碳中和愿景下異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿研究*
——基于西部典型農(nóng)牧區(qū)對比分析

趙和萍，蘇向輝，馬瑛，曾德鵬，林文姬，楊宏偉

(1. 新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，烏魯木齊市，830052； 2. 新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)科學(xué)技術(shù)學(xué)院，烏魯木齊市，830052)

0 引言

我國長期以來高消耗、高污染以及高排放的粗放型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式，導(dǎo)致了全球氣溫不斷上升和資源環(huán)境約束趨緊。在此背景下，我國政府陸續(xù)出臺了一系列重要政策法規(guī)，以解決日益嚴(yán)重的環(huán)境污染問題。習(xí)近平總書記在第75屆聯(lián)合國大會一般性辯論上宣布力爭二氧化碳排放力爭于2030年前達(dá)到峰值，努力爭取2060年實現(xiàn)碳中和；黨的十九屆五中全會提出要加快推動綠色低碳發(fā)展。實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)，農(nóng)業(yè)減排固碳既是重要手段，又大有潛力[1]。2021年中央1號文件中明確提出，要大力支持生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣與創(chuàng)新，發(fā)展綠色低碳農(nóng)業(yè)，構(gòu)建現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展體系。農(nóng)戶是綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的終端實施者，其技術(shù)采納很大程度會影響綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)的發(fā)展前景。然而，當(dāng)前農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿普遍偏低，表現(xiàn)為種植戶和牧戶對該技術(shù)的采納積極性和采納比例均不高，這會嚴(yán)重制約我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型[2]。那么，是哪些因素影響了農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿？不同類型的農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)生態(tài)技術(shù)采納意愿的影響因素有何差異？如何提高異質(zhì)性農(nóng)戶的技術(shù)采納意愿？厘清上述問題對推廣綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)和實現(xiàn)碳中和目標(biāo)具有重要的現(xiàn)實意義。

綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)已成為學(xué)術(shù)界重點關(guān)注的話題之一，且基于農(nóng)戶視角研究綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)已取得頗為豐碩的成果。梳理既有文獻，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶技術(shù)采納意愿主要受到以下3方面影響：(1)資源稟賦。諸多學(xué)者通過實證研究證明自然資源表明自然、社會、金融、家庭以及人力等方面的資源稟賦會在不同程度上影響農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿[3-5]。(2)認(rèn)知特征。已有研究證實了農(nóng)戶的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿受其政策了解程度、生態(tài)環(huán)境認(rèn)知、收益及風(fēng)險認(rèn)知等多重因素影響[6-7]。(3)外部規(guī)制。有效的市場需求和效益激勵是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的基礎(chǔ)[8]，因此，綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的培訓(xùn)推廣情況、市場信息的獲取難易度以及政府補貼等因素均會對種植戶技術(shù)采納與否產(chǎn)生較大的影響[9-10]。而對于牧戶的研究多集中于草原生態(tài)補獎?wù)邔ζ渚G色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的影響，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)草原生態(tài)補獎?wù)咴趯嵤┻^程中，政策資金用于購買飼草料對牧戶增加牲畜養(yǎng)殖量有正向影響[11]，也有學(xué)者認(rèn)為在政策規(guī)制下，補獎資金對牧戶產(chǎn)生激勵效果，促使他們對生產(chǎn)方式進行適應(yīng)性調(diào)整，用現(xiàn)代化養(yǎng)殖理念和技術(shù)推動生產(chǎn)效率的增長[12]。

以上分析可以看出，學(xué)術(shù)界就農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)已進行大量研究，為研究提供較好的研究基礎(chǔ)和研究思路。但其中有一個值得深思的問題：牧區(qū)與農(nóng)區(qū)的自然與人文特征存在明顯差異，實現(xiàn)碳中和、碳達(dá)峰目標(biāo)，需要充分考慮農(nóng)牧戶共性及個性，針對不同類型的農(nóng)戶“對癥下藥”，既有文獻多從種植戶或牧戶單方面角度展開研究，且大多數(shù)學(xué)者把“農(nóng)戶”界定為“種植戶”，鮮有研究種植戶與牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的對比分析。基于此，研究基于西部典型農(nóng)牧區(qū)——新疆異質(zhì)性農(nóng)戶的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，運用有序Probit模型，從5大類生計資本對研究區(qū)種植戶和牧戶的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿進行整體意愿分析，對不同類型農(nóng)戶的生計資本造成的采納意愿影響因素的差異展開實證研究，以期為碳中和愿景下農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納研究提供一個新的補充視角，并為西部典型農(nóng)牧區(qū)的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展提供具體化差異化的理論參考。

