組織參與能提高農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿嗎？
——基于晉、陜兩省農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)的分析

張怡萍，陸 遷，渠宇飛

（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

水資源是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要戰(zhàn)略資源，是保障農(nóng)產(chǎn)品安全的重要因素。然而隨著經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展和工業(yè)化水平的不斷提高，水資源的嚴(yán)重污染進(jìn)一步加劇了水資源匱乏。《2020年糧食及農(nóng)業(yè)狀況》報告中指出農(nóng)業(yè)用水占全球水資源消耗的70%，因此提高農(nóng)業(yè)用水效率是保護(hù)水資源的重要途徑。為此，我國大力推廣節(jié)水灌溉技術(shù)，《全國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃( 2015-2030 年) 》指出：要分區(qū)域規(guī)?；七M(jìn)高效節(jié)水灌溉技術(shù)應(yīng)用，加快農(nóng)業(yè)高效節(jié)水體系建設(shè)，到2020 年和2030 年農(nóng)田節(jié)水灌溉率分別達(dá)到64%和75%。節(jié)水灌溉技術(shù)不僅能緩解水資源短缺壓力,還能在減少化肥和農(nóng)藥使用量、改善耕地質(zhì)量、提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和質(zhì)量等方面發(fā)揮積極作用。然而,受傳統(tǒng)耕作習(xí)慣和自然、社會、經(jīng)濟(jì)等多方面因素的影響，農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的認(rèn)知水平并不高，對技術(shù)的投資意愿和采用率偏低，這使得技術(shù)推廣進(jìn)程相對緩慢[1]。作為生態(tài)功能性技術(shù)，節(jié)水灌溉技術(shù)的正外部性內(nèi)部化困難是導(dǎo)致農(nóng)戶參與動力不足、需求受到抑制的重要原因。目前我國激勵農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)需求的主要方式是政府補貼，但這種單一的推廣與投資模式效果并不理想，不僅增加了政府財政壓力還導(dǎo)致節(jié)水灌溉技術(shù)推廣與投資效率低下。

產(chǎn)業(yè)組織為激勵農(nóng)戶技術(shù)需求提供了新路徑[2]。作為小農(nóng)戶融入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重要載體，產(chǎn)業(yè)組織（如合作社等）通過與農(nóng)戶建立“風(fēng)險共擔(dān)、利益共享”的利益聯(lián)結(jié)機制，將農(nóng)戶協(xié)同到農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈生產(chǎn)過程中。為滿足日益增長的高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品市場需求，產(chǎn)業(yè)組織推動“三品一標(biāo)”認(rèn)證，提供專業(yè)化服務(wù)并按照約定從事農(nóng)產(chǎn)品的收購、加工和銷售服務(wù)，農(nóng)戶則按照生產(chǎn)規(guī)范和質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)。當(dāng)農(nóng)戶感知到來自產(chǎn)業(yè)組織的支持時，作為回報，農(nóng)戶做出質(zhì)量承諾并遵從標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)[3]，從而有效提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平。在產(chǎn)業(yè)組織中，農(nóng)戶會獲得高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品市場準(zhǔn)入資格和價格溢出，這有利于提高自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績效，而為了保持農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量溢價的長效性，農(nóng)戶將重視水土資源質(zhì)量，進(jìn)而提高節(jié)水灌溉技術(shù)采用的積極性。

農(nóng)戶技術(shù)采用包括3個階段：認(rèn)知階段、試采用階段和持續(xù)采用階段。其中認(rèn)知階段尤其重要，可以反映農(nóng)戶的潛在需求，提升農(nóng)戶對于技術(shù)的潛在需求有助于縮短技術(shù)采用等待時間，加快技術(shù)推廣進(jìn)程。而農(nóng)戶對技術(shù)的支付意愿可以體現(xiàn)其對該技術(shù)的潛在需求，因此本文以農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿為研究對象，探索節(jié)水灌溉技術(shù)潛在需求的誘導(dǎo)機制?，F(xiàn)有對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的研究主要集中在兩方面：一方面是采用條件價值法計算農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的平均支付意愿并進(jìn)一步測算出政府的最低補償標(biāo)準(zhǔn)。左喆瑜（2016 年）[4]、喬旭寧（2018 年）[5]等學(xué)者利用該方法測算出了華北地區(qū)以及渭河流域農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的平均支付意愿。徐濤（2018年）[6]結(jié)合全成本收益以及農(nóng)戶偏好，對節(jié)水灌溉補貼政策進(jìn)行了分析，計算出了滴灌技術(shù)補貼標(biāo)準(zhǔn)的上下限；另一方面是對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響因素研究，研究認(rèn)為農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿主要受農(nóng)戶個體特征、技術(shù)認(rèn)知、社會網(wǎng)絡(luò)、政府投資情況、組織參與情況等方面的影響[7-9]。然而，梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)組織支持與農(nóng)戶技術(shù)支付意愿關(guān)系的研究并不充分。

