農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響

張殿偉，陸 遷，李家輝

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100）

0 引 言

作為農(nóng)業(yè)大國，2021 年我國農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的61.5%。灌溉用水占農(nóng)業(yè)用水的90%以上，但全國平均農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)僅為0.568。因此，發(fā)展節(jié)水灌溉技術(shù)成為中國農(nóng)業(yè)提高水資源利用率，擺脫缺水危機(jī)和保障糧食安全的必然選擇[1]。節(jié)水灌溉技術(shù)具有節(jié)約水資源和增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益的雙重功效，要轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)粗放灌溉模式，統(tǒng)籌農(nóng)業(yè)用水精細(xì)化管理[2,3]。然而，在現(xiàn)實(shí)實(shí)踐中，我國農(nóng)田節(jié)水灌溉技術(shù)采用率仍然偏低，甚至有些地方出現(xiàn)下降趨勢[4]。鑒于此，深入探究農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響因素，尋求提高節(jié)水灌溉技術(shù)采用率的途徑，對節(jié)約水資源與中國農(nóng)業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義[5,6]。

梳理相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)針對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采用的研究較為豐富，已有文獻(xiàn)主要從農(nóng)戶特征[7]、自然環(huán)境[8]、社會網(wǎng)絡(luò)[9]、農(nóng)業(yè)水價(jià)政策[10]、水資源產(chǎn)權(quán)與管理制度[11]、地權(quán)穩(wěn)定性[6]等維度探討農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響因素，但從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織視角予以探討的成果相對較少。截止2021年底，全國登記的農(nóng)民合作社225.9萬家，縣級以上農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)超過9 萬家，家庭農(nóng)場超過390 萬家[12]，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的蓬勃發(fā)展與產(chǎn)業(yè)組織模式不斷創(chuàng)新，將進(jìn)一步促進(jìn)我國小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的組織性、規(guī)模性等特征在促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散及其應(yīng)用方面具有天然優(yōu)勢[13]。作為農(nóng)戶生產(chǎn)決策重要內(nèi)容的節(jié)水灌溉技術(shù)采納，不僅屬于一種投資行為，而且對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有重大影響，很可能受到產(chǎn)業(yè)組織的影響。已有文獻(xiàn)證實(shí)，農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織確實(shí)有助于激發(fā)農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)新技術(shù)[14,15]；也有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)業(yè)技術(shù)與效率沒有顯著影響[16]。因此，關(guān)于加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織如何影響農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為還有待研究。

盡管學(xué)者對國家實(shí)施的最嚴(yán)格的水資源管理制度，促進(jìn)節(jié)水灌溉技術(shù)采納政策做出積極響應(yīng)，少量學(xué)者探討了加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響，但仍存在以下不足：文獻(xiàn)中關(guān)于加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響路徑多從組織支持、交易成本[17]和信息獲取[18,19]等方面考慮，在加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織背景下考慮土地規(guī)模化對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的作用機(jī)制和影響路徑并不多見。節(jié)水灌溉技術(shù)的整體性強(qiáng)，其采納受地塊和土地規(guī)模限制[20]，因此，節(jié)水灌溉技術(shù)通常在土地規(guī)?；臈l件下開展。

鑒于此，本文充分考慮節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為中農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織因素，并將土地規(guī)模化因素同時(shí)納入統(tǒng)一分析框架中，探討加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織是否受到土地規(guī)?；瘷C(jī)制間接影響農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)行為的選擇，最后利用陜西、甘肅、寧夏三省839份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為政府制定節(jié)水政策提供參考，為我國的節(jié)水灌溉事業(yè)做出貢獻(xiàn)。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，相比以往對于節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響因素研究，本文研究了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織加入對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響，有助于彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)的不足。第二，本文揭示了產(chǎn)業(yè)組織影響技術(shù)采用的可能機(jī)制，有助于深入了解農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織與技術(shù)采用行為之間的復(fù)雜關(guān)系。第三，以往文獻(xiàn)雖然很早指出產(chǎn)業(yè)組織加入可以促進(jìn)土地規(guī)?；?，進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)采用，但關(guān)于兩者之間機(jī)制分析和檢驗(yàn)的相關(guān)文獻(xiàn)較少，本文利用概率密度分布圖計(jì)算土地規(guī)模門檻，論證了相關(guān)影響機(jī)理，實(shí)證分析和檢驗(yàn)上述機(jī)制存在的可能性。第四，本文的研究結(jié)論將為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織參與節(jié)水灌溉技術(shù)采納的政策制定提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)，也為解決我國當(dāng)前干旱半干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)用水短缺，保障農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供了新的途徑。

