岳 佳，蔡穎萍，吳偉光

（1. 湘潭理工學(xué)院，湖南 湘潭 411100；2. 湖州師范學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究院，浙江 湖州 313000；3. 浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 311300）

化肥過(guò)量施用導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染與環(huán)境惡化是中國(guó)生態(tài)治理面臨的嚴(yán)重問(wèn)題之一[1?3]。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2017年中國(guó)農(nóng)用化肥施用總量為5 859.4萬(wàn)t，施用強(qiáng)度為352 kg·hm?2，超過(guò)國(guó)際警戒強(qiáng)度。近年來(lái)，中國(guó)政府先后出臺(tái)了一系列政策文件，推動(dòng)化肥減量化，測(cè)土配方施肥技術(shù)是促進(jìn)化肥減量化的重要途經(jīng)[4?5]。家庭農(nóng)場(chǎng)是中國(guó)未來(lái)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)程中最為合意和最具生命力的經(jīng)營(yíng)主體[6]，家庭農(nóng)場(chǎng)的生產(chǎn)決策行為直接關(guān)乎化肥減量化這一目標(biāo)能否實(shí)現(xiàn)。中國(guó)目前測(cè)土配方施肥技術(shù)采用率不足1/3[7]。因此，以中國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)等新型經(jīng)營(yíng)主體為對(duì)象，探究影響家庭農(nóng)場(chǎng)采納環(huán)境友好型技術(shù)的因素及影響強(qiáng)度，對(duì)促進(jìn)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。已有研究表明：創(chuàng)新意識(shí)、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、外出務(wù)工等是影響家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的重要因素[8?10]，但從契約農(nóng)業(yè)參與的視角來(lái)理論和實(shí)證分析其采納測(cè)土配方技術(shù)的內(nèi)在機(jī)制與效應(yīng)還未見(jiàn)報(bào)道；同時(shí)，已有研究大多基于區(qū)域調(diào)查數(shù)據(jù)展開(kāi)，鮮有基于全國(guó)大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，其結(jié)論的普適性有待進(jìn)一步驗(yàn)證。鑒于此，本研究以2018年全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析作用機(jī)制，構(gòu)建Probit-傾向得分匹配(PSM)模型，估計(jì)契約農(nóng)業(yè)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的實(shí)際影響，以期為政府制定相關(guān)政策提供依據(jù)。

1 作用機(jī)制分析與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 作用機(jī)制分析

一般具備較強(qiáng)能力與資本實(shí)力的家庭農(nóng)場(chǎng)會(huì)偏向于采用能提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與質(zhì)量、促進(jìn)農(nóng)場(chǎng)增收的技術(shù)[9]。測(cè)土配方施肥技術(shù)作為一種典型的環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)，可增產(chǎn)6%～10%，節(jié)約成本450元·hm?2以上[11]。從理論上看，經(jīng)營(yíng)主體是否采納某項(xiàng)技術(shù)取決于對(duì)該技術(shù)的認(rèn)知程度，以及該技術(shù)能否帶來(lái)大于技術(shù)采納成本的凈收益[12]。經(jīng)營(yíng)主體參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)測(cè)土配方技術(shù)采納的作用機(jī)制，主要體現(xiàn)在3個(gè)方面。

