農(nóng)業(yè)技術采用、時間重配置與農(nóng)戶收入

楊 鑫，穆月英

(中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018-2022年)》把“進一步提高農(nóng)民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距”列為重要目標之一。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平較低時期，農(nóng)業(yè)技術會直接促進產(chǎn)量提高并帶來農(nóng)戶收入增加。隨著農(nóng)業(yè)供給能力提升，農(nóng)業(yè)技術進步提高產(chǎn)量的同時會降低市場價格，使得只有少部分“技術先行者”收入增加。改革開放后，非農(nóng)經(jīng)濟規(guī)模不斷擴大，勞動節(jié)約型農(nóng)業(yè)技術進步促使大量農(nóng)村勞動力進城務工[1]，形成農(nóng)業(yè)技術采用水平、農(nóng)村勞動力轉移數(shù)量與農(nóng)戶收入同步提高的現(xiàn)象。但是，農(nóng)民收入進一步增加面臨諸多挑戰(zhàn)，一方面非農(nóng)勞動力轉移速度逐漸放緩[2]，另一方面受成本提高和價格“天花板”的雙重擠壓，農(nóng)產(chǎn)品利潤率長期處于較低水平。當前，農(nóng)業(yè)技術采用的增收作用已存在一定“失靈”，即并不能在任何條件下都使農(nóng)戶增收，也不會對所有農(nóng)戶都有增收效果。因此，為激發(fā)提高農(nóng)戶收入和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的持續(xù)驅(qū)動力，厘清農(nóng)業(yè)技術采用對農(nóng)戶收入的具體影響機制顯得極其重要。

勞動時間是農(nóng)戶重要的要素稟賦[3]，在居民人均收入較低、農(nóng)業(yè)增產(chǎn)為核心目標的時期，農(nóng)戶時間配置行為較單一，促進收入增長主要依靠增加非農(nóng)就業(yè)時間。近年，食品消費升級、雇工數(shù)量增加、縣域經(jīng)濟發(fā)展等使農(nóng)戶提高收入的選擇更多樣化，表現(xiàn)在農(nóng)戶對自身勞動時間的配置能力增強和配套環(huán)境成熟。農(nóng)業(yè)技術采用會顯著改變農(nóng)戶從事不同勞動的邊際時間價值，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品溢價銷售、減少雇工等，進而促使其重新配置時間以提高收入。為此，深入分析農(nóng)業(yè)技術采用、時間重配置與農(nóng)戶收入的關系具有理論和現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

農(nóng)業(yè)技術采用是否促進農(nóng)戶收入增加是學術界關注的爭議性問題。舒爾茨提出在要素價格和產(chǎn)品價格不穩(wěn)定時，通過對人力資本進行投資，促進農(nóng)業(yè)新技術采用是提高農(nóng)戶收入的關鍵驅(qū)動力[4]。Cochrane從一個長期視角提出“農(nóng)業(yè)技術踏車假說”：最先采用農(nóng)業(yè)新技術的生產(chǎn)者勞動生產(chǎn)率將提高，進而降低產(chǎn)品單位成本或者提高產(chǎn)量而獲取更多的收入，但農(nóng)業(yè)部門技術進步使總供給增加、價格降低，導致沒有使用新技術的農(nóng)戶受到產(chǎn)品低價和生產(chǎn)高成本的影響，最終無法獲利而退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[5]。Hayami等拓展上述假設，認為在大量售出農(nóng)產(chǎn)品時，增加的大部分福利被消費者獲取，長期均衡下農(nóng)戶收入的提高可能并不明顯[6]。實證研究對農(nóng)業(yè)技術采用是否促進農(nóng)戶收入提高也存在不同意見。部分學者認為農(nóng)業(yè)新技術會負面作用于農(nóng)戶收入，理由是新技術廣泛采用會使要素價格上升、產(chǎn)品價格下降、收入分配惡化等，普通農(nóng)戶面對雙重壓力難以增加收入[7-9]；也有學者從歷史發(fā)展、微觀調(diào)查、技術選擇偏誤、收入結構等角度進行論證，認為農(nóng)業(yè)技術采用長期有利于農(nóng)戶收入[10-13]。綜合來看，農(nóng)業(yè)技術采用與農(nóng)戶收入的關系在不同條件下會發(fā)生變化，且存在復雜的中間機制。