1 數(shù)據(jù)來源、研究方法與變量選擇

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究以西部典型農(nóng)牧區(qū)——新疆為調(diào)研區(qū)域，種植業(yè)主要是灌溉農(nóng)業(yè)和綠洲農(nóng)業(yè)，畜牧業(yè)以山地牧場為主。調(diào)研選取的奇臺縣、呼圖壁縣等均是當(dāng)?shù)剞r(nóng)牧業(yè)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)，且是首批國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)和國家綠色發(fā)展先行區(qū)。

研究數(shù)據(jù)來源于課題組2020年6—7月和2021年1月在調(diào)研區(qū)走訪的農(nóng)戶實地調(diào)查，以問卷調(diào)查的方式獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)，采用分層隨機抽樣的方法對樣本農(nóng)戶進行訪談，并由調(diào)研人員填寫問卷的形式展開，最終回收有效問卷454份(其中，種植戶問卷305份，牧戶問卷149份)。在454個有效樣本中，男性占總?cè)藬?shù)的74.89%，而女性僅占25.11%，說明男性是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主力軍；在年齡方面，受訪者年齡總體偏大，樣本中41～60歲的群體所占比例高達(dá)79.95%；受訪者以初中文憑為主，占83.48%；超過60%的受訪農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)年限在20年以上，說明大部分受訪農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)年限較長；有82.38%的受訪家庭依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為其主要收入來源，符合樣本選取以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的調(diào)查對象需要。樣本基本情況詳見表1。

表1 樣本基本情況Tab. 1 Basic situation of the sample

1.2 研究方法

因變量為種植戶和牧戶對綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納意愿，農(nóng)戶的回答為“不愿意”、“不太愿意”、“一般”、“比較愿意”和“很愿意”5種情況，依次賦值為1、2、3、4、5，是典型的有序多分類變量，數(shù)值越大表明其采納意愿越強。故而采用處理多分類離散變量的有序Probit回歸模型，模型表達(dá)式如式(1)所示。

(1)

式中：H——人力資本；

F——金融資本；

N——自然資本；

P——物質(zhì)資本；

S——社會資本；

ε——隨機誤差項；

i——第i個樣本；

α、β、γ、δ、η——各個自變量對因變量的影響程度；

(2)

αHi-βFi-γNi-δPi-ηSi)-

F(μ1-αHi-βFi-γNi-δPi-

ηSi)

……

βFi-γNi-δPi-ηSi)

(3)

1.3 變量選取

1) 因變量。本研究的因變量為異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿。不同耕作方式下的碳排放量的實證結(jié)果表明相較于常規(guī)耕作方式，少耕、免耕、輪作以及套種等保護性耕作方式可以在增加土壤碳含量的同時提高土壤團聚體的穩(wěn)定性，進而增強土壤表層的固碳能力[13]。此外，通過減少化肥農(nóng)藥的使用量，充分使用畜禽糞污等天然肥料，殘膜回收等手段可以在增加土壤固碳率的同時，大幅度減少CH4和N2O的排放量[14-15]。對此，借鑒已有研究和調(diào)研區(qū)現(xiàn)實情況，將種植戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)界定為減量施用化肥、種植綠肥、施用低毒低殘留農(nóng)藥、施用有機肥、測土配方施肥、秸稈還田、農(nóng)膜回收、節(jié)水灌溉、作物輪作、保護性耕作以及種養(yǎng)一體生態(tài)農(nóng)業(yè)循環(huán)模式；將牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)界定為牲畜良種培育、獸藥減量、飼草料改良、畜禽糞污集中處理、圈舍科學(xué)檢測管理以及綠色有機養(yǎng)殖。