理論上，產(chǎn)業(yè)組織提供的各項服務(wù)可以歸納為組織提供的組織支持。李晗等（2020 年）[10]運用PSM 模型對蔬菜種植戶的技術(shù)效率進(jìn)行分析，得出組織支持的增強可以促進(jìn)有機農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證、綠色食品認(rèn)證對技術(shù)效率的提升。汪夢瑩（2019 年）[11]通過對農(nóng)業(yè)減災(zāi)公共品的研究得出組織支持在感知公平與農(nóng)戶公共品供給之間發(fā)揮中介效應(yīng)。楊柳等（2018年）[12]發(fā)現(xiàn)在小農(nóng)戶水管績效影響因素中組織支持的影響最大。楊陽等（2015 年）[13]運用跨層次分析模型得出組織支持對農(nóng)戶合作意愿存在正向影響的結(jié)論。但目前國內(nèi)鮮有對于組織支持在農(nóng)戶技術(shù)支付意愿作用方面的研究，基于此，本文從組織支持視角，對農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的需求誘導(dǎo)機制進(jìn)行深入探索，最終為破解農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)需求反應(yīng)弱的困境提供新的研究路徑，以期為節(jié)水灌溉技術(shù)采用的長效機制建立提供理論和現(xiàn)實依據(jù)。

相比于已有研究，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：①以微觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)驗證組織參與對于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的作用。②以組織支持理論為基礎(chǔ)，進(jìn)一步探討組織支持對農(nóng)戶技術(shù)支付意愿的作用機制。

1 理論分析與研究假說

組織支持理論認(rèn)為組織對成員的支持是組織成員愿意為組織做出貢獻(xiàn)的關(guān)鍵因素。Eisenberger R（1986 年）[14]首次提出組織支持感的概念并用來描述成員對于組織福利的感知。McMillian（1997 年）[15]通過對服務(wù)人員的研究將工具性支持引入組織支持，并提出了一個由工具性支持和情感支持所組成的組織支持整合模式。其中工具性支持包括資訊、物質(zhì)和人員等方面的功能性支持，社會情感支持包括親密的、尊重的支持和網(wǎng)絡(luò)整合支持。蘆慧等（2016 年）[16]結(jié)合組織支持理論提出組織制度支持概念，認(rèn)為組織與個體存在制度層面的交換關(guān)系，個體是否會遵從制度取決于成員對現(xiàn)有制度是否支持和重視成員自身需求的整體感知，即組織制度支持感。本文結(jié)合組織支持理論將組織提供的各種支持歸納為制度支持、工具支持和情感支持，將農(nóng)戶對組織提供支持的感知強度稱為組織支持感。就農(nóng)戶而言，參與產(chǎn)業(yè)組織會得到組織提供的各種支持，農(nóng)戶對于組織支持的感知會影響農(nóng)戶的決策行為?；诖耍疚倪M(jìn)一步將組織對于農(nóng)戶技術(shù)支付意愿的作用機制進(jìn)行分解。

1.1 制度支持感與農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿

組織制定的制度通常包括通過組織銷售、標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)、“三品一標(biāo)”認(rèn)證等方面。產(chǎn)業(yè)組織提供銷售服務(wù)可以保證農(nóng)戶有穩(wěn)定的銷售渠道和收入，從而提高農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本。標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)、“三品一標(biāo)”認(rèn)證可以督促農(nóng)戶進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)進(jìn)而提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量[17]，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的提高可能會給農(nóng)戶帶來更高的農(nóng)業(yè)收入。而經(jīng)濟(jì)資本又是影響農(nóng)戶對于技術(shù)支付意愿的關(guān)鍵因素[8]。由此可見，制度支持能夠通過提高農(nóng)戶收入來緩沖農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本低對其技術(shù)支付意愿的抑制作用。因此,農(nóng)戶感知到的組織制度支持程度越高，對于節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿越高?；诖?，本文提出以下假說：

H1：組織通過提高農(nóng)戶制度支持感促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。

1.2 工具支持感與農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿

組織提供的工具支持通常包括低于市場價格的農(nóng)資、市場咨詢、技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)等方面。具體來說，組織提供的低價農(nóng)資在減輕農(nóng)戶生產(chǎn)成本壓力的同時能夠緩解經(jīng)濟(jì)資本對農(nóng)戶技術(shù)投入的抑制。組織提供的市場資訊能夠降低農(nóng)戶信息搜尋成本，為農(nóng)戶獲得更多技術(shù)知識提供可能性[17]，從而提高農(nóng)戶知識資本。組織提供的技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)可以降低農(nóng)戶對技術(shù)難度的感知，還可以提升農(nóng)戶社會資本[18]。而經(jīng)濟(jì)資本、知識資本和社會資本是影響農(nóng)戶技術(shù)投入程度的關(guān)鍵因素，因此對組織工具支持感知程度越高的農(nóng)戶越愿意對技術(shù)進(jìn)行投資?；诖耍疚奶岢鲆韵录僬f：