相較于農(nóng)業(yè)技術采用是否提高農(nóng)業(yè)收入的研究，更多文獻關注農(nóng)業(yè)技術采用提高農(nóng)戶收入的具體機制，主要從農(nóng)業(yè)勞動力轉移和產(chǎn)品溢價視角展開：采用農(nóng)業(yè)技術會減少農(nóng)戶生存必要的農(nóng)業(yè)勞動時間，同時城市現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的勞動工資較高，令農(nóng)村剩余勞動力轉移或者農(nóng)戶出現(xiàn)兼業(yè)行為[14-15]；在消費升級和農(nóng)村基礎設施不斷改善下，又有產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)化、促使品種多樣化、休閑觀光農(nóng)業(yè)等增收機制被提出[16-17]，強調(diào)農(nóng)戶收入增加可以來自農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)優(yōu)價和農(nóng)業(yè)服務業(yè)。本質(zhì)上，農(nóng)業(yè)勞動力轉移和追求產(chǎn)品溢價均是農(nóng)戶時間配置的結果，屬于農(nóng)業(yè)技術采用提高農(nóng)戶收入的中間路徑。

關于農(nóng)戶決策和時間配置行為的研究有多種理論范式。小農(nóng)經(jīng)濟學派提出在完全競爭市場且不存在勞動力市場時，農(nóng)戶生產(chǎn)時間和消費時間的均衡條件是生產(chǎn)邊際效應等于閑暇邊際效應；舒爾茨認為理性的農(nóng)戶通過分析時間配置的邊際收益和邊際成本，把其所支配的時間稟賦配置到最佳，以實現(xiàn)利潤最大化[18]。之后，貝克爾提出時間配置理論，認為農(nóng)戶在收入、生產(chǎn)函數(shù)和時間約束下追求效用最大化，效用函數(shù)最大時的時間配置為均衡狀態(tài)[19]。國內(nèi)研究方面，劉秀梅等結合國情提出農(nóng)戶家庭勞動時間配置的基本分析框架，即農(nóng)戶可根據(jù)人力資本、信息獲取、風險承擔能力等理性地配置時間，目標是實現(xiàn)收入增長[20]；隨后大多數(shù)研究以農(nóng)戶作為生產(chǎn)、消費和勞動力供給的綜合經(jīng)濟體進行分析[8,11,14]，但尚待從農(nóng)戶家庭時間配置視角系統(tǒng)性研究農(nóng)業(yè)技術采用與農(nóng)戶收入的關系。

綜上，已有研究較少從時間重配置出發(fā)，實證分析農(nóng)業(yè)技術采用對農(nóng)戶收入的影響機制。計量經(jīng)濟方面，多關注農(nóng)業(yè)技術采用與農(nóng)戶收入之間的內(nèi)生性，但較少處理農(nóng)業(yè)技術采用與中介變量的內(nèi)生性問題。本研究可能的邊際貢獻在于：第一，提出農(nóng)業(yè)技術采用改變農(nóng)戶時間配置，進而影響農(nóng)戶收入的研究框架；第二，聯(lián)合內(nèi)生轉換模型和多重中介效應模型，分別處理農(nóng)業(yè)技術采用與多個中介變量、農(nóng)戶收入之間的內(nèi)生性問題，并利用標準化系數(shù)定量比較不同中介效應的大小。

二、理論框架

1.理論假設

2004年后，中國農(nóng)業(yè)技術進步整體呈現(xiàn)為勞動力投入減少的特點，即勞動節(jié)約型[21]，故農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高仍是大部分農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)技術后的直接變化?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術分為探索型、實用型和復合型，探索型技術形成成熟的技術標準和使用細則后，會向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實際應用的實用型技術轉化。考慮到生產(chǎn)中農(nóng)戶采用的多是可實際應用的技術，本研究中農(nóng)業(yè)技術采用指農(nóng)戶用勞動生產(chǎn)率更高的實用型農(nóng)業(yè)新技術，替代勞動生產(chǎn)率較低的落后農(nóng)業(yè)技術的過程。

