羅小娟 馮淑怡 黃信灶

摘要?中國化肥用量水平不斷提高，并引發(fā)諸多環(huán)境問題，如何促進化肥減量化一直是政府與學者關(guān)注的焦點。首先，本文構(gòu)建了信息傳播主體影響農(nóng)戶施肥行為的傳導機制的理論框架，提出三個驗證假說。其次，基于長江中下游江蘇、江西兩省690個種糧大戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用空間計量模型實證分析不同性質(zhì)的信息傳播主體對種糧大戶施肥行為的影響，并檢驗種糧大戶之間施肥行為的空間溢出效應。結(jié)果表明：①不同性質(zhì)的信息傳播主體具有不同的目標函數(shù)，使用不同的傳播方式，對農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響以及路徑也存在顯著差異。政府公共機構(gòu)組織主要通過價值引導機制指導種糧大戶減少化肥施用量，而市場化組織則側(cè)重于通過利益引導機制激勵種糧大戶增加化肥施用量。從對農(nóng)戶化肥施用量的引導效果看，政府公共機構(gòu)組織的效果大于市場化組織，政府公共機構(gòu)組織可以引導農(nóng)戶減少氮肥用量31.21 kg/hm2，而市場化組織則會引導農(nóng)戶增加氮肥用量20.18

kg/hm2，后者僅占前者的64.67%。②以親戚朋友、種糧大戶等社會網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)的非正式傳播主體對農(nóng)戶的施肥行為產(chǎn)生明顯作用，在空間上表現(xiàn)為種糧大戶之間的氮肥用量存在顯著的正空間相關(guān)性。③種糧大戶的個人、家庭和土地等特征也是影響化肥施用的重要因素。最后本研究從發(fā)揮政府在化肥信息傳播中的主導作用、規(guī)范市場化組織傳播主體的行為、注重提升農(nóng)戶在信息傳播中的主體地位以及有針對性地篩選化肥信息傳播的重點對象等四個方面提出對策建議。

關(guān)鍵詞?信息傳播主體;化肥用量;空間計量模型;空間溢出效應;種糧大戶

中圖分類號?F323.3???文獻標識碼?A???文章編號?1002-2104（2019）04-0104-12???DOI：10.12062/cpre.20180929

中國化肥用量水平不斷提高，并引發(fā)諸多環(huán)境問題。2016年，中國單位播種面積化肥施用強度達到359.08 kg/hm2（其中氮肥占55%左右），是發(fā)達國家設(shè)置的安全上限225

kg/hm2[1]的1.60倍。全國大部分地區(qū)的化肥施用量已經(jīng)接近或者超過適宜標準，有些地區(qū)甚至已達到極限，氮肥過量的問題尤為嚴重[2-3]。化肥用量過多，化肥利用率過低，造成大量養(yǎng)分隨地表徑流、泥沙、淋溶等形式流失到環(huán)境中，一方面加劇江河湖泊的富營養(yǎng)化問題，研究表明，農(nóng)田肥料污染對湖泊水體富營養(yǎng)化的平均貢獻高達47%[4];另一方面還會造成土壤污染、地下水和蔬菜硝酸鹽超標等環(huán)境問題。

如何促進化肥減量施用一直是政府與學者關(guān)注的焦點。2015年農(nóng)業(yè)部發(fā)布的《到2020年化肥使用量零增長行動方案》提出了化肥減量增效的任務分解、重點措施和試點安排。2018年中央一號文件再次強調(diào)開展農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展行動，實現(xiàn)投入品減量化、生產(chǎn)清潔化和產(chǎn)業(yè)模式生態(tài)化。由于農(nóng)戶是化肥的使用主體，化肥減量施用目標的實現(xiàn)必須以農(nóng)戶為突破口和抓手，所以農(nóng)戶化肥施用行為的微觀決策機制一直是學者們討論的焦點[5-9]。其中，農(nóng)業(yè)信息傳播在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營管理和決策過程中發(fā)揮重要作用[10]，然而不同性質(zhì)的信息傳播主體對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響及傳導路徑并不相同。因此，研究不同信息傳播主體對農(nóng)戶施肥行為的影響以及農(nóng)戶施肥行為的驅(qū)動因素，對如何通過信息傳播引導農(nóng)戶科學施肥進而實現(xiàn)從源頭控制農(nóng)業(yè)面源污染具有重要的現(xiàn)實意義。

1?文獻綜述與評價

梳理已有文獻資料發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)業(yè)信息傳播的研究主要集中以下四個方面：一是農(nóng)業(yè)信息傳播的影響因素研究?，F(xiàn)有研究將農(nóng)業(yè)信息傳播不暢的原因歸結(jié)為農(nóng)戶素質(zhì)偏低，利用農(nóng)業(yè)信息缺技術(shù)、缺條件、缺能力、缺需求[11]，政府投入不足[12]，農(nóng)技推廣隊伍“線斷、網(wǎng)破、人散”[13]，信息采集和傳播方式單一[14]，信息傳播網(wǎng)絡(luò)不夠健全[15]等因素。二是農(nóng)業(yè)信息傳播需求分析。張蕾等[16]基于13個糧食主產(chǎn)省份9 738份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信息的需求情況，結(jié)果顯示農(nóng)戶對高新技術(shù)的需求并不強烈，需求較多的主要是防蟲、施肥和良種及栽培技術(shù)等常規(guī)技術(shù)信息。黃睿和張朝華[17]基于廣東省312戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶關(guān)注度最高的農(nóng)業(yè)信息是農(nóng)作物病蟲害防治和優(yōu)良品種信息。張耀鋼和應瑞瑤[18]分析了江蘇省的6個縣（市）161戶經(jīng)濟作物種植戶的技術(shù)信息選擇的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在技術(shù)選擇上，農(nóng)戶會優(yōu)先考慮產(chǎn)前和產(chǎn)中技術(shù)，較少考慮供銷信息和加工貯存等產(chǎn)后技術(shù)，而在信息選擇上，病蟲害防治信息的需求最高。三是農(nóng)業(yè)信息傳播主體選擇研究。農(nóng)業(yè)信息傳播主體可以分為正式組織和非正式組織兩大類，其中正式組織傳播主體又可分為政府公共機構(gòu)組織傳播主體（如農(nóng)技站）和市場化組織傳播主體（如農(nóng)資經(jīng)銷商），而非正式組織主要是指親戚朋友等。周丹[19]的研究表明，當前農(nóng)業(yè)市場信息傳播以非正式傳播主體為主、組織化傳播主體為輔，但農(nóng)戶對組織化傳播主體滿意度更高，所以農(nóng)戶更傾向與于選擇政府服務部門和科技部門等正式組織作為傳播主體。王金霞等[20]的研究也表明，非正式組織傳播在各地逐漸被政府部門、技術(shù)推廣機構(gòu)、農(nóng)資經(jīng)銷商等傳播主體所取代，其中政府部門和農(nóng)資銷售點的影響力最為顯著。馬驥等[21]研究了農(nóng)戶的信息認知與化肥購買決策，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對銷售商的介紹和化肥廠的田間示范更為信任。四是信息傳播對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響研究。本文關(guān)注重點信息傳播對化肥施用行為的影響，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)不同信息傳播主體對農(nóng)戶施肥行為的影響并不一致。有學者在國內(nèi)水稻生產(chǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)技推廣機構(gòu)傳遞的施肥信息可以引導農(nóng)戶減少15%到30%的化肥施用量[22-23]。蔡鍵等[24]基于全國480個村11785個農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了信息媒介對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)化學品環(huán)境污染認知的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)資銷售商為了提高化肥等農(nóng)業(yè)化學品的銷售量，可能會有意通過手機信息向農(nóng)戶強化農(nóng)業(yè)化學品的正面作用而淡化其對環(huán)境的負面影響，導致農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)化學品環(huán)境污染的認知不足，進而影響其使用化肥、農(nóng)藥的行為。

