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(guó)長(zhǎng)期以來(lái)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(guó)政府陸續(xù)出臺(tái)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(wèn)題。習(xí)近平總書(shū)記在第75屆聯(lián)合國(guó)大會(huì)一般性辯論上宣布力爭(zhēng)二氧化碳排放力爭(zhēng)于2030年前達(dá)到峰值，努力爭(zhēng)取2060年實(shí)現(xiàn)碳中和；黨的十九屆五中全會(huì)提出要加快推動(dòng)綠色低碳發(fā)展。實(shí)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(hào)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(shí)施者，其技術(shù)采納很大程度會(huì)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(duì)該技術(shù)的采納積極性和采納比例均不高，這會(huì)嚴(yán)重制約我國(guó)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(duì)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(wèn)題對(duì)推廣綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)和實(shí)現(xiàn)碳中和目標(biāo)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)已成為學(xué)術(shù)界重點(diǎn)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(xiàn)，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(guò)實(shí)證研究證明自然資源表明自然、社會(huì)、金融、家庭以及人力等方面的資源稟賦會(huì)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(shí)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(xiǎn)認(rèn)知等多重因素影響[6-7]。(3)外部規(guī)制。有效的市場(chǎng)需求和效益激勵(lì)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(chǎng)信息的獲取難易度以及政府補(bǔ)貼等因素均會(huì)對(duì)種植戶技術(shù)采納與否產(chǎn)生較大的影響[9-10]。而對(duì)于牧戶的研究多集中于草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?duì)其綠色生態(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(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咴趯?shí)施過(guò)程中，政策資金用于購(gòu)買飼草料對(duì)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(bǔ)獎(jiǎng)資金對(duì)牧戶產(chǎn)生激勵(lì)效果，促使他們對(duì)生產(chǎn)方式進(jìn)行適應(yīng)性調(diào)整，用現(xiàn)代化養(yǎng)殖理念和技術(shù)推動(dòng)生產(chǎn)效率的增長(zhǎng)[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(jìn)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(gè)值得深思的問(wèn)題：牧區(qū)與農(nóng)區(qū)的自然與人文特征存在明顯差異，實(shí)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(gè)性，針對(duì)不同類型的農(nóng)戶“對(duì)癥下藥”，既有文獻(xiàn)多從種植戶或牧戶單方面角度展開(kāi)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(duì)比分析?；诖?，研究基于西部典型農(nóng)牧區(qū)——新疆異質(zhì)性農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit模型，從5大類生計(jì)資本對(duì)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(jìn)行整體意愿分析，對(duì)不同類型農(nóng)戶的生計(jì)資本造成的采納意愿影響因素的差異展開(kāi)實(shí)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(gè)新的補(bǔ)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(lái)源、研究方法與變量選擇

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)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(chǎng)為主。調(diào)研選取的奇臺(tái)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(guó)家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)和國(guó)家綠色發(fā)展先行區(qū)。

研究數(shù)據(jù)來(lái)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(shí)地調(diào)查，以問(wèn)卷調(diào)查的方式獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)，采用分層隨機(jī)抽樣的方法對(duì)樣本農(nóng)戶進(jìn)行訪談，并由調(diào)研人員填寫(xiě)問(wèn)卷的形式展開(kāi)，最終回收有效問(wèn)卷454份(其中，種植戶問(wèn)卷305份，牧戶問(wèn)卷149份)。在454個(gè)有效樣本中，男性占總?cè)藬?shù)的74.89%，而女性僅占25.11%，說(shuō)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(guò)60%的受訪農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)年限在20年以上，說(shuō)明大部分受訪農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)年限較長(zhǎng)；有82.38%的受訪家庭依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為其主要收入來(lái)源，符合樣本選取以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的調(diào)查對(duì)象需要。樣本基本情況詳見(jiàn)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(duì)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(qiáng)。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(huì)資本；

ε——隨機(jī)誤差項(xiàng)；

i——第i個(gè)樣本；

α、β、γ、δ、η——各個(gè)自變量對(duì)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(shí)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(hù)性耕作方式可以在增加土壤碳含量的同時(shí)提高土壤團(tuán)聚體的穩(wěn)定性，進(jìn)而增強(qiáng)土壤表層的固碳能力[13]。此外，通過(guò)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(shí)，大幅度減少CH4和N2O的排放量[14-15]。對(duì)此，借鑒已有研究和調(diào)研區(qū)現(xiàn)實(shí)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(jī)肥、測(cè)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(hù)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(cè)管理以及綠色有機(jī)養(yǎng)殖。

2) 自變量。按照英國(guó)國(guó)際發(fā)展署(DFID)的可持續(xù)生計(jì)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(huì)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(jì)分化5個(gè)變量作為人力資本的測(cè)量變量；選取年凈收入和成本認(rèn)知2個(gè)變量作為金融資本的測(cè)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(cè)量變量；選取機(jī)械化投入和耕地道路(牧道)便捷度2個(gè)變量作為物質(zhì)資本的測(cè)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(gè)變量作為社會(huì)資本的測(cè)量變量。變量的含義及具體統(tǒng)計(jì)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(jì)Tab. 2 Variable assignment and statistics of the willingness to adopt the green ecological agricultural technology of heterogeneous farmers

2 實(shí)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(duì)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(jìn)行累加，計(jì)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(guò)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(jiàn)，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(jiàn)。