H2：組織通過提高農(nóng)戶工具支持感促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。

1.3 情感支持感與農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿

組織提供的情感支持表現(xiàn)為組織尊重農(nóng)戶的各種決策、對農(nóng)戶的信任以及在農(nóng)戶遇到困難時給予的指導(dǎo)和幫助等方面。組織對農(nóng)戶的信任以及對農(nóng)戶決策的尊重可以使農(nóng)戶產(chǎn)生被認(rèn)可的幸福感[12]，從而更加信任組織。在農(nóng)戶需要時組織給予的指導(dǎo)和幫助能夠提升農(nóng)戶的抗風(fēng)險能力。當(dāng)組織提供的情感支持能夠滿足農(nóng)戶社會情感需求時，農(nóng)戶會更加努力地實現(xiàn)組織目標(biāo)作為對組織的回報，這有可能會激發(fā)農(nóng)戶參與公共產(chǎn)品投入的積極性[12]。同時，在政府有限參與的基礎(chǔ)上，產(chǎn)業(yè)組織的參與有助于擴(kuò)大農(nóng)戶集體行動空間，增加農(nóng)戶之間共同完成公共物品建設(shè)的可能[19,20]。因此，組織通過提高農(nóng)戶情感支持感促使農(nóng)戶提高節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿?；诖?，本文提出以下假說：

H3：組織通過提高農(nóng)戶情感支持感促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。

以上分析表明，產(chǎn)業(yè)組織可以通過提高農(nóng)戶制度支持感、工具支持感和情感支持感來促進(jìn)農(nóng)戶對于技術(shù)支付意愿的提高?；诖?，本文提出假說4：

H4：組織參與對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿有正向影響。

理論分析框架如圖1所示。

2 數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建與變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所使用數(shù)據(jù)來源于課題組2020 年在山西、陜西兩個省份開展的瓜果種植戶問卷調(diào)查。調(diào)研區(qū)域的選擇主要有兩方面原因：第一，近幾年來，陜西閻良與山西運城兩地大力發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，打造了一批專業(yè)化、機械化、標(biāo)準(zhǔn)化的西瓜、甜瓜種植基地，為此當(dāng)?shù)卣块T大力推廣節(jié)水灌溉配套技術(shù)與設(shè)施；第二，在政府的支持下，運城和閻良兩地甜瓜產(chǎn)業(yè)發(fā)展穩(wěn)步提升，成立了大量農(nóng)業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)技術(shù)協(xié)會等組織，農(nóng)戶與各種產(chǎn)業(yè)組織的聯(lián)動進(jìn)一步提升了設(shè)施栽培比例，形成了區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)。因此，該數(shù)據(jù)對于研究組織支持和節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的關(guān)系具有較好的代表性。課題組利用分層抽樣與簡單隨機抽樣相結(jié)合的方法調(diào)查了兩省三縣中17 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)63 個村的農(nóng)戶，采取一對一訪談的方式進(jìn)行，共發(fā)放760份農(nóng)戶問卷，剔除缺失值和數(shù)據(jù)異常問卷后最終得到有效樣本702 份，樣本有效率為92.37%。調(diào)研內(nèi)容主要包括：農(nóng)戶基本特征以及生產(chǎn)經(jīng)營情況、節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿、農(nóng)戶組織參與情況等。

2.2 模型構(gòu)建

2.2.1 Ordered Probit模型

本文用農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿強度的主觀評分作為技術(shù)支付意愿的變量表征，因此該變量是一個有序數(shù)據(jù)（ordered data），若采用OLS估計將是有偏且不一致的，因此本文采用有序Probit 模型進(jìn)行估計（Ordered Probit）。模型設(shè)定如下：

式中：Yi為被解釋變量，即本文中節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿；Xi為農(nóng)戶是否參與產(chǎn)業(yè)組織；βi為其待估系數(shù)；Zi為一系列控制變量；γ為其待估系數(shù)向量；αi為常數(shù)項；εi為隨機誤差項。

同時f(·)為某非線性函數(shù)，具體形式為：

考慮到可能存在樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，在Oprobit 模型中引入工具變量并通過條件混合過程估計方法（conditional mixed-process，CMP）同時估計2 個方程:第一個為X的決定方程，除了方程(1)中的控制變量Zi外，額外加入所選定的工具變量；第二個即為方程（1）。

工具變量的選取應(yīng)當(dāng)滿足兩點要求：其一，工具變量應(yīng)當(dāng)與內(nèi)生變量高度相關(guān)；其二，工具變量應(yīng)當(dāng)與模型不可觀測的異質(zhì)性εi不相關(guān)。本文借鑒劉同山（2020 年）[21]以本村其他貧困戶加入合作社的比例作為工具變量的做法，將本村除受訪者外其他農(nóng)戶組織參與率作為本文的工具變量。根據(jù)行為模仿理論，在農(nóng)村熟人社區(qū)，受訪者是否加入組織會受到本村其他農(nóng)戶加入組織的情況的影響。除受訪者外其他農(nóng)戶組織參與率越高，受訪者加入組織的可能性一般也越大；但是，其他農(nóng)戶的組織參與率一般不會影響該受訪者的節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿。因此，該變量理論上滿足工具變量的選取要求。為了進(jìn)一步說明工具變量選取的合理性，對工具變量進(jìn)行了實證檢驗，檢驗結(jié)果顯示工具變量是有效的?；诖?，X的決定方程為：