假設農(nóng)戶以收入最大化為目標，第i個農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)新技術的收入為Y1i，未采用的農(nóng)戶收入為Y0i。不考慮閑暇下，農(nóng)戶會把有限的時間在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、非農(nóng)市場勞動等活動間分配[22]，包括雇工時間(L)和家庭固定時間稟賦(T)。其中，家庭固定時間稟賦由家庭勞動時間(T1)、溢價銷售時間(T2)和非農(nóng)就業(yè)時間(T3)組成。為便于分析需假定：①農(nóng)業(yè)技術采用(D=1)使農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率由A增加到A′；同時，由于農(nóng)產(chǎn)品供給彈性(εs)一般大于農(nóng)產(chǎn)品需求彈性(εd)，農(nóng)產(chǎn)品市場均衡價格由P1下降到P′1，即出現(xiàn)技術進步對農(nóng)產(chǎn)品價格的負向作用[23]；②在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，生產(chǎn)函數(shù)由雇工時間(L)、家庭勞動時間(T1)及勞動生產(chǎn)率組成；在成本方面，只考慮雇工固定價格(Pl)和技術采用固定價格(Pd)；③關于市場價格，根據(jù)銷售渠道不同抽象為市場均衡價格(P′1)收購和溢價價格(P2)收購，且P2>P′1，分別對應均衡價格售出比例(1-m)和溢價售出比例(m)；溢價銷售渠道比例用單位銷售時間投入增加的溢價銷售渠道比例(銷售時間轉換系數(shù)，γ)乘以溢價銷售時間(T2)表示；此外，單位時間工資為固定值ω。

2.農(nóng)戶時間配置過程

基于上述假設，采用農(nóng)業(yè)技術農(nóng)戶的利潤或凈收入最大化方程可表示為：

(1)

與未采用農(nóng)業(yè)新技術的農(nóng)戶收入最大化方程相比，式(1)的主要變化是A增加到A′，P1下降到P′1，使得L、T1、T2和T3的邊際收入變化，即ML、MT1、MT2和MT3變化，農(nóng)戶時間配置隨之發(fā)生改變。為簡化分析，假設雇工時間和家庭時間配置的過程相對獨立，分別討論農(nóng)戶雇工時間和家庭時間的重配置結果。

(1)雇工時間重配置。在采用農(nóng)業(yè)新技術前，農(nóng)戶雇工時間配置的均衡條件為ML=0；采用農(nóng)業(yè)新技術后，雇工勞動時間邊際收入變?yōu)椋?/p>

(2)

當存在豐富的農(nóng)業(yè)勞動力或社會化服務供給，以及農(nóng)產(chǎn)品平均價格下降較慢時，ML′>0，農(nóng)戶將增加雇工時間和費用；反之，ML′<0，雇工時間或購買社會化服務時間減少。最終，雇工效應表現(xiàn)為ΔL×Pl。

(2)家庭時間重配置。農(nóng)戶未采用農(nóng)業(yè)新技術時，家庭時間配置均衡條件為MT1=MT2=MT3=ω；采用農(nóng)業(yè)新技術后，MT1和MT2邊際收入分別變?yōu)椋?/p>

(3)

(4)

整體上，農(nóng)業(yè)技術采用通過影響勞動生產(chǎn)率提高產(chǎn)量對農(nóng)戶收入產(chǎn)生直接作用，經(jīng)過時間重配置對農(nóng)戶收入產(chǎn)生間接作用。農(nóng)戶自身稟賦和面臨的約束條件存在差異，為歸納農(nóng)戶技術采用的實踐規(guī)律，本研究依據(jù)采用技術后是否產(chǎn)生時間重配置的間接作用將農(nóng)戶分為“主動型”和“被動型”技術采用(圖1)。一方面，農(nóng)戶面對顯著的時間重配置限制條件，例如溢價銷售極其困難、非農(nóng)工資均較低、農(nóng)產(chǎn)品供大于求等，家庭生產(chǎn)時間無法再增加或沒有經(jīng)濟動力增加，農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)新技術后MT′1一定大于MT′2和ω，只能接受勞動生產(chǎn)率提高帶來的產(chǎn)量增加，就稱之為“被動型”技術采用。另一方面，當溢價銷售時間轉換系數(shù)較高、非農(nóng)工資較高、存在社會化服務或雇工勞動力、農(nóng)產(chǎn)品供求穩(wěn)定時，農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)新技術后，能根據(jù)邊際條件主動重配置時間，就是“主動型”技術采用。該類型農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)新技術后，可產(chǎn)生產(chǎn)量效應、溢價效應、轉移效應或雇工效應以提高收入。