綜上，現(xiàn)有文獻對農(nóng)業(yè)信息傳播影響農(nóng)戶行為的研究有一定基礎(chǔ)，但是仍然至少存在兩個不足需要深入研究：第一，關(guān)于信息傳播的文獻中，現(xiàn)有研究關(guān)注到農(nóng)業(yè)信息對農(nóng)戶行為的影響，也分析了信息傳播方式對農(nóng)戶行為的影響，但是研究不同性質(zhì)的信息傳播主體對農(nóng)戶施肥行為影響差異的文獻并不多。第二，大部分現(xiàn)有研究忽略了農(nóng)戶的社會屬性，把農(nóng)戶從所屬群體剝離出來進行單獨分析。但是農(nóng)戶生活在一個空間環(huán)境交互影響的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中，相互間會進行信息傳播和交流[25-27]，如果忽視這種空間效應會導致估計結(jié)果和研究結(jié)論不夠完整和科學，缺乏應有的解釋力[28-29]。針對上述研究不足，本文利用長江中下游平原江蘇和江西兩省690個種糧大戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間計量模型實證研究以下兩個問題：不同性質(zhì)的信息傳播組織（政府公共機構(gòu)組織和市場化組織）對種糧大戶的施肥行為的影響是否存在差異？種糧大戶之間的非正式信息傳播是否對其施肥行為也會產(chǎn)生影響？選擇長江中下游平原地區(qū)作為樣本區(qū)域主要考慮到其為糧食主產(chǎn)區(qū)和重要水域地區(qū)，且該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集約度高、化肥污染問題較為嚴重，其中江蘇和江西兩省分別處于太湖和鄱陽湖等大湖流域生態(tài)敏感區(qū)，分別代表了經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與發(fā)展中地區(qū)的差異。本研究為如何通過化肥信息傳播，合理引導化肥減量施用、防控面源污染，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供可靠的現(xiàn)實依據(jù)。

2?理論框架與模型設(shè)計

2.1?理論框架

根據(jù)前文所述，農(nóng)業(yè)信息一般由政府公共機構(gòu)組織和市場化組織等正式組織傳播主體，以及非正式組織傳播主體進行傳播。圖1展示了三種不同性質(zhì)的化肥信息傳播主體對農(nóng)戶施肥行為的傳導機制?；市畔鞑ブ黧w主要包括：一是以農(nóng)業(yè)管理部門、農(nóng)技推廣機構(gòu)、村級綜合服務中心等政府公共機構(gòu)組織;二是以化肥經(jīng)銷商、化肥生產(chǎn)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作社為代表的市場化組織;三是親戚朋友間口耳相傳、網(wǎng)絡(luò)媒體或書籍報刊等非正式組織形式?；市畔鞑ナ荏w主要包括種糧大戶和一般農(nóng)戶，其中種糧大戶本身存在較強示范效應，一定程度上也承擔著信息傳播主體的角色。農(nóng)戶的化肥施用行為包括化肥品牌和種類選擇、化肥施用量的確定、氮磷鉀肥施用的結(jié)構(gòu)和比例，以及施肥技術(shù)的采納決策等行為。在信息不夠充分的農(nóng)村市場，信息傳播主體向農(nóng)戶傳遞化肥信息，不僅提高了農(nóng)戶的化肥知識和認知，還降低了農(nóng)戶施用化肥的風險和不確定性，進而影響農(nóng)戶的生產(chǎn)決策。就具體傳導機制而言，在農(nóng)業(yè)科技信息傳播過程中，信息傳播主體主要通過價值引導機制和利益引導機制兩種傳導機制影響農(nóng)戶的生產(chǎn)行為。但是不同性質(zhì)的信息傳播主體具有不同的目標函數(shù)，使用不同的傳播方式，對農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響以及路徑也會存在差異。

政府公共機構(gòu)組織傳播屬于政府主導、自上而下的信息傳播模式，信息傳播活動一般有較為系統(tǒng)地策劃、組織和安排過程，可以得到更多的政策、人力和財政等資源支持。農(nóng)機服務站等政府公共機構(gòu)組織無償?shù)叵蛐畔鞑ナ荏w提供化肥信息和服務，同時，信息傳播受體也會向信息傳播主體反饋信息和服務需求。政府公共機構(gòu)組織對農(nóng)戶行為的具體影響路徑主要是強調(diào)通過價值引導機制影響農(nóng)戶施肥行為（即圖1中的路徑①）。因為價值認同會對農(nóng)戶的行為決策起到內(nèi)在激勵作用[30]，而且出于社會綜合利益考慮，農(nóng)戶甚至愿意做出一些犧牲，實現(xiàn)一種社會化的交換[31]。由于受到化肥使用量零增長行動、耕地質(zhì)量保護與提升行動、生態(tài)文明建設(shè)、鄉(xiāng)村振興等多重任務和考核壓力，政府公共機構(gòu)組織的目標函數(shù)是追求經(jīng)濟、社會和環(huán)境的綜合利益最大化，在施肥方面的主要任務是引導農(nóng)戶減少化肥施用量，形成科學的施肥行為。所以在施肥信息傳播中，政府公共機構(gòu)組織通過舉辦宣傳講座、技術(shù)培訓、田間示范、公告欄、明白卡、電視和廣播、手機短信等傳播方式，向農(nóng)戶傳播化肥信息與相關(guān)環(huán)保知識，提高農(nóng)戶對化肥的環(huán)境影響認知，實際上也向農(nóng)戶傳遞科學施肥、綠色發(fā)展等價值觀，農(nóng)戶接受信息后對各種施肥信息進行分析、比較和判斷，價值觀念也會不斷更新和調(diào)整，對科學施肥、綠色發(fā)展價值觀產(chǎn)生認同，并形成綠色生產(chǎn)價值觀，成為引導農(nóng)戶科學施肥行為，合理控制化肥投入數(shù)量的內(nèi)生動力，最終實現(xiàn)將價值觀貫徹落實到農(nóng)戶的實際施肥行為中。據(jù)此，提出本文的第一個假說。

H1：政府公共機構(gòu)組織傳播主體可以有效引導農(nóng)戶減少化肥施用量。

市場化組織傳播是以信息需求為導向，可以實現(xiàn)信息傳播主體和受體“雙贏”的信息傳播模式。根據(jù)理性人假設(shè)，農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目標是追求利潤最大化，信息的局限性導致農(nóng)戶施肥決策和行為的非理性，難以達到最佳施肥決策。而化肥信息的獲取，使農(nóng)戶得以對不同施肥行為決策的成本和收益的變化進行權(quán)衡，然后對施肥行為做出重新規(guī)劃和調(diào)整以賺取更多的經(jīng)濟利益。所以市場化組織傳播主體對農(nóng)戶行為的影響路徑是側(cè)重于通過利益引導機制影響農(nóng)戶施肥行為（即圖1中的路徑②）。在信息傳播過程中，農(nóng)戶占據(jù)一定的主動權(quán)，可以根據(jù)自己的實際需求向信息傳播主體提出信息服務內(nèi)容?；式?jīng)銷商等市場化組織通過口頭交流、宣傳冊、產(chǎn)品推薦、直接指導、田間示范和微信等傳播形式向農(nóng)戶傳遞化肥信息、推薦化肥品種和用量，在農(nóng)戶接收到市場化組織傳播主體提供的化肥信息之后，對會信息做出評價，甚至對傳播主體提出進一步的信息補充需求，信息傳播主體和受體直接的互動關(guān)系更為密切與及時。與政府公共機構(gòu)組織不同，市場化組織傳播主體和信息傳播受體之間存在經(jīng)濟利益關(guān)系?；式?jīng)銷商把向農(nóng)戶提供化肥信息當作一種“投資”，雖然農(nóng)戶并沒有向化肥經(jīng)銷商直接支付信息服務費用，但是如果農(nóng)戶在其勸說下購買了所推薦的化肥，經(jīng)銷商便可獲得經(jīng)濟利益。由于農(nóng)資經(jīng)銷商等市場化組織目標函數(shù)主要考慮個體利益最大化，為了賺取更高的銷售利潤可能向農(nóng)戶提供片面甚至是不正確的化肥指導信息，引導農(nóng)戶為了取得并不真實的“更高產(chǎn)量”而增加化肥的施用量。據(jù)此，提出本文的第二個假說。