式中：Vi為本村除受訪者外其他農(nóng)戶的組織參與率；Zi為方程（1）中所有控制變量。

2.2.2 中介效應(yīng)模型

為深入探究產(chǎn)業(yè)組織如何影響農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿，本文參考Baron and Kenny（1986）[22]提出的用于檢驗中介效應(yīng)的逐步回歸法，并借鑒溫忠麟（2014 年）[23]總結(jié)的檢驗中介效應(yīng)的步驟，分析組織參與能否通過提高農(nóng)戶制度支持感、工具支持感和情感支持感這三條路徑促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。構(gòu)建的回歸方程如下：

式中：Yi表示農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿；Xi表示是否加入產(chǎn)業(yè)組織；Mi表示中介變量；Zi表示控制變量；εi表示隨機干擾項；C0～C2為常數(shù)項；β1～β7均為待估計系數(shù)。

首先，依據(jù)式（4）檢驗組織參與對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響是否顯著，若不顯著，則說明組織參與對農(nóng)戶節(jié)水灌溉投入決策沒有影響，不存在中介效應(yīng)；若顯著，則進(jìn)行下一步檢驗。其次，依次檢驗式（5）中組織參與對中介變量的影響是否顯著和式（6）中中介變量對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿影響是否顯著，若二者均顯著，則說明中介效應(yīng)顯著；若二者至少有一個不顯著，則需進(jìn)一步檢驗組織參與和中介變量系數(shù)的乘積，即β3×β6是否顯著為零，若該乘積顯著不為零，則中介效應(yīng)顯著，否則，中介效應(yīng)不顯著。再次，檢驗式（6）中組織參與對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響是否顯著，若顯著，則說明直接效應(yīng)顯著，否則，說明直接效應(yīng)不顯著，為完全中介效應(yīng)。最后，判斷β3×β6的正負(fù)與β5是否相同，若相同，則為部分中介效應(yīng)，否則，存在遮掩效應(yīng)，會增加自變量對因變量的總效應(yīng)[24]。

2.3 變量選取

2.3.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿。具體設(shè)置的情景為“您最多愿意每年在一畝地中為該技術(shù)投入多少錢？”，結(jié)果根據(jù)支付金額區(qū)間劃分為0～6，具體見表1。節(jié)水灌溉設(shè)施的畝均成本在500～2 000元左右，但86.04%受訪者的支付意愿低于300元，說明農(nóng)戶對于節(jié)水灌溉技術(shù)的現(xiàn)有需求不足，農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)需求反應(yīng)弱的困境亟待破解。

表1 農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿Tab.1 Farmers' willingness to pay for water-saving irrigation technology

2.3.2 核心解釋變量

本文選取農(nóng)戶是否加入產(chǎn)業(yè)組織作為核心解釋變量。借鑒前人研究將加入組織定義為：加入農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)技術(shù)協(xié)會、村集體合作組織。從表2的結(jié)果來看，在受訪的702個農(nóng)戶中，組織參與率僅有32.34%。從表3來看，加入組織的227 個樣本中，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與率為23.35%，專業(yè)合作社參與率為10.13%，而村集體合作組織參與率為66.52%，農(nóng)業(yè)技術(shù)協(xié)會參與率為0。

表2 組織參與情況Tab.2 Organization involvement

表3 參與組織類型Tab.3 The type of participating organization

2.3.3 中介變量

中介變量分別為制度支持感、工具支持感和情感支持感。組織支持感知強度使用李克特五級量表衡量。本文對3種組織支持分別進(jìn)行了因子分析。首先對每種組織支持的評價指標(biāo)進(jìn)行了KMO 和巴特利特球體檢驗。KMO 用于檢驗因子分析時變量的充足性，一般認(rèn)為，它的統(tǒng)計值應(yīng)大于0.5；巴特利特球體檢驗用于檢驗變量間的相關(guān)性，其結(jié)果的顯著性水平應(yīng)小于0.05。檢驗結(jié)果表明，3組支持變量的KMO 值均大于0.5，巴特利特球體檢驗結(jié)果均在1%的水平上顯著，拒絕了變量間相關(guān)系數(shù)為單位矩陣的原假設(shè)，說明樣本數(shù)據(jù)適宜做因子分析。進(jìn)一步地，本文通過回歸的方法計算因子得分并得到評價組織支持的3個綜合指標(biāo)，具體見表4。

表4 因子分析檢驗結(jié)果Tab.4 Factor analysis test results

2.3.4 控制變量

借鑒前人相關(guān)研究[7,8]，本文引入戶主年齡、戶主受教育程度、戶主性別、戶主累計從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年份、家庭貸款金額、耕地面積、農(nóng)業(yè)收入占比、家庭人均收入作為農(nóng)戶個體特征控制變量，具體見表5。

表5 主要變量定義與描述Tab.5 Definition and description of major variables

2.4 描述性統(tǒng)計

在前文，我們已經(jīng)給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，本節(jié)將對其他變量進(jìn)行描述。從戶主特征來看，男性戶主占96.44%；戶主平均年齡為52.2 歲，平均受教育年限不足8 a，平均從事農(nóng)業(yè)時長長達(dá)26.52 a，呈現(xiàn)出農(nóng)業(yè)人口老齡化和受教育程度偏低的特征。其他變量方面，戶均種植規(guī)模為1.009 hm2，家庭農(nóng)業(yè)收入占比高達(dá)75.66%，反映出調(diào)查區(qū)域以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的現(xiàn)狀。此外，年均家庭負(fù)債2萬元左右，家庭人均收入3.91萬左右。