綜上所述，針對農(nóng)戶如何利用時間重配置提高收入，提出以下理論解釋：“被動型”技術采用農(nóng)戶由于時間重配置受到自身和外界環(huán)境的限制，農(nóng)業(yè)技術采用的增收效果有限，只能出現(xiàn)產(chǎn)量效應；“主動型”技術采用農(nóng)戶能有效進行時間重配置進而產(chǎn)生多種效應，增收途徑更多樣、幅度更大。

圖1 農(nóng)戶技術采用、時間重配置對農(nóng)戶收入影響的理論框架

三、研究方法與數(shù)據(jù)描述

1.研究方法

農(nóng)業(yè)技術采用和農(nóng)戶收入之間存在多個中介變量，相應的模型就稱為多重中介效應模型，其優(yōu)勢在于能判斷所有中介變量的總效應顯著程度，得到所有中介效應的可比性數(shù)值。根據(jù)理論框架，采用基于結構方程的多重中介效應模型檢驗農(nóng)戶時間重配置對收入的中介效應[24]，即計算農(nóng)業(yè)技術采用(Di)通過雇工費用(M1i)、總產(chǎn)量(M2i)、溢價銷售比例(M3i)和非農(nóng)就業(yè)收入(M4i)四個中介變量(Mi)對農(nóng)戶收入(Yi)產(chǎn)生的間接作用。不同中介變量的平均中介效應(ACME)[25]為：

ACME(Di)=E[Yi{Di,Mi(1)}-Yi{Di,Mi(0)}]

(5)

為得到中介效應的一致估計，需要控制可觀測混雜變量(Xi)以及滿足序列無關假設(SI)，具體為：第一，農(nóng)業(yè)技術采用過程是隨機的(SI-1)，即農(nóng)業(yè)技術采用與中介變量、農(nóng)戶收入相互獨立；第二，中介變量間不存在內(nèi)生性(SI-2)；第三，中介變量與農(nóng)戶收入間不存在內(nèi)生性(SI-3)[26]。此外，雇工費用會影響總產(chǎn)量，破壞了中介變量之間不存在交互作用的假設，需通過引入交乘項進行控制[27]。在符合上述假設下，估計中介效應的結構方程為：

M1i=θ1+λ1Di+ξ1X1i+κ1i

(6)

M2i=θ2+λ2Di+μ1M1i+μ2Di×M1i+ξ2X2i+κ2i

(7)

M3i=θ3+λ3Di+ξ3X3i+κ3i

(8)

M4i=θ4+λ4Di+ξ4X4i+κ4i

(9)

Yi=θ5+λ5Di+μ3M1i+μ4Di×M1i+μ5M2i+μ6M3i+μ7M4i+κ5i

(10)

式(6)～(10)中，θ表示常數(shù)項向量，λ、ξ和μ為待估參數(shù)向量，κ為誤差項向量。令e1=cov(κ2i,κ3i)，e2=cov(κ3i,κ4i)，e3=cov(κ2i,κ4i)，加入結構方程以檢驗SI-2假設是否成立。

由于不可能收集同一個農(nóng)戶采用和未采用農(nóng)業(yè)技術狀態(tài)下的數(shù)據(jù)，農(nóng)業(yè)技術采用不是標準平行試驗設計，違反SI-1假設。常見處理選擇性偏差的方法為傾向性匹配得分法，但只能控制可觀測變量異質(zhì)性[28]，故選擇內(nèi)生轉換模型。與Heckman兩步法只關注可觀測方程不同，內(nèi)生轉換模型將不可觀測變量作為缺失值處理，分別對選擇方程和結果方程估計，同時處理技術采用和技術未采用兩個狀態(tài)：

Y1i=ψ1C1i+ε1i,Di=1

(11)

Y0i=ψ0C0i+ε0i,Di=0

(12)

(13)

