齊振宏，汪熙琮，2，3，何坪華

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070；3.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)“雙水雙綠”研究院，湖北 武漢 430070）

一、引言與文獻綜述

中國農(nóng)業(yè)實現(xiàn)快速發(fā)展的同時，農(nóng)村生態(tài)環(huán)境安全、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的矛盾日益突出，如何在保障農(nóng)民持續(xù)穩(wěn)定增收的同時，改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境、提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，是政府和學(xué)界共同關(guān)注的現(xiàn)實問題。為此，政府及相關(guān)部門大力推行生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)，與普通農(nóng)業(yè)技術(shù)相比，生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)具有保護耕地、節(jié)約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入和減少農(nóng)業(yè)面源污染等特點［1］。稻蝦共養(yǎng)技術(shù)是一種典型的生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)，通過在稻田開挖環(huán)形養(yǎng)殖溝，溝田相通以實現(xiàn)水稻種植和小龍蝦養(yǎng)殖有機結(jié)合［2］。具體來看，第一，稻蝦共養(yǎng)技術(shù)將小龍蝦引入稻田生態(tài)系統(tǒng)，稻田微生物為小龍蝦提供餌料，小龍蝦排泄物為水稻提供有機肥，形成優(yōu)勢互補的生物鏈，使生態(tài)環(huán)境得到改善［3］。第二，小龍蝦是一種雜食性甲蟲類動物，以稻田中的雜草和害蟲為食，可以有效減除稻田雜草、害蟲，從而減少農(nóng)藥的施用，提高水稻質(zhì)量［4］。第三，相比水稻單作，稻蝦共養(yǎng)技術(shù)可以實現(xiàn)“種1季稻，養(yǎng)2季蝦”，每公頃產(chǎn)小龍蝦可達1 500～2 250 kg，且能使水稻增產(chǎn)4.63%～14.01%［5］，提高耕地利用率兼具穩(wěn)產(chǎn)增收之效。由此可見，稻蝦共養(yǎng)技術(shù)符合生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)節(jié)本、增效、提質(zhì)等基本特點［6］。

農(nóng)戶作為生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的實踐者，對生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納行為無疑會影響該技術(shù)的推廣效率。當(dāng)前，學(xué)界對于農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為影響因素的探討主要包括以下幾個方面：第一，技術(shù)屬性。有學(xué)者認(rèn)為，技術(shù)自身的屬性能夠解釋技術(shù)采納率的49%～87%，因此分析技術(shù)屬性對生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的影響是不可缺少的［7］。第二，外部環(huán)境約束。例如市場環(huán)境［8］、政府激勵與約束政策［9］、鄰里觀察學(xué)習(xí)和交流［10］等均在一定程度上影響農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納行為。第三，農(nóng)戶個體及家庭特征。例如農(nóng)戶的技術(shù)效益和生態(tài)認(rèn)知［11-12］、社會網(wǎng)絡(luò)［13］、農(nóng)戶家庭稟賦［14］、非農(nóng)就業(yè)［15］等因素對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納產(chǎn)生重要影響，其中，外出務(wù)工是非農(nóng)就業(yè)的一個重要表現(xiàn)形式，逐漸成為學(xué)者研究農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為的新切入點。

隨著外出務(wù)工門檻的降低和非農(nóng)就業(yè)機會的增加，農(nóng)村人口外出務(wù)工現(xiàn)象日益普遍，與此同時，也伴隨著大量外出務(wù)工人口回流的現(xiàn)象。在農(nóng)戶外出務(wù)工返鄉(xiāng)后，家庭內(nèi)部的各資源配置的變化以及家庭收入結(jié)構(gòu)變化必然會對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生影響［16-17］。因此，探討外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納決策的影響具有重要的現(xiàn)實意義和學(xué)術(shù)價值?，F(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶外出務(wù)工經(jīng)歷對生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為的影響仍存廣泛爭議，學(xué)界有兩種不同的觀點：第一，外出務(wù)工經(jīng)歷能促進農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為。張復(fù)紅等［18］以戶主是否曾外出打工來衡量外出務(wù)工經(jīng)歷，研究發(fā)現(xiàn)，與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶相比，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶對技術(shù)認(rèn)知程度越高，技術(shù)采納可能性越大。第二，外出務(wù)工經(jīng)歷能抑制農(nóng)戶的生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為。鄒杰玲等［19］以家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者中是否有人在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外的地方務(wù)工來衡量外出務(wù)工情況，研究表明勞動力外出務(wù)工會降低技術(shù)采納概率；劉戰(zhàn)平等［20］研究也認(rèn)為，外出務(wù)工對農(nóng)戶技術(shù)采納有負(fù)向影響，并認(rèn)為這是由于外出務(wù)工的農(nóng)戶背離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，缺少對技術(shù)更多的關(guān)注與學(xué)習(xí)所導(dǎo)致。