2) 自變量。按照英國國際發(fā)展署(DFID)的可持續(xù)生計分析框架選取被訪農(nóng)戶的人力資本、金融資本、自然資本、物質(zhì)資本以及社會資本作為自變量，借鑒已有研究[16-17]，選取性別、年齡、文化程度、務(wù)農(nóng)年限以及生計分化5個變量作為人力資本的測量變量；選取年凈收入和成本認(rèn)知2個變量作為金融資本的測量變量；選擇耕地(草地)的質(zhì)量及流轉(zhuǎn)情況作為自然資本的測量變量；選取機械化投入和耕地道路(牧道)便捷度2個變量作為物質(zhì)資本的測量變量；選取是否擔(dān)任村干部、技術(shù)培訓(xùn)、生產(chǎn)交流、信息傳播力度、政策了解度以及生態(tài)環(huán)境認(rèn)知6個變量作為社會資本的測量變量。變量的含義及具體統(tǒng)計情況如表2所示。

表2 異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿變量賦值及統(tǒng)計Tab. 2 Variable assignment and statistics of the willingness to adopt the green ecological agricultural technology of heterogeneous farmers

2 實證結(jié)果與分析

2.1 異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿對比分析

首先將上述種植戶11種綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿分值進行累加，計算總分值，區(qū)間為[11，55]，以9為間距劃分為5組；同上，牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的總分值區(qū)間為[6，30]，以5為間距劃分為5組。借鑒已有研究的處理方式[18-20]，將“不愿意”和“不太愿意”的農(nóng)戶納到“低意愿”組，將“比較愿意”和“很愿意”的農(nóng)戶納到“高意愿”組。通過表3可以看出，“低意愿”種植戶為9.5%，“高意愿”種植戶為71.48%，“意愿一般”則為19.02%；“低意愿”牧戶為14.76%，“高意愿”牧戶為70.47%，“意愿一般”則為14.77%。由此可見，不同類型農(nóng)戶的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿存在差異，牧戶的技術(shù)采納意愿明顯低于種植戶，兩種類型農(nóng)戶的意愿普遍不是很高，因此，有必要深入研究其各自影響因素，為政府相關(guān)部門決策提供參考意見。

表3 異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿Tab. 3 Heterogeneous farmers’ willingness to adopt green ecological agriculture technologies

2.2 異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿影響因素的實證結(jié)果分析

采用Stata16.0軟件，分別對種植戶和牧戶生計資本與綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿進行多元線性回歸。在回歸前，對各自變量的多重共線性進行檢驗，得出方差膨脹因子VIF數(shù)值均小于2，表明因變量與自變量之間不存在共線性問題，模型較為穩(wěn)定，進而對有序Probit模型進行參數(shù)估計，模型結(jié)果如表4所示。

1) 人力資本。由表4可知，年齡和務(wù)農(nóng)年限對兩種類型農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿具有顯著影響。年齡對兩種類型農(nóng)戶技術(shù)采納意愿均在5%的水平上顯著相關(guān)，且回歸系數(shù)分別為-0.238和-0.358，說明年齡越大的農(nóng)戶越不愿意采納綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)。原因是年齡較大的農(nóng)戶，憑借傳統(tǒng)的種植或養(yǎng)殖經(jīng)驗，形成較為固化的生產(chǎn)模式，對于農(nóng)產(chǎn)品追求產(chǎn)出而不太注重品質(zhì)，因此其采納意愿也較低。務(wù)農(nóng)年限對兩種類型農(nóng)戶技術(shù)采納意愿分別在10%、5%的置信水平上通過顯著性檢驗，且回歸系數(shù)分別為0.173和0.235。說明兩種類型農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)年限越長，種植和養(yǎng)殖經(jīng)驗越豐富，其農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方面的理解能力和認(rèn)知水平就越高，故其采納意愿也較高。