1 理論分析和研究假說

作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的有機(jī)組成部分，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織帶來的收益不僅局限于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織本身，而是在諸多領(lǐng)域都能夠產(chǎn)生正的外部性，對經(jīng)濟(jì)主體行為具有深遠(yuǎn)的影響。對于農(nóng)戶而言，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入一方面可以通過直接影響農(nóng)戶的生產(chǎn)和經(jīng)營方式，作用于節(jié)水灌溉技術(shù)的采納；另一方面也可以通過改變土地經(jīng)營規(guī)模，間接影響農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)的采納。本文從直接影響和間接影響兩個(gè)維度闡述農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響。

1.1 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入對農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的直接影響

在“大國小農(nóng)”的基本國情下，我國小農(nóng)具有資本匱乏、抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱和組織性差等特點(diǎn)，由此導(dǎo)致節(jié)水灌溉技術(shù)推廣困難。隨著我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織發(fā)展實(shí)力、經(jīng)營活力和帶動能力的不斷增強(qiáng)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)業(yè)的促進(jìn)作用凸顯。首先，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織為農(nóng)戶拓寬認(rèn)知新科技的渠道，整合和表達(dá)農(nóng)戶的技術(shù)需求，提供專業(yè)化的教育與培訓(xùn)，提高農(nóng)民能力的同時(shí)有效提高了采納新技術(shù)的可能性[21]；其次，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織集中采購農(nóng)業(yè)技術(shù)、提供技術(shù)服務(wù)、銷售農(nóng)產(chǎn)品和購買農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)，為農(nóng)戶規(guī)避技術(shù)采納、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動和自然災(zāi)害的風(fēng)險(xiǎn)[17,22]；再次，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織不僅可以與正規(guī)金融機(jī)構(gòu)通過抵押制度安排克服農(nóng)戶道德風(fēng)險(xiǎn)與信息不對稱問題，提高農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性[23]，還可以拓展產(chǎn)業(yè)組織內(nèi)部以親緣、友緣為基礎(chǔ)的社會網(wǎng)絡(luò)，提高農(nóng)戶非正規(guī)信貸的可得性，為農(nóng)戶采納新技術(shù)提供資金支持[24,25]。Degnet 等[26]對埃塞俄比亞農(nóng)戶技術(shù)采納行為的分析證實(shí)，產(chǎn)業(yè)組織可以在加快埃塞俄比亞小農(nóng)采用農(nóng)業(yè)技術(shù)方面發(fā)揮重要作用。吳比等[17]利用我國11省1 022個(gè)農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)研究證實(shí)農(nóng)民組織化對農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散具有顯著的正向推動作用。可見，農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織有助于解決節(jié)水灌溉技術(shù)采納中存在的問題。因此本文提出：

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入促進(jìn)農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)。