關(guān)于外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為的影響，已有文獻的研究結(jié)論尚未達成一致，可能的原因有以下兩點：一是外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為不僅包括直接影響，還包括間接影響，受外出務(wù)工經(jīng)歷影響的生計資本，可能會導(dǎo)致農(nóng)戶在生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為上的差異。因此，厘清外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為的影響路徑與作用機理，可能是解析外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為關(guān)系的途徑。二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并非個人決策，以戶主或農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者等單個個體作為研究對象，不足以反映家庭的外出務(wù)工情況。鑒于此，本文將農(nóng)戶外出務(wù)工經(jīng)歷、生計資本納入同一分析框架，探索性地分析外出務(wù)工經(jīng)歷對其生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納規(guī)模的影響機制，且進一步探討其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷及家庭成員外出務(wù)工比例對采納規(guī)模的影響，以期為推廣生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)提供一種新的解釋視角。

二、理論分析與研究假說

（一）外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的直接影響

外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納決策的影響可能是直接影響和間接影響的綜合結(jié)果。在逆城市化這一背景下，曾外出務(wù)工的農(nóng)戶選擇返鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已成為一種理性的職業(yè)選擇，再農(nóng)化農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)為職業(yè)，具備一定的專業(yè)技術(shù)，并將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作為其主要家庭收入來源［21］。因此，相較于長期務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶，擁有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶對生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)投入積極性會更高?；诖耍岢龅谝粋€研究假說：

H1：外出務(wù)工經(jīng)歷會顯著正向影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。

（二）外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的間接影響

農(nóng)戶在外出務(wù)工期間積累了一定的生計資本，在返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)后，生計資本的變化會對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策產(chǎn)生影響。因此，外出務(wù)工經(jīng)歷可能會通過影響生計資本間接影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。

第一，外出務(wù)工經(jīng)歷可以通過增加人力資本來影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。外出務(wù)工的農(nóng)民工是比較特殊的勞動力群體，由于受教育水平的限制，主要通過“干中學(xué)”來實現(xiàn)人力資本的積累［22］。因此，農(nóng)戶在外出務(wù)工期間，以“干中學(xué)”的方式實現(xiàn)勞動技能與知識水平的提升。在返鄉(xiāng)后，積累的人力資本仍可繼續(xù)發(fā)揮作用。稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納，需要農(nóng)戶人工精細(xì)化管理，對種植和養(yǎng)殖技術(shù)的掌握有較高的要求，而農(nóng)戶在外出務(wù)工期間獲得的能力與經(jīng)驗，有助于農(nóng)戶更快地吸收、消化和運用稻蝦共養(yǎng)技術(shù)，對技術(shù)的掌握程度越高可增強農(nóng)戶更大規(guī)模采納技術(shù)的信心與勇氣。因此，人力資本的提升會正向影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模?；诖?，提出第二個研究假說：

H2：外出務(wù)工經(jīng)歷會通過促進人力資本的積累提高農(nóng)戶的稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模。

第二，外出務(wù)工經(jīng)歷可以通過豐富社會資本來影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。外出務(wù)工可以擴大農(nóng)戶交往的社會半徑，突破固有的地緣和血緣的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，構(gòu)建全新的業(yè)緣、趣緣、友緣等關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，廣泛的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶獲取技術(shù)信息和資源都將起到至關(guān)重要的作用［23］。農(nóng)戶在稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納過程中，為了獲得經(jīng)濟報酬最大化，會盡可能將外出務(wù)工期間獲得的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［24］。一方面，以業(yè)緣、趣緣為主的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，有助于拓寬資金來源渠道［25］，提升民間借貸水平，緩解農(nóng)戶的資金壓力；另一方面，農(nóng)戶從獲取技術(shù)到最終售賣小龍蝦和水稻，需要獲取技術(shù)信息和客戶資源，豐富的社會資本有利于擴大農(nóng)戶在稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納過程中所需的信息和資源來源渠道?；诖?，提出第三個研究假說：