為了分析加入與未加入組織的兩類農(nóng)戶之間的差異，將樣本分為兩組進(jìn)行對比，具體見表6。表6 表明，加入組織的農(nóng)戶對于節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿較未加入組織的農(nóng)戶更加強烈，這初步驗證了假說H4。另外，與未加入組織的農(nóng)戶相比，加入組織的農(nóng)戶在受教育年限、家庭農(nóng)業(yè)收入占比、家庭人均收入、耕地面積、家庭貸款幾個方面都體現(xiàn)出更高的水平，而加入組織農(nóng)戶年齡均值小于未加入組織農(nóng)戶，這將在后文實證部分給出解釋。

表6 變量均值差異t檢驗Tab.6 t-test for the difference in the mean of the variables

3 實證結(jié)果與分析

3.1 組織參與對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響

3.1.1 回歸結(jié)果分析

為解決關(guān)鍵變量潛在的內(nèi)生性問題，本文同時使用了Oprobit 和CMP 估計方法，結(jié)果見表7。其中，CMP 回歸中atanhrho_12 的參數(shù)并不顯著，表明Oprobit 的估計結(jié)果更具準(zhǔn)確性?；貧w結(jié)果顯示加入組織對于節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的估計系數(shù)在1%的水平上顯著，且系數(shù)為正，即加入組織能夠顯著提高農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿，這與前文的理論分析基本吻合。節(jié)水灌溉技術(shù)作為工程節(jié)水技術(shù)，其采納的行為決策會受集體行動的影響[25]，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織能夠?qū)⒎稚⒌霓r(nóng)戶聯(lián)結(jié)起來實現(xiàn)集體行動[26]，實現(xiàn)技術(shù)采納的規(guī)?；七M(jìn)，并通過為農(nóng)戶提供技術(shù)指導(dǎo)和生產(chǎn)資料供應(yīng)[27,28]，最終提高農(nóng)戶對技術(shù)投資的意愿。因此，假說H4得以驗證。

表7 組織參與對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響Tab.7 The impact of organizational involvement on willingness to pay for water-saving irrigation technologies

從控制變量來看，戶主年齡對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿呈負(fù)向影響，這是因為戶主年齡越大，知識體系往往更為陳舊，對新的農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知和學(xué)習(xí)能力更差[29]，更習(xí)慣于遵循先前的生產(chǎn)經(jīng)驗，因此技術(shù)采納的意愿更小[30]。受教育年限對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿呈正向影響，一般而言，受教育程度較高的農(nóng)戶，其觀念更先進(jìn)，視野更廣闊，對新技術(shù)也更加了解[31]，對技術(shù)支付的意愿也更強烈。另外，累計從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年數(shù)對于節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿有顯著的促進(jìn)作用，這是因為農(nóng)戶長期知識和經(jīng)驗的積累越豐富，越會全面了解農(nóng)業(yè)技術(shù)的作用，越會促進(jìn)其采納新技術(shù)[32]。與許多研究結(jié)論不同的是，在本文中家庭農(nóng)業(yè)收入占比對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿呈負(fù)向影響，我們認(rèn)為這是由于農(nóng)業(yè)收入占比較大的家庭對于農(nóng)業(yè)的依賴性更強，收入來源更為單一，家庭收入水平和家庭韌性可能更小。加之節(jié)水灌溉技術(shù)作為一種工程類技術(shù)，配套設(shè)備的投資成本和維護(hù)成本較高[33]，收入水平低的家庭較收入水平高的家庭更加不愿意對其投資。為了驗證這一說法本文進(jìn)一步檢驗了家庭農(nóng)業(yè)收入占比與總收入之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入占比對家庭總收入呈負(fù)向影響，因此，上述解釋基本合理。最后，家庭負(fù)債金額對節(jié)水灌溉支付意愿在5%的顯著水平上呈現(xiàn)正向影響，這是因為農(nóng)戶風(fēng)險意識和風(fēng)險承擔(dān)能力越高，貸款行為的響應(yīng)越高[34]，而風(fēng)險偏好的農(nóng)戶更加愿意承擔(dān)技術(shù)采納的風(fēng)險[25]，從而技術(shù)支付的意愿更加強烈。

3.1.2 穩(wěn)健性檢驗

采用縮小樣本容量的方法，剔除年齡小于18 歲和大于65歲的樣本并進(jìn)行回歸以驗證前文估計結(jié)果的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果如表8 所示。結(jié)果表明：18～65 歲樣本回歸的自變量系數(shù)只在數(shù)值大小上與全樣本有較小差異，而各個系數(shù)的相對重要性和方向均沒有發(fā)生變化，這意味著前文的估計結(jié)果和對該結(jié)果的討論是穩(wěn)健的。

表8 18～65歲農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿Tab.8 Farmers aged 18～65 are willing to pay for water-saving irrigation technology

