、耕地退化等問題[13,30]。因此，本文假說H1得到驗證。

4.規(guī)模調(diào)整預(yù)期對農(nóng)戶有機肥施用行為的影響分析

本部分主要探究規(guī)模調(diào)整預(yù)期對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的影響。具有務(wù)農(nóng)意愿時，探討不同規(guī)模調(diào)整預(yù)期狀態(tài)下農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)之間是否存在差異。具體結(jié)果如表6所示。為了聚焦于討論農(nóng)戶預(yù)期的規(guī)?！罢{(diào)整”帶來的影響，本文重點分析了預(yù)期規(guī)?？s小和預(yù)期規(guī)模增大對農(nóng)戶有機肥技術(shù)采納行為的影響。

表6 規(guī)模調(diào)整預(yù)期對農(nóng)戶有機肥采納行為影響的平均處理效應(yīng)

(1)就預(yù)期規(guī)?？s小而言，預(yù)期規(guī)模縮小降低了農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的概率，ATT值降低了10.40%～15.80%。結(jié)果表明預(yù)期規(guī)模縮小農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性也逐漸減小。可能的原因是，收益風(fēng)險和時間偏好共同影響農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)。從收益風(fēng)險方面來講，預(yù)期規(guī)?？s小時，受技術(shù)收益不確定性的制約，農(nóng)戶就會降低對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投資動機；同時從時間偏好方面來講，預(yù)期規(guī)?？s小的農(nóng)戶對土地投資收益時間偏好程度較高且傾向于短期內(nèi)收益，因而其采納有機肥技術(shù)的可能性會降低。因此，本文假說H2得到驗證。

(2)就預(yù)期規(guī)模增大而言，預(yù)期規(guī)模增大顯著增強了農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的概率，ATT值增加了10.20%～16.80%，結(jié)果表明預(yù)期規(guī)模增大農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性逐漸增強?？赡艿脑蚴牵瑥氖找骘L(fēng)險來講，預(yù)期規(guī)模增大時，農(nóng)戶通過增強現(xiàn)期投資來獲得更多的未來收益；同時從時間偏好來講，預(yù)期規(guī)模增大的農(nóng)戶對未來收益時間偏好程度較低且更多關(guān)注未來可持續(xù)性收益，因此采納具有長期效應(yīng)有機肥技術(shù)的可能性逐漸增大。因此，本文假說H3得到驗證。

5.務(wù)農(nóng)意愿對不同資本稟賦農(nóng)戶有機肥采納行為的影響分析

本部分主要探討務(wù)農(nóng)意愿對不同資本稟賦農(nóng)戶有機肥采納行為的影響，按照年齡、家庭收入、家庭勞動力數(shù)量、耕地面積進行分組估計，其中年齡、家庭收入、勞動力數(shù)量變量以其均值為分界線進行分組；對于耕地面積變量而言，考慮到均值分組處理導(dǎo)致高于平均值樣本的數(shù)量偏少，無法滿足傾向得分匹配法估計對樣本量的要求，因此，選取5畝為分界線進行分組。首先，為了探究不同資本稟賦農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿是否在統(tǒng)計上存在差異，本文借助SPSS 19.0軟件對年齡、家庭收入、勞動力數(shù)量及耕地面積是否具有務(wù)農(nóng)意愿做了交叉項檢驗，統(tǒng)計檢驗結(jié)果如表7所示。其次，為了探究務(wù)農(nóng)意愿對不同資本稟賦農(nóng)戶有機肥采納行為的影響，本文主要基于K近鄰匹配(其中k=1)方法對不同分組的ATT值進行估計，結(jié)果如表8所示。

表7 不同資本稟賦農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿的差異分析

表8 務(wù)農(nóng)意愿對不同資本稟賦農(nóng)戶有機肥采納行為影響的平均處理效應(yīng)

由統(tǒng)計結(jié)果可知，其一是年齡組，青年組農(nóng)戶具有務(wù)農(nóng)意愿的概率為93.64%，老年組農(nóng)戶具有務(wù)農(nóng)意愿的概率為81.69%，卡方檢驗結(jié)果(P=0.000)表明青年組和老年組農(nóng)戶在繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在顯著差異。其二是家庭收入組，家庭收入較高的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿概率是89.87%，收入較低的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿概率是86.41%，卡方檢驗結(jié)果(P=0.090)表明收入較高的農(nóng)戶組與收入較低的農(nóng)戶組在繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在顯著差異。其三是家庭勞動力數(shù)量組，家庭勞動力多于3人時，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率為90.47%，當(dāng)家庭勞動力少于3人時，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率為85.14%，卡方檢驗結(jié)果(P=0.018)表明家庭勞動力超過3人和少于3人的農(nóng)戶在繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在顯著差異。其四是耕地面積組，大于5畝的農(nóng)戶具有務(wù)農(nóng)意愿概率為91.88%，小于5畝的農(nóng)戶具有務(wù)農(nóng)意愿概率為84.64%，卡方檢驗結(jié)果(P=0.001)表明耕地面積大于5畝和小于5畝在農(nóng)戶繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在顯著差異。