H3：外出務(wù)工經(jīng)歷會通過促進社會資本的積累提高農(nóng)戶的稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模。

第三，外出務(wù)工經(jīng)歷可以通過積累經(jīng)濟資本來影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。外出務(wù)工收入是農(nóng)村家庭收入和財富積累的主要來源之一［26］，與傳統(tǒng)的務(wù)農(nóng)相比，外出務(wù)工收入是傳統(tǒng)務(wù)農(nóng)收入的10余倍［27］，由此形成經(jīng)濟資本的積累；同時，外出務(wù)工通過提升收入來源的多樣性，從而增加獲得正規(guī)信貸的可能性。一方面，稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納需要投入一定的財力，而外出務(wù)工期間積累的經(jīng)濟資本為農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的投入奠定了基礎(chǔ)。另一方面，當(dāng)農(nóng)戶面臨資金不足導(dǎo)致的流動性約束問題時［28］，信貸是解決這一難題的重要途徑之一，農(nóng)戶的信貸狀況越好，面臨的流動性約束越小。因此，豐富的經(jīng)濟資本會正向影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。基于此，提出第四個研究假說：

H4：外出務(wù)工經(jīng)歷會通過促進經(jīng)濟資本的積累提高農(nóng)戶的稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自課題組成員于2019年7月對長江中下游地區(qū)安徽省、湖南省、湖北省采納稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的農(nóng)戶展開的問卷調(diào)查。調(diào)研區(qū)域的選擇主要考慮以下兩方面因素：一是安徽、湖南、湖北三省為我國小龍蝦養(yǎng)殖大省，水源和土壤條件優(yōu)越，適合發(fā)展稻田綜合種養(yǎng)技術(shù)；二是，被調(diào)查省份是我國勞動力輸出大省和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省。因此，選取長江中下游地區(qū)的這三省作為研究區(qū)域具有代表意義。調(diào)研主要圍繞農(nóng)戶個人特征、家庭特征、生計資本、農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營情況等問題展開。調(diào)研方案采用多階段抽樣方法：第一階段，綜合考慮地理相對位置、經(jīng)濟發(fā)展水平等因素，采用典型抽樣方法，抽取湖北省潛江市、赤壁市和浠水縣，安徽省長豐縣、霍邱縣和全椒縣，湖南省安鄉(xiāng)縣、南縣和臨湘市共9個縣作為樣本縣；第二階段，在綜合考慮各樣本縣土地規(guī)模、人口、經(jīng)濟等因素，采用典型抽樣法，在每個縣抽取3個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)抽取3個村；第三階段，采取隨機抽樣方法，每個樣本村抽取8～10個稻蝦共養(yǎng)戶。最終，本次調(diào)研共發(fā)放問卷700份，剔除部分內(nèi)容缺失、信息失實、前后矛盾的問卷后，共獲得有效問卷688份，問卷有效率為98.29%，其中安徽省239份、湖南省208份、湖北省241份。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計

1.因變量 本文的因變量為農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。參照已有研究［29］，選取2019年農(nóng)戶實際采納稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的面積（對數(shù)）作為對采納規(guī)模的度量。2019年農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的平均采納規(guī)模約為2.23 hm2。

2.自變量 本文的自變量為外出務(wù)工經(jīng)歷，從戶主外出務(wù)工經(jīng)歷、其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷以及家庭成員外出務(wù)工比例進行考察。采用二分類變量對戶主外出務(wù)工經(jīng)歷和其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷進行測量，將X=1定義為有外出務(wù)工經(jīng)歷，將X=0定義為無外出務(wù)工經(jīng)歷；采用家庭成員中有外出務(wù)工經(jīng)歷的人數(shù)占家庭總勞動力人數(shù)之比對家庭成員外出務(wù)工比進行度量。32%的戶主有外出務(wù)工經(jīng)歷；21%的家庭中有除戶主外其他成員有外出務(wù)工經(jīng)歷；有外出務(wù)工經(jīng)歷的人數(shù)占家庭總勞動力人數(shù)的19.4%。