3.2 組織參與對不同農(nóng)戶群體節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響差異分析

作為高度異質(zhì)性群體，具有不同特征的農(nóng)戶在經(jīng)營目標(biāo)和面臨的生產(chǎn)約束上存在較大差異[35]。為進(jìn)一步理解這些差異是否會引起組織參與對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿影響的差異，本文依據(jù)家庭人均收入和受教育程度的均值將農(nóng)戶分為高分組和低分組。回歸結(jié)果見表9。

表9 農(nóng)戶組織參與對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿影響的群體差異結(jié)果Tab.9 Differences in group outcomes of the impact of farmers' participation in the willingness to pay for water-saving irrigation technologies

（1）分收入水平。表9 顯示在CMP 估計結(jié)果中，兩組atanhrho_12 值均不顯著，因此，Oprobit 估計結(jié)果更為準(zhǔn)確。結(jié)果顯示，組織參與對于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響在兩組均顯著，且系數(shù)為正。組織參與對高收入組農(nóng)戶的節(jié)水灌溉支付意愿影響更為顯著，促進(jìn)作用更大。這是因為農(nóng)戶在進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營決策和技術(shù)投資時,首先會考慮自身的經(jīng)濟(jì)承擔(dān)能力，收入水平越高的家庭，農(nóng)戶對技術(shù)經(jīng)濟(jì)投入的負(fù)擔(dān)越小[36]，越傾向于投資節(jié)水灌溉技術(shù)。當(dāng)家庭參與到產(chǎn)業(yè)組織中，其面臨的社會資本約束得到有效緩解時，自身經(jīng)濟(jì)資本水平較高的家庭更容易提高對技術(shù)的投入，從而其技術(shù)支付的意愿也更強烈。

區(qū)塊鏈技術(shù)是使用塊式和鏈?zhǔn)降拇鎯Y(jié)構(gòu)來認(rèn)證和保存數(shù)據(jù)，使用共識算法實現(xiàn)生成新區(qū)塊，使用非對稱加密算法保證數(shù)據(jù)在信道中的安全傳輸，使用智能合約來處理數(shù)據(jù)的新型分布式技術(shù)。區(qū)塊鏈分為私有鏈、聯(lián)盟鏈和公有鏈。從本質(zhì)上講，區(qū)塊鏈就是一個去中心化的分布式數(shù)據(jù)庫，任何用戶都可以參與到區(qū)塊鏈中。用戶周圍的路由器設(shè)備就是一個節(jié)點，每個節(jié)點都擁有一整套數(shù)據(jù)的備份，并且各個節(jié)點間使用相同的共識機制，通過競爭計算來生成或更新區(qū)塊鏈?；趨^(qū)塊鏈結(jié)果的特點，如果任何一個節(jié)點失敗，其他節(jié)點仍能進(jìn)行正常的工作，且能分辨出是哪一個節(jié)點失敗。因此，區(qū)塊鏈技術(shù)解決了傳統(tǒng)平臺易受攻擊或篡改的缺陷。

（2）分教育水平。表9 顯示兩組樣本CMP 估計的atanhrho_12 參數(shù)均不顯著，所以O(shè)probit 的估計結(jié)果更具準(zhǔn)確性。Oprobit 結(jié)果表明:組織參與對于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響在兩組均顯著，且系數(shù)為正。組織參與對受教育程度高的農(nóng)戶群體的節(jié)水灌溉支付意愿影響更為顯著，促進(jìn)作用更大。這是因為知識儲備越高的農(nóng)戶，對于復(fù)雜的工程節(jié)水技術(shù)更容易理解，采納該技術(shù)的可能性也越高[25]。當(dāng)加入產(chǎn)業(yè)組織后，受教育水平更高的農(nóng)戶能夠更高效的學(xué)習(xí)到新的技術(shù)知識和生產(chǎn)管理經(jīng)驗，降低其邊際生產(chǎn)成本，從而更愿意對技術(shù)增加投入。

3.3 組織參與對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的作用機制

本文基于因子分析法所得到的中介變量指標(biāo)，結(jié)合中介效應(yīng)檢驗法以及CMP 回歸對組織參與對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的作用機制進(jìn)行了探究，回歸結(jié)果如表10 所示。需要說明的是，模型（1）、（3）、（5）和模型（7）中的因變量是有序變量，故在基準(zhǔn)回歸中選用Oprobit 模型進(jìn)行回歸，模型（2）、（4）和模型（6）中的因變量是連續(xù)型變量，故在基準(zhǔn)回歸中采用Tobit 模型進(jìn)行回歸。為解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，以上模型均采用CMP 回歸。由于篇幅限制，表10根據(jù)atanhrho_12參數(shù)的顯著性報告最優(yōu)回歸結(jié)果。

表10 農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿機制分析Tab.10 Analysis of the payment willingness mechanism of farmers to save water irrigation technology