1.2 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入通過促進(jìn)土地規(guī)?；g接影響農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入除了直接推動節(jié)水灌溉技術(shù)采納外，還會通過影響農(nóng)戶的土地經(jīng)營規(guī)模作用于節(jié)水灌溉技術(shù)的采納。一方面，率先加入產(chǎn)業(yè)組織的農(nóng)戶享受到產(chǎn)業(yè)組織帶來的技術(shù)和服務(wù)等福利，主動搶先奪得產(chǎn)業(yè)組織帶來的第一波紅利，實(shí)現(xiàn)了土地規(guī)模化[27]；另一方面，伴隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的發(fā)展，先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)與設(shè)備不斷采用有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織進(jìn)一步利用現(xiàn)有資源擴(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模[28]。此外，對其他未加入產(chǎn)業(yè)組織的農(nóng)戶產(chǎn)生示范帶動作用，促使其加入產(chǎn)業(yè)組織和擴(kuò)大土地經(jīng)營面積。許朗[20]等人認(rèn)為，由于節(jié)水灌溉技術(shù)整體性強(qiáng)，受到地塊與使用規(guī)模的限制，小規(guī)模的單個(gè)農(nóng)戶無法采用，即使采用也成本過高。土地經(jīng)營規(guī)模是影響農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的主要因素之一，土地經(jīng)營規(guī)模越大，農(nóng)戶越傾向于采用節(jié)水灌溉技術(shù)等先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)[29]。采用某項(xiàng)節(jié)水技術(shù)的效益回報(bào)必須大于該項(xiàng)技術(shù)的投資成本，而且兩者差異越大，該項(xiàng)技術(shù)推廣的可能性越大[30]。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織憑借其規(guī)模效應(yīng)，既能降低節(jié)水灌溉技術(shù)的采用成本，拉大技術(shù)效益與成本之差，也能促進(jìn)農(nóng)戶聯(lián)合，擴(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模。因此，本文提出：

假設(shè)2：加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織通過促進(jìn)土地規(guī)?；?，促使農(nóng)戶更積極的采用節(jié)水灌溉技術(shù)。

綜上，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織加入對節(jié)水灌溉技術(shù)采納的影響路徑可以總結(jié)如下：①農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織加入直接作用于節(jié)水灌溉技術(shù)采納；②通過促進(jìn)土地規(guī)?；?，間接作用于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納。因此，本文對產(chǎn)業(yè)組織加入對節(jié)水灌溉技術(shù)的綜合影響通過實(shí)證分析進(jìn)行檢驗(yàn)。

2 數(shù)據(jù)與變量

2.1 數(shù)據(jù)來源

課題組2021 年8 月先后在陜西、甘肅、寧夏開展農(nóng)戶問卷調(diào)查。三?。▍^(qū)）地處內(nèi)陸，屬于大陸性氣候，大部分區(qū)域?yàn)楦珊蹬c半干旱地區(qū)，水資源年際間變化大，時(shí)空分布不均勻，灌溉方式仍以大水漫灌為主，水資源利用率低，浪費(fèi)了大量的水資源，嚴(yán)重制約了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的發(fā)展。隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，三?。▍^(qū)）對水資源的需求將進(jìn)一步增加，農(nóng)業(yè)作為用水大戶，發(fā)展高效節(jié)水灌溉技術(shù)以緩解水資源供需矛盾是非常必要的。調(diào)研采用概率比例規(guī)模抽樣（PPS）與簡單隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法選取樣本，共分為3個(gè)階段，第一、二階段按照PPS 抽樣要求從陜西省澄城縣和蒲城縣抽取5 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；甘肅省臨澤縣和民樂縣抽取7個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；寧夏青銅峽市抽取3 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2～4 個(gè)樣本村，第三階段，在每個(gè)樣本村隨機(jī)抽取15～40個(gè)種植戶作為調(diào)研對象，最終獲得有效問卷839 份，其中，甘肅386 戶，占46%，寧夏223 戶，占26.6%，陜西230 戶，占27.4%，樣本數(shù)據(jù)分布較為均勻。839位受訪者中，以男性居多，占93.6%，年齡主要集中在50 歲以上，占89.2%，受訪者文化水平普遍偏低，小學(xué)和初中文化水平的分別占31.6%和40.3%，調(diào)查農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入水平較低，多數(shù)集中在1 000 元以下，占75.3%?？梢?，多數(shù)受訪者基本都是農(nóng)戶家庭的主要農(nóng)業(yè)勞動力，都能理解調(diào)查問卷內(nèi)容，調(diào)查所得數(shù)據(jù)可信度較高。

2.2 變量選取

（1）因變量：節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為，所謂節(jié)水灌溉技術(shù)指以最低限度的用水量獲得最大的產(chǎn)量或收益，也就是最大限度地提高單位灌溉水量的農(nóng)作物產(chǎn)量和產(chǎn)值的灌溉措施。主要措施有：滴灌、微噴灌、渠道滲灌和覆膜灌等。農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為屬于二元離散模型，采納賦值為1，未采納賦值為0。