一是通過(guò)簽訂具有法律效應(yīng)的產(chǎn)品銷(xiāo)售與農(nóng)資供應(yīng)合約，提前鎖定預(yù)期收益與生產(chǎn)成本，保證家庭農(nóng)場(chǎng)的未來(lái)投資能夠獲得穩(wěn)定的預(yù)期回報(bào)，從而為采納測(cè)土配方施肥技術(shù)等長(zhǎng)期投資行為提供正面激勵(lì)；二是建立契約農(nóng)業(yè)，與上下游主體形成“風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、利益共享”共同體，降低交易成本，規(guī)避、分散風(fēng)險(xiǎn)，提高其采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的信心[13]；三是通過(guò)契約農(nóng)業(yè)為家庭農(nóng)場(chǎng)爭(zhēng)取合作單位技術(shù)培訓(xùn)等支持，降低家庭農(nóng)場(chǎng)采納新技術(shù)的搜尋學(xué)習(xí)成本及新技術(shù)應(yīng)用的風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)其采用技術(shù)的可能性。此外，家庭農(nóng)場(chǎng)自身特征、農(nóng)場(chǎng)主特征、農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)特征等也會(huì)對(duì)技術(shù)采納產(chǎn)生影響?；谝陨戏治觯o出研究假定：相對(duì)于未參與契約農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)，參與契約農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率更高。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)自于2018年全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)項(xiàng)目調(diào)查報(bào)告[14]。受農(nóng)業(yè)農(nóng)村部委托，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所對(duì)全國(guó)近3 000個(gè)家庭農(nóng)場(chǎng)開(kāi)展長(zhǎng)期固定監(jiān)測(cè)工作，在全國(guó)各省(區(qū)、市)按經(jīng)濟(jì)水平高低選擇2～4個(gè)代表縣，每個(gè)縣選擇30～50個(gè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況比較穩(wěn)定的家庭農(nóng)場(chǎng)，調(diào)查生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)各個(gè)方面。選擇監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)中1 706個(gè)涉及小麥、玉米、水稻和蔬菜瓜果種植為主的家庭農(nóng)場(chǎng)數(shù)據(jù)，作為本研究分析樣本。

2 模型設(shè)定與變量選取

2.1 模型設(shè)定

家庭農(nóng)場(chǎng)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納與否，所涉及到的被解釋變量為二分類變量，即采納測(cè)土配方施肥技術(shù)為1，反之為0。因此可采用Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析。同時(shí)，家庭農(nóng)場(chǎng)選擇是否參與契約農(nóng)業(yè)還要結(jié)合自身需求和資源稟賦，即自選擇會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏誤。因此本研究利用基礎(chǔ)模型分析，采用PSM構(gòu)建“反事實(shí)推斷模型”。

Probit模型如下：

式(1)中：Yi表示家庭農(nóng)場(chǎng)i是否采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，采納取值為1，未采納取值為0；X1表示是否參與契約農(nóng)業(yè)，參與取值為1，不參與取值為0；Xi表示影響家庭農(nóng)場(chǎng)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的特征變量，β1和βi分別為其估計(jì)系數(shù)；β0表示常數(shù)項(xiàng)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

PSM匹配模型如下：

式(2)中：P(Zi)為傾向匹配得分值，表示家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)的傾向匹配得分值；Di為二值虛擬變量，即家庭農(nóng)場(chǎng)i參與契約農(nóng)業(yè)時(shí)取值為1，不參與取值為0；Zi為一系列的匹配變量，包括農(nóng)場(chǎng)特征、農(nóng)場(chǎng)主特征、經(jīng)營(yíng)特征等；β表示相應(yīng)匹配變量的確定性系數(shù)。

基于匹配結(jié)果測(cè)算家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的平均處理效應(yīng)(average treatment effect of the treated, EATT)，計(jì)算公式如下：

式(3)中：y1i為參與契約農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率，y0i為匹配后得到的假如處理組未參與契約農(nóng)業(yè)時(shí)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率。X1=1表示家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)。