H2：市場化組織傳播主體會引導農(nóng)戶增加化肥施用量。

由血緣、親緣等情感性紐帶連接起來的社會網(wǎng)絡(luò)在農(nóng)業(yè)信息傳播過程中發(fā)揮媒介的作用，使網(wǎng)絡(luò)成員之間可以通過交流學習獲得知識和技能的提升[32]，而且建立在地理鄰近基礎(chǔ)上共同的社會、歷史和文化背景使得農(nóng)戶行動的溝通成本、談判成本以及資源獲取成本下降，一定程度上也促進了知識共享和技術(shù)共享[33]。而實際上在農(nóng)業(yè)信息傳播過程中，由于農(nóng)業(yè)信息應用結(jié)果具有很大的“不確定性”，為了規(guī)避“不確定性”的效益風險，農(nóng)民傾向于學習借鑒可靠的“熟人”已經(jīng)采納的且已經(jīng)取得較好經(jīng)濟效益的農(nóng)業(yè)經(jīng)驗。非正式組織傳播就是以親戚朋友、鄰居、種糧大戶等社會網(wǎng)絡(luò)為載體的信息傳播，該傳播渠道具有信息傳遞路徑短、效率高的特點，能夠提高技術(shù)擴散速率、彌補正式制度缺陷。非正式組織傳播通常通過口耳相傳、經(jīng)驗學習和直接模仿等方式進行信息傳播，信息傳播主體和受體在信息傳播和交流中互動性非常強烈，往往能夠達到各取所需、各有所得的效果。非正式組織傳播對農(nóng)戶施肥行為的影響路徑有機結(jié)合了利益引導機制和價值引導機制（即圖1中的路徑③）。一方面，非正式組織所傳播的施肥信息，往往是經(jīng)過農(nóng)民的實踐檢驗之后，可以得到生產(chǎn)成本更低、生產(chǎn)收益更高的施肥經(jīng)驗，對于信息傳播受體農(nóng)戶而言，具有較高的利益激勵去復制成功經(jīng)驗，將其轉(zhuǎn)化成實際施肥行為，為自己取得更多的經(jīng)濟利益。另一方面，農(nóng)戶間在施肥信息交換和經(jīng)驗交流過程中，信息傳播主體往往是被模仿和學習的對象，傳播受體對其非常信任，信息傳播主體更容易將自己的價值觀灌輸給其他農(nóng)戶，讓他們對其價值觀產(chǎn)生認同感，然后跟隨自己的經(jīng)驗做法，模仿自己的施肥行為。據(jù)此，提出本文的第三個假說。

H3：農(nóng)戶之間的施肥行為表現(xiàn)出正向的空間關(guān)聯(lián)性或空間溢出效應。即化肥用量高的農(nóng)戶之間在空間上會表現(xiàn)聚集，化肥用量低的農(nóng)戶之間也會聚集。

2.2?模型設(shè)定與估計方法

2.2.1?空間自相關(guān)檢驗

在分析是否適用空間計量模型之前，需要進行空間自相關(guān)檢驗以考察數(shù)據(jù)的空間依賴性，同時需要設(shè)置空間權(quán)重矩陣以衡量農(nóng)戶空間關(guān)系。度量空間自相關(guān)的方法通常有莫蘭指數(shù)I（Morans I）、吉爾里指數(shù)C（Gearys C）和GetisOrd指數(shù)G等。其中最常用的是莫蘭指數(shù)I，又分為反映整個區(qū)域空間集聚程度的全局莫蘭指數(shù)I（global

Morans I）和考察某區(qū)域鄰近空間集聚程度的局部莫蘭指數(shù)I（local Morans I）[34]。全局Morans I基本公式為：

I=∑ni=1∑nj=1wij（xi-）（xj-）S2∑ni=1∑nj=1wij

（1）

式（1）中，S2=1n∑ni=1（xi-）2為樣本方差，wij為空間權(quán)重矩陣元素，反映各農(nóng)戶之間化肥施用量被影響的程度。Morans

I的顯著性主要依據(jù)如下標準化統(tǒng)計值（Z）來判斷：

Z=I-E（I）Var（I）

（2）

原假設(shè)為數(shù)據(jù)間不存在空間自相關(guān)情況，Z服從正態(tài)分布，給定某個臨界值k，如果Z>k，則拒絕原假設(shè)，說明數(shù)據(jù)存在空間自相關(guān)性，反之則不存在。

局部Morans I基本公式為：

Ii=（xi-）S2∑nj=1wij（xj-x）

（3）

式（3）中，Ii表示某區(qū)域i的局部Morans I，其余符號含義與全局Morans I一致。Morans

I的取值一般介于-1到1之間，大于0表示正相關(guān)，即高值與高值相鄰，低值與低值相鄰;小于0表示負相關(guān)，即高值與低值相鄰。

2.2.2?空間計量模型設(shè)定

空間計量經(jīng)濟學理論中，空間的關(guān)聯(lián)性主要體現(xiàn)在計量模型因變量和誤差項的滯后項，因此空間計量模型可以劃分為兩種基本模型：空間自回歸模型（spatial autoregressive model，SAR），（也稱空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）或混合回歸模型（Mixed

Regressive Model））和空間誤差模型（spatial error model，SEM）[35]。

SAR或SLM模型形式如下：

Yi=β0+ρ∑nj=1wijYj+β1Xi+β2Zi+μi

（4）

SEM模型形式如下：

Yi=β0+β1Xi+β2Zi+μi

（5）

其中，誤差項μi的產(chǎn)生過程為：

μi=λ∑nj=1Mijμi+εi，ε～N（0，σ2In）

（6）

式（4）和（5）中，Yi表示種糧大戶i的單位面積化肥施用量;w是因變量的空間權(quán)重矩陣，wij代表種糧大戶i和種糧大戶j的空間權(quán)重矩陣元素;∑nj=1wijYj為空間滯后因變量，是除種糧大戶i之外其他種糧大戶化肥施用量的加權(quán)總值;Xi表示影響種糧大戶i化肥施用行為的核心解釋變量化肥信息傳播主體;Zi代表其他控制變量，如種糧大戶個人和家庭特征、土地經(jīng)營特征、經(jīng)營主體模式特征等;ρ表示因變量的空間自回歸系數(shù);β1和β2為各解釋變量的估計系數(shù);β0為常數(shù)項;μi為隨機誤差項。式（6）中，Mij是誤差項的空間權(quán)重矩陣，本文所用的w和M是相同的空間權(quán)重矩陣;∑nj=1Mijμi為空間滯后誤差變量，代表除農(nóng)戶i以外其他農(nóng)戶觀測值的誤差加權(quán)總值;λ為誤差項的空間自回歸系數(shù);εi為殘差擾動項。參數(shù)λ衡量了存在于誤差擾動項之中的空間效應，這種效應以不可觀測的形式影響農(nóng)戶的化肥施用行為。

