知識(shí)擴(kuò)散何以影響稻作系統(tǒng)轉(zhuǎn)型實(shí)踐？
——基于結(jié)構(gòu)方程模型的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)

張康潔 李福奪 尹昌斌*

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，北京 100732;2.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081)

民以食為天，食以安為先。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和健康中國(guó)戰(zhàn)略的全面推進(jìn)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量和質(zhì)量安全提出更高的要求。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)離不開肥沃的耕地，耕地作為糧食生產(chǎn)的“命根子”，在國(guó)家糧食安全保障中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。然而，一個(gè)嚴(yán)峻事實(shí)是，長(zhǎng)期不合理的耕作方式造成中國(guó)耕地質(zhì)量普遍不高?！?019年全國(guó)耕地質(zhì)量等級(jí)情況公報(bào)》顯示，全國(guó)耕地平均等級(jí)為4.76等，中低等耕地面積所占比例超過(guò)70%，優(yōu)質(zhì)耕地嚴(yán)重稀缺。特別是南方稻作區(qū)，有機(jī)質(zhì)減少、耕作層變淺、土壤酸化等問(wèn)題突出；加之南方各省近年來(lái)農(nóng)產(chǎn)品安全事件頻發(fā)，造成公眾對(duì)南方稻作區(qū)土壤污染問(wèn)題的普遍擔(dān)憂。鑒于此，2021年中央一號(hào)文件提出“采取‘長(zhǎng)牙齒’的措施，落實(shí)最嚴(yán)格的耕地保護(hù)制度”和“確保耕地?cái)?shù)量不減少、質(zhì)量有提高”；2022年中央一號(hào)文件進(jìn)一步明確了“落實(shí)‘長(zhǎng)牙齒’的耕地保護(hù)硬措施”的具體實(shí)施方案。中國(guó)有近60%的人口以稻米為主食，稻米生產(chǎn)與安全直接關(guān)系到居民生計(jì)與健康。作為我國(guó)重要的稻米產(chǎn)區(qū)，不斷強(qiáng)化南方稻作區(qū)耕地質(zhì)量保護(hù)與提升，對(duì)保障國(guó)家糧食數(shù)量和質(zhì)量安全具有重要意義。

促進(jìn)耕地保護(hù)性利用，改造農(nóng)作系統(tǒng)是重要的途徑。傳統(tǒng)農(nóng)作系統(tǒng)下，南方稻作區(qū)耕地多栽培單季或雙季稻，冬閑期近5個(gè)月，不僅造成巨大的耕地資源浪費(fèi)，連續(xù)單一作物種植還會(huì)導(dǎo)致土壤貧瘠和單產(chǎn)下降[1]。充分利用冬閑窗口種植綠肥，將常規(guī)水稻—冬閑農(nóng)作系統(tǒng)改造為水稻—綠肥輪作用養(yǎng)結(jié)合型農(nóng)作系統(tǒng)(以下簡(jiǎn)稱綠肥稻作系統(tǒng))，是在推進(jìn)耕地質(zhì)量保護(hù)的同時(shí)，提高耕地產(chǎn)出效率的有效措施[2-3]。與其他土壤管理措施相比，綠肥稻作系統(tǒng)具有如下優(yōu)勢(shì)：其一，可充分利用水稻種植茬口，于冬閑期對(duì)耕地質(zhì)量進(jìn)行保護(hù)性提升，可最大限度化解耕地保護(hù)與糧食生產(chǎn)間的時(shí)空矛盾；其二，具有多重生態(tài)環(huán)境功效，包括減肥增效[4]、增加土壤有機(jī)質(zhì)[5]、提高土壤N含量[6]、水土保持[7]、鈍化重金屬[8]等，是全面改善農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的綜合性方案；其三，能有效阻控水稻吸收土壤重金屬，稻米中鎘、砷、鉛蓄積可分別減少28.5%、21.2%和19.7%[9]，對(duì)食物生產(chǎn)具有明顯的優(yōu)化作用。鑒于此，從2015年開始，我國(guó)相繼出臺(tái)《耕地質(zhì)量保護(hù)與提升行動(dòng)方案》等系列政策文件，大力發(fā)展綠肥覆蓋，支持常規(guī)稻作系統(tǒng)向綠肥稻作系統(tǒng)轉(zhuǎn)型升級(jí)。

