兼業對農戶綠色生產技術采納行為的影響

柯晶琳

黃岡師范學院商學院，湖北 黃岡 438000

0 引言

近年來，我國糧食產量逐年提高，但在糧食種植過程中使用了大量化肥、農藥等化學投入品，導致農業生態環境持續惡化［1］。發展農業不但要考慮資源約束下的糧食供給與需求問題，而且要考慮生態資源的承載能力及生態環境污染問題［2］。因此，轉變現有的粗放式生產方式，推廣綠色生產技術，已成為今后我國農業可持續發展的重要路徑［3-4］。農民是農業生產的實施主體，促進農戶采納綠色生產技術，對于實現農業可持續發展具有重要意義。

隨著農業現代化進程的推進，僅從事農業活動的農戶比例持續下降，而具有兼業行為的農民占比不斷提升，兼業生產逐漸成為農業生產的重要形式［5］。因此，在探索推廣農業綠色生產技術時，需要關注農戶兼業現象。對于兼業對農戶綠色生產技術采納行為的影響，不同學者有不同的看法。部分學者認為兼業能夠提高農戶的風險分擔能力，提升農戶經濟價值感知、健康安全和生態安全感知，有助于其采納綠色生產技術［6-7］。也有學者認為兼業負向影響農戶綠色生產技術采納行為，主要原因是農戶兼業會產生收入增加效應和勞動力減損效應，導致農戶規避綠色技術存在的風險，降低其采納綠色技術的意愿［8-9］。

大量學者研究分析了兼業對農戶采納生產技術行為的影響，為該研究奠定了基礎。但現有研究主要采用Probit 等模型，忽略了其對兼業選擇及綠色生產技術采納行為同時產生的影響，存在影響作用偏誤。鑒于此，筆者基于微觀數據，利用傾向得分匹配法構建“反事實”框架，深入揭示兼業對農戶綠色生產技術采納行為的影響。

1 理論分析

綠色生產是新興的農業生產方式，具有投入成本高、風險較高和對采納者知識水平要求較高等特性［7］。兼業是指農戶家庭勞動力既從事農業生產又從事非農生產的現象。這會導致農戶家庭資源稟賦結構發生變化，影響農戶綠色生產技術采納行為。一方面，兼業能夠為家庭帶來額外的經濟收入，提高農戶家庭收入水平，使其能夠支付采納綠色生產技術的成本。另一方面，兼業能夠增強農戶收集、分析信息的能力，增強其對綠色生產技術的正確認知，提高其采納綠色生產技術的意愿。

誘致性技術變遷理論認為，資源稀缺所引起的要素相對價格的變化會對技術產生誘致變遷作用。隨著農戶兼業程度的提升，從事農業生產的勞動力數量持續下降且勞動力成本不斷增高，有助于其采納節本增效的農業生產技術。因此，從事兼業活動的農戶傾向于采納綠色生產技術。基于此，筆者提出假說H1，即兼業促進農戶采納綠色生產技術。

2 數據來源與模型設定

2.1 數據來源

該文的研究數據為對湖北省黃岡市、廣西壯族自治區貴港市、貴州省畢節市、河南省三門峽市及安徽省宿州市等地農戶的實地調查數據。筆者采用多階段抽樣和隨機抽樣相結合的調查方式及入戶訪談的調研方式。調查時，在這5個地級市中先隨機選取1個縣，在樣本縣中按照隨機原則抽取2～4個鄉鎮，在樣本鄉鎮按照隨機原則抽取1～3個村莊，在每個被抽取的樣本鄉鎮中按照隨機原則選取20～35個農戶。剔除前后回答不一致、關鍵信息漏填或不真實等情況，最終獲得有效問卷680份。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量：綠色生產技術采納行為。筆者根據農業生產實際情況，選擇秸稈還田、免耕播種、土壤深松、病蟲草害綜合防治、有機肥施用、測土配方施肥、輪作和休耕等技術表征綠色生產技術。當農戶采納某一種技術時，賦值為1，反之，賦值為0。利用農戶同時采用的綠色生產技術數目作為測量農戶采納行為的標尺，具體見表1。

表1 農戶采納綠色生產技術的描述性統計

2.2.2 核心解釋變量：兼業。筆者將農戶在除耕種時間之外的就業視為兼業，采用“反事實”框架分析兼業影響綠色生產技術采納行為的處理效應，故將兼業設置為核心解釋變量。當農戶有兼業行為時，賦值為1，作為處理組；沒有兼業行為時，賦值為0，作為控制組。

2.2.3 控制變量。筆者借鑒趙培芳、柯晶琳等［6，8］的研究，選擇同時影響農戶兼業和綠色生產技術采納行為的相關變量（農戶的性別、年齡、受教育程度、健康狀況，以及家庭勞動力數量、家庭年收入、家庭經營面積、家庭擁有的土地塊數、村莊地形）作為控制變量。控制變量定義與描述性統計見表2。

表2 控制變量定義與描述性統計

2.3 研究方法

傾向得分匹配法通過搭建一個反事實假設，能較好地緩解可觀測“共同因素”影響導致的系統差異［6］。匹配方法未假設變量間的函數形式，只需要可觀測變量保證滿足共同區間假設。據此，筆者利用傾向得分匹配法，分析兼業對農戶采納綠色生產技術行為的影響。采用Logit模型計算農戶選擇兼業的概率值，利用近鄰匹配法進行匹配，估算兼業影響農戶采納綠色生產技術的平均處理效應。