2.2.3?空間權(quán)重矩陣構(gòu)建

構(gòu)建空間權(quán)重矩陣是進行空間計量分析的前提基礎(chǔ)，本文選擇了鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離權(quán)重兩種空間權(quán)重矩陣。其中，鄰近空間矩陣采用引申的rook鄰近計算方法，即矩陣的元素在樣本農(nóng)戶處于同一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政邊界內(nèi)時取值為1，否則取值為0。在鄰近空間矩陣中，假設(shè)只要農(nóng)戶在地理上相鄰則權(quán)重矩陣的元素均為1，也就是說對于所有相鄰農(nóng)戶之間的相互關(guān)系都簡單地視為相同。但實際上，相鄰農(nóng)戶的相互影響作用不可能完全勻質(zhì)，如，相比其他普通的相鄰農(nóng)戶，土地經(jīng)營規(guī)模更大的種田能手可能是相鄰農(nóng)戶的學習榜樣，成為重要的種田經(jīng)驗傳授者，其影響力明顯更強。為了解決這一問題，同時考察模型結(jié)果的穩(wěn)健性，本文引入了土地規(guī)模距離權(quán)重矩陣W*，計算公式為W*=w.×G，其中，w.為鄰近空間權(quán)重矩陣，G是反映農(nóng)戶間經(jīng)營規(guī)模差異性的矩陣。矩陣G的主對角線元素均為0，非主對角線的元素為Gij=1|Li-Lj|（i≠j），Li和Lj為農(nóng)戶i和農(nóng)戶j的土地經(jīng)營規(guī)模。

2.2.4?估計方法

SLM模型本質(zhì)為聯(lián)立方程組，如果使用傳統(tǒng)的OLS估計方法，會出現(xiàn)聯(lián)立方程偏差（simultaneity bias），而對于SEM模型使用 OLS估計法，則會因忽略擾動項的自相關(guān)導致估計效率損失，所以通常會采用最大似然估計法（Maximum LikelihoodEstimate，MLE）對于SLM模型和SEM模型進行回歸。

3?數(shù)據(jù)來源和變量說明

3.1?數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自2016年8—9月對長江中下游平原江蘇和江西種糧大戶（本文定義的種糧大戶為耕地經(jīng)營規(guī)模超過50畝的農(nóng)戶）的抽樣調(diào)查。本次調(diào)研計劃從江蘇和江西選取16個縣（區(qū)）、40個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）進行問卷調(diào)查。具體而言，在每個樣本省份均采用分層隨機抽樣方法，根據(jù)經(jīng)濟狀況和耕地面積選取了8個樣本縣（區(qū)），然后依據(jù)耕地面積比例在每個樣本縣市隨機選擇2～4個樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），再在每個樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機調(diào)查20個種糧大戶，由課題組成員進行一對一問卷調(diào)查與訪談。（由于每個村莊的種糧大戶數(shù)量較少，所以本次調(diào)研并未在樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）下面抽取樣本村莊，而是直接在鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）層面抽取種糧大戶樣本。）該調(diào)查最終獲得704戶樣本種糧大戶，剔除信息不足及沒有種植水稻的樣本后，有效問卷為690份，問卷有效率達98%。調(diào)查問卷主要涵蓋種糧大戶化肥投入等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況、土地流轉(zhuǎn)情況、個人基本特征、家庭基本情況、收入與支出情況等內(nèi)容。

3.2?變量說明

3.2.1?被解釋變量

關(guān)于化肥施用量，本研究選取單位面積氮肥折純量作為指標，原因有三：氮肥元素是水稻作物用量最多的肥料元素，樣本種糧大戶氮肥占化肥總折純量的比例為56.62%;二是氮肥在水稻的整個生長周期中施用次數(shù)和數(shù)量比例更為復雜，如在基肥、蘗肥、穗肥和粒肥階段均需投入用量不等的氮肥，氮肥用量成為農(nóng)戶關(guān)注和討論的焦點;三是農(nóng)戶化肥施用過量，主要是指氮肥過量，而兩個樣本省份科學施肥的原則都是控氮。

3.2.2?核心解釋變量

化肥信息傳播主體變量中，以非正式組織傳播主體作為對照組，設(shè)置了政府公共機構(gòu)組織和市場化組織2個虛擬變量。政府公共機構(gòu)組織傳播變量，如果種糧大戶的化肥信息主要由村級綜合服務中心、農(nóng)技站以及其他政府部門等公共機構(gòu)提供取值為1，否則為0;市場化組織變量，若種糧大戶的化肥信息主要來源于化肥公司或者化肥經(jīng)銷商等組織取值為1，否則為0;非正式組織傳播變量則表示種糧大戶的化肥信息來自于親戚朋友、網(wǎng)絡(luò)媒體或者報刊書籍等渠道。表1展示了各變量的定義以及描述性統(tǒng)計，結(jié)果顯示，50%種糧大戶的化肥信息來源于正式組織，其中27%來自政府公共機構(gòu)組織，23%來自市場化組織，而另外50%的種糧大戶則通過非正式組織傳播渠道獲得化肥相關(guān)信息。

3.2.3?控制變量

種糧大戶個人和家庭特征、土地經(jīng)營特征和經(jīng)營主體模式特征也是影響其化肥施用行為的重要因素。種糧大戶個人特征中，選取了戶主年齡、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷等變量。研究認為戶主年齡越大，意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗更豐富，且對土地有更深厚的感情，可能不愿意過多施用化肥，擔心耕地質(zhì)量下降[36];也有研究發(fā)現(xiàn)年齡越大的農(nóng)戶思想觀念會更保守，仍舊沿襲“大水大肥”傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的可能性會越大[37]，故年齡變量的影響方向難以判斷。受教育水平客觀反映了人力資本存量，戶主文化程度越高，思想更為開闊和進步、認知能力會更強，更傾向科學施肥而減少化肥用量[37]，所以預期受教育程度變量與化肥用量為負向關(guān)系。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷變量，一方面認為非農(nóng)就業(yè)會更新農(nóng)戶的知識結(jié)構(gòu)和改變思想觀念，對環(huán)保問題更為重視，使其更容易接受科學的田間管理方式進而減少化肥用量，另一方面非農(nóng)就業(yè)會產(chǎn)生的收入效應，反而增加農(nóng)資投入量，故無法判斷該變量的影響。

種糧大戶家庭特征主要選取了家庭人口撫養(yǎng)比、農(nóng)業(yè)收入比例和家庭固定資產(chǎn)情況等變量。家庭人口撫養(yǎng)比反映農(nóng)戶家庭勞動力負擔狀況，一般認為，人口撫養(yǎng)比越高，家庭勞動資源越少，通過多施化肥替代勞動力不足的可能性越大，故預期該變量與化肥施用呈正相關(guān)。農(nóng)業(yè)收入比例表征農(nóng)戶家庭對農(nóng)業(yè)的依賴性，如果農(nóng)戶家庭收入主要源自非農(nóng)活動，農(nóng)戶就沒有更多的時間配置在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，為了保證農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，可能投入更多化肥[38]，所以預期農(nóng)業(yè)收入比例與化肥施用量呈負向關(guān)系。家庭固定資產(chǎn)情況可以反映家庭收入水平以及抗風險能力，富裕的農(nóng)戶家庭越有能力承擔技術(shù)變革帶來的損失，會更愿意嘗試新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，如更為科學的施肥用量[39]，故預期家庭固定資產(chǎn)變量的影響方向為負。