農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體，其行為直接影響著耕地質(zhì)量及可持續(xù)利用，也影響著耕地生產(chǎn)能力的提升。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國(guó)南方稻區(qū)綠肥稻作系統(tǒng)總推廣面積不足185萬(wàn)hm2，僅占總適推面積的19%左右[10]。農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納積極性不高阻礙其在耕地質(zhì)量保護(hù)中發(fā)揮更大的作用。這種困境緣何產(chǎn)生？一方面，從經(jīng)濟(jì)效益視角看，綠肥稻作系統(tǒng)具有較高的生態(tài)價(jià)值而經(jīng)濟(jì)價(jià)值相對(duì)較低，但由于政府生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制不健全，同時(shí)，綠肥產(chǎn)品市場(chǎng)培育尚處于初級(jí)階段，導(dǎo)致綠肥稻作系統(tǒng)生態(tài)效益向經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化困難，削弱了農(nóng)戶采納的積極性[11-13]；另一方面，農(nóng)戶作為技術(shù)擴(kuò)散的主要對(duì)象，在技術(shù)擴(kuò)散早期通常因信息不對(duì)稱而面臨信息獲取滯后、處于信息網(wǎng)絡(luò)不利地位等問(wèn)題，直接影響其行為決策，進(jìn)而對(duì)技術(shù)擴(kuò)散效果產(chǎn)生負(fù)面影響[14-15]。此時(shí)，若提供其所需知識(shí)信息將極大破除“信息壁壘”，從而顯著提高行為發(fā)生的邊際可能性[16]。在中國(guó)，雖然綠肥稻作系統(tǒng)歷史悠久，但自20世紀(jì)70年代開始在化肥工業(yè)的劇烈沖擊下其長(zhǎng)期被廢置，直到近年來(lái)伴隨農(nóng)業(yè)生產(chǎn)形勢(shì)和目標(biāo)的轉(zhuǎn)變才重新獲得重視。此時(shí)，對(duì)于大部分農(nóng)民，特別是新生代農(nóng)民對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)的價(jià)值缺乏了解；加之，隨著農(nóng)業(yè)科技的快速發(fā)展，綠肥栽培技術(shù)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了從播種、田間管理到刈割、翻壓還田的全過(guò)程輕簡(jiǎn)化、機(jī)械化、高效化改造，形成了一套完備的現(xiàn)代化、標(biāo)準(zhǔn)化技術(shù)規(guī)程，而由于農(nóng)民技術(shù)素養(yǎng)和技術(shù)掌握程度普遍較低，限制了其新形勢(shì)下的綠肥稻作系統(tǒng)采納決策。因此，若通過(guò)知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行必要的認(rèn)知和技術(shù)強(qiáng)化，將很可能對(duì)其綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿產(chǎn)生積極影響。

已有研究從社會(huì)經(jīng)濟(jì)視角對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)的擴(kuò)散機(jī)理已經(jīng)進(jìn)行了比較系統(tǒng)的探究，特別是針對(duì)經(jīng)濟(jì)與生態(tài)效益、外部補(bǔ)償激勵(lì)等因素對(duì)農(nóng)戶層面綠肥稻作系統(tǒng)擴(kuò)散過(guò)程的影響進(jìn)行過(guò)深入研究；然而，針對(duì)知識(shí)擴(kuò)散對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)擴(kuò)散機(jī)理的影響目前卻缺乏必要的探索。鑒于此，為充分揭示知識(shí)擴(kuò)散的作用，本研究擬以農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿為研究對(duì)象，綜合采用PLS-SEM、Ordered logit等模型，主要探究以下3個(gè)問(wèn)題：農(nóng)業(yè)宣傳培訓(xùn)帶來(lái)的知識(shí)擴(kuò)散對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶采納綠肥稻作系統(tǒng)是否有效？知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納行為的影響程度如何？知識(shí)擴(kuò)散通過(guò)何種機(jī)制發(fā)揮作用？本研究旨在破解因信息不對(duì)稱而帶來(lái)的綠肥稻作系統(tǒng)擴(kuò)散困境，以期為治理因化學(xué)品過(guò)量施用造成的耕地生態(tài)退化問(wèn)題提供政策參考。

1 理論分析與研究假說(shuō)

根據(jù)農(nóng)戶行為理論，農(nóng)戶決策是一個(gè)復(fù)雜的利益權(quán)衡過(guò)程，這種決策常常受到農(nóng)戶稟賦特征、責(zé)任意識(shí)、信任等內(nèi)生因素[17-18]，以及關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)規(guī)范等外生因素[19-20]的影響。然而，隨著對(duì)農(nóng)戶行為理解的深入，越來(lái)越多研究者提出感知、信任等方面的心理因素才是影響農(nóng)戶決策的基礎(chǔ)層因素[21]。外部風(fēng)險(xiǎn)感知、價(jià)值感知、障礙感知等感知因素是農(nóng)戶對(duì)事物的內(nèi)在主觀認(rèn)識(shí)和評(píng)價(jià)，在引導(dǎo)微觀主體行為決策中扮演重要角色[20]。信任是一種穩(wěn)定的信念，是依賴關(guān)系的表現(xiàn)，信任程度越高，采用行動(dòng)的意愿則越強(qiáng)[17]。從心理學(xué)視角探究農(nóng)戶行為機(jī)制，不僅可以考察個(gè)體與情境因素的交互作用，還能通過(guò)“追本溯源”提高對(duì)農(nóng)戶行為產(chǎn)生過(guò)程理解的科學(xué)性和深入性[22]。而知識(shí)擴(kuò)散作為一種知識(shí)經(jīng)由介質(zhì)傳播給需求者的過(guò)程[23]，會(huì)通過(guò)改善農(nóng)戶的環(huán)境素養(yǎng)、認(rèn)知能力進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶心理和行為意愿產(chǎn)生積極影響。

1.1 知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的影響

以宣傳培訓(xùn)為手段的農(nóng)業(yè)知識(shí)擴(kuò)散是目前我國(guó)農(nóng)業(yè)推廣形式的主要部分，在引導(dǎo)農(nóng)戶決策中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用[24]。其中，宣傳是技術(shù)擴(kuò)散的重要方式，它不僅可以促進(jìn)信息傳播，還能發(fā)揮顯著的社會(huì)引導(dǎo)功能[25]；培訓(xùn)教育則可以通過(guò)強(qiáng)化農(nóng)戶的人力資本從而全面提升知識(shí)素養(yǎng)和認(rèn)知能力[26]。知識(shí)擴(kuò)散有助于提升農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)意愿或改善生產(chǎn)行為[27-28]。綠肥稻作系統(tǒng)本質(zhì)上是一種綠色生產(chǎn)模式。通過(guò)開展宣傳培訓(xùn)、強(qiáng)化與綠肥稻作系統(tǒng)相關(guān)的知識(shí)擴(kuò)散，農(nóng)戶有關(guān)綠肥稻作系統(tǒng)方面的知識(shí)素養(yǎng)將在很大程度上得以改善，在心理動(dòng)機(jī)的進(jìn)一步催化下，其綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿很可能會(huì)有明顯增強(qiáng)?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿具有顯著積極的影響。