第一步，基于內(nèi)生轉換模型分析Di與Yi是否存在內(nèi)生性，估計式(13)后計算逆米爾斯比率IMR1i和IMR0i，并以IMR1iσν1和IMR0iσν0的形式分別代入采用方程，若系數(shù)顯著說明Di與Yi之間存在內(nèi)生性，進而得到式(14)的無偏平均處理效應(ATT)，同時可構建風險指數(shù)(Hi)控制兩種狀態(tài)下的選擇偏差：Di=1，Hi=IMR1i；Di=0，Hi=IMR0i。

ATT=E[Y1i|Di=1]-E[Y10|D0=1]=Ci(ψ1-ψ0)+IMR1i(σν1-σν0)

(14)

第二步，多重中介效應模型下，因Di與所有中介變量也可能存在內(nèi)生性，將Hi作為可觀測和不可觀測的混雜變量代入每個子模型。若Hi的系數(shù)顯著，說明控制了農(nóng)業(yè)技術采用的選擇性偏差，得到了每個中介變量一致的ACME，可與平均直接效應合成一致的總效應。

2.數(shù)據(jù)描述

數(shù)據(jù)來源于2015-2017年在環(huán)渤海設施蔬菜主產(chǎn)區(qū)的山東、河北、遼寧省開展的農(nóng)戶調(diào)研。抽樣過程為每個省選取3個蔬菜產(chǎn)量最大的市，每個市隨機抽取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選4個村，對黃瓜、番茄、青椒、茄子等設施蔬菜種植戶開展隨機的單獨訪談，共計獲得967個有效樣本，其中山東、河北和遼寧的數(shù)量占比分別為33%、30%和37%，四種果類蔬菜種植戶樣本占比平衡。關鍵自變量為是否采用滴灌，核心變量為農(nóng)戶收入，中介變量包括蔬菜產(chǎn)量、溢價銷售比例、非農(nóng)業(yè)收入和雇工費用。具體地，蔬菜產(chǎn)量為農(nóng)戶利用所有設施生產(chǎn)的年蔬菜總量；溢價來源于交易費用降低、質(zhì)量安全水平提高等，故溢價銷售比例是指通過自送批發(fā)市場、農(nóng)貿(mào)市場零售和電商銷售的蔬菜產(chǎn)量比例；農(nóng)戶收入指單個農(nóng)戶的全年凈收入，來自蔬菜生產(chǎn)、其他農(nóng)作物種植和非農(nóng)業(yè)就業(yè)，其中蔬菜生產(chǎn)收入計算方式為先計算設施凈收益率，再乘以蔬菜種植收入總和。變量含義與數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述見表1。

在相關性方面，樣本中采用滴灌的農(nóng)戶占比為54.1%，且比未采用滴灌農(nóng)戶的收入平均高8 152.93元，蔬菜年產(chǎn)量顯著高25 867.65千克，溢價銷售比例顯著高18.37%，雇工費用與非農(nóng)業(yè)收入在組間不存在顯著差別。參考已有研究，模型中需要控制生產(chǎn)條件、要素投入、人力資本、政策支持等混雜變量[29]，其中戶主年齡、耕地面積、種植天數(shù)、設施類型、化肥費用、農(nóng)藥費用、技術交流規(guī)避、地下水位、滴灌補貼等在滴灌采用與未采用組間差別顯著，意味著存在選擇性偏差。省份以山東作為參照，遼寧和河北為虛變量；蔬菜品種以青椒為參照，其他三個品種為虛變量。上述控制變量對應式(6)～(9)中的X1i～X4i和式(11)～(12)中的Ci，具體模型設定見表2和表3。為保證內(nèi)生轉換模型被識別，滴灌采用方程的Zi中包含“地下水位”和“滴灌補貼”兩個工具變量，符合與滴灌采用相關、農(nóng)戶收入無關的原則。

根據(jù)調(diào)研經(jīng)驗，直觀上存在滴灌的被動型和主動型技術采用農(nóng)戶類型。被動型技術采用農(nóng)戶呈現(xiàn)“兩大一遠”特征，即種植規(guī)模較大、農(nóng)戶年齡較大和距離蔬菜交易市場較遠，傾向于單一利用滴灌擴大種植規(guī)模、提高產(chǎn)量；與之相反，主動型技術采用農(nóng)戶呈現(xiàn)“兩小一近”特征，即種植規(guī)模較小、農(nóng)戶年齡較小和距離蔬菜交易市場較近，傾向于利用滴灌提高產(chǎn)量的同時，投入更多時間尋求市場溢價、非農(nóng)就業(yè)等。