（2）自變量：是否加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織，在實(shí)地調(diào)研中，調(diào)研人員通過詢問農(nóng)戶“您家是否參與產(chǎn)業(yè)組織？”問題來獲得農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)組織信息，若參與，賦值為1，未參與，賦值為0。

（3）中介變量：土地規(guī)?；瑸闄z驗(yàn)加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織是否會通過促進(jìn)土地規(guī)?；瘉碛绊戅r(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)。本文借鑒鄭適[31]等計(jì)算土地規(guī)模門檻的方法，在剔除農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的影響，以耕地面積為橫軸，分別畫出采納節(jié)水灌溉農(nóng)戶群體和未采納節(jié)水灌溉農(nóng)戶群體的密度分布圖來估算節(jié)水灌溉技術(shù)的規(guī)模門檻，耕地面積超過門檻值則表示土地規(guī)?；?，賦值為1，低于門檻值，表示未規(guī)模化，賦值為0。

（4）控制變量：為避免其他可能影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織加入對節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的因素對檢驗(yàn)結(jié)果造成干擾，本文借鑒已有文獻(xiàn)，選取耕地面積、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好、機(jī)械化程度、從事農(nóng)業(yè)年數(shù)、農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)勞動力、勞動時(shí)長、是否曾遭遇干旱、您未來愿意采用應(yīng)對干旱的措施、雇人灌溉、灌溉費(fèi)用、政府推廣服務(wù)和農(nóng)業(yè)灌溉用水便利程度作為控制變量[31]，以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。具體的變量統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1 基本變量統(tǒng)計(jì)特征（N=839）Tab.1 Statistical characteristics of basic variables (N=839)

3 計(jì)量模型與分析結(jié)果

3.1 模型設(shè)定

被解釋變量節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為是二值變量，傳統(tǒng)研究方式在這種情況下多采用非線性模型進(jìn)行回歸，其中Probit和Logit 模型最為典型，本文選用logit 模型進(jìn)行估計(jì)，故設(shè)定基準(zhǔn)模型如下：

式中：Yi表示農(nóng)戶i的節(jié)水灌溉技術(shù)采用行為，Xi表示農(nóng)戶i農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的加入情況，Wij表示農(nóng)戶i的第j個(gè)控制變量，包括耕地面積、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好、機(jī)械化程度、從事農(nóng)業(yè)年數(shù)、農(nóng)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)勞動力、勞動時(shí)長、是否曾遭遇干旱、您未來愿意采用應(yīng)對干旱的措施、是否雇人灌溉、灌溉費(fèi)用、政府推廣服務(wù)和農(nóng)業(yè)灌溉用水便利程度；β0為常數(shù)，βi、γij為待估參數(shù)，用以判斷核心自變量，控制變量對節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為影響的顯著程度及方向，εi為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

為深入研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織如何影響農(nóng)戶的節(jié)水灌溉技術(shù)采用行為，采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制分析。由于因變量為二分類變量，而常用的Bootstrap 方法通常適用于中介變量、因變量均為連續(xù)型變量的中介檢驗(yàn)。對此，參考Iacobucci[32]改進(jìn)的中介變量或因變量為類別變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，并借鑒李容容等[33]，分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織能否通過土地規(guī)模化路徑促進(jìn)農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)。該方法不僅適用于中介變量、因變量為類別變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，對中介變量、因變量為連續(xù)型變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)同樣適用[34]。具體檢驗(yàn)過程如下：

按照逐步回歸法的思路建立2個(gè)回歸方程：

上述模型中，Mi為中介變量，表示農(nóng)戶i土地是否規(guī)?；?；δ0、φ0為常數(shù)項(xiàng)，α、δ2、φ1、γ、φ3為待估系數(shù)，εi2、εi3為隨機(jī)擾動項(xiàng)，其他變量與模型（1）一致。在方程估計(jì)過程中，根據(jù)因變量（Yi、Mi）的類型，選擇OLS 回歸或Logit 回歸。但這兩類回歸得到的估計(jì)系數(shù)不在同一尺度上，不具有可比性。為統(tǒng)一尺度，需要依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)用到的兩個(gè)系數(shù)α和γ及其標(biāo)準(zhǔn)誤Sα、Sγ依次構(gòu)造如下統(tǒng)計(jì)量：