1.2 組織信任在外部風(fēng)險(xiǎn)感知、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知影響綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿過(guò)程中發(fā)揮的作用

外部風(fēng)險(xiǎn)感知是個(gè)體對(duì)某事物做法，依據(jù)知覺(jué)做出的評(píng)判，如農(nóng)戶對(duì)過(guò)度使用化肥帶來(lái)環(huán)境影響的認(rèn)知程度；而組織信任是一種社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，新型經(jīng)營(yíng)主體和政府等組織在農(nóng)戶與市場(chǎng)之間具有有機(jī)銜接作用。作為產(chǎn)業(yè)系統(tǒng)中的組成部分，農(nóng)戶對(duì)外部風(fēng)險(xiǎn)的感知會(huì)影響其對(duì)組織的信任程度。環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)感知程度越高，越會(huì)提高自身對(duì)組織的信任[29]，進(jìn)而作用于農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)行為[30]。而價(jià)值感知作為一種主觀認(rèn)識(shí)，是個(gè)體對(duì)某產(chǎn)品或服務(wù)體會(huì)進(jìn)行利弊衡量之后做出的整體評(píng)價(jià)[31]，也會(huì)增加組織信任，進(jìn)而提高農(nóng)戶采納意愿。時(shí)運(yùn)濤等[32]指出功能價(jià)值感知會(huì)直接正向影響信任傾向和持續(xù)參與意愿；翟坤等[21]也認(rèn)為價(jià)值感知對(duì)信任具有顯著促進(jìn)作用。信任可以提高彼此之間的關(guān)系承諾、降低信息不對(duì)稱性、加強(qiáng)合作，進(jìn)而提高采納意愿[33]?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：組織信任在外部風(fēng)險(xiǎn)感知、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知與綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿之間發(fā)揮中介作用。

1.3 外部風(fēng)險(xiǎn)感知與組織信任、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知與組織信任在知識(shí)擴(kuò)散影響綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿過(guò)程中發(fā)揮的作用

個(gè)體感知或認(rèn)知受知識(shí)素養(yǎng)的影響，良好的知識(shí)素養(yǎng)意味著較強(qiáng)的感知或認(rèn)知能力[34]。前期研究發(fā)現(xiàn)，知識(shí)擴(kuò)散是提升個(gè)體知識(shí)素養(yǎng)的有效途徑[35]。農(nóng)戶在培訓(xùn)等知識(shí)擴(kuò)散中獲取的有用信息，經(jīng)知覺(jué)、表象、想象、記憶、加工等思維活動(dòng)，最終轉(zhuǎn)化形成相關(guān)感知或認(rèn)知[36]。例如，參與培訓(xùn)會(huì)有助于農(nóng)戶構(gòu)建生態(tài)農(nóng)業(yè)知識(shí)體系，以顯著提高農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知[24]。特別是在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，以農(nóng)業(yè)宣傳、培訓(xùn)為手段的知識(shí)擴(kuò)散通常能夠在很大程度上改善農(nóng)戶的人力資本，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶感知或認(rèn)知能力的提升[37]。在本研究中，農(nóng)戶通過(guò)參與宣傳培訓(xùn)，增進(jìn)了對(duì)外部環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)的感知和對(duì)綠肥生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)的了解。同時(shí)，考慮到上文外部風(fēng)險(xiǎn)感知、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知與組織信任以及農(nóng)戶采納意愿之間的關(guān)系，可提出如下2個(gè)假設(shè)：1)外部風(fēng)險(xiǎn)感知、組織信任在知識(shí)擴(kuò)散對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?)生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知、組織信任在知識(shí)擴(kuò)散對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

1.4 障礙感知在知識(shí)擴(kuò)散影響綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿過(guò)程中發(fā)揮的作用

知識(shí)擴(kuò)散通過(guò)影響農(nóng)戶自身的障礙感知，進(jìn)而作用于行為意愿[38]。障礙感知是農(nóng)戶自我效能的主要體現(xiàn)，其本質(zhì)是農(nóng)戶對(duì)自身健康狀況、時(shí)間保障、家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力和資金投入等控制和使用能力的主觀認(rèn)識(shí)[12]。若農(nóng)戶認(rèn)為自身和家庭稟賦充足，即感知障礙越低時(shí)，其采納某種行為的意愿越強(qiáng)；反之，采納意愿則越低。與常規(guī)稻作系統(tǒng)相比，綠肥稻作系統(tǒng)農(nóng)藝農(nóng)事操作相對(duì)復(fù)雜，包括綠肥種植標(biāo)準(zhǔn)化開溝、種子機(jī)械化撒播、輕簡(jiǎn)化栽培、翻壓還田等在內(nèi)的一系列技術(shù)都會(huì)對(duì)農(nóng)戶的知識(shí)能力和家庭稟賦提出更高的要求。知識(shí)擴(kuò)散能夠發(fā)揮信息共享作用，使農(nóng)戶可以更加系統(tǒng)、科學(xué)地了解綠肥稻作系統(tǒng)的技術(shù)規(guī)程，更加清晰地識(shí)別自身參與其中的優(yōu)勢(shì)和障礙，進(jìn)而促使農(nóng)戶開展內(nèi)在預(yù)估，最終對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿產(chǎn)生影響。據(jù)此，提出如下假設(shè)：障礙感知在知識(shí)擴(kuò)散與綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿之間發(fā)揮中介作用。