3.中介變量 本文的中介變量為生計資本，參照已有研究［30-31］，將農(nóng)戶生計資本劃分為人力資本、社會資本、經(jīng)濟資本3個維度，并選取9個指標(biāo)進行度量。具體指標(biāo)選擇如下：①采用勞動力人數(shù)、健康狀況、技術(shù)門檻來表征人力資本；②采用人情往來開支、鄰居技術(shù)幫助、是否合作社成員來表示社會資本；③采用家庭實際收入、家庭收入結(jié)構(gòu)、借貸便利度來表征經(jīng)濟資本。

借鑒相關(guān)研究［32］，利用熵值法①限于篇幅，本文未將熵值法具體運算公式列入文中，如有需要，可自行聯(lián)系筆者?？陀^地對上述指標(biāo)賦予權(quán)重，再通過加權(quán)平均法確定農(nóng)戶各維度生計資本的綜合值，從而反映農(nóng)戶各類資本的擁有水平。從農(nóng)戶生計資本各分維水平來看，農(nóng)戶所擁有的人力資本、社會資本和經(jīng)濟資本的均值分別為0.348、0.220、0.487，其中社會資本的標(biāo)準(zhǔn)差較大，為0.337，說明農(nóng)戶之間擁有的社會資本差距較大。

4.控制變量 農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模除了受農(nóng)戶外出務(wù)工經(jīng)歷、生計資本的影響外，還受到農(nóng)戶家庭人口特征、地域特征等其他因素的影響。借鑒相關(guān)研究［23，33-35］，引入5類控制變量：一是家庭人口特征，包括家庭勞動力平均年齡、平均受教育年限、家庭撫養(yǎng)比；二是耕地特征，包括土壤質(zhì)量和耕地塊數(shù)；三是農(nóng)戶認(rèn)知，包括經(jīng)濟效益、收入波動、政府宣傳和政策支持認(rèn)知；四是村莊特征，包括是否是稻蝦共養(yǎng)示范村、補貼金額和機耕路通車比例；五是區(qū)域特征，本文對農(nóng)戶的地理區(qū)位設(shè)置虛擬變量進行控制。

變量類別因變量自變量變量名稱采納規(guī)模戶主外出務(wù)工經(jīng)歷其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷家庭成員外出務(wù)工比例勞動力人數(shù)均值0.802 0.320 0.210 0.194 3.200標(biāo)準(zhǔn)差1.209 0.466 0.406 0.310 1.120健康狀況4.160 0.816人力資本技術(shù)門檻2.670 0.910人力資本綜合值人情往來開支0.348 1.489 0.131 1.660中介變量鄰居技術(shù)幫助3.740 0.829社會資本合作社成員社會資本綜合值家庭收入家庭收入結(jié)構(gòu)0.240 0.220 18.865 0.657 0.429 0.337 44.962 0.308經(jīng)濟資本借貸便利度2.690 1.065經(jīng)濟資本綜合值平均年齡平均受教育年限家庭撫養(yǎng)比非農(nóng)勞動力返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)打算土壤質(zhì)量耕地塊數(shù)0.487 44.387 8.400 0.465 0.040 3.870 3.460 0.193 8.134 2.900 0.490 0.231 0.690 5.406經(jīng)濟效益3.710 0.887控制變量收入波動3.800 0.799政府宣傳3.770 0.829政策支持3.200 0.979稻蝦共養(yǎng)示范村補貼金額機耕路通車比例區(qū)域特征：安徽區(qū)域特征：湖南定義與賦值2019年農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納面積（取對數(shù)）/hm2戶主是否有外出務(wù)工經(jīng)歷？否=0；是=1除戶主外其他家庭成員是否有外出務(wù)工經(jīng)歷？否=0；是=1家庭成員有外出務(wù)工經(jīng)歷的人數(shù)/家庭勞動力總?cè)藬?shù)農(nóng)戶家中勞動力數(shù)量/人非常不健康=1；比較不健康=2；一般=3；比較健康=4；非常健康=5您認(rèn)為采納稻蝦共養(yǎng)技術(shù)容易嗎？非常難=1；比較難=2；一般=3；比較容易=4；非常容易=5運用熵值法計算綜合值2018年家庭用于人情往來的開支/萬元遇到技術(shù)難題時能從周圍稻蝦戶獲取有效幫助：非常不同意=1；比較不同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5否=0；是=1運用熵值法計算綜合值2018年家庭總收入/萬元2018年農(nóng)業(yè)收入/總收入非常不便利=1；不太便利=2；一般=3；比較便利=4；非常便利=5運用熵值法計算綜合值家庭勞動力平均年齡/歲家庭勞動力平均受教育年限/年非勞動人口/勞動力人口非農(nóng)勞動力以后是否有返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)的打算？否=0；是=1非常差=1；比較差=2；一般=3；比較好=4；非常好=5田塊數(shù)量/塊稻蝦共養(yǎng)技術(shù)經(jīng)濟效益好：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5稻蝦共養(yǎng)技術(shù)每年收入波動不大：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5政府對生態(tài)綠色農(nóng)業(yè)宣傳范圍廣頻次高：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5政府對生態(tài)綠色農(nóng)業(yè)政策支持很大：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5是否為稻蝦共養(yǎng)示范村？否=0；是=1稻蝦共養(yǎng)綜合補貼/（元·hm-2）村中機耕路有效通車比例/%安徽=1；其他=0湖南=1；其他=0 0.190 415.127 93.220 0.350 0.300 0.391 668.598 14.582 0.476 0.460