式中：統(tǒng)計(jì)量Z服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，若Z的絕對值在1.96～2.58 之間，說明中介效應(yīng)在5%的水平上顯著；若Z的絕對值大于2.58，則說明中介效應(yīng)在1%的水平上顯著。

3.2 加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)影響的實(shí)證分析

首先進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)，所有變量的VIF值均小于2.5，由此認(rèn)定多重共線性并不嚴(yán)重。利用Stata16.0 進(jìn)行擬合估計(jì)，基于式（1）的基準(zhǔn)回歸如表2 所示，由于二元logit模型的估計(jì)系數(shù)僅能反映作用顯著性及其方向，本文進(jìn)一步計(jì)算了其平均邊際效應(yīng)（AME）。由表2 可知，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)有顯著的正向影響，其他顯著的因素有戶主性別、是否雇人灌溉和政府推廣服務(wù)。

首先，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)有顯著正向影響。相對沒有加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的農(nóng)戶，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)的概率提升了18%。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織在我國農(nóng)業(yè)發(fā)展發(fā)揮的作用越來越大，其通過集中農(nóng)戶資金，以較低的價(jià)格購買，安裝節(jié)水灌溉技術(shù)，并安排專業(yè)人員向農(nóng)戶提供節(jié)水灌溉技術(shù)采用的專業(yè)培訓(xùn)。因此，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織促進(jìn)農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的假設(shè)1得到證實(shí)。究其原因，主要是因?yàn)槲覈r(nóng)民收入較低，抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱，節(jié)水灌溉技術(shù)的采納需要投入相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施，對于單個(gè)農(nóng)戶而言是筆不小的支出，并且容易出現(xiàn)“搭便車”的現(xiàn)象。因此加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織無疑有助于農(nóng)戶降低投資成本，增加抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力，進(jìn)而促進(jìn)節(jié)水灌溉技術(shù)采納。

其次，雇人灌溉對節(jié)水灌溉技術(shù)采用也有顯著正向影響。雇人灌溉的農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)的概率提升了8.3%，這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶雇人灌溉的次數(shù)與時(shí)間越長，花費(fèi)在土地上的成本就越高，采納節(jié)水灌溉技術(shù)正好可以減少土地灌溉的成本，促進(jìn)農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)。

最后，接受政府推廣服務(wù)對節(jié)水灌溉技術(shù)采用同樣有顯著正向影響。接受政府推廣服務(wù)的農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)的概率提升了15.4%，這反映了經(jīng)過政府對農(nóng)業(yè)技術(shù)的不斷推廣，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)的觀念逐步改善，了解到采納節(jié)水灌溉技術(shù)對節(jié)水、降低成本、省時(shí)省力的優(yōu)勢，促進(jìn)農(nóng)戶采納新技術(shù)。

3.3 LPM模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證擬合結(jié)果穩(wěn)健性，采用LPM 模型檢驗(yàn)加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的影響[6]。結(jié)果顯示(表2)，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織系數(shù)及符號與基準(zhǔn)回歸基本一致，表明加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為確有顯著正向影響，假說1成立。

3.4 PSM穩(wěn)健性檢驗(yàn)

農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織過程中，通常在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織覆蓋范圍內(nèi)，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織了解較多的農(nóng)戶優(yōu)先加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織，這意味著不同地區(qū)農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的先后順序并不具備隨機(jī)性。因此，樣本選擇可能存在偏差。為消除可能的選擇性偏誤，本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[35]。為保障傾向得分匹配結(jié)果的可靠性，首先對整體樣本進(jìn)行匹配質(zhì)量檢驗(yàn)，并在處理過程中分別采用近鄰匹配法(K值設(shè)定為4)、馬氏距離匹配法和核匹配法進(jìn)行比照。表3 為PSM 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，由表3 可知，PSM 方法有效降低了選擇性偏誤。通過匹配質(zhì)量檢驗(yàn)后，本文進(jìn)一步通過近鄰匹配法、馬氏距離匹配法以及核匹配法計(jì)算了平均處理效應(yīng)，得到的平均處理效應(yīng)分別為18.7%、24.3%和22.8%，進(jìn)一步證實(shí)了加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉型技術(shù)采納行為有顯著促進(jìn)效應(yīng)。