土地經(jīng)營特征主要選取了土地經(jīng)營規(guī)模、細碎化程度、土壤質(zhì)量狀況、土地產(chǎn)權(quán)安全性和輪作情況等變量。（樣本地區(qū)均為一年兩熟制，江蘇樣本農(nóng)戶輪作情況是稻麥輪作或者單季稻，江西樣本農(nóng)戶輪作情況是早晚雙季稻或者單季稻。所以本文選擇是否種植單季作物表征輪作情況，而沒有選擇傳統(tǒng)的反映不同地區(qū)農(nóng)作制度的復種指數(shù)。）一般而言，當所經(jīng)營的耕地面積較大時會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟，化肥等投入品的增加幅度會小于產(chǎn)量的增加幅度[40-41]，所以預期經(jīng)營規(guī)模與化肥用量呈反向關(guān)系。土地細碎化會使化肥投入增加[1，42]，一方面土地細碎化會降低土地經(jīng)營的規(guī)模效應，激勵農(nóng)戶通過增加化肥等要素投入增加產(chǎn)出率;另一方面土地細碎化會增加對勞動力的需求，在勞動力不足情況下，農(nóng)戶傾向于通過增加化肥施用量來替代勞動力，故預期土地細碎化對化肥施用具有正向影響。土壤質(zhì)量狀況決定了化肥投入的邊際產(chǎn)出水平，農(nóng)戶則會根據(jù)不同土壤質(zhì)量狀況的邊際產(chǎn)出改變化肥投入量。土壤質(zhì)量好的邊際產(chǎn)出高抑或是土壤質(zhì)量差的邊際產(chǎn)出高，在不同區(qū)域情況并不一致，所以難以預期土壤質(zhì)量狀況對化肥用量的影響。土地流轉(zhuǎn)中是否簽訂書面合同則是判斷土地產(chǎn)權(quán)安全性的重要指標，有研究認為土地產(chǎn)權(quán)的不安全會使農(nóng)戶行為短期化，導致化肥的過量施用[43]，但也有研究認為土地產(chǎn)權(quán)的安全性對綠肥種植和有機肥施用等中、長期投資具有顯著影響，但是對化肥等短期投資的影響卻不顯著[44]，故難以預期土地產(chǎn)權(quán)安全性的影響。關(guān)于土地輪作變量，種植雙季作物的農(nóng)戶會認為對土地肥力的掠奪程度更高，所以會增加化肥施用量以提高土壤肥力，保證作物產(chǎn)量[43]，故預期種植單季作物對化肥的使用量有顯著的負向影響。

由于本文的研究對象為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，故設(shè)置了以下表征經(jīng)營主體模式特征的變量，具體為是否被登記為家庭農(nóng)場和是否被納入訂單合作農(nóng)業(yè)。根據(jù)家庭農(nóng)場要求，家庭農(nóng)場領(lǐng)頭人應接受過農(nóng)業(yè)技能培訓，經(jīng)營活動有較完整的財務收支記錄等，故預期被登記為家庭農(nóng)場的種糧大戶家庭應該更能夠掌握科學施肥的要點，化肥施用量會更少。一般而言，如果種糧大戶被納入龍頭企業(yè)“公司+農(nóng)戶”的訂單合作計劃，企業(yè)可能會要求和監(jiān)督農(nóng)戶控制化肥、農(nóng)藥的施用量，故預期該變量對化肥用量的影響方向為負。此外，為了控制兩個樣本省份的省際差異，本研究引入了地區(qū)虛擬變量，以江西為對照組，將江蘇省的樣本設(shè)為1。

4?實證結(jié)果分析

4.1?農(nóng)戶化肥施用行為的空間自相關(guān)判斷

4.1.1?全局空間自相關(guān)檢驗

表2展示了樣本種糧大戶氮肥施用量在鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離權(quán)重下全局空間自相關(guān)性的檢驗結(jié)果。由表可見，兩種空間權(quán)重矩陣下氮肥施用量的全局Morans

I值分別為0.398和0.533，且在1%水平上通過顯著性檢驗，這說明，樣本地區(qū)種糧大戶的施肥行為具有較強的空間關(guān)聯(lián)性。正向自相關(guān)關(guān)系表示氮肥施用量高的農(nóng)戶趨于和氮肥施用量高的農(nóng)戶相鄰，氮肥施用量低的農(nóng)戶趨于和氮肥施用量低的農(nóng)戶相鄰。

4.1.2?局部空間自相關(guān)檢驗

根據(jù)氮肥施用情況的局部空間自相關(guān)檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，樣本種糧大戶的局部Morans I顯著水平達到0.1以上，說明這些樣本存在局部空間自相關(guān)性。其中，局部Morans I顯著為正值集中的區(qū)域就表示氮肥施用量多的樣本農(nóng)戶的聚集區(qū)域，局部MoransI顯著為負值集中的區(qū)域則表示氮肥施用量少的樣本農(nóng)戶的聚集區(qū)域。從空間分布看，江蘇鹽城東臺市、泰州姜堰區(qū)，江西宜春豐城市、南昌市南昌縣、九江永修縣等地屬于氮肥施用量較多的集聚區(qū)域，而江蘇連云港灌云縣是氮肥施用量較少的集聚區(qū)域。

4.2?模型回歸結(jié)果

4.2.1?空間效應診斷檢驗

上述空間自相關(guān)判斷只是檢驗氮肥施用量數(shù)據(jù)是否存在空間關(guān)聯(lián)性，判斷是否適用空間計量模型，還需要對氮肥施用量和各自變量之間是否存在空間效應進行診斷檢驗。具體診斷步驟為：一是氮肥施用量對各自變量進行OLS回歸;二是在Stata中運用spatdiag命令進行診斷檢驗。從空間效應的診斷檢驗結(jié)果看，針對空間滯后效應的檢驗中，鄰近空間權(quán)重下有一個檢驗拒絕了“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)，而規(guī)模距離權(quán)重下兩個檢驗均拒絕了此原假設(shè);針對空間誤差效應的檢驗中，兩種空間權(quán)重下均有兩個檢驗拒絕了“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)（見表3）。上述結(jié)果表明，各變量之間確實存在空間滯后效應和空間誤差效應，故本研究適用于空間計量分析。

4.2.2?空間效應結(jié)果分析

表4報告了線性方程的OLS估計結(jié)果，以及鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離權(quán)重下的空間計量模型的估計結(jié)果。（為了避免變量的多重共線性問題，本文采用方差膨脹因子（VIF）進行檢驗，一般認為VIF≤5時變量間不存在嚴重的共線性問題。）結(jié)果顯示膨脹因子平均值為1.45，所以文中所選解釋變量滿足獨立性原則，不存在嚴重的共線性問題。雖然各變量在不同模型的回歸系數(shù)值存在一定差異，但是系數(shù)符號與顯著性總體一致，表現(xiàn)出較強的模型穩(wěn)健性。

空間計量模型的回歸結(jié)果中，兩種空間權(quán)重矩陣下的空間滯后系數(shù)ρ和空間誤差系數(shù)λ的符號為正，且均在1%水平上通過顯著性檢驗，對于ρ和λ的似然比檢驗與拉格朗日檢驗也得到同樣結(jié)果，充分驗證了種糧大戶間施肥行為存在顯著的正向空間相關(guān)性，也就是說，氮肥用量多的種糧大戶會與氮肥用量多的種糧大戶聚集，氮肥用量少的種糧大戶會與氮肥用量少的種糧大戶聚集，即驗證了假說3。一般認為，農(nóng)戶越分散，互相之間交流越困難，信息傳遞的交易成本就會越高[45-46]。課題組在訪談中了解到，雖然樣本種糧大戶在地理空間上并不一定是緊鄰的鄰居，但實際上同屬一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的種糧大戶互相交流的機會非常多，因為鎮(zhèn)政府及相關(guān)農(nóng)經(jīng)部門不僅會經(jīng)常召開各類面向種糧大戶的座談會或培訓會，如種糧大戶技術(shù)培訓、規(guī)范土地流轉(zhuǎn)、宣傳規(guī)模經(jīng)營政策等，還會不定期組織種糧大戶代表參觀農(nóng)業(yè)基地和田間現(xiàn)場觀摩，交流學習先進生產(chǎn)經(jīng)驗。這些不定期的聚會為種糧大戶提供了信息傳播的平臺。在信息和經(jīng)驗交流過程中，扮演信息傳播主體角色的種糧大戶，會將自己的施肥觀念灌輸給其他大戶，獲得他們的價值認同，然后通過形成共同的價值觀進而影響他們的施肥行為，最終出現(xiàn)同一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)常交流的種糧大戶之間的施肥行為出現(xiàn)趨同現(xiàn)象。同時，在信息傳播過程中，作為信息傳播受體的種糧大戶會對各種信息進行比較、成本效益分析，最終篩選出一些可以為自己帶來更多利益的施肥信息或經(jīng)驗進行學習和模仿，作為指導和調(diào)整自己施肥行為的依據(jù)。故同屬一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的種糧大戶的施肥行為之間會出現(xiàn)顯著的空間溢出效應。