據(jù)此，建立如圖1所示的知識(shí)擴(kuò)散影響農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的概念模型?？梢?知識(shí)擴(kuò)散既可以直接作用于農(nóng)戶的綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿;也可以通過(guò)作用于外部風(fēng)險(xiǎn)感知、生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)認(rèn)知、障礙感知和組織信任間接影響采納意愿。

圖1 知識(shí)擴(kuò)散影響農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的理論模型Fig.1 Theoretical model of knowledge diffusion affecting adoption intention of green manure-rice cropping system

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、研究方法與變量設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2019年11月—2020年1月在安徽、湖南和廣西3省區(qū)開展的實(shí)地調(diào)查。樣本省份選擇的依據(jù)概述如下：其一，3省區(qū)均是我國(guó)重要的水稻生產(chǎn)區(qū)，2020年湖南、安徽和廣西水稻種植面積分別為399.4萬(wàn)、251.2萬(wàn)和176.0萬(wàn)hm2，分別占全國(guó)的13.3%、8.4%和5.9%；水稻產(chǎn)量分別是2 638.9萬(wàn)、1 560.5萬(wàn)和1 013.7萬(wàn)t，皆處于全國(guó)前列；其二，其具有悠久的綠肥種植傳統(tǒng)，且目前當(dāng)?shù)卣急容^重視恢復(fù)性發(fā)展綠肥，具有規(guī)模化推廣綠肥稻作系統(tǒng)的歷史和政策條件。為消除選擇性偏差，此次調(diào)研采取隨機(jī)抽樣與典型抽樣相結(jié)合的方法，主要考慮是：樣本省份的一些樣本縣不具備發(fā)展綠肥稻作系統(tǒng)的地理?xiàng)l件，因此應(yīng)該利用典型抽樣方法將這些縣排除在樣本池之外；而農(nóng)作制度或地理氣候條件在同一縣域內(nèi)通常差異不大，因此可以在縣域內(nèi)采用隨機(jī)抽樣方法來(lái)確定樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)和樣本村。在每個(gè)省隨機(jī)抽取2個(gè)縣，每個(gè)縣隨機(jī)選取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)村隨機(jī)抽取4個(gè)村，然后在每個(gè)村采用典型抽樣的方法選擇20個(gè)不同規(guī)模的農(nóng)戶，最終共獲取960份農(nóng)戶調(diào)查問(wèn)卷，剔除極端值、數(shù)據(jù)大量缺失等無(wú)效問(wèn)卷，得到有效問(wèn)卷934份，有效率達(dá)97%，其中，安徽、湖南和廣西各為234、332和368份。

由表1可知，50～59歲的樣本農(nóng)戶占比最高，為42.18%；受教育程度以初中水平為主，占總樣本的47.64%；農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好方面相對(duì)較均勻，風(fēng)險(xiǎn)偏好中立者略多；從兼業(yè)情況來(lái)看，農(nóng)戶以務(wù)農(nóng)為主，占64.31%，且一半以上有30年以上的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)，超過(guò)70%的樣本農(nóng)戶會(huì)使用智能手機(jī)。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Sample descriptive statistics

2.2 研究方法

2.2.1PLS-SEM模型

PLS-SEM模型對(duì)數(shù)據(jù)樣本量、模型識(shí)別問(wèn)題和分布狀態(tài)要求不高，同時(shí)還能有效處理變量間的共線性問(wèn)題[13]，因此，本研究擬采用Smart PLS 3.0開展PLS-SEM建模。PLS-SEM模型包括測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型兩部分。

測(cè)量模型用于描述潛變量同其相對(duì)應(yīng)的觀測(cè)變量之間的關(guān)系，其公式如下：

x=Λxξ+δ

(1)

y=Λyη+ε

(2)

式中：x和y分別為外生顯變量向量和內(nèi)生顯變量向量；Λx為x在ξ上的因子載荷矩陣；Λy為y在η上的因子載荷矩陣；δ和ε為測(cè)量誤差向量。

結(jié)構(gòu)模型用于描述外生潛變量和內(nèi)生潛變量之間的路徑關(guān)系，其公式如下：

η=βη+Γξ+ζ

(3)

式中：η和ξ分別為內(nèi)生潛在變量向量和外生潛變量向量；β和Γ均為路徑系數(shù)矩陣，分別表示η之間、ξ和η之間的影響關(guān)系，ζ表示結(jié)構(gòu)模型的殘差向量。

2.2.2Ordered Logit模型

為解釋農(nóng)戶稟賦特征對(duì)知識(shí)擴(kuò)散的影響，運(yùn)用Ordered Logit模型進(jìn)行回歸分析并計(jì)算其邊際效應(yīng)，用于解釋當(dāng)自變量變動(dòng)1個(gè)單位時(shí)，被解釋變量取各個(gè)值的概率是如何變化的。

y*=Xβ+ε,ε|X～Logit(0,1)

(4)

式中：y為因變量，為農(nóng)戶知識(shí)擴(kuò)散參與程度；y*為y對(duì)應(yīng)的潛變量；X為y組成向量；β為估計(jì)系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從Logistic分布。

(5)

式中：ω0、ω1、ω2分別為農(nóng)戶知識(shí)擴(kuò)散參與程度變量的未知分割點(diǎn)，ω0<ω1<ω2。

(6)

為進(jìn)一步分析農(nóng)戶稟賦特征對(duì)知識(shí)擴(kuò)散參與程度這一因變量的實(shí)際作用程度及方向，需要估計(jì)各因素的邊際效應(yīng)，即在其他自變量保持不變的情況下，某一稟賦特征變動(dòng)1個(gè)單位對(duì)因變量農(nóng)戶知識(shí)擴(kuò)散參與程度的邊際概率影響。由式(6)可得：

(7)