表1 變量含義與數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

注：***、**分別表示T檢驗在1%、5%水平上顯著，T檢驗原假設為變量在采用和未采用組間不存在顯著差異。

四、實證分析

1.基于內(nèi)生轉換模型的滴灌采用與農(nóng)戶收入分析

由表2可知，年齡、技術交流規(guī)避、蔬菜交易市場距離對滴灌采用具有負面影響，耕地面積、加入合作社以及工具變量地下水位和滴灌補貼有顯著的正向影響。比較采用和未采用滴灌農(nóng)戶的收入決定方程，諸多解釋變量對兩組農(nóng)戶收入的影響不同。相對于未采用滴灌的農(nóng)戶，溫室生產(chǎn)和較長種植年限只對采用滴灌農(nóng)戶的收入有促進作用；同時，年齡越小、耕地規(guī)模越大對采用滴灌農(nóng)戶收入的促進作用越大，說明采用滴灌后農(nóng)戶能更好地發(fā)揮規(guī)模效應和人力資本的優(yōu)勢。增加1個家庭勞動力對采用滴灌農(nóng)戶的年收入的正向影響為4 946.57元，對未采用滴灌農(nóng)戶的年收入的正向影響為8 074.13元，原因是滴灌提高了總勞動生產(chǎn)率，但在種植規(guī)模不變下會降低邊際勞動產(chǎn)出。樣本中合作社多發(fā)揮技術輔導與統(tǒng)一銷售的功能，采用滴灌的農(nóng)戶技術水平已較高，故相對于技術水平較低的未采用農(nóng)戶，加入合作社的增收作用相對較小。

表2 內(nèi)生轉換模型回歸結果

注：***、**和*分別表示估計結果在1%、5%和10%的水平上顯著；括號內(nèi)的數(shù)字為標準誤。

此外，采用方程和結果方程之間存在顯著相關性。ρε1和ρε0分別是采用方程和兩個結果方程協(xié)方差的相關系數(shù)。ρε0>0且在5%水平上顯著，意味收入低于平均值的農(nóng)戶更傾向不采用滴灌，該結果與現(xiàn)實一致，原因是滴灌安裝和維護成本較高，規(guī)?；N植可以發(fā)揮更好的經(jīng)濟效益，故收入較低的農(nóng)戶因種植規(guī)模較小而傾向于不采用?？刂茦颖咀赃x擇偏差后，ATT大小表示采用滴灌使農(nóng)戶年收入平均顯著提高4 988.94元，相對于未采用滴灌農(nóng)戶增加了10.01%。

2.滴灌采用影響農(nóng)戶收入的中介機制分析

根據(jù)修正農(nóng)業(yè)技術非隨機采用的步驟，利用表2的回歸結果得到逆米爾斯比率，進而生成風險系數(shù)(Hi)代入多重中介效應模型。表3中，回歸Ⅰ、回歸Ⅲ和回歸Ⅳ的風險系數(shù)至少在10%水平上顯著，意味著若不處理樣本自選擇問題，滴灌采用對蔬菜產(chǎn)量和溢價銷售比例的影響將被低估，對農(nóng)戶收入的直接影響將被高估。結構方程中，e1、e2和e3的統(tǒng)計檢驗均不顯著，說明模型中的中介變量之間沒有明顯的內(nèi)生性問題?；貧w后的標準化殘差均方根為0.044，決定系數(shù)為0.674，似然比檢驗在1%水平上顯著，共同證明了多重中介效應模型設定較為合理。