首先，構造影響農戶采納綠色生產技術的方程，方程式為

式（1）中：Yi為農戶采納綠色生產技術行為，通過農戶采納綠色生態技術數量進行表征，具體見表1；α為截距項；δ代表兼業影響農戶采納綠色生產技術的效應；Xi代表農戶兼業行為，通過農戶是否兼業進行表征，具體見表2；β代表控制變量對農戶采納綠色生產技術的影響作用；Zi為其他影響變量，具體見表2；ε代表隨機擾動項。

其次，依據農戶的個人特征、家庭特征和農業生產特征來估算其兼業的概率。筆者利用Logit 模型計算農戶選擇兼業的得分值P（Xi），計算方程為

式（2）中：P（Xi=1∣Zi）為既定Zi時農戶外出兼業的傾向匹配得分值，基于此匹配處理組和控制組。較好匹配時，具有未兼業樣本組和兼業樣本組的共同支撐范圍較廣，即兩者重合區域較高。

再次，利用“反事實”框架進行分析時，要求利用匹配后的樣本估算未兼業農戶兼業時采納綠色生產技術的平均處理效應ATT，計算公式為

式（3）中，Y1表示兼業時農戶采納綠色生產技術的情況，Y0表示未兼業時農戶采納綠色生產技術的情況。將研究樣本限定在兼業（X=1），并測算農戶在兼業與未兼業兩種狀態下的綠色生產技術采納差異值?，F實中，只能觀測到每個農戶在一種兼業狀態下（兼業或未兼業）的綠色生產技術采納情況。利用PSM 可以在未兼業組中為兼業組匹配一個相近樣本，從而計算條件期望差異值。

最后，筆者進行共同支撐域檢驗，以檢驗未兼業組和兼業組樣本的匹配程度。當匹配情況較好時，共同支撐區域范圍較大，重合范圍較多，表明損失的樣本較少。同時進行平衡性檢驗，以檢驗兼業和未兼業組在匹配后變量的差異性是否降低，以檢驗樣本選擇偏差是否得到有效校正。

3 結果與分析

3.1 兼業的平均處理效應分析

筆者采用最近鄰匹配法（1對1和1對5匹配）進行匹配，估算兼業影響農戶采納綠色生產技術的平均處理效應，結果見表3。利用近鄰匹配法1 對1 匹配時，ATT在1%水平上顯著。采用近鄰匹配法1 對5 匹配時，結果具有一致性，說明模型結果較為穩健。由此可見，兼業能夠顯著提升農戶采納綠色生產技術的可能性，假設H1得到驗證。

表3 兼業的平均處理效應估計結果

3.2 共同支撐域檢驗

以近鄰匹配法（1對5匹配）為例，筆者繪制了匹配前后兼業和未兼業的概率密度函數分布圖。如圖1 所示，相比匹配前，兩組樣本進行匹配后的重合區域顯著提高，說明未兼業和兼業樣本組共同支撐區域較大，具有較高的匹配效果。

圖1 匹配前后的概率密度函數分布

3.3 平衡性檢驗

3.3.1 不同變量在兩組間的差異分析。如表4 所示，匹配前農戶年齡、健康狀況、土地塊數等變量的差異在兩組中的偏差率較高，而匹配后各變量在兩組間的偏差顯著下降。P值表明，匹配前部分變量在不同樣本組的差異顯著，而匹配后差異不顯著。

表4 匹配前后變量標準化偏差

3.3.2 檢驗變量在匹配后的平衡性分析。如表5所示，匹配后，決定系數R2、LR值、均值偏差、中位數偏差相比匹配前顯著下降。這表明未兼業組在通過個體特征、家庭特征和農業生產特征與兼業組進行匹配后，部分變量的差異顯著下降。匹配后的樣本能夠有效通過平衡性檢驗，即進行樣本匹配能夠降低樣本組的個人、家庭資源稟賦和農業生產特征的差異。

表5 匹配前后變量的平衡性檢驗結果

4 結論與政策啟示

筆者采用傾向得分匹配法，構造“反事實”框架，利用農戶微觀數據，分析了兼業對農戶采納綠色生產技術采納行為的影響。結果表明，相比未兼業農戶，農戶具有兼業行為時其采納綠色生產技術的可能性會顯著增強，表明兼業能夠顯著促進農戶采納綠色生產技術。

基于上述結論，為更好地促進綠色生產技術推廣，提高農戶的應用積極性，建議采取如下措施。一方面，加強就業摸底，促就業穩就業。推廣綠色生產技術時，地方政府應摸清推廣地農戶勞動力現狀和就業情況，做好就業宣傳及崗位有效供給工作，為當地農戶提供就業保障，使農戶在非農時間能夠外出兼業。另一方面，因材施教、精準培訓。相關部門應根據農戶勞動力現狀，合理選取綠色生產技術的培訓和推廣方式，如除現場實地培訓和推廣外，可以通過短視頻等方式推廣綠色生產技術，增加受訓勞動力數量，從而提高培訓質量和農戶綠色生產技術的采納率。