4.2.3?核心解釋變量回歸結(jié)果分析

從模型估計結(jié)果看，無論是OLS估計還是空間計量模型，化肥信息傳播主體變量均通過顯著性檢驗，其中公共機構(gòu)組織變量與氮肥用量為負向關(guān)系，而市場化組織變量與氮肥用量為正向關(guān)系，假說1和假說2得以驗證。具體而言，公共機構(gòu)組織變量系數(shù)為-4.161，表示如果化肥信息來源于農(nóng)技站等公共機構(gòu)組織，農(nóng)戶氮肥用量可以平均減少31.21 kg/hm2。可能的原因是以村級綜合服務中心、農(nóng)技站以及其他政府部門為主的政府公共機構(gòu)組織肩負著化肥使用量零增長行動、耕地質(zhì)量保護與提升行動等多重任務與壓力，為了可以有效引導農(nóng)戶減少化肥施用量，形成合理施肥行為，政府公共機構(gòu)組織充分利用價值引導機制影響農(nóng)戶的施肥行為。具體而言，傳播主體在信息傳播中向種糧大戶傳遞科學施肥、綠色發(fā)展等價值觀，農(nóng)戶對信息進行甄別與篩選，根據(jù)對價值觀的認同程度調(diào)整和更新自己的施肥觀念，形成綠色生產(chǎn)價值觀，最終表現(xiàn)為化肥施用量減少行為。這個結(jié)論與前人的研究也較為相似[22-23]。市場化組織變量的系數(shù)為2.691，說明如果化肥信息來源于化肥店等市場化組織，農(nóng)戶氮肥用量可能平均增加20.18

kg/hm2?？赡艿脑蚴且曰使净蛘呋式?jīng)銷商為主的市場化組織傳播主體向農(nóng)戶提供化肥信息的目的就是為了獲取更多的經(jīng)濟利益，信息傳播的效果與傳播者的經(jīng)濟利益直接掛鉤。市場組織傳播主體在向農(nóng)戶提供化肥信息、推薦化肥種類和施用量的過程中可能會為了銷售更多的化肥，通過利益引導機制，錯誤地指導農(nóng)戶為了取得并不真實的“更高產(chǎn)量”而增加化肥的施用量。這也與前人的研究結(jié)論較為一致[24，47]。

此外，從對農(nóng)戶化肥施用量的引導效果看，市場化組織傳播主體對化肥使用的增量效果僅占政府公共機構(gòu)組織對化肥施用的減量效果的64.67%。在實際訪談中，農(nóng)戶其實對農(nóng)資經(jīng)銷商的評價并不高，認為農(nóng)資經(jīng)銷商唯利是圖，還有不少農(nóng)戶都曾有過買到假化肥、在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中受騙的經(jīng)歷，使其對農(nóng)資經(jīng)銷商的信任度更低。張蒙萌和李艷軍[48]的研究也認為，在相對封閉的鄉(xiāng)村農(nóng)資社會網(wǎng)絡(luò)中，農(nóng)資經(jīng)銷商所占據(jù)信息和資源的優(yōu)勢地位使得農(nóng)戶不得不“相信”他們傳播的信息，接受他們所推薦的產(chǎn)品和建議，從而出現(xiàn)對農(nóng)資經(jīng)銷商的負面價值與被動信任農(nóng)資經(jīng)銷商并存的矛盾現(xiàn)象。

4.2.4?控制變量回歸結(jié)果分析

綜合考慮表3的空間效應的診斷檢驗結(jié)果，以及表4的模型擬合優(yōu)度和檢驗結(jié)果，本文最終選擇鄰近空間權(quán)重矩陣下的SLM模型估計結(jié)果對控制變量進行分析。

農(nóng)戶個人和家庭特征變量中，年齡的影響顯著為負，說明年紀越大對土地擁有更為深厚的感情和更強的耕地保護責任感，所以減少化肥用量。受教育程度的符號為負，表明受教育程度較高的種糧大戶具有更為開放先進的思維，接受科學施肥的能力更強，所以氮肥用量更少。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的影響為正，說明非農(nóng)就業(yè)給農(nóng)戶帶來的收入增加效應明顯更為明顯，緩解了農(nóng)戶購買化肥時的資金約束，導致化肥用量顯著增加，與何浩然等[38]研究結(jié)論一致。家庭固定資產(chǎn)狀況影響為負，表示富裕的家庭具有更強的抗風險能力，更加愿意嘗試科學的施肥管理方式，可以有效減少氮肥施用量。

土地經(jīng)營特征變量中，土地細碎化程度影響為正，說明土地細碎化會降低規(guī)模效應和增加勞動力需求，在勞動力約束或雇傭工資較高的情況下（根據(jù)調(diào)研，江蘇地區(qū)雇傭農(nóng)業(yè)勞動力的平均工資約155元/工，江西地區(qū)為145元/工），為了確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率會在一定程度上減少價格相對較貴的勞動投入的同時增加其他價格相對較低要素的投入，如化肥。該結(jié)論也印證了盧華和胡浩[42]的觀點。土壤質(zhì)量影響為負，說明在調(diào)研地區(qū)，農(nóng)戶認為在土壤肥力高的地塊投入化肥的邊際產(chǎn)出低于土壤肥力低的地塊，所以在土壤肥力高、質(zhì)量好的地塊上會減少氮肥用量，這與前人[49]的研究結(jié)論一致。土地輪作變量的影響為負，可能的原因是農(nóng)戶會認為種植雙季作物對土地肥力的掠奪程度更高，所以需要通過增加化肥量補充土壤肥力，以保證作物產(chǎn)量。

經(jīng)營主體模式特征變量中，被納入訂單農(nóng)業(yè)計劃與氮肥施用量呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這與預期并不一致，可能的原因為訂單農(nóng)業(yè)是先有訂單，后有生產(chǎn)，具有市場性、契約性和預期性，可以解決種糧大戶的水稻銷售問題，保障收益穩(wěn)定，所以被龍頭企業(yè)納入了訂單合作計劃的種糧大戶更有積極性通過增加化肥施用實現(xiàn)增產(chǎn)的目的。王常偉和顧海英[50]在菜農(nóng)農(nóng)藥的使用上也得到了類似的結(jié)論。

5?結(jié)論與政策啟示

本文基于長江中下游江蘇、江西兩省690個種糧大戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建鄰近空間權(quán)重和規(guī)模距離空間權(quán)重矩陣下的空間計量模型，實證分析了不同性質(zhì)的信息傳播主體對種糧大戶施肥行為的影響，以及種糧大戶之間施肥行為的空間溢出效應。結(jié)果表明：第一，不同性質(zhì)的信息傳播主體具有不同的目標函數(shù)，使用不同的傳播方式，對農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響路徑也會存在差異。農(nóng)技站等政府公共機構(gòu)組織在化肥使用量零增長行動、耕地質(zhì)量保護與提升行動等任務壓力下，主要通過價值引導機制指導種糧大戶為了實現(xiàn)綠色發(fā)展而減少化肥施用量。而化肥經(jīng)銷商等市場化組織為了追求個人利潤最大化，則會側(cè)重通過利益引導機制激勵種糧大戶為了增加產(chǎn)量而增加化肥施用量。從對農(nóng)戶化肥施用量的引導效果看，政府公共機構(gòu)組織的效果大于市場化組織，具體而言，政府公共機構(gòu)組織信息可以引導農(nóng)戶減少氮肥用量31.21 kg/hm2，而市場化組織則會引導農(nóng)戶增加氮肥用量20.18kg/hm2，后者僅占前者的64.67%。第二，種糧大戶的氮肥施用行為存在顯著的正的空間相關(guān)性，表明以親戚朋友、種糧大戶等社會網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)的非正式傳播主體對農(nóng)戶的施肥行為產(chǎn)生明顯影響，農(nóng)戶同時承擔信息傳播主體和信息傳播受體的角色。第三，種糧大戶的個人、家庭和土地等特征也是影響化肥施用的重要因素。其中，年齡、受教育程度、家庭固定資產(chǎn)與化肥用量呈現(xiàn)負相關(guān);土地細碎化、與龍頭企業(yè)簽訂了訂單農(nóng)業(yè)與化肥用量呈現(xiàn)正相關(guān)。