式中：XK表示第K個(gè)自變量，K=1,2,…,14。

2.3 變量設(shè)計(jì)

參考王學(xué)婷等[26]研究，用是否參與專業(yè)培訓(xùn)學(xué)習(xí)班和推廣宣講活動(dòng)來(lái)測(cè)度知識(shí)擴(kuò)散。對(duì)于外部風(fēng)險(xiǎn)感知的測(cè)度，借鑒代首寒等[39]研究，以農(nóng)戶對(duì)過(guò)量施用化肥對(duì)耕地質(zhì)量、農(nóng)業(yè)水環(huán)境、農(nóng)村空氣質(zhì)量和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全危害的評(píng)價(jià)來(lái)表征。參考牛善棟等[40]、李坦等[41]研究，并結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況，主要以農(nóng)戶對(duì)綠肥的供給服務(wù)和支持服務(wù)功能的感知來(lái)測(cè)度生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知，其中，供給服務(wù)價(jià)值包括采納綠肥稻作系統(tǒng)對(duì)后茬水稻產(chǎn)量和品質(zhì)帶來(lái)的變化。對(duì)于障礙感知的測(cè)量，考慮到農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納會(huì)受到自身健康狀況、時(shí)間和家庭勞動(dòng)力、資金等因素的束縛，參考王淇韜等[42]研究，選擇了4個(gè)可觀測(cè)變量。在組織信任方面，主要從農(nóng)戶對(duì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的新型經(jīng)營(yíng)主體和政府的信任2個(gè)層面進(jìn)行測(cè)度。對(duì)于農(nóng)戶意愿的測(cè)量，主要參考李福奪等[43]的研究。具體變量名稱和測(cè)量題項(xiàng)見表2。

表2 變量名稱及測(cè)量題項(xiàng)Table 2 Variables and measurement items

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 測(cè)量模型檢驗(yàn)

3.1.1信度檢驗(yàn)

信度是指測(cè)量結(jié)果的穩(wěn)定性。測(cè)量誤差越小，表明結(jié)果穩(wěn)定性越高[44]。以往研究常采用Cronbach’s α和CR來(lái)衡量問(wèn)卷結(jié)果的信度。一般將0.6作為這2個(gè)指標(biāo)的閾值極限，數(shù)值越高，代表信度越高[45]。不同之處在于，一般采用Cronbach’s α來(lái)檢驗(yàn)潛變量和觀察變量之間的內(nèi)部一致性，而CR的應(yīng)用范圍更廣[46]。利用PLS-SEM軟件計(jì)算得到Cronbach’s α和CR結(jié)果見表3?？梢姡罕狙芯恐腥繚撟兞康腃ronbach’s α值均在0.6以上，而全部CR值均大于0.8，均符合相應(yīng)的約束條件，表明問(wèn)卷調(diào)查所獲取的數(shù)據(jù)在反映實(shí)際情況方面足夠可靠，可以用于實(shí)證分析。

3.1.2效度檢驗(yàn)

表3 信度檢驗(yàn)Table 3 The reliability test

表4 基于弗奈爾—拉克準(zhǔn)則的潛在構(gòu)面區(qū)別效度檢驗(yàn)Table 4 Discriminant validity test results of latent dimensions based on Fornell-Larcker criterion

表5 基于HTMT比率的潛在構(gòu)面區(qū)別效度檢驗(yàn)Table 5 Discriminant validity test results of latent dimensions based on HTMT ratio

3.2 結(jié)構(gòu)模型結(jié)果與分析

3.2.1結(jié)構(gòu)模型結(jié)果

為檢驗(yàn)農(nóng)戶外部風(fēng)險(xiǎn)感知與組織信任、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知與組織信任、障礙感知是否在知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿之間具有完全中介效應(yīng)，依據(jù)姚戰(zhàn)琪[47]的研究，基于PLS參數(shù)估計(jì)方法的SEM模型，在原結(jié)構(gòu)模型基礎(chǔ)上，去除了知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿之間的直接路徑(圖2)?；赑LS-SEM模型分析，發(fā)現(xiàn)知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶外部風(fēng)險(xiǎn)感知(β=0.127,ρ=0.000)、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知(β=0.138,ρ=0.000)和障礙感知(β=0.105,ρ=0.020)具有顯著正向作用，對(duì)此做出的解釋是，知識(shí)擴(kuò)散作為一種知識(shí)傳播給需求者的過(guò)程，可通過(guò)改善農(nóng)戶的環(huán)境素養(yǎng)進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶心理產(chǎn)生積極影響，而根據(jù)心理歸因理論，外部風(fēng)險(xiǎn)感知、價(jià)值感知、障礙感知等感知因素是個(gè)體對(duì)事物的內(nèi)在主觀認(rèn)識(shí)和評(píng)價(jià)，屬于心理意識(shí)的范疇，換言之，知識(shí)擴(kuò)散在塑造和改善農(nóng)戶感知能力方面能夠發(fā)揮重要作用[20]。外部風(fēng)險(xiǎn)感知(β=0.281,ρ=0.000)和生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知(β=0.221,ρ=0.000)均可對(duì)組織信任產(chǎn)生顯著積極影響，表明主體越能感知和認(rèn)同事物價(jià)值時(shí)，信任則越強(qiáng)烈?？赡艿脑蚴牵湃问且环N穩(wěn)定的信念，是依賴關(guān)系的表現(xiàn)；感知或認(rèn)知水平提高，自身認(rèn)同感增強(qiáng)，行為主體更愿意相信組織[48]。此外，組織信任對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿具有積極影響(β=0.511,ρ=0.000)，其原因是，信任可以提高彼此之間的關(guān)系承諾、降低信息不對(duì)稱性、加強(qiáng)合作，進(jìn)而提高采納意愿[49]。