從模型（1）可以看出，組織參與對于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響是顯著的，說明組織參與對支付意愿的總效應(yīng)顯著。模型（2）中組織參與能顯著提高農(nóng)戶制度支持感，同時模型（3）中組織參與和制度支持感均能顯著影響農(nóng)戶技術(shù)支付意愿，這說明在控制了組織參與對農(nóng)戶技術(shù)支付意愿的直接影響后，制度支持感對支付意愿的影響仍顯著，且模型（2）中組織參與的系數(shù)與模型（3）中制度支持感的系數(shù)的乘積與模型（3）中組織參與的系數(shù)同為正，說明制度支持感存在部分中介效應(yīng)。上述分析表明組織參與可以通過提高農(nóng)戶制度支持感來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高，這是因為農(nóng)戶加入的產(chǎn)業(yè)組織所制定的生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)、提供的質(zhì)量認(rèn)證和契約規(guī)范等制度支持會通過市場準(zhǔn)入、溢價收益和績效提升提高農(nóng)戶采用技術(shù)的意愿[37]。因此，假設(shè)H1 得到驗證。

模型（4）中組織參與能顯著提高農(nóng)戶工具支持感，同時模型（5）中組織參與和工具支持感均能顯著影響農(nóng)戶技術(shù)支付意愿，說明在控制了組織參與對技術(shù)支付意愿的直接影響后，工具支持感對支付意愿的影響仍顯著，且模型（5）中組織參與的系數(shù)與模型（6）中工具支持感的系數(shù)的乘積與模型（5）中組織參與的系數(shù)同為正，說明制度支持感存在部分中介效應(yīng)。上述分析表明組織參與可以通過提高農(nóng)戶工具支持感來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高，這驗證了假說H2。這是因為農(nóng)戶加入產(chǎn)業(yè)組織后能夠獲得組織提供的農(nóng)資、技術(shù)、信息、設(shè)備和專家指導(dǎo)等工具支持，從而緩解其技術(shù)采用的成本壓力并提高要素配置效率[10,38]，從而提高農(nóng)戶技術(shù)支付的意愿。

模型（7）中組織參與能顯著提高農(nóng)戶情感支持感，同時模型（8）組織參與和工具支持感均能顯著影響農(nóng)戶技術(shù)支付意愿，說明在控制了組織參與對支付意愿的直接影響后，情感支持感對支付意愿的影響仍顯著，且模型（7）中組織參與的系數(shù)與模型（8）中工具支持感的系數(shù)的乘積與模型（8）中組織參與的系數(shù)同為正，說明工具支持感存在部分中介效應(yīng)。上述分析表明組織參與可以通過提高農(nóng)戶情感支持感來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。這是因為產(chǎn)業(yè)組織能夠通過為農(nóng)戶提供信任、認(rèn)可、自尊感、重視等情感支持來影響農(nóng)戶技術(shù)選擇行為[37]，至此，假說H3也得到了驗證。

3.4 進(jìn)一步討論

不同類型的產(chǎn)業(yè)組織在組織形式、組織結(jié)構(gòu)、組織功能等方面均存在差異，這種差異有可能會使其在促進(jìn)農(nóng)戶技術(shù)支付意愿效果上存在差異。因此本文將產(chǎn)業(yè)組織類型設(shè)置為啞變量并將其對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)組織類型對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿并沒有顯著影響，這說明不同組織在對支付意愿的提高程度上并沒有顯著差異。可能的原因是農(nóng)戶更關(guān)注組織能夠提供的支持，而對于組織類型差異的關(guān)注度較弱。我們在調(diào)研過程中也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)合作社和村集體合作組織往往重疊存在，不同類型的產(chǎn)業(yè)組織一般在業(yè)務(wù)上或人員機構(gòu)上存在合作和共享關(guān)系。這種重疊關(guān)系使農(nóng)戶對各類組織的差異難以產(chǎn)生確切的認(rèn)知，因此各類型組織在對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的促進(jìn)效果上并不存在顯著差異（見表11）。

表11 不同組織類型對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿回歸結(jié)果Tab.11 The willingness of different organization types to pay for water-saving irrigation technologies returns to the results

3.4.2 契約關(guān)系對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響

在“產(chǎn)業(yè)組織+農(nóng)戶”這種模式中，組織通過契約或非契約形式將農(nóng)戶聯(lián)結(jié)起來結(jié)成利益共同體，并組成垂直縱向協(xié)作的產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)系。為了探究這種契約關(guān)系是否會對農(nóng)戶技術(shù)支付意愿產(chǎn)生影響以及影響的作用機制如何，本文根據(jù)農(nóng)戶是否與組織簽訂合同將合作關(guān)系分為緊密型契約關(guān)系和松散型契約關(guān)系，采用逐步回歸法分別進(jìn)行檢驗?；貧w結(jié)果如表12所示。

表12 合作關(guān)系對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿影響Tab.12 The impact of cooperation on farmers' willingness to pay for water-saving irrigation technologies

由模型（1）可以看出，簽訂合同對于農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的影響是顯著的，說明簽訂合同對支付意愿的總效應(yīng)顯著。模型（2）中簽訂合同能顯著提高農(nóng)戶制度支持感，同時模型（3）中簽訂合同和制度支持感均能顯著影響農(nóng)戶支付意愿，說明在控制了簽訂合同對支付意愿的直接影響后，制度支持感對支付意愿的影響仍顯著，且模型（2）中簽訂合同的系數(shù)與模型（3）中制度支持感的系數(shù)的乘積與模型（3）中簽訂合同的系數(shù)同為正，說明制度支持感存在部分中介效應(yīng)。上述分析表明簽訂合同可以通過提高農(nóng)戶的制度支持感來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。