2.2 變量選取

基于上述機(jī)制分析，給出模型變量及測(cè)度。①被解釋變量。被解釋變量為家庭農(nóng)場(chǎng)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為，是指家庭農(nóng)場(chǎng)在全年的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中是否采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。②關(guān)鍵解釋變量。關(guān)鍵解釋變量為家庭農(nóng)場(chǎng)是否參與契約農(nóng)業(yè)，是指家庭農(nóng)場(chǎng)是否和合作社或農(nóng)業(yè)企業(yè)簽訂了農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售合同。③其他控制變量。參考文獻(xiàn)[9?10]和[15?16]，選取其他可能影響家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的變量，如農(nóng)場(chǎng)主個(gè)人特征(性別、年齡、受教育程度、是否參加農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、從事農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限、是否為外村戶籍和從業(yè)經(jīng)歷)、農(nóng)場(chǎng)特征(是否在工商部門(mén)登記注冊(cè)、是否為農(nóng)業(yè)部門(mén)認(rèn)定的示范農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)場(chǎng)土地經(jīng)營(yíng)總面積、農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)的全部土地共有幾塊和家庭成員中在農(nóng)場(chǎng)工作的人數(shù))、經(jīng)營(yíng)特征(是否有日常收支記錄、農(nóng)場(chǎng)未來(lái)擴(kuò)張意愿、是否有生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性借款、是否購(gòu)買(mǎi)過(guò)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn))等。變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 變量賦值與說(shuō)明Table 1 variable assignment and description

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 Probit模型結(jié)果分析

由表2可知：模型整體擬合程度較好，參數(shù)估計(jì)符合預(yù)期。從關(guān)鍵解釋變量來(lái)看，家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)其采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的影響系數(shù)為正，且P＜0.01。表明相比未參與契約農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)，參與契約農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的可能性更大。

表2 Probit模型估計(jì)結(jié)果Table 2 Probit model estimation results

就農(nóng)場(chǎng)主特征來(lái)看，農(nóng)場(chǎng)主參加土肥培育技術(shù)培訓(xùn)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有正向影響，影響系數(shù)為0.516，且P＜0.01。說(shuō)明參與土肥培育技術(shù)培訓(xùn)的家庭農(nóng)場(chǎng)更愿意采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。農(nóng)場(chǎng)主從事農(nóng)業(yè)規(guī)模年限對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有正向影響，影響系數(shù)為0.018，且P＜0.05。說(shuō)明農(nóng)場(chǎng)主農(nóng)業(yè)規(guī)模年限越長(zhǎng)，越傾向于采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。另外，農(nóng)場(chǎng)主的從業(yè)經(jīng)歷對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)也有顯著影響。

就農(nóng)場(chǎng)特征來(lái)看，農(nóng)場(chǎng)具有完整日常收支記錄對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有正向影響，影響系數(shù)為0.613，且P＜0.01。說(shuō)明具有完整日常收支記錄的家庭農(nóng)場(chǎng)更愿意采納測(cè)土配方施肥技術(shù)；可能的原因是，家庭農(nóng)場(chǎng)有完整日常收支記錄會(huì)極大地提高其成為示范典型的可能性[17]，從而提升農(nóng)場(chǎng)主

采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的意愿和動(dòng)機(jī)。農(nóng)場(chǎng)土地未來(lái)擴(kuò)張意愿對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有正向影響，影響系數(shù)為0.205，且P＜0.01。說(shuō)明具有土地未來(lái)擴(kuò)張意愿的家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的可能性更大；可能的原因是家庭農(nóng)場(chǎng)具有未來(lái)繼續(xù)擴(kuò)張土地的意愿一定程度能反映出家庭農(nóng)場(chǎng)土地經(jīng)營(yíng)的穩(wěn)定性，較高的地權(quán)穩(wěn)定性是促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)可持續(xù)發(fā)展的重要指標(biāo)[18]，對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)意愿有利。

3.2 共同支撐假設(shè)與平衡性檢驗(yàn)

家庭農(nóng)場(chǎng)是否參與契約是自主選擇的結(jié)果，Probit模型回歸結(jié)果可能存在選擇性偏誤。因此需要采用傾向得分匹配(PSM)來(lái)處理可能存在的自選擇問(wèn)題。PSM模型需要滿足2個(gè)基本假定，即共同支撐假設(shè)和匹配變量的平衡性假定。