(1)基于年齡的分組估計結(jié)果表明，在年齡較大分組中，務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)有正向影響，但是不顯著；在年齡較小分組中，務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)有顯著的正向影響，采納有機肥的概率提高了32.70%。可能的原因是：青年農(nóng)戶的學(xué)習(xí)能力、認知能力和勞動供給能力都較強，因而務(wù)農(nóng)意愿越強，青年農(nóng)戶采納有機肥的可能性越大。

(2)基于家庭收入的分組估計結(jié)果表明，當(dāng)家庭收入較高時，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿對其采納有機肥技術(shù)有顯著的正向影響，采納有機肥技術(shù)的概率提高了27.80%；當(dāng)家庭收入較低時，務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)有正向影響，但是不顯著?？赡艿脑蚴牵合啾扔诨剩袡C肥技術(shù)在前期需要投入大量的資金，因而家庭收入較高時，務(wù)農(nóng)意愿越強農(nóng)戶采納有機肥的可能性越大。

(3)基于家庭勞動力數(shù)量分組估計結(jié)果表明，當(dāng)勞動力數(shù)量多于3人時，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿對其采納有機肥技術(shù)有顯著的正向影響，采納有機肥技術(shù)的概率提高了32.20%；當(dāng)勞動力數(shù)量少于3人時，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿對采納有機肥技術(shù)有正向影響，但是不顯著?？赡艿脑蚴牵河袡C肥屬于勞動密集型產(chǎn)品，在使用過程中需要投入大量勞動力，因而家庭勞動力數(shù)量較多時，務(wù)農(nóng)意愿越強農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越大。

(4)基于耕地面積分組估計結(jié)果表明，當(dāng)耕地面積大于5畝時，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿對其有機肥采納技術(shù)有顯著的正向影響，采納有機肥技術(shù)的概率提高了25.70%；當(dāng)耕地面積小于5畝時，務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)有正向影響，但是不顯著。可能的原因是：耕地面積較大的農(nóng)戶比較注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展，因而，耕地面積較大時，務(wù)農(nóng)意愿越強農(nóng)戶更傾向于采納具有長期效益的有機肥技術(shù)[23]。

四、結(jié)論與啟示

為探究務(wù)農(nóng)意愿是否對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)有影響，本文選取湖北省5個縣(區(qū))753份樣本數(shù)據(jù)，利用傾向得分匹配法(PSM)進行實證，不僅討論了務(wù)農(nóng)意愿對農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的總體影響，還分析了不同規(guī)模調(diào)整預(yù)期狀態(tài)(縮小和增大)下農(nóng)戶有機肥采納行為的差異，并進一步探究了務(wù)農(nóng)意愿對不同資源稟賦農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的影響。主要得出的結(jié)論如下：

(1)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿對其采納有機肥技術(shù)有顯著的正向影響，表明農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿越強采納有機肥技術(shù)的可能性越大；

(2)在不同規(guī)模調(diào)整預(yù)期狀態(tài)下農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)是存在差異的。預(yù)期規(guī)?？s小時農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越??；相反，預(yù)期規(guī)模增大農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越大；

(3)年齡較小、家庭收入較高、家庭勞動力數(shù)量較多、耕地面積較大時農(nóng)戶務(wù)農(nóng)意愿越強，對其采納有機肥技術(shù)的影響更顯著。

基于上述研究結(jié)論，本文得到以下啟示：第一，鑒于務(wù)農(nóng)意愿越強農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越大，針對不同類型的農(nóng)戶進行技術(shù)推廣，優(yōu)先考慮對相對規(guī)模種植戶等主體集中進行有機肥技術(shù)培訓(xùn)與推廣。未來對種糧積極性下降農(nóng)戶的有機肥技術(shù)推廣應(yīng)用可能會成為難點。第二，鑒于預(yù)期規(guī)模增大農(nóng)戶采納有機肥技術(shù)的可能性越大，針對不同經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶進行有機肥技術(shù)培訓(xùn)與推廣，應(yīng)該采取不同的政策措施激勵，使其都能從中獲取收益。顯然，預(yù)期規(guī)模增大的經(jīng)營主體為培訓(xùn)和推廣的主要對象。