表3 多重中介效應模型回歸結果

注：1.括號中為Bootstrap(500次)標準誤；2.***、**和*分別表示Z檢驗在1%、5%和10%水平上顯著；3.“c.”表示對變量進行中心化處理。

滴灌采用對雇工費用和非農(nóng)就業(yè)的影響并不顯著，故主要分析回歸Ⅰ、Ⅲ和Ⅳ的結果?；貧wⅠ中，中介變量回歸系數(shù)含義為：雇工費用多投入1元，未采用滴灌的農(nóng)戶收入減少0.66元，采用的農(nóng)戶收入減少0.58元，說明研究區(qū)域內(nèi)蔬菜生產(chǎn)的雇工成本已經(jīng)較高，亟需推廣農(nóng)業(yè)機械減少雇工數(shù)量；蔬菜產(chǎn)量增加1千克，未采用滴灌的農(nóng)戶收入增加0.2元，采用的農(nóng)戶收入增加0.15元，意味著普通蔬菜市場價格較低，產(chǎn)量提高的增收貢獻較??；溢價銷售比例增加1%，農(nóng)戶收入增加71.73元，表示增加溢價銷售比例對提高農(nóng)戶收入具有顯著貢獻；非農(nóng)收入增加1元，農(nóng)戶收入增加0.56元，邊際效應小于1的含義為非農(nóng)收入的增加犧牲了部分農(nóng)業(yè)收入?；貧wⅠ中，滴灌采用對農(nóng)戶收入直接影響為2 012.24元，該數(shù)值在統(tǒng)計意義上不顯著，說明存在時間重配置過程無法解釋的效應，但其重要程度相對較低，間接支持了研究框架的合理性。

回歸Ⅲ中，當雇工費用為平均值時，滴灌采用顯著促進蔬菜年產(chǎn)量增加9 212.83千克，相比于未采用滴灌下的提高幅度為19.25%；采用滴灌后，雇工費用對蔬菜年產(chǎn)量的邊際作用顯著提高了2.43噸/元，達到了4.3噸/元?？刂谱兞糠矫?，設施蔬菜種植年限、要素投入、技術交流偏好和技術培訓對蔬菜產(chǎn)量有顯著促進作用。

回歸Ⅳ中，滴灌采用使得溢價銷售比例增加了18.89%，提高幅度為31.02%。加入合作社會顯著降低農(nóng)戶個人溢價銷售比例，原因是合作社會統(tǒng)一收購高質(zhì)量的蔬菜；距離蔬菜交易市場較遠會提高市場交易成本，使得增加1千米會降低1.91%的溢價銷售比例。

表4中，滴灌采用對農(nóng)戶年收入的間接效應為3 173.21元，總效應為5 185.45元，標準化路徑系數(shù)顯示間接效應占總效應的61.97%，意味著農(nóng)戶時間重配置過程存在，一定程度上解釋了滴灌采用提高農(nóng)戶收入的內(nèi)在機制。具體地，農(nóng)戶采用滴灌后主要進行了家庭時間重配置，通過增加蔬菜產(chǎn)量對農(nóng)戶年收入的影響為1 842.80元，通過增加溢價銷售比例對農(nóng)戶年收入的影響為1 354.75元，標準化路徑系數(shù)顯示前者效應大于后者。

表4 多重中介效應模型路徑系數(shù)

注：***表示Z檢驗在1%水平上顯著。

3.穩(wěn)健性分析

內(nèi)生轉換模型和多重中介效應模型均控制了選擇偏差問題，對應ATT=4 988.94元和ATE=5 185.45元，差距為196.51元，分別占ATT和ATE的3.94%和3.79%。兩個模型估計的實證結果相差不大，表示滴灌采用提高農(nóng)戶收入的結果較穩(wěn)健。

然后，不考慮中介變量間的相互關系下，分析蔬菜產(chǎn)量、溢價銷售比例與農(nóng)戶收入存在內(nèi)生性時，蔬菜產(chǎn)量ACME和溢價銷售比例ACME的穩(wěn)健性。具體地，采用單中介變量模型分別對式(7)聯(lián)合式(10)，式(8)聯(lián)合式(10)進行回歸，計算ea=cov(κ2,κ5)和eb=cov(κ3,κ5)，原理見Imai等研究[27]，結果如下：當ea=0.125 6時，蔬菜產(chǎn)量ACME的點估計為0；當eb=0.111 9時，溢價銷售比例ACME的點估計為0。為更直觀理解上述敏感性分析結果，從擬合優(yōu)度角度進一步解釋：對于ea=0.125 6，可理解為存在一個可同時解釋式(7)剩余方差20%和式(10)剩余方差7.9%的遺漏變量，加入模型將使蔬菜產(chǎn)量ACME=0；對于eb=0.111 9，可理解為存在一個可同時解釋式(8)剩余方差20%和式(10)剩余方差6.3%的遺漏變量，加入模型將使溢價銷售比例ACME=0。因此，多重中介效應模型已加入較多控制變量，即使出現(xiàn)中介變量和結果變量的內(nèi)生性，產(chǎn)量效應和溢價效應的中介作用仍具有一定穩(wěn)健性。