表3 PSM穩(wěn)健性檢驗(yàn)Tab.3 PSM robustness test

3.5 工具變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除了選擇性偏誤問題，還可能存在反向因果引發(fā)的內(nèi)生性。節(jié)水灌溉技術(shù)采納可能對加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織有反向影響，即節(jié)水灌溉技術(shù)采納效果較好、技術(shù)推廣率較高地區(qū)的農(nóng)戶更易加入產(chǎn)業(yè)組織，雖然這一點(diǎn)概率不高。此外，還可能存在遺漏變量和測量誤差，導(dǎo)致估計(jì)偏誤。為此，本文嘗試構(gòu)建工具變量模型以解決反向因果、遺漏變量帶來的潛在內(nèi)生性問題。借鑒林文聲等[36]，引入“縣域內(nèi)除該農(nóng)戶之外其他農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的比例（%）”作為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一方面，該工具變量反映了縣域內(nèi)產(chǎn)業(yè)組織加入狀況，與樣本農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)組織加入狀況息息相關(guān)，滿足工具變量與解釋變量的相關(guān)性要求；另一方面，縣域內(nèi)其他農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的比例不會直接影響該農(nóng)戶的節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為，滿足外生性要求。工具變量估計(jì)結(jié)果顯示（表4），瓦爾德檢驗(yàn)值在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明回歸模型存在內(nèi)生性問題，采用工具變量法是有效的。接著進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。第一階段結(jié)果顯示，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織在1%水平上顯著為正，且第一階段的F值超過10，說明不存在弱工具變量問題。從第二階段回歸結(jié)果來看，使用工具變量模型后，加入產(chǎn)業(yè)組織依然顯著正向作用于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為，假說1再次得到驗(yàn)證。

表4 工具變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)Tab.4 Robustness test of instrumental variables

3.6 加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)影響的異質(zhì)性

農(nóng)戶作為獨(dú)立經(jīng)營的主體，在采用農(nóng)業(yè)技術(shù)上可能受多種因素的影響，例如外部因素、農(nóng)戶特征分化，家庭因素等，從而產(chǎn)生異質(zhì)性。從已有文獻(xiàn)看[7,37]，農(nóng)戶個(gè)體特征與家庭特征的差異會導(dǎo)致農(nóng)戶投資決策的差異。為此本文擬從戶主代際差異與家庭經(jīng)營狀況差異兩個(gè)維度展開分析，以更清晰地刻畫不同情境下加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織帶來的異質(zhì)性效應(yīng)。

（1）不同代際農(nóng)戶：隨著我國農(nóng)業(yè)技術(shù)不斷進(jìn)步，年輕代農(nóng)戶與老一代農(nóng)戶對技術(shù)的認(rèn)知與采納有不同的考慮。為識別加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對不同代際農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為是否存在差異化影響，本文結(jié)合實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)并借鑒已有文獻(xiàn)[38]，以“戶主年齡50 歲”為界線，將樣本農(nóng)戶分為年輕代與老一代。結(jié)果如表5所示，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對年輕代與老一代農(nóng)戶的節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為都存在顯著正向影響，通過結(jié)果對比證實(shí)，對老一代農(nóng)戶的作用要高于年輕代。這表明加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對老一代采納節(jié)水灌溉技術(shù)行為的激勵更大?？赡艿脑蚴抢弦淮蠖嘁赞r(nóng)業(yè)收入為主要收入來源，對土地期望值更高，農(nóng)業(yè)投資重視程度高，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的指導(dǎo)與幫助下，更容易采取新技術(shù)。而年輕代大多以外出務(wù)工為主，對農(nóng)業(yè)投資重視程度低。