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(shí)證結(jié)果分析

采用Stata16.0軟件，分別對(duì)種植戶和牧戶生計(jì)資本與綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿進(jìn)行多元線性回歸。在回歸前，對(duì)各自變量的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)，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(wèn)題，模型較為穩(wěn)定，進(jìn)而對(duì)有序Probit模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，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(duì)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(duì)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(shuō)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(yàn)，形成較為固化的生產(chǎn)模式，對(duì)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(duì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)分別為0.173和0.235。說(shuō)明兩種類型農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)年限越長(zhǎng)，種植和養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)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(lái)看，其在10%的置信水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為0.387，說(shuō)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(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。原因在于：新疆是一個(gè)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(huì)更有意識(shí)地去主動(dòng)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?qiáng)烈。相對(duì)于牧戶而言，種植戶的性別差異對(duì)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(jī)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(duì)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(lái)看，其在5%的置信水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為0.254，說(shuō)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(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。可能的解釋是，該類技術(shù)更傾向于用較為先進(jìn)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(píng)價(jià)綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用效果，進(jìn)而得出結(jié)論：種植戶的受教育水平越高，對(duì)綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知越全面，進(jìn)而越愿意采納該技術(shù)。對(duì)于牧戶來(lái)說(shuō)，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(duì)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(jì)分化變量來(lái)看，其在10%的置信水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為-0.226，說(shuō)明牧戶的生計(jì)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(jì)分化變量并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。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(shí)，其對(duì)那些新型實(shí)用并且能提高畜牧業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟(jì)收入的技術(shù)關(guān)注度較少，故而牧戶對(duì)綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納度較低。對(duì)于種植戶來(lái)說(shuō)，種植戶的生計(jì)分化程度(較牧戶而言)普遍偏低，存在同質(zhì)化，因此，對(duì)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(duì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)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(guò)顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為0.427。由此說(shuō)明兩種類型農(nóng)戶對(duì)于綠色生產(chǎn)成本預(yù)期認(rèn)知越高，越會(huì)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(duì)兩種類型農(nóng)戶對(duì)于“您是否同意推行農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展會(huì)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本？”的問(wèn)題，若農(nóng)戶的回答趨于“非常同意”或“比較同意”，則說(shuō)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(huì)增加投入成本，但其長(zhǎng)遠(yuǎn)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境效益顯著，不僅有利于提升農(nóng)作物品質(zhì)和價(jià)格，還有益于增加作物碳匯、有效降低碳排放。因此，在經(jīng)濟(jì)和環(huán)境雙重利益驅(qū)動(dòng)下，盡管短期內(nèi)會(huì)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(gè)變量均對(duì)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?？赡艿慕忉屖牵航陙?lái)，為提高農(nóng)區(qū)機(jī)械化作業(yè)水平，實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)，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(chǎng)或合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(chǎng)和租賃為主，草地質(zhì)量和草場(chǎng)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(duì)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(duì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為0.204，說(shuō)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(duì)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(wèn)題近年來(lái)得到明顯改善，規(guī)?；?jīng)營(yíng)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(duì)其綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的高低并沒(méi)有太大影響。而牧道是以天然草場(chǎng)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(duì)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(jìn)行科學(xué)綠色養(yǎng)殖。

5) 社會(huì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)分別為0.498和0.310，說(shuō)明這兩個(gè)變量對(duì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為0.613，說(shuō)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(jìn)耕地保護(hù)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(guò)減少翻耕過(guò)程中的碳排放，以此來(lái)降低土壤中有機(jī)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(huì)隨之增強(qiáng)。(2)在自古以來(lái)小農(nóng)經(jīng)濟(jì)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(qiáng)大的聯(lián)動(dòng)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(shí)會(huì)考慮周邊村民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的示范作用。對(duì)于牧戶而言，其養(yǎng)殖和放牧多憑借父輩傳授的經(jīng)驗(yàn)，加之季節(jié)轉(zhuǎn)場(chǎng)、距離遠(yuǎn)等問(wèn)題，通過(guò)政府開(kāi)展形式多樣的技術(shù)宣傳活動(dòng)以增強(qiáng)信息傳播力度，若科學(xué)規(guī)范地引導(dǎo)牧戶進(jìn)行綠色養(yǎng)殖，牧戶的技術(shù)采納熱情也會(huì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)且回歸系數(shù)為0.165，這表明其對(duì)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(duì)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(duì)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(lái)也更有把握，且通過(guò)政府相關(guān)政策文件會(huì)充分對(duì)比分析新舊生產(chǎn)技術(shù)的優(yōu)劣勢(shì)，發(fā)現(xiàn)通過(guò)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(duì)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(jìn)而種植戶的采納意愿也會(huì)隨之增強(qiáng)。牧戶相較于種植戶普遍對(duì)政策認(rèn)知較低，同質(zhì)化問(wèn)題突出，因此，其對(duì)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(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序Probit模型對(duì)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(jìn)行實(shí)證對(duì)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(huì)對(duì)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(duì)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(duì)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(duì)牧戶技術(shù)采納意愿影響不顯著；生計(jì)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(duì)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(diǎn)啟示。

1) 因人施策，制定合理化、差異化鼓勵(lì)措施。本研究實(shí)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(dòng)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(duì)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(chǎng)生態(tài)環(huán)境；對(duì)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(tái)，傳播低碳高效的種植經(jīng)驗(yàn)，同時(shí)，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(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)。

2) 加大財(cái)政支持力度，加快技術(shù)研發(fā)進(jìn)程。研究實(shí)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(jì)適用性總是優(yōu)于技術(shù)適用性，故其會(huì)選擇并長(zhǎng)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(shí)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(jìn)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(xiǎn)大以及回報(bào)周期長(zhǎng)，致使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體與小農(nóng)戶不愿意投資，故政府應(yīng)加大政策補(bǔ)貼與財(cái)政支持力度，有效降低農(nóng)戶生產(chǎn)投入成本，進(jìn)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。