本文的研究結(jié)論對于如何通過信息傳播引導農(nóng)戶科學施肥實現(xiàn)化肥減量施用具有較強的政策啟示：第一，充分發(fā)揮政府在化肥信息傳播中的主導作用。健全和強化基層農(nóng)技推廣部門的職能，建立與更多農(nóng)戶的直接聯(lián)系;多渠道、多方式培養(yǎng)具有豐富農(nóng)業(yè)科學知識、結(jié)構(gòu)合理的農(nóng)業(yè)信息和技術(shù)推廣人才梯隊，以滿足農(nóng)戶的信息需求缺口;在互聯(lián)網(wǎng)+，大數(shù)據(jù)時代背景下，加速建設(shè)各級基礎(chǔ)信息網(wǎng)絡(luò)，逐步健全農(nóng)業(yè)信息服務體系，加強農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)庫建設(shè)，有機整合農(nóng)業(yè)信息資源，逐步實現(xiàn)涉農(nóng)數(shù)據(jù)的共享和利用。例如，測土配方施肥綜合信息服務系統(tǒng)。第二，規(guī)范市場化組織傳播主體的行為。對市場化組織加以引導，糾正和阻止其為了追逐利益而誤導農(nóng)戶進行不科學的施肥行為，鼓勵農(nóng)資企業(yè)制定切實的品牌建設(shè)策略，加強與農(nóng)戶的聯(lián)系，提升農(nóng)戶群體對農(nóng)資生產(chǎn)商的信任度，以便在傳播優(yōu)良農(nóng)資品牌信息、培育農(nóng)資品牌忠誠方面占據(jù)更加主動的地位。第三，利用社會網(wǎng)絡(luò)傳播主體，注重提升農(nóng)戶在信息傳播中的主體地位。認識到農(nóng)戶與政府公共組織和市場化組織均是信息傳播平等參與的主體，而且農(nóng)戶作為解決當?shù)貙嶋H問題的主要力量，在信息傳播中應占據(jù)更為核心的地位。所以要鼓勵農(nóng)民更多地參與到信息傳播的過程中，充分發(fā)揮農(nóng)民與其他傳播主體各自的優(yōu)勢和主觀能動性，共同協(xié)作解決生產(chǎn)中各種問題。第四，有針對性地篩選化肥信息傳播的重點對象。根據(jù)研究結(jié)論，應該選擇年紀較輕，受教育程度較低以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗較少的種糧大戶作為重點培訓對象。希望通過種糧大戶榜樣的示范效應和引導作用，帶動周邊農(nóng)戶以全新的理念和科學的思路，著力轉(zhuǎn)變生產(chǎn)發(fā)展方式，努力提高化肥的利用效率，走出一條節(jié)本增效、高產(chǎn)高效、環(huán)境友好的鄉(xiāng)村振興之路。

（編輯：于?杰）

參考文獻

[1]張林秀， 黃季焜， 方喬彬. 農(nóng)民化肥使用水平的經(jīng)濟評價和分析[C]//朱兆良，DAVID N， 孫波. 中國農(nóng)業(yè)面源污染控制對策（中英文）. 北京： 中國環(huán)境科學出版社， 2006： 81-100.

[2]馬驥， 蔡曉羽.農(nóng)戶降低氮肥施用量的意愿及其影響因素分析——以華北平原為例[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2007 （9）： 9-16.

[3]YAN Y， TIAN J， FAN M， et al. Soil organic carbon and total nitrogen in intensively managed arable soils[J]. Agriculture Ecosystems & environment， 2012， 150 （6）：102-110.

[4]李太平， 張鋒， 胡浩. 中國化肥面源污染EKC驗證及其驅(qū)動因素[J]. 中國人口、資源與環(huán)境， 2011， 21（11）：118-123.

[5]鄭鑫. 丹江口庫區(qū)農(nóng)戶氮肥施用強度的影響因素分析[J]. 中國人口˙資源與環(huán)境， 2010， 20 （5）： 75-79.

[6]仇煥廣，欒昊，李瑾，等. 風險規(guī)避對農(nóng)戶化肥過量施用行為的影響[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2014 （3）：85-96.

[7]ZHANG J， MANSKE G， ZHOU P Q， et al. Factors influencing farmers decisions on nitrogen fertilizer application in the Liangzihu Lake basin， Central China[J].Environment development & sustainability， 2017， 19（3）：791-805.

[8]紀月清，張惠， 陸五一， 等. 差異化、信息不完全與農(nóng)戶化肥過量施用[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟， 2016 （2）： 14-22.

[9]郭清卉， 李世平， 李昊.基于社會規(guī)范視角的農(nóng)戶化肥減量化措施采納行為研究[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境， 2018 （10）： 50-55.

[10]FEDER G. Pesticides， information and pest management under uncertainty[J]. American journal of agricultural economics， 1980， 61：97-103.

[11]王艷霞.“最后一公里”問題的原因與解決對策[J]. 東北大學學報（社會科學版）， 2005， 7 （3）： 180-182.

[12]肖魯仁. 農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新擴散的媒介傳播效果分析[J]. 湖南社會科學， 2017 （4）： 196-200.

[13]李博， 左停. 農(nóng)業(yè)新常態(tài)背景下基層農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣隊伍改革路徑選擇——基于全國10個省區(qū)的調(diào)研[J]. 山西農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版）， 2016， 15（7）：492-497.

[14]王洪秋， 安載學， 方淑琴， 等. 我國農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系存在的問題及對策[J]. 現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技， 2015， 643（5）：318-319.

[15]張叢林， 勇進才， 劉連新. 影響農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣信息傳播的制約因素及其解決措施探究[J]. 農(nóng)業(yè)與技術(shù)， 2015，35（24）： 244-244.

[16]張蕾， 陳超， 展進濤. 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)信息的獲取渠道與需求狀況分析——基于13個糧食主產(chǎn)省份411個縣的抽樣調(diào)查[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2009， 31（11）：78-84.

[17]黃睿， 張朝華. 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)科技信息需求的優(yōu)先序及其影響因素分析——來自廣東的調(diào)查[J]. 廣東財經(jīng)大學學報， 2011 （2）：68-74.

[18]張耀鋼， 應瑞瑤. 農(nóng)戶技術(shù)服務需求的優(yōu)先序及影響因素分析——基于江蘇省種植業(yè)農(nóng)戶的實證研究[J]. 江蘇社會科學， 2007（3）： 65-71.

[19]周丹， 孫劍， 鐘漲寶. 農(nóng)業(yè)市場信息傳播主體選擇和影響因素分析——基于湖北省316個農(nóng)戶的實證研究[J].中國農(nóng)學通報， 2010， 26（16）： 393-397.

[20]王金霞， 劉亞克， 李玉敏.農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用——信息和資金來源渠道及制約因素[J]. 水利經(jīng)濟， 2013， 31（2）： 45-49.

[21]馬驥， 張衛(wèi)峰， 馬文奇， 等.糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶化肥信息認知途徑調(diào)查分析[J]. 磷肥與復肥， 2005， 20（6）： 71-73.

[22]HU R， CAO J， HUANG J， et al. Farmer participatory testing of standard and modified sitespecific nitrogen management for irrigated rice in China [J]. Agricultural systems， 2007，94 （2）： 331-340.

[23]HUANG J， HUANG Z， JIA X， et al. Longterm reduction of nitrogen fertilizer use through knowledge training in rice production in China

[J]. Agricultural systems， 2015， 135： 105-111.