五、結論與啟示

本研究利用2015-2017年環(huán)渤海蔬菜主產(chǎn)區(qū)967份調(diào)研數(shù)據(jù)，基于內(nèi)生轉換模型和多重中介效應模型實證分析了采用滴灌后，時間重配置過程對農(nóng)戶收入的中介作用，主要結論為：(1)采用滴灌促進農(nóng)戶年收入增加5 185.45元，其中直接影響不顯著，通過產(chǎn)量效應、溢價效應、雇工效應和轉移效應等對農(nóng)戶收入的間接促進作用為3 173.21元，占總效應的61.97%；(2)中介效應方面，滴灌采用對雇工費用和非農(nóng)收入無顯著影響，主要產(chǎn)生了產(chǎn)量效應和溢價效應；(3)產(chǎn)量效應方面，滴灌采用促進蔬菜年產(chǎn)量增加9 212.83千克，對農(nóng)戶收入增加貢獻為1 842.80元；(4)溢價效應方面，滴灌采用促進溢價銷售比例提高18.89%，對農(nóng)戶收入增加貢獻為1 354.75元。因此，該區(qū)域農(nóng)戶采用滴灌后，時間重配置結果是家庭勞動時間下降、溢價銷售時間增加，雇工時間沒有明顯變化，屬于“主動型”技術采用特征。此外，運用模型間農(nóng)戶收入提高的數(shù)值比較和內(nèi)生性敏感性分析，證明了產(chǎn)量效應和溢價效應的中介作用具有一定的穩(wěn)健性。

據(jù)此得到以下啟示：第一，農(nóng)業(yè)技術推廣主體應關注農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的真實提高效果，避免農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)新技術的“名義采用”。換而言之，若農(nóng)戶只是安裝或者在補貼刺激下使用了該技術，但缺少使用條件或沒有真正掌握應用方法，導致勞動生產(chǎn)率無明顯提高而不能進行時間重配置，長期既不利于農(nóng)戶收入提高，也不利于農(nóng)業(yè)新技術的持續(xù)擴散。第二，在勞動力轉移放緩背景下，農(nóng)業(yè)技術推廣應與農(nóng)業(yè)市場基礎設施建設、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升、農(nóng)民職業(yè)教育等形成“一攬子”計劃，例如改善交易市場基礎設施、質(zhì)量安全生產(chǎn)培訓和品牌化建設等，放松農(nóng)業(yè)技術采用提高農(nóng)戶收入的限制條件。第三，激發(fā)大規(guī)模農(nóng)業(yè)種植戶的“主動型”時間重配置能力。對于生產(chǎn)規(guī)模較大的農(nóng)業(yè)種植戶，采用農(nóng)業(yè)技術短期內(nèi)可能面臨資金緊張或經(jīng)營風險增加的問題，促進其時間重配置的主要途徑之一是降低融資成本和技術采用風險。

本研究的理論框架具有一般性，但實證結論具有一定局限性，即以蔬菜種植戶為樣本的研究結論無法簡單推廣到糧食作物種植戶。蔬菜是市場調(diào)節(jié)的經(jīng)濟作物，且環(huán)渤海蔬菜主產(chǎn)區(qū)基礎設施完善、市場交易條件較好，大多農(nóng)戶種植規(guī)模較小，為農(nóng)戶“主動型”技術采用模型奠定了基礎，也具備提高質(zhì)量安全水平、改變銷售渠道等溢價的客觀條件。而糧食生產(chǎn)的市場化程度較低，在保證糧食安全的國家目標下，最低收購價、補貼政策等會避免糧食價格大幅下降，但也產(chǎn)生了減少農(nóng)戶就業(yè)時間供給、穩(wěn)定農(nóng)業(yè)勞動時間的效果[30]，一定程度上會抑制時間重配置的中介效應，令糧食種植戶大多表現(xiàn)為“被動型”技術采用模式特征。