***表示1%的顯著性水平。下同。*** indicates significant at the 1% level. The same below.

研究還發(fā)現(xiàn)，障礙感知對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿產(chǎn)生了正向影響(β=0.192,ρ=0.000)。這是因?yàn)?，障礙感知是農(nóng)戶自我效能的體現(xiàn)，其本質(zhì)是農(nóng)戶對(duì)自身健康狀況、時(shí)間保障、家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力和資金投入等控制和使用能力的主觀認(rèn)識(shí)；若農(nóng)戶認(rèn)識(shí)到自己在上述方面不存在任何障礙或者障礙較低，則其感知到的采納特定親環(huán)境行為的能力越強(qiáng)，從而采納意愿也越強(qiáng)[50]。

根據(jù)原結(jié)構(gòu)模型，知識(shí)擴(kuò)散不僅通過(guò)外部風(fēng)險(xiǎn)感知與組織信任、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知與組織信任、障礙感知間接影響農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿，還可能對(duì)意愿產(chǎn)生直接影響。由圖3可知，知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿具有正向弱相關(guān)關(guān)系(β=0.072，ρ=0.004)，驗(yàn)證了知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿具有顯著積極的影響這一假設(shè)。這表明，知識(shí)擴(kuò)散會(huì)在一定程度上提升農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿，即知識(shí)擴(kuò)散水平越高，對(duì)農(nóng)戶采納意愿的強(qiáng)化作用越強(qiáng)。這一點(diǎn)已被前期研究所證實(shí)[13,27]。其給出的解釋是，農(nóng)戶在參加知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)時(shí)，與他人交流心得和生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)等成為一種常態(tài)，在這種交互過(guò)程中往往會(huì)產(chǎn)生“從眾效應(yīng)”，即態(tài)度和意愿會(huì)相互影響、彼此強(qiáng)化，進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶決策產(chǎn)生影響[51]。

圖3 知識(shí)擴(kuò)散影響農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的部分中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)模型Fig.3 Partial mediating effect of knowledge diffusion on farmers’ intention to adopt green manure-rice cropping system

表6 知識(shí)擴(kuò)散影響農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的路徑系數(shù)Table 6 Path coefficient results of knowledge diffusion affecting farmers’adoption intention of green manure-rice cropping system

3.2.2知識(shí)擴(kuò)散影響的路徑分析

本研究采用Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。運(yùn)用Bootstrap生成的偏差校正置信區(qū)間和百分位置信區(qū)間方法，取效應(yīng)參數(shù)分布第2.5百分位數(shù)與第97.5百分位數(shù)數(shù)值為上下界，檢查95% CI是否包含0；若區(qū)間不包含0，表明中介效應(yīng)顯著，否則不顯著。表7是知識(shí)擴(kuò)散影響農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的三條路徑分析結(jié)果。可見，外部風(fēng)險(xiǎn)感知→組織信任→采納意愿(β=0.140,ρ=0.000,95%置信區(qū)間從0.106到0.170)和生態(tài)價(jià)值感知→組織信任→采納意愿(β=0.110,ρ=0.000,95%置信區(qū)間從0.082到0.155)的間接效應(yīng)顯著均為正，驗(yàn)證了組織信任在外部風(fēng)險(xiǎn)感知、生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知與綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿之間發(fā)揮中介作用這一假設(shè)。知識(shí)擴(kuò)散→外部風(fēng)險(xiǎn)感知→組織信任→采納意愿的間接效應(yīng)顯著為正(β=0.018,ρ=0.000,95%置信區(qū)間從0.009到0.028)，因此，知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的作用可以通過(guò)提高外部風(fēng)險(xiǎn)感知水平和增加組織信任進(jìn)行傳導(dǎo)，驗(yàn)證了外部風(fēng)險(xiǎn)感知、組織信任在知識(shí)擴(kuò)散對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔眠@一假設(shè)。其內(nèi)在邏輯可表述為，知識(shí)擴(kuò)散會(huì)使農(nóng)戶獲取更多系統(tǒng)性的技術(shù)知識(shí)等信息，有助于提高農(nóng)戶對(duì)過(guò)度施用化肥會(huì)帶來(lái)一系列危害的認(rèn)識(shí)水平，進(jìn)而增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)周圍合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)等產(chǎn)業(yè)組織和政府推廣綠肥稻作系統(tǒng)的信任程度，激勵(lì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意向。知識(shí)擴(kuò)散→生態(tài)價(jià)值感知→組織信任→采納意愿的間接效應(yīng)顯著為正(β=0.015,ρ=0.001,95%的置信區(qū)間從0.008到0.025)，即知識(shí)擴(kuò)散通過(guò)提高生態(tài)價(jià)值感知和組織信任顯著促進(jìn)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿，驗(yàn)證了生態(tài)服務(wù)價(jià)值認(rèn)知、組織信任在知識(shí)擴(kuò)散對(duì)綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的影響中存在鏈?zhǔn)街薪樽饔眠@一假設(shè)。其內(nèi)在邏輯為，知識(shí)擴(kuò)散可以打破農(nóng)戶信息壁壘，獲取更多有關(guān)綠肥種植、經(jīng)營(yíng)管理等方面的知識(shí)技術(shù)信息，以增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)綠肥生態(tài)服務(wù)價(jià)值感知水平，增加農(nóng)戶認(rèn)同感，進(jìn)而提高對(duì)新型經(jīng)營(yíng)主體和政府的信任水平，促進(jìn)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿積極性。知識(shí)擴(kuò)散→障礙感知→采納意愿的間接效應(yīng)顯著為正(β=0.021,ρ=0.008,95%的置信區(qū)間從0.008到0.038)，說(shuō)明知識(shí)擴(kuò)散通過(guò)強(qiáng)化農(nóng)戶障礙感知顯著促進(jìn)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿，驗(yàn)證了障礙感知在知識(shí)擴(kuò)散與綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿之間發(fā)揮中介作用這一假設(shè)。可能的解釋是，知識(shí)擴(kuò)散可以加快信息共享，使農(nóng)戶可以更清晰地評(píng)估自身及家庭采納綠肥稻作系統(tǒng)能力，當(dāng)農(nóng)戶感知約束能力較弱時(shí)其綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿越強(qiáng)。