（2）不同經(jīng)營狀況農(nóng)戶：在農(nóng)戶收入水平較低的情況下，農(nóng)戶具有較強(qiáng)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，一般情況下無力或不愿意采納新技術(shù)[39]。為檢驗(yàn)不同經(jīng)營狀況農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為是否存在異質(zhì)性影響，本文以農(nóng)戶家庭經(jīng)營中機(jī)械化程度為基準(zhǔn)，把機(jī)械化程度非常不好、不好與一般劃分為經(jīng)營狀況較差的農(nóng)戶，機(jī)械化比較好與非常好劃分為經(jīng)營狀況較好的農(nóng)戶，據(jù)此展開異質(zhì)性分析。結(jié)果顯示，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對經(jīng)營狀況較差的農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)具有明顯的促進(jìn)作用，而對經(jīng)營狀況較好的農(nóng)戶效果不明顯。這與預(yù)期相符，經(jīng)營狀況較差的農(nóng)戶受到經(jīng)營狀況較好農(nóng)戶的影響與示范，充分體會到機(jī)械化帶來的便利，再加上農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織提供的低價(jià)、技術(shù)指導(dǎo)等便利條件，更可能采取節(jié)水灌溉技術(shù)；而經(jīng)營狀況較好的農(nóng)戶很多可能已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的節(jié)水灌溉或其他替代技術(shù)，所以激勵效果不明顯。

4 影響機(jī)制

4.1 節(jié)水灌溉技術(shù)的規(guī)模門檻

本文剔除農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的影響，以耕地面積為橫軸，分別畫出采納節(jié)水灌溉農(nóng)戶群體和未采納節(jié)水灌溉農(nóng)戶群體的密度分布圖來估算節(jié)水灌溉技術(shù)的規(guī)模門檻，結(jié)果如圖1 所示，圖1為控制住是否為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織成員這個(gè)變量后，在非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織成員的農(nóng)戶中采納與不采納群體的土地規(guī)模在0～4.667 hm2之間的分布，從圖1 中可以看出，在0.8 hm2之前，不采納節(jié)水灌溉技術(shù)的人多于采納的，但是從0.8 hm2之后，采納節(jié)水灌溉技術(shù)的農(nóng)戶的數(shù)量多于不采納的農(nóng)戶數(shù)量。由此估計(jì)，0.8 hm2土地規(guī)模在受調(diào)查的農(nóng)戶中成為一個(gè)是否采納節(jié)水灌溉技術(shù)的潛在規(guī)模門檻。

圖1 采納與不采納農(nóng)戶的土地規(guī)模分布Fig.1 Land size distribution of adopting and non-adopting farmers

相較于鄭適[31]等估算的植保無人機(jī)技術(shù)噴灑農(nóng)藥的最低土地經(jīng)營規(guī)模的門檻值，本文的0.8 hm2低于其結(jié)果。這是多方面原因所導(dǎo)致的。第一，前者估計(jì)的是從人工噴灑農(nóng)藥過渡到植保無人機(jī)噴灑農(nóng)藥的最低門檻值，而后者為從傳統(tǒng)灌溉方式到節(jié)水灌溉技術(shù)的最低規(guī)模值；第二，前者反映的是農(nóng)戶的潛在采納意愿，不等同于真實(shí)采納情況，而本文采用的調(diào)查數(shù)據(jù)為農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)真實(shí)的采用情況，通過農(nóng)戶實(shí)際采納的數(shù)據(jù)，更精確的估算采納門檻。

4.2 影響機(jī)制檢驗(yàn)