各變量具體定義與賦值如表1所示。

由于本文重點關(guān)注的是外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響，因此根據(jù)家庭成員中是否有外出務(wù)工經(jīng)歷將所有樣本分組。從表2分組的描述性統(tǒng)計可以看出，返鄉(xiāng)農(nóng)民工和無外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村居民相比，采納規(guī)模更大，社會資本和經(jīng)濟資本更豐富，但人力資本更匱乏。另外，是否有過外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶在年齡、家庭撫養(yǎng)比、耕地塊數(shù)、補貼金額上具有較大差異。具體來說，有過外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶更趨于年輕化，家庭撫養(yǎng)比較高，經(jīng)營的耕地塊數(shù)更少，獲得的補貼金額更高。

變量名稱有外出務(wù)工經(jīng)歷無外出務(wù)工經(jīng)歷采納規(guī)模人力資本社會資本經(jīng)濟資本平均年齡平均受教育年限家庭撫養(yǎng)比非農(nóng)勞動力返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)打算土壤質(zhì)量耕地塊數(shù)經(jīng)濟效益收入波動政府宣傳政策支持稻蝦共養(yǎng)示范村補貼金額機耕路通車比例區(qū)域特征：安徽區(qū)域特征：湖南均值1.098 0.325 0.287 0.504 43.083 8.786 0.529 0.060 3.860 2.980 3.650 3.780 3.810 3.170 0.140 488.538 93.790 0.460 0.270標(biāo)準(zhǔn)差1.350 0.128 0.367 0.192 7.286 2.378 0.545 0.278 0.754 3.129 0.876 0.839 0.830 1.053 0.345 702.909 13.811 0.499 0.445均值0.649 0.360 0.186 0.477 45.059 8.201 0.432 0.030 3.870 3.710 3.740 3.810 3.760 3.220 0.210 377.289 92.930 0.290 0.320標(biāo)準(zhǔn)差1.101 0.132 0.315 0.193 8.468 3.119 0.456 0.202 0.655 6.254 0.892 0.778 0.830 0.939 0.411 647.755 14.971 0.455 0.467

（三）模型構(gòu)建

1.OLS模型 考慮到因變量“采納規(guī)模（取對數(shù)）”是連續(xù)型數(shù)值變量，故采用OLS模型進行計量估計［36］。其表達式為：

式（1）中，Y是農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模，為減少異方差，將其取對數(shù)處理；X表示農(nóng)戶的外出務(wù)工經(jīng)歷；Z為其他控制變量；α為截距項；β和θ為待估系數(shù)；ε為隨機擾動項。