表4 模型回歸結(jié)果Tab. 4 Model regression results

兩種類型農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)技術(shù)采納意愿的影響因素也存在明顯差異。從牧戶性別變量來看，其在10%的置信水平上通過顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為0.387，說明男性比女性更愿意采納該技術(shù)，而種植戶的性別變量并沒有通過顯著性檢驗。原因在于：新疆是一個多民族聚居的地方，牧戶大多以維吾爾族和哈薩克族為主，受傳統(tǒng)思想觀念和民族風(fēng)俗的影響，游牧和養(yǎng)殖的主力為男性，加之男性與女性的生理特征差異，男性會更有意識地去主動了解綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)，為自己的行為選擇做出最恰當(dāng)?shù)呐袛?，故而，男性的意愿更強烈。相對于牧戶而言，種植戶的性別差異對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的作用并不顯著，這是由于農(nóng)區(qū)現(xiàn)代化機械化水平很高，較少需要人工作業(yè)，因此，種植戶的性別變量對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿并不顯著。從種植戶文化程度變量來看，其在5%的置信水平上通過顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為0.254，說明種植戶文化程度越高，其愿意采納該技術(shù)，而牧戶的文化程度變量并沒有通過顯著性檢驗?？赡艿慕忉屖?，該類技術(shù)更傾向于用較為先進的科學(xué)技術(shù)改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，這就需要種植戶具備一定的文化素養(yǎng)，能夠科學(xué)地評價綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用效果，進而得出結(jié)論：種植戶的受教育水平越高，對綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知越全面，進而越愿意采納該技術(shù)。對于牧戶來說，牧戶的受教育程度較種植戶而言普遍偏低，存在同質(zhì)化，因此，對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的作用不顯著。

從牧戶生計分化變量來看，其在10%的置信水平上通過顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為-0.226，說明牧戶的生計分化水平越高，其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿就越低，而種植戶的生計分化變量并沒有通過顯著性檢驗。原因可能是：若牧戶的務(wù)牧收入低于務(wù)工，務(wù)工收入占家庭總收入比例較高時，其對那些新型實用并且能提高畜牧業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟收入的技術(shù)關(guān)注度較少，故而牧戶對綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納度較低。對于種植戶來說，種植戶的生計分化程度(較牧戶而言)普遍偏低，存在同質(zhì)化，因此，對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的作用不顯著。

2) 金融資本。兩種類型農(nóng)戶對成本預(yù)期均與其綠色農(nóng)業(yè)生態(tài)技術(shù)采納意愿存在顯著正相關(guān)關(guān)系，但兩者的顯著性程度有所不同，具體表現(xiàn)為：種植戶的成本預(yù)期在1%的置信水平上通過顯著性檢驗且回歸系數(shù)為0.301，牧戶的成本預(yù)期在5%的置信水平上通過顯著性檢驗且回歸系數(shù)為0.427。由此說明兩種類型農(nóng)戶對于綠色生產(chǎn)成本預(yù)期認(rèn)知越高，越會采納綠色農(nóng)業(yè)生態(tài)技術(shù)，且種植戶的這一特征表現(xiàn)得更為明顯。針對兩種類型農(nóng)戶對于“您是否同意推行農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展會增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本？”的問題，若農(nóng)戶的回答趨于“非常同意”或“比較同意”，則說明這類農(nóng)戶認(rèn)為采用新型種植和養(yǎng)殖技術(shù)雖短期內(nèi)會增加投入成本，但其長遠(yuǎn)經(jīng)濟和環(huán)境效益顯著，不僅有利于提升農(nóng)作物品質(zhì)和價格，還有益于增加作物碳匯、有效降低碳排放。因此，在經(jīng)濟和環(huán)境雙重利益驅(qū)動下，盡管短期內(nèi)會增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，但該類農(nóng)戶仍更愿意采納該技術(shù)。

3) 自然資本。耕地(草地)流轉(zhuǎn)及其質(zhì)量變化2個變量均對兩種類型農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿作用不顯著。可能的解釋是：近年來，為提高農(nóng)區(qū)機械化作業(yè)水平，實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，大部分小農(nóng)戶把耕地流轉(zhuǎn)給了種植能手、農(nóng)業(yè)企業(yè)、家庭農(nóng)場或合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，其耕地質(zhì)量流轉(zhuǎn)后得以提升。同樣，為提高牧區(qū)草地使用率，研究區(qū)草地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象普遍，多以走場和租賃為主，草地質(zhì)量和草場生態(tài)環(huán)境得到較大改善。農(nóng)牧區(qū)的耕地(草地)流轉(zhuǎn)及其質(zhì)量變化存在同質(zhì)化現(xiàn)象，因此，其對綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的影響作用并不顯著。