共同支撐假設(shè)要求對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組的傾向得分值重疊區(qū)間要足夠大，否則將導(dǎo)致樣本缺失。結(jié)果顯示：1 706個(gè)家庭農(nóng)場(chǎng)樣本數(shù)據(jù)中，共有1 647個(gè)樣本數(shù)據(jù)滿足共同支撐假設(shè)，可進(jìn)行匹配。由圖1和圖2可以看出：樣本匹配前，對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組概率密度曲線重疊較少，吻合度不高，說(shuō)明存在顯著性差異；樣本匹配后，概率密度曲線重疊增多，吻合度較高，說(shuō)明2組樣本無(wú)顯著差異，各個(gè)維度特征基本趨于相似，滿足共同支撐假設(shè)。

圖1 匹配前概率密度分布圖Figure 1 Probability density distribution map before matching

圖2 匹配后概率密度分布圖Figure 2 Probability density distribution map after matching

PSM的平衡性檢驗(yàn)主要是考察協(xié)變量在控制組與實(shí)驗(yàn)組之間是否存在顯著性差異。最近鄰匹配下的平衡性檢驗(yàn)假設(shè)結(jié)果顯示：匹配后各個(gè)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差均大幅度減少，除農(nóng)場(chǎng)主年齡(8.5%)和農(nóng)場(chǎng)家庭勞動(dòng)力(22.9%)的標(biāo)準(zhǔn)偏差下降幅較小，其他協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)偏差下降幅度均超過(guò)60%，并且所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差均小于10%。2組樣本均值非常接近，無(wú)顯著性差異，即通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。

3.3 基于 PSM 模型的影響效應(yīng)

本研究PSM模型分別采用最近鄰匹配(K=1)、最近鄰匹配(K=4)、半徑匹配(R=0.01)和核匹配4種方法對(duì)樣本進(jìn)行匹配。由表3可知：4種匹配結(jié)果均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且處理效應(yīng)系數(shù)差異不大。一方面表明PSM模型估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健，另一方面說(shuō)明家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)其采納測(cè)土配方施肥技術(shù)有顯著的促進(jìn)作用。

表3 契約農(nóng)業(yè)參與的平均處理效應(yīng)Table 3 Average processing effect of contract farming participation

4 結(jié)論

本研究以2018年全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)監(jiān)測(cè)項(xiàng)目中采集的1 706個(gè)種植業(yè)家庭農(nóng)場(chǎng)信息為基礎(chǔ)，構(gòu)建Probit-PSM模型實(shí)證分析了家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)其采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：①家庭農(nóng)場(chǎng)是否參與契約農(nóng)業(yè)是影響其采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的重要因素，家庭農(nóng)場(chǎng)參與契約農(nóng)業(yè)對(duì)其采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有顯著的正向影響，參與契約農(nóng)業(yè)的家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的可能性更大。②農(nóng)場(chǎng)主參加土肥培育技術(shù)培訓(xùn)、農(nóng)場(chǎng)主從事農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)年限、農(nóng)場(chǎng)主的從業(yè)經(jīng)歷、農(nóng)場(chǎng)具有完整的日常收支記錄和農(nóng)場(chǎng)具有土地未來(lái)擴(kuò)張意愿等都會(huì)顯著正向影響家庭農(nóng)場(chǎng)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)。

由此認(rèn)為：第一，政府或相關(guān)農(nóng)業(yè)部門(mén)單位應(yīng)該進(jìn)一步建立健全契約農(nóng)業(yè)參與機(jī)制，規(guī)范契約雙方農(nóng)業(yè)生產(chǎn)協(xié)議，充分發(fā)揮好契約農(nóng)業(yè)的福利提供和約束作用，鼓勵(lì)家庭農(nóng)場(chǎng)積極參與契約農(nóng)業(yè)，促使家庭農(nóng)場(chǎng)積極采納測(cè)土配方施肥技術(shù)；第二，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)該積極開(kāi)展土肥培育技術(shù)等農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，鼓勵(lì)家庭農(nóng)場(chǎng)建立日常收支記錄，規(guī)范化經(jīng)營(yíng)，以更大程度提升家庭農(nóng)場(chǎng)資源稟賦水平，提高農(nóng)業(yè)生態(tài)化經(jīng)營(yíng)的發(fā)展水平。