2.中介效應(yīng)逐步回歸法 基于前文的分析，農(nóng)戶的外出務(wù)工經(jīng)歷通過影響農(nóng)戶的生計資本（包括人力資本、社會資本和經(jīng)濟資本）的傳導(dǎo)機制，進而影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模，借鑒中介效應(yīng)檢驗逐步回歸方法［37］，構(gòu)建的模型如式（3）～式（5）所示，且均采用OLS模型進行參數(shù)估計。

式（3）～式（5）中，Yi代表農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模（取對數(shù)），Xt代表外出務(wù)工經(jīng)歷，Interi為中介變量，表示農(nóng)戶的生計資本，controli為一系列可觀察的控制變量。β0代表常數(shù)項，ε1、ε2、ε3代表隨機擾動項，α代表控制變量對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響效應(yīng)，γ代表中介變量對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響系數(shù)，β1、β″1表示外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響系數(shù)，β'1表示外出務(wù)工經(jīng)歷對中介變量的影響系數(shù)。

四、結(jié)果與分析

在進行實證分析之前，首先對所有的自變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示所有解釋變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，表明不存在多重共線性問題。

（一）外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶采納規(guī)模的影響分析

表4中模型（1）～模型（3）分別分析戶主外出務(wù)工經(jīng)歷、其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷和家庭外出務(wù)工人數(shù)比例對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響。由回歸結(jié)果可知：第一，戶主外出務(wù)工經(jīng)歷、其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷以及家庭成員外出務(wù)工比例對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模均產(chǎn)生顯著正向影響，且均在5%的顯著性水平上顯著，H1得到證實。主要原因體現(xiàn)在兩方面：一方面，稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納對農(nóng)戶技術(shù)運用以及綜合管理能力要求較高，外出務(wù)工經(jīng)歷有利于個人學(xué)習(xí)能力及對技術(shù)接受能力的提升，且在城市務(wù)工過程中，接受的非農(nóng)技術(shù)培訓(xùn)也有利于農(nóng)戶在返鄉(xiāng)后對學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，學(xué)習(xí)能力以及技術(shù)接受能力越高，越有可能對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)有更大規(guī)模的采納。因此，無論是戶主還是其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷均會對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模有顯著正向影響。另一方面，稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納對各方面資本投入的要求較高，外出務(wù)工經(jīng)歷有助于家庭資本的積累，且當(dāng)有外出務(wù)工經(jīng)歷的家庭成員比例越高時，家庭各方面資本積累的速度更快、渠道更多，而家庭資本越豐富的農(nóng)戶采納更大規(guī)模的稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的可能性更大。因此，家庭成員外出務(wù)工比例顯著正向影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模。

變量名稱戶主外出務(wù)工經(jīng)歷其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷家庭外出務(wù)工人數(shù)比例平均年齡平均受教育年限家庭撫養(yǎng)比非農(nóng)勞動力返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)打算土壤質(zhì)量耕地塊數(shù)經(jīng)濟效益收入波動政府宣傳政策支持稻蝦共養(yǎng)示范村補貼金額機耕路通車比例區(qū)域特征：安徽區(qū)域特征：湖南常數(shù)項Prob>F模型（1）0.207**（0.087）模型（2）模型（3）0.197**（0.099）0.289**（0.132）-0.018**（0.005）0.072***（0.014）0.064（0.083）-0.166（0.169）0.029（0.059）0.012（0.007）0.134**（0.047）0.091*（0.050）0.038（0.052）0.101**（0.043）-0.012（0.104）0.001***（0.000）0.014***（0.003）0.357**（0.163）0.162（0.106）-1.653**（0.500）0.000 0.312 0.295 R2 Adj R2-0.018**（0.087）0.071***（0.014）0.078（0.082）-0.183（0.169）0.030（0.059）0.012*（0.007）0.135**（0.047）0.093*（0.050）0.035（0.052）0.099**（0.043）-0.001（0.104）0.001***（0.000）0.015***（0.003）0.354**（0.163）0.167（0.106）-1.734**（0.501）0.000 0.313 0.296-0.017**（0.005）0.072***（0.014）0.089（0.082）-0.165（0.169）0.029（0.059）0.012（0.007）0.136**（0.047）0.094*（0.050）0.039（0.052）0.107**（0.043）-0.019（0.104）0.001***（0.000）0.014***（0.003）0.367**（0.163）0.159（0.106）-1.671**（0.500）0.000 0.311 0.294