模型（4）中簽訂合同對于工具支持感有顯著正向影響，模型（5）中簽訂合同對支付意愿影響不顯著，但工具支持感對支付意愿有顯著正向影響，說明簽訂合同對支付意愿的直接效應(yīng)不顯著，為完全中介效應(yīng)。上述分析表明簽訂合同對農(nóng)戶支付意愿的影響完全通過影響工具支持感來實現(xiàn)。

模型（6）中簽訂合同能顯著提高農(nóng)戶的情感支持感，同時模型（7）中簽訂合同和情感支持感均能顯著影響農(nóng)戶支付意愿，說明在控制了簽訂合同對支付意愿的直接影響后，情感支持感對支付意愿的影響仍顯著，且模型（6）中簽訂合同的系數(shù)與模型（7）中情感支持感的系數(shù)的乘積與模型（7）中簽訂合同的系數(shù)同為正，說明情感支持感存在部分中介效應(yīng)。上述分析表明簽訂合同可以通過提高農(nóng)戶的情感支持感來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。

通過以上實證結(jié)果分析可以得出，緊密型契約關(guān)系可以通過提高農(nóng)戶組織支持感來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。這是因為契約農(nóng)業(yè)能夠給農(nóng)戶提供生產(chǎn)資料賒購服務(wù)、信息資源服務(wù)、技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)服務(wù)以及照價收購等服務(wù)，降低農(nóng)戶技術(shù)采用和農(nóng)產(chǎn)品銷售風(fēng)險[30]，從而提高農(nóng)戶技術(shù)支付意愿。并且，加入組織的農(nóng)戶樣本的組織支持感變量一定程度上可以體現(xiàn)組織提供的支持力度，所以以上結(jié)果一定程度上可以說明契約關(guān)系不僅約束了農(nóng)戶行為，促進(jìn)了農(nóng)戶技術(shù)支付意愿的提高，而且通過契約約束了產(chǎn)業(yè)組織行為，促使組織提供了更強力度的組織支持。

4 研究結(jié)論與啟示

本文利用陜西閻良、山西運城兩地702 份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù),采用CMP 模型對組織參與能否提高農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿及其影響機制進(jìn)行了實證研究。得到如下主要結(jié)論：①組織參與可以提高農(nóng)戶對于節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿。②組織參與對農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的促進(jìn)作用在異質(zhì)農(nóng)戶之間表現(xiàn)出一定的差異性，對于家庭人均收入較高和受教育程度較高的農(nóng)戶而言，組織參與對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的激勵效應(yīng)更高。③組織通過提高農(nóng)戶制度支持感、工具支持感和情感支持感這3種途徑來促進(jìn)農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。④簽訂合同可以通過提高農(nóng)戶制度支持感、工具支持感和情感支持感這3條路徑來促進(jìn)農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿的提高。⑤農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)合作社、村集體組織在提高農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)支付意愿效果上不存在顯著差異。

基于上述研究結(jié)論，從促進(jìn)農(nóng)戶采納節(jié)水灌溉技術(shù)角度出發(fā)，本文提出如下政策建議：

第一，進(jìn)一步推動農(nóng)業(yè)企業(yè)、專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)技術(shù)協(xié)會、村集體合作組織這些益農(nóng)組織的培育進(jìn)程，并鼓勵農(nóng)戶積極加入組織。多建立組織與農(nóng)戶關(guān)聯(lián)的利益關(guān)系體，增加益農(nóng)組織的數(shù)量，避免農(nóng)戶無組織可加、無組織可依靠。

第二，節(jié)水灌溉技術(shù)推廣應(yīng)根據(jù)農(nóng)戶稟賦差異針對性的進(jìn)行推廣宣傳，先向技術(shù)接受能力強的農(nóng)戶進(jìn)行推廣宣傳，采取“一部分農(nóng)戶帶動另一部分農(nóng)戶”的宣傳推廣策略。

第三，鼓勵組織與農(nóng)戶之間建立更緊密的合作關(guān)系，提升組織與農(nóng)戶之間的合同簽約率，并完善組織合同的法律體系以對組織與農(nóng)戶雙方形成契約約束。

第四，建立健全組織服務(wù)體系，提高服務(wù)質(zhì)量。鼓勵組織提供銷售服務(wù)、規(guī)定生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)、提供“三品一標(biāo)”等制度方面的支持；加強組織的信息以及物資紐帶功能，鼓勵組織提供農(nóng)戶生產(chǎn)所需農(nóng)資、市場資訊、技術(shù)培訓(xùn)以及指導(dǎo)，并積極宣傳節(jié)水灌溉技術(shù)等水土保持技術(shù)的優(yōu)點；防止組織在合作過程中的“一刀切”行為，組織要尊重農(nóng)戶在生產(chǎn)中的各種決策，對農(nóng)戶信任并在農(nóng)戶困難時給予指導(dǎo)和幫助。