4) 物質(zhì)資本。兩種類型農(nóng)戶的耕地道路(牧道)便捷度對其技術(shù)采納意愿的影響存在明顯差異。具體表現(xiàn)為：牧道便捷度在10%的置信水平上通過顯著性檢驗且回歸系數(shù)為0.204，說明牧道便捷度與牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而種植戶的耕地道路便捷度卻對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿作用不顯著?？赡艿慕忉屖牵恨r(nóng)區(qū)耕地細(xì)碎化問題近年來得到明顯改善，規(guī)?；?jīng)營水平日趨提高，其耕地道路大多平整便捷，故種植戶的耕地道路便捷度變量對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的高低并沒有太大影響。而牧道是以天然草場的道路為主，相較于農(nóng)區(qū)耕地道路而言，受自然條件影響較大，牧道多崎嶇坎坷，因此，牧道的便捷度對牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的影響非常大，牧道越平坦便捷越有利于牧戶進行科學(xué)綠色養(yǎng)殖。

5) 社會資本。種植戶和牧戶的技術(shù)培訓(xùn)、生產(chǎn)交流和信息傳播力度變量均存在明顯差異。具體表現(xiàn)為：種植戶的技術(shù)培訓(xùn)和生產(chǎn)交流分別均在1%的置信水平上通過顯著性檢驗且回歸系數(shù)分別為0.498和0.310，說明這兩個變量對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿具有顯著正向影響，而牧戶的信息傳播力度在1%的置信水平上通過顯著性檢驗且回歸系數(shù)為0.613，說明其與牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納意愿存在顯著正相關(guān)關(guān)系?？赡艿慕忉屖牵?1)若種植戶積極參加技術(shù)培訓(xùn)，學(xué)習(xí)和掌握新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，不僅有利于提高農(nóng)作物產(chǎn)量與品質(zhì)，還有助于促進耕地保護與生態(tài)環(huán)境改善。例如學(xué)習(xí)少耕或免耕技術(shù)，通過減少翻耕過程中的碳排放，以此來降低土壤中有機碳的分解和礦化。因而，種植戶的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿也會隨之增強。(2)在自古以來小農(nóng)經(jīng)濟的影響下，“遠(yuǎn)親不如近鄰”的傳統(tǒng)觀念使種植戶之間的生產(chǎn)交流頻繁，產(chǎn)生強大的聯(lián)動效應(yīng)和示范效應(yīng)。因此，當(dāng)種植戶決定是否采納農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)時會考慮周邊村民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的示范作用。對于牧戶而言，其養(yǎng)殖和放牧多憑借父輩傳授的經(jīng)驗，加之季節(jié)轉(zhuǎn)場、距離遠(yuǎn)等問題，通過政府開展形式多樣的技術(shù)宣傳活動以增強信息傳播力度，若科學(xué)規(guī)范地引導(dǎo)牧戶進行綠色養(yǎng)殖，牧戶的技術(shù)采納熱情也會隨之高漲。

種植戶和牧戶的政策認(rèn)知變量存在明顯差異。具體表現(xiàn)為：種植戶的政策了解度在10%的置信水平上通過顯著性檢驗且回歸系數(shù)為0.165，這表明其對種植戶綠色農(nóng)業(yè)生態(tài)技術(shù)采納意愿具有顯著正向影響，而牧戶政策了解度卻對其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿作用不顯著?？赡艿慕忉屖牵悍N植戶對于自己了解的生產(chǎn)技術(shù)將更愿意接受和采納，使用起來也更有把握，且通過政府相關(guān)政策文件會充分對比分析新舊生產(chǎn)技術(shù)的優(yōu)劣勢，發(fā)現(xiàn)通過采納綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)能夠生產(chǎn)出更優(yōu)質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品，對綠色技術(shù)方面的政策越了解，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際成本就越低，進而種植戶的采納意愿也會隨之增強。牧戶相較于種植戶普遍對政策認(rèn)知較低，同質(zhì)化問題突出，因此，其對綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的作用并不顯著。