第二，在控制變量中，家庭成員平均受教育年限對采納規(guī)模產(chǎn)生正向影響，受教育年限越長，信息獲取能力、技術(shù)學(xué)習(xí)能力等能力更強，從而更有能力采納更大規(guī)模的稻蝦共養(yǎng)技術(shù)；經(jīng)濟效益、收入波動、補貼金額、政策支持均有正向影響，表明經(jīng)濟效益越好，收入波動越小，政府補貼金額越多，農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納的積極性越高，更傾向于采納更大規(guī)模；機耕路通車比例顯著正向影響采納規(guī)模，這從側(cè)面表明，完善機耕路等地塊基礎(chǔ)設(shè)施有利于提升農(nóng)戶的采納積極性；家庭成員平均年齡顯著負(fù)向影響農(nóng)戶采納規(guī)模，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動需要消耗大量體力，年齡越大的勞動力體力狀況越差，無法滿足采納更大規(guī)模的需求。因此，家庭成員平均年齡越大，對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模越?。辉诘貐^(qū)虛擬變量中，安徽地區(qū)相較于其他兩個地區(qū)采納規(guī)模更大。

（二）家庭成員外出務(wù)工比例對農(nóng)戶采納規(guī)模影響的進一步討論

為了進一步探討家庭成員外出務(wù)工比例達到多大時，農(nóng)戶的采納規(guī)模達到最大，模型（4）加入了家庭成員外出務(wù)工比例的平方項，利用OLS模型進行估計，回歸結(jié)果如表4所示。家庭成員外出務(wù)工比例的估計系數(shù)為0.974，且在5%的顯著性水平上顯著；家庭成員外出務(wù)工比例二次項的估計系數(shù)為-0.824，且在10%的顯著性水平顯著?；貧w結(jié)果出現(xiàn)“一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負(fù)”的現(xiàn)象，說明家庭成員外出務(wù)工比例與稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模之間存在倒“U”型關(guān)系，且家庭成員外出務(wù)工比例為58.165%①根據(jù)公式x=-b/2a計算可得。時，農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模達到最高。出現(xiàn)這種現(xiàn)象可能的原因是，隨著家庭成員中擁有外出務(wù)工經(jīng)歷的勞動力人數(shù)比例的提升，家庭的各方面資本積累逐步提升，越有利于農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)進行更大規(guī)模的采納。然而，當(dāng)家庭成員外出務(wù)工比例達到最優(yōu)比例后，如果家庭成員外出務(wù)工比例還在繼續(xù)增大，即家庭中擁有外出務(wù)工經(jīng)歷的人數(shù)越來越多時，家庭可能會選擇進行一部分非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，而降低對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納的積極性，采納規(guī)模將不會繼續(xù)擴大。因此，家庭成員外出務(wù)工比例與稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模之間存在倒“U”型關(guān)系。