[24]蔡鍵， 邵爽， 劉亞男. 農(nóng)民對農(nóng)業(yè)化學品環(huán)境污染認知及信息媒介的影響作用研究——基于CGSS2010數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與管理，2014（6）：84-93.

[25]彭軍， 喬慧， 鄭風田. 羊群行為視角下農(nóng)戶生產(chǎn)的“一家兩制”分析——基于山東784份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J].湖南社會科學（社會科學版）， 2017， 18 （2）： 1-9.

[26]BANDIERA O， RASUL I. Social networks and technology adoption in Northern Mozambique[J]. The economic journal， 2006，116 （514）： 869-902.

[27]FOSTER A D， ROSENZWEIG M R. Learning by doing and learning from others： human capital and technical change in agriculture [J].Journal of political economy， 1995， 103（6）： 1176-1209.

[28]吳玉鳴.中國經(jīng)濟增長與收入分配差異的空間計量經(jīng)濟分析[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社， 2005.

[29]應瑞瑤， 徐斌. 農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務的示范效應分析——以病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治為例[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2014（8）：30-41.

[30]湯敏.中國農(nóng)業(yè)補貼政策調(diào)整優(yōu)化問題研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2017， 38（12）： 17-21，110.

[31]DECKOP J R， MANGEL R， CIRKA C C. Getting more than you pay for： Organizational citizenship behavior and payforperformance plans[J]. TheAcademy of Management journal， 1999， 42（4）：420-428.

[32]朱月季， 高貴現(xiàn)， 周德翼.基于主體建模的農(nóng)戶技術(shù)采納行為的演化分析[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2014 （4）： 58-73.

[33]李博偉， 徐翔. 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚、技術(shù)支撐主體嵌入對農(nóng)戶采納新技術(shù)行為的空間影響[J]. 南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版）， 2018， 18（1）：124-136.

[34]MORAN P A P. Notes on continuous stochastic phenomena[J].Biometrika， 1950， 37： 17-23.

[35]陳強. 高級計量經(jīng)濟學及Stata應用（第二版） [M]. 北京：高等教育出版社，2014.

[36]CROPPENSTEDT A， DEMEKE M. Determinants of adoption and levels of demand for fertilizer for cereal growing farmers in Ethiopia [R]. Centre for theStudy of African Economies， 1996.

[37]鞏前文，穆向麗，田志宏.農(nóng)戶過量施肥風險認知及規(guī)避能力的影響因素分析——基于江漢平原個農(nóng)戶的問卷調(diào)查[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2010 （10）： 66-76.[38]何浩然，張林秀， 李強， 等. 農(nóng)民施肥行為及農(nóng)業(yè)面源污染研究 [J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟， 2006 （6）： 2-10.

[39]豐軍輝， 何可， 張俊飚.家庭稟賦約束下農(nóng)戶作物秸稈能源化需求實證分析——湖北省的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 資源科學， 2014， 36（3）： 530-537.

[40]JIANG L， LI Z H. Urbanization and the change of fertilizer use intensity for agriculturalproduction in Henan Province[J]. Sustainability， 2016， 8（2）： 186-198.

[41]LI Y J， FREDRICH K， PAN J J， et al. Fertilizer use patterns in Yunnan Province， China： implications for agricultural and environmental policy[J]. Agriculturalsystems， 2012， 110 （5）： 78-89.

[42]盧華， 胡浩. 土地細碎化增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本了嗎？——來自江蘇省的調(diào)查[J].經(jīng)濟評論， 2015 （5）： 129-140.

[43]何凌云，黃季焜. 土地使用權(quán)的穩(wěn)定性與肥料使用——廣東省實證研究[J]. 中國農(nóng)村觀察，2001 （5）： 42-48.

[44]YAO Y， CARTER M R. Land tenure， factor proportions and land productivity： theory and evidence from China[R]. Department of Agriculturaland Applied Economics， University of WisconsinMadison， 1996.

[45]閔繼勝， 周力. 組織化降低了規(guī)模養(yǎng)殖戶的碳排放了嗎？——來自江蘇三市229個規(guī)模養(yǎng)豬戶的證據(jù)[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2014， 35（9）：35-42.

[46]張少寧，張樂柱.維持型農(nóng)戶借貸渠道及其影響因素分析——基于廣東省云浮市農(nóng)戶問卷的驗證[J].經(jīng)濟與管理評論，2018（5）：97-106.

[47]褚彩虹， 馮淑怡， 張蔚文. 農(nóng)戶采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)行為的實證分析——以有機肥與測土配方施肥技術(shù)為例[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2012 （3）：68-77.

[48]張蒙萌， 李艷軍. 農(nóng)戶“被動信任”農(nóng)資零售商的緣由：社會網(wǎng)絡(luò)嵌入視角的案例研究[J]. 中國農(nóng)村觀察， 2014 （5）：25-37.

[49]羅小娟， 馮淑怡， 石曉平， 等. 太湖流域農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采納行為及其環(huán)境和經(jīng)濟效應評價——以測土配方施肥技術(shù)為例[J].自然資源學報， 2013 （11）： 1891-1902.

[50]王常偉， 顧海英. 市場VS政府，什么力量影響了我國菜農(nóng)農(nóng)藥用量的選擇？[J].管理世界， 2013 （11）： 50-66.The influence of information disseminators on farmersfertilization behavior： a spatialeconometric modeling approach based on 690large scale grain producersin the middle and lower reaches of the YangtzeRiverLUO Xiaojuan1?FENG Shuyi2?HUANG Xinzao1

（1.Jiangxi Economic Development Research Institute， Jiangxi Normal University， Nanchang Jiangxi330047， China;2.College of Public Administration， Nanjing AgriculturalUniversity， Nanjing Jiangsu 210095， China）

Abstract?With the increasing amount of chemical fertilizer use， many environmental problems have arisen in China. How to promote chemical fertilizer reduction is the focus of attention of government and scholars. Firstly， this study constructed the theoretical framework of transmission mechanism of information disseminator influencing farmers fertilization behavior， and put forward three hypotheses. Secondly， based on the survey data of 690 large scale grain producers in Jiangsu and Jiangxi provinces in the middle and lower reaches of the Yangtze River， we empirically analyzed the influence of different agricultural information disseminators on fertilization behavior of large scale grain producers by the approach of spatial econometric modelling， and examined the spatial spillover effect of fertilization behavior among large scale grain producers. The results showed that various information disseminators had different objective functions， different modes of dissemination， as well as different impact paths on farmers production behavior. The information disseminator constituted by government and public organizations mainly guided the large scale grain producers to reduce the amount of chemical fertilizer application through the value guidance mechanism， while the marketoriented organizations would focus on encouraging the large scale grain producers to increase the amount of chemical fertilizer application through the benefit guidance mechanism. By comparing the impacts of the two information disseminators mentioned above， the information dissemination organized by government and public institutions could guide farmers to reduce the application amount of nitrogen fertilizer by 31.21 kg/hm2， while the marketoriented organizations would lead farmers to increase the amount of nitrogen fertilizer by 20.18 kg/hm2. The latter only accounted for 64.67% of the former. Moreover， the information disseminator constituted by informal communications based on social networks， such as relatives and friends， other large scale grain producers and so on， had a significant impact on farmers fertilization behavior. Spatially speaking， there was a significantly positive spatial correlation among the large scale grain producers nitrogen fertilizer application. Additionally， the characteristics of individual， farm household and land endowment of large scale grain producers were also important factors affecting their fertilizer application behavior. Finally， this study put forward countermeasures and suggestions on dissemination of fertilizer information that we should give full play to the leading role of the government， standardize the dissemination behavior of the marketoriented organizations， pay more attention to enhancing the main status of farmers， and select the key objects for thedissemination of fertilizer information.

Key words?information disseminator; fertilizer application; spatial econometric model; spatial effect; large scalegrain producer