第四部分的回歸較為全面的揭示了加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對節(jié)水灌溉技術(shù)采納的作用，但是沒有回答加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織如何影響節(jié)水灌溉技術(shù)采納的問題。這一部分嘗試對本文在第二部分提出的加入產(chǎn)業(yè)組織促進(jìn)土地規(guī)?；M(jìn)而更有效的促進(jìn)農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)的內(nèi)在傳導(dǎo)路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果可知，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織很好的促進(jìn)了土地規(guī)?；ㄏ禂?shù)為1.813 且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)）。將加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織與土地規(guī)?；瑫r(shí)納入回歸方程，二者均對節(jié)水灌溉技術(shù)采納有顯著的正向影響。進(jìn)一步，由加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的估計(jì)系數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)誤和土地規(guī)模化的估計(jì)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤，按照改進(jìn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[公式（4）]進(jìn)行檢驗(yàn)，Z值為2.078（見表6），在1.96～2.58 之間，因此土地規(guī)?；闹薪樾?yīng)在5%的水平上顯著。這表明土地規(guī)模化這一中介效應(yīng)存在且顯著。即“加入產(chǎn)業(yè)組織——土地規(guī)?；?jié)水灌溉技術(shù)采納”的影響路徑成立，假說2得以驗(yàn)證。通過計(jì)算，發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重達(dá)到66.48%，中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占較大比重，說明農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織會促進(jìn)其土地規(guī)?；?，進(jìn)而激勵農(nóng)戶更多的采納節(jié)水灌溉技術(shù)。

表6 作用機(jī)制檢驗(yàn)Tab.6 Mechanism test

5 結(jié)論與建議

本文基于陜西、甘肅、寧夏三省（區(qū)）839 份微觀數(shù)據(jù)，考察了加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納的影響，并檢驗(yàn)其作用條件與影響機(jī)制。得出如下結(jié)論：首先，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織對農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)起著至關(guān)重要的作用，相對于未加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的農(nóng)戶，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)的概率提升了18%。進(jìn)一步采用LPM 模型和傾向性得分匹配法（PSM）驗(yàn)證結(jié)論的可靠性。其次，陜西、甘肅、寧夏三省（區(qū)）農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)的規(guī)模門檻值約為0.8 hm2。再次，為深入探究加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織影響農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制，本文引入土地規(guī)?；鳛橹薪樽兞?，中介效應(yīng)模型顯示上述傳導(dǎo)機(jī)制成立，說明加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織會促進(jìn)農(nóng)戶土地規(guī)模化進(jìn)而促使其采納節(jié)水灌溉型技術(shù)。最后，本文從代際差異、家庭經(jīng)營狀況差異兩個(gè)層面，對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納行為進(jìn)行異質(zhì)性分析，研究發(fā)現(xiàn)，加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織能夠更好地促進(jìn)老一代種植戶、家庭經(jīng)營狀況較差農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)。

基于上述結(jié)論，本文的政策啟示：首先，鑒于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織在節(jié)水灌溉技術(shù)采用中發(fā)揮的正向作用，國家需繼續(xù)支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織發(fā)展，為其提供政策支持并做好監(jiān)督，發(fā)揮好其在技術(shù)推廣中的重要作用。其次，國家持續(xù)推動土地制度和配套政策改革，加快推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，加快土地規(guī)模化進(jìn)程，促進(jìn)農(nóng)業(yè)新技術(shù)采納。再次，政府繼續(xù)開展農(nóng)技推廣服務(wù)并進(jìn)行創(chuàng)新，將線上線下服務(wù)模式相結(jié)合，借助網(wǎng)絡(luò)技術(shù)和平臺解讀農(nóng)業(yè)政策、宣傳農(nóng)技知識和開展技術(shù)培訓(xùn)，引導(dǎo)農(nóng)戶參與其中，同時(shí)加大補(bǔ)貼力度，促進(jìn)節(jié)水灌溉技術(shù)的采納，通過政府培訓(xùn)使農(nóng)民認(rèn)識到節(jié)水灌溉技術(shù)的好處，并培育新型農(nóng)民，多方共同努力，早日實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。最后，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織在農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)采納中的示范帶動作用，讓農(nóng)戶切實(shí)體會到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織和節(jié)水灌溉技術(shù)的好處，吸引更多農(nóng)戶參與到產(chǎn)業(yè)組織中，為農(nóng)戶提供信息共享服務(wù)、技術(shù)指導(dǎo)與培訓(xùn)、更廣的銷售渠道、優(yōu)惠高質(zhì)量的農(nóng)資供應(yīng)等服務(wù)。