表4 家庭成員外出務(wù)工比例對采納規(guī)模的影響

（三）生計資本的中介效應(yīng)分析

本文采用逐步回歸進行中介效應(yīng)檢驗，回歸結(jié)果如表5所示。由回歸結(jié)果可知，中介效應(yīng)的回歸結(jié)果之間存在差異，具體而言：第一，模型（5）表明戶主外出務(wù)工經(jīng)歷對人力資本有負(fù)向影響，模型（6）中的戶主外出務(wù)工經(jīng)歷對采納規(guī)模有正向影響，人力資本對采納規(guī)模存在負(fù)向影響，這說明人力資本存在顯著負(fù)向中介效應(yīng)?？赡艿慕忉屖牵疚恼{(diào)研的省份安徽、湖南和湖北均是勞動力輸出大省，家庭中優(yōu)質(zhì)勞動力逐步脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［38］，從而導(dǎo)致對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納積極性降低。因此，人力資本越豐富的家庭對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模越小，H2未得到證實。第二，在模型（7）中，戶主外出務(wù)工經(jīng)歷對社會資本存在顯著正向影響，模型（8）中的戶主外出務(wù)工經(jīng)歷與社會資本均能提升農(nóng)戶的采納規(guī)模，表明社會資本存在顯著正向中介效應(yīng)。這說明農(nóng)戶的外出務(wù)工經(jīng)歷在一定程度上有利于農(nóng)戶社會資本的積累，而社會資本又會正向影響農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模，H3得到證實。第三，模型（9）中戶主外出務(wù)工經(jīng)歷對經(jīng)濟資本無顯著影響，但模型（10）中戶主外出務(wù)工經(jīng)歷和經(jīng)濟資本對采納規(guī)模均有顯著正向影響，這表明經(jīng)濟資本不存在中介效應(yīng)?？赡艿慕忉屖?，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶為謀求自身的發(fā)展，在外進行相應(yīng)的投資與消費，導(dǎo)致經(jīng)濟資本向其他資本資本形式進行轉(zhuǎn)化［39］。因此，外出務(wù)工經(jīng)歷沒有帶來金融資本的積累，H4未得到證實。

0.000 0.377 Prob>F R2 0.000 0.114 0.000 0.328 0.000 0.092 0.000 0.340 0.000 0.107

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，采用Bootstrap檢驗方法對中介效應(yīng)進行重新估計。Bootstrap檢驗方法是一種常用的中介效應(yīng)檢驗方法，該方法的原理是從樣本中有放回的重復(fù)取樣，在每次取樣后可以得到一個Bootstrap樣本及系數(shù)乘積的估計值，并將這些估計值進行從小到大的排序，構(gòu)成一個置信度為95%的置信區(qū)間，若該置信區(qū)間不包含0，則說明中介效應(yīng)顯著［40］。估計結(jié)果如表6所示，回歸結(jié)果的顯著性與影響方向基本與表5一致，表明估計結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

作用路徑戶主外出務(wù)工經(jīng)歷→人力資本→采納規(guī)模戶主外出務(wù)工經(jīng)歷→社會資本→采納規(guī)模戶主外出務(wù)工經(jīng)歷→經(jīng)濟資本→采納規(guī)模檢驗結(jié)果不成立成立不成立中介效應(yīng)0.045**0.046**0.038標(biāo)準(zhǔn)差0.019 0.020 0.027下限（LLCI）0.018 0.015-0.013上限（ULCI）0.089 0.097 0.094

五、研究結(jié)論與政策啟示

通過構(gòu)建“外出務(wù)工經(jīng)歷-生計資本-采納規(guī)?！钡睦碚摲治隹蚣?，利用安徽、湖南和湖北三省688戶農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，運用中介效應(yīng)模型實證分析外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響機制，得出以下結(jié)論：第一，戶主外出務(wù)工經(jīng)歷、家庭其他成員外出務(wù)工經(jīng)歷對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模有顯著正向影響。第二，家庭成員外出務(wù)工比例與農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模之間存在倒“U”型關(guān)系，當(dāng)且僅當(dāng)家庭成員外出務(wù)工比例達到58.165%時，農(nóng)戶對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)的采納規(guī)模達到最大。第三，生計資本變量中，社會資本存在顯著正向的中介作用，人力資本存在顯著負(fù)向的中介作用，經(jīng)濟資本不存在中介作用，說明生計資本各維度的中介作用具有差異，對農(nóng)戶稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的影響各不相同。

基于上述研究結(jié)論，提出以下政策建議：首先，對于那些返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶，引導(dǎo)其采納生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)，通過教育、專業(yè)培訓(xùn)、技術(shù)指導(dǎo)等方式提高專業(yè)素質(zhì)，以提高其對生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用規(guī)模。其次，適度鼓勵在農(nóng)村從事生產(chǎn)力水平較低農(nóng)業(yè)活動的農(nóng)民外出務(wù)工，從而加強其社會資本的積累。最后，高度重視人力資本對稻蝦共養(yǎng)技術(shù)采納規(guī)模的負(fù)向影響，加大力度出臺鄉(xiāng)村振興規(guī)劃和農(nóng)業(yè)扶持政策，避免高層次人才的流失，對有返鄉(xiāng)意愿的回流勞動力實施適度政策傾斜，鼓勵其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。