3 結(jié)論與啟示

以西北典型農(nóng)牧區(qū)——新疆為例，基于454份實地調(diào)研數(shù)據(jù)，運用有序Probit模型對種植戶和牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿及影響因素進行實證對比分析，得出以下結(jié)論。

1) 研究區(qū)種植戶和牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿存在差異，“低意愿”種植戶為9.5%，“高意愿”種植戶為71.48%，“低意愿”牧戶為14.76%，“高意愿”牧戶為70.47%，牧戶的技術(shù)采納意愿低于種植戶，且兩種類型農(nóng)戶的意愿普遍不是很高。

2) 年齡、務(wù)農(nóng)年限以及成本預(yù)期均會對兩種類型農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿有顯著影響，表現(xiàn)為年齡對兩種類型農(nóng)戶技術(shù)采納意愿有負(fù)向影響；務(wù)農(nóng)年限和成本預(yù)期對兩種類型農(nóng)戶技術(shù)采納意愿有正向影響。

兩種類型農(nóng)戶的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的影響因素存在明顯差異。具體表現(xiàn)為：文化程度、技術(shù)培訓(xùn)、生產(chǎn)交流以及政策了解度顯著影響種植戶技術(shù)采納意愿，而對牧戶技術(shù)采納意愿影響不顯著；生計分化、牧道便捷度以及信息傳播力度顯著影響牧戶技術(shù)采納意愿，但對種植戶技術(shù)采納意愿影響不顯著。

由此，提出碳中和愿景下提高異質(zhì)性農(nóng)戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的兩點啟示。

1) 因人施策，制定合理化、差異化鼓勵措施。本研究實證分析得出，牧戶的技術(shù)采納意愿低于種植戶，且兩種類型農(nóng)戶技術(shù)采納意愿的影響因素存在較大差異。因此，應(yīng)充分利用牧區(qū)有效勞動力，大力培養(yǎng)綠色養(yǎng)殖能手，完善牧區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大對牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的宣傳力度，以提高牧戶綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿，改善草地質(zhì)量和草場生態(tài)環(huán)境；對于種植戶而言，文化程度、技術(shù)培訓(xùn)、生產(chǎn)交流以及政策了解度顯著影響其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿，故應(yīng)構(gòu)建種植戶生產(chǎn)交流平臺，傳播低碳高效的種植經(jīng)驗，同時，政府或農(nóng)資經(jīng)銷商為不同文化程度的種植戶提供差異化的指導(dǎo)和培訓(xùn)，宣傳綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的相關(guān)政策法規(guī)，以提高種植戶的技術(shù)采納意愿，促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)。

2) 加大財政支持力度，加快技術(shù)研發(fā)進程。研究實證分析得出兩種類型農(nóng)戶的技術(shù)采納意愿均不高，且成本預(yù)期是影響兩者技術(shù)采納意愿的共同因素。一方面，由于農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇方面，考慮到的經(jīng)濟適用性總是優(yōu)于技術(shù)適用性，故其會選擇并長期依賴傳統(tǒng)的低成本高碳農(nóng)業(yè)技術(shù)，導(dǎo)致高碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)鎖定，限制綠色低碳農(nóng)業(yè)的發(fā)展。因此，為實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)，應(yīng)加快綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新進程，構(gòu)建“增匯優(yōu)先、減耗為主、減排為重、循環(huán)利用”的綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)集成體系。另一方面，該技術(shù)前提投入的成本高、風(fēng)險大以及回報周期長，致使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與小農(nóng)戶不愿意投資，故政府應(yīng)加大政策補貼與財政支持力度，有效降低農(nóng)戶生產(chǎn)投入成本，進而提高其技術(shù)采納意愿，以突破高碳農(nóng)業(yè)技術(shù)領(lǐng)域碳鎖定。