表7 知識(shí)擴(kuò)散影響采納意愿的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)Table 7 Direct effect, indirect effect and total effect of knowledge diffusion affecting adoption intention

3.3 進(jìn)一步從農(nóng)戶稟賦視角挖掘知識(shí)擴(kuò)散的驅(qū)動(dòng)因素

前文研究表明，知識(shí)擴(kuò)散既可以直接促進(jìn)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿，又能通過(guò)多條路徑間接地對(duì)農(nóng)戶意愿產(chǎn)生顯著正向影響?？梢姡瑥?qiáng)化知識(shí)擴(kuò)散是持續(xù)提高農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的有效措施。那么，農(nóng)戶參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)會(huì)受到哪些因素的影響？本部分將進(jìn)一步分析異質(zhì)性農(nóng)戶稟賦對(duì)知識(shí)擴(kuò)散的影響。借鑒黃曉慧等[52]、汪文雄等[53]研究，選取健康狀況、受教育程度和兼業(yè)情況為人力資本稟賦，是否加入合作社、是否為黨員為社會(huì)資本稟賦，農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模、耕地細(xì)碎化程度為自然資本稟賦，家庭農(nóng)用機(jī)械數(shù)量為物質(zhì)資本稟賦，家庭收入水平為經(jīng)濟(jì)資本稟賦。

由表8可知，農(nóng)戶參加專業(yè)合作社在1%水平上對(duì)知識(shí)擴(kuò)散產(chǎn)生正向影響。從邊際效應(yīng)來(lái)看，在其他因素不變的情況下，參與合作社會(huì)顯著降低農(nóng)戶不參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率，而使參與2種知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率提高10.23%。這在一定程度上反映出作為合作社社員，農(nóng)戶享有合作社提供的制度安排服務(wù)，可以獲取更多參與綠肥稻作系統(tǒng)技術(shù)培訓(xùn)和宣傳的機(jī)會(huì)。務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)在5%水平上對(duì)知識(shí)擴(kuò)散產(chǎn)生正向影響，表明農(nóng)戶務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)越豐富，越可能參與與綠肥稻作系統(tǒng)相關(guān)的知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)。根據(jù)邊際效應(yīng)，務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)提升1%，會(huì)使農(nóng)戶不參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率降低3.17%，使參與2種知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率提高3.14%?？赡艿慕忉屖牵瑒?wù)農(nóng)年限較長(zhǎng)，意味著農(nóng)戶更加專注于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，同時(shí)，也更加了解綠肥文化和熟悉綠肥在減肥增效和促進(jìn)增收方面的價(jià)值，因此在有條件的情況下更愿意參與綠肥稻作系統(tǒng)知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)。教育程度在1%水平上對(duì)知識(shí)擴(kuò)散具有正向顯著影響，表明農(nóng)戶受教育程度越高，越可能參與知識(shí)擴(kuò)散。受教育程度每提升1%，農(nóng)戶不參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率降低8.98%，參與2種知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率提高8.90%。這是由于農(nóng)戶受教育程度越高，學(xué)習(xí)能力越強(qiáng)，對(duì)農(nóng)業(yè)培訓(xùn)宣傳重要性的認(rèn)識(shí)會(huì)更深刻，因而參加農(nóng)業(yè)知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的可能性也越大[54]。家庭收入在10%水平上對(duì)知識(shí)擴(kuò)散產(chǎn)生正向顯著影響；家庭收入每提高1%，農(nóng)戶不參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率降低3.65%，參與2種知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率提高3.61%。主要原因是，家庭收入是農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本的重要體現(xiàn)，反映了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的能力，只有以經(jīng)濟(jì)資本作為保障，農(nóng)戶才具備采納綠肥稻作系統(tǒng)的基礎(chǔ)動(dòng)機(jī)，進(jìn)而可能參加知識(shí)素養(yǎng)強(qiáng)化活動(dòng)。耕地面積對(duì)知識(shí)擴(kuò)散產(chǎn)生顯著的“U”型作用，原因在于，小規(guī)模農(nóng)戶通過(guò)“搭便車”享受到合作社、企業(yè)等新型經(jīng)營(yíng)主體技術(shù)外溢效應(yīng)的福利，但隨著種植規(guī)模的擴(kuò)大，其承擔(dān)更多的成本投入風(fēng)險(xiǎn)，為穩(wěn)定產(chǎn)出和收益，會(huì)對(duì)存在風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)作制度變遷持更加審慎的態(tài)度，這會(huì)抑制農(nóng)戶參與相關(guān)知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)；然而，伴隨種植面積的進(jìn)一步增加，意味著采納綠肥稻作系統(tǒng)的更可能是種植大戶等新型經(jīng)營(yíng)主體，他們通常會(huì)得到政府農(nóng)業(yè)推廣政策的支持[55]。此外，身體狀況在1%水平上對(duì)農(nóng)戶知識(shí)擴(kuò)散產(chǎn)生正向影響，表明農(nóng)戶身體狀況越好，越可能有自主能力和精力投入?yún)⑴c知識(shí)擴(kuò)散。

表8 回歸結(jié)果及其邊際效應(yīng)Table 8 Regression results and the marginal effects

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，將樣本農(nóng)戶年齡大于65歲的樣本量刪除，再次進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果見圖4和表9。結(jié)果表明，知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿具有顯著正向影響，農(nóng)戶外部風(fēng)險(xiǎn)感知與組織信任、生態(tài)服務(wù)價(jià)值感知與組織信任均在知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿中具有鏈?zhǔn)街薪樽饔?，知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)意愿的影響也通過(guò)農(nóng)戶障礙感知進(jìn)行傳導(dǎo)。此外，農(nóng)戶參加合作社、務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)、受教育程度、身體健康狀況等因素均對(duì)農(nóng)戶知識(shí)擴(kuò)散具有顯著正向影響，且能夠降低農(nóng)戶不參與知識(shí)擴(kuò)散的概率，提高參與2種知識(shí)擴(kuò)散的概率(表10)。此結(jié)果與以上實(shí)證結(jié)果較一致，由此表明，本研究結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

圖4 結(jié)構(gòu)方程模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)Fig.4 Robustness test of structural equation model

表9 作用路徑的穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 9 Robustness test of path analysis

表10 回歸結(jié)果及其邊際效應(yīng)的穩(wěn)健性Table 10 Robustness of regression results and the marginal effects

表10(續(xù))

4 結(jié)論與建議

本研究探究了知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿的影響及作用路徑，并進(jìn)一步從農(nóng)戶稟賦視角分析影響知識(shí)擴(kuò)散的主要因素。結(jié)果表明：知識(shí)擴(kuò)散對(duì)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿具有顯著正向的直接影響；農(nóng)戶外部風(fēng)險(xiǎn)感知積極影響組織信任，外部風(fēng)險(xiǎn)感知和組織信任在知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿中發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔?；農(nóng)戶生態(tài)服務(wù)價(jià)值感知對(duì)組織信任具有積極影響，生態(tài)服務(wù)價(jià)值感知和組織信任在知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿中亦發(fā)揮鏈?zhǔn)街薪樽饔茫晦r(nóng)戶障礙感知在知識(shí)擴(kuò)散與農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿中具有中介作用。此外，參加合作社、務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)、教育程度、家庭收入、身體健康狀況均對(duì)農(nóng)戶參加知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)具有顯著的正向影響，且從邊際效應(yīng)來(lái)看，能降低農(nóng)戶不參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率，而提升參與2種知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的概率。

基于以上研究結(jié)論，提出以下3點(diǎn)政策建議：

(1)開展系統(tǒng)性宣講培訓(xùn)活動(dòng)，增強(qiáng)農(nóng)戶綠肥稻作系統(tǒng)采納意愿。應(yīng)健全基層技術(shù)推廣體系，通過(guò)建立農(nóng)技推廣服務(wù)工作站、科技服務(wù)工作站、院士工作站、示范基地等，不斷創(chuàng)新知識(shí)擴(kuò)散渠道，做好農(nóng)業(yè)科技推廣“最后一公里”工作。尤其針對(duì)新冠疫情常態(tài)化防控新形勢(shì)，可實(shí)行線上線下多元化宣講和培訓(xùn)活動(dòng)。例如，開展“綠肥”農(nóng)技服務(wù)下鄉(xiāng)活動(dòng)、綠肥推廣示范相關(guān)政策解讀、綠肥生產(chǎn)現(xiàn)場(chǎng)觀摩會(huì)以及依托“快手”、“抖音”等智能終端APP媒介進(jìn)行綠肥技術(shù)宣傳，增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)綠肥品種、功效、用途及政策支持等的系統(tǒng)化了解，提高農(nóng)戶外部風(fēng)險(xiǎn)感知和綠肥生態(tài)價(jià)值認(rèn)知。

(2)提高農(nóng)戶組織信任，發(fā)揮新型經(jīng)營(yíng)主體引領(lǐng)作用。從生產(chǎn)投入要素、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷方式等方面不斷創(chuàng)新利益聯(lián)結(jié)模式，提高農(nóng)戶組織化程度，發(fā)揮合作社、企業(yè)等新型經(jīng)營(yíng)主體的綠肥種植示范帶動(dòng)作用；進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)戶與新型經(jīng)營(yíng)主體有機(jī)銜接，通過(guò)加入合作社或與合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)簽訂生產(chǎn)、服務(wù)、銷售訂單等協(xié)作方式，增加雙方在播種前、經(jīng)營(yíng)管理和后茬管理等農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)交流合作，強(qiáng)化農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)業(yè)組織的信任水平，以更好地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)組織在綠肥稻作系統(tǒng)推廣中的引領(lǐng)作用。

(3)改善農(nóng)戶稟賦條件，增強(qiáng)知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)參與積極性。立足農(nóng)戶受教育程度、務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)和家庭收入水平等情況的差異性，結(jié)合各自的現(xiàn)實(shí)需求和主要瓶頸，分層瞄準(zhǔn)不同類型農(nóng)戶，制定差異化、個(gè)性化知識(shí)擴(kuò)散方案，提供更具針對(duì)性、精準(zhǔn)化的宣傳和培訓(xùn)內(nèi)容。優(yōu)先引導(dǎo)家庭農(nóng)業(yè)收入占比較大的農(nóng)戶參與綠肥稻作系統(tǒng)宣傳培訓(xùn)，合理制定促進(jìn)農(nóng)戶參與知識(shí)擴(kuò)散活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)方案，如為參與的農(nóng)戶發(fā)放誤工補(bǔ)貼等。