宋浩楠，張士云 ，江 惠

（1.皖西學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 六安 237012；2.安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036；3.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081）

中國(guó)是全球農(nóng)業(yè)化肥使用量最多的國(guó)家。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥投入折純量高達(dá)5 250.7 萬(wàn)噸，單位耕地面積化肥投入量為410.65 kg/hm2，超出國(guó)際公認(rèn)的化肥施用安全上限（225 kg/hm2）1.83 倍①數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2021》。?；实膹V泛運(yùn)用在促進(jìn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)、保障糧食安全等方面發(fā)揮了重要作用，但過(guò)量施用造成的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題令人擔(dān)憂(yōu)。伴隨雨水的沖刷，大量化肥隨地表徑流外溢，在導(dǎo)致土壤理化性質(zhì)改變和耕地地力下降的同時(shí)，也造成農(nóng)業(yè)面源污染、產(chǎn)品質(zhì)量安全等系列問(wèn)題，對(duì)生態(tài)文明建設(shè)和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展構(gòu)成嚴(yán)重威脅[1-2]?！笆濉币詠?lái)，在“化肥零增長(zhǎng)行動(dòng)”國(guó)家政策的高位推進(jìn)下，我國(guó)化肥投入呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但總量基數(shù)依然較大[3]?！丁笆奈濉比珖?guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》提出，我國(guó)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境治理還處在治存量、遏增量的關(guān)口，需加力推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，并將化肥減量增效作為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要目標(biāo)任務(wù)。

依靠技術(shù)進(jìn)步，提高化肥利用率，是我國(guó)實(shí)現(xiàn)化肥減量的重要路徑。測(cè)土配方施肥是以土壤測(cè)試和田間肥料測(cè)試為基礎(chǔ)，根據(jù)土壤中不同的養(yǎng)分含量和作物吸收量來(lái)確定施肥量，從而實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)施肥的綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)[4]。2005 年以來(lái)，測(cè)土配方施肥作為重大農(nóng)業(yè)科技措施被連續(xù)寫(xiě)入中央1 號(hào)文件，并確定為我國(guó)一項(xiàng)長(zhǎng)期性、基礎(chǔ)性和公益性的重要工作，補(bǔ)貼規(guī)模連年擴(kuò)大。農(nóng)業(yè)技術(shù)只有被農(nóng)戶(hù)接受、消化并應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，才能轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，然而農(nóng)戶(hù)采納率偏低一直是我國(guó)測(cè)土配方施肥技術(shù)推廣實(shí)踐中亟待解決的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。相較美國(guó)80%以上的配方施肥技術(shù)覆蓋面積而言，我國(guó)測(cè)土配方施肥技術(shù)覆蓋的廣度和深度明顯不足[5]，根據(jù)全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)耕地質(zhì)量保護(hù)與提升專(zhuān)項(xiàng)調(diào)查，測(cè)土配方施肥技術(shù)在農(nóng)戶(hù)層面的采納率僅為12.7%[6]，另有調(diào)查發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)戶(hù)配方肥實(shí)際施用面積占種植面積的比率甚至不到20%[7]。

與此同時(shí)，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系正發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，隨著農(nóng)村土地“三權(quán)分置”改革深化和流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)在全國(guó)范圍內(nèi)迅猛發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計(jì)，截至2020 年底，全國(guó)家庭承包耕地土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)面積達(dá)0.35 億hm2，占家庭承包耕地總面積的34.08%②數(shù)據(jù)來(lái)源：對(duì)十三屆全國(guó)人大五次會(huì)議第0070 號(hào)建議的答復(fù)摘要（農(nóng)辦議〔2022〕272 號(hào)）。，部分省份的流轉(zhuǎn)比率甚至高達(dá)60%以上。發(fā)展農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)是我國(guó)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必然選擇，這點(diǎn)在理論界和政策層面均已達(dá)成共識(shí)，規(guī)模農(nóng)戶(hù)愈發(fā)成為保障糧食等重要農(nóng)產(chǎn)品供給安全、支撐鄉(xiāng)村振興的重要主體。但農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)中犧牲生態(tài)環(huán)境換取收益的短視行為仍需給予足夠重視。研究發(fā)現(xiàn)，相較自有承包地而言，農(nóng)戶(hù)并不注重保護(hù)轉(zhuǎn)入土地的質(zhì)量，轉(zhuǎn)入地塊上發(fā)生粗放經(jīng)營(yíng)的概率明顯更高[8-9]。規(guī)模農(nóng)戶(hù)能否成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的理想主體取決于其能否克服傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式局限，其中包括對(duì)化肥減量技術(shù)的采納應(yīng)用。需要特別指出的是，規(guī)模農(nóng)戶(hù)作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專(zhuān)業(yè)主體，其經(jīng)營(yíng)活動(dòng)特點(diǎn)符合經(jīng)濟(jì)學(xué)廠(chǎng)商理論，要素配置遵循帕累托效率原則[10]，這意味著如果測(cè)土配方施肥技術(shù)在實(shí)際應(yīng)用中不能改進(jìn)化肥使用效率，即便田間試驗(yàn)證明有利于化肥減量，也難以對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納應(yīng)用該技術(shù)產(chǎn)生足夠的激勵(lì)效應(yīng)。我國(guó)目前正處于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)持續(xù)發(fā)育和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展加力推進(jìn)時(shí)期，在此背景下，厘清規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納對(duì)其化肥使用效率的影響效應(yīng)，對(duì)促進(jìn)我國(guó)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和政策意義。

一、文獻(xiàn)綜述

已有關(guān)于農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的研究大體上可分為兩個(gè)方面。一些學(xué)者著重討論影響農(nóng)戶(hù)采納配方施肥技術(shù)的相關(guān)因素，這類(lèi)文獻(xiàn)較為豐富，學(xué)者從人力資本[11]、社會(huì)資本[12]、勞動(dòng)稟賦[13]等農(nóng)戶(hù)個(gè)體及家庭特征、經(jīng)營(yíng)規(guī)模[14]、土地細(xì)碎化[15]等土地稟賦特征以及農(nóng)業(yè)組織化程度[16]等不同側(cè)面分析刻畫(huà)農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的行為機(jī)理。另有部分學(xué)者關(guān)注農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)后的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效變動(dòng)，這類(lèi)文獻(xiàn)相對(duì)較少并且結(jié)論存有一定爭(zhēng)議。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，測(cè)土配方施肥技術(shù)存在顯著的節(jié)本豐產(chǎn)效應(yīng)，農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)不僅有助于提升糧食產(chǎn)量和降低化肥投入[17]，并且對(duì)農(nóng)業(yè)收入也存在顯著的正向影響[18]；但也有學(xué)者持相反的觀點(diǎn)，周力等基于湖南、江西和江蘇三省農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，由于我國(guó)目前測(cè)土配方施肥技術(shù)的推廣未能促使農(nóng)戶(hù)進(jìn)行科學(xué)施肥，農(nóng)戶(hù)即便采納了技術(shù)也未能有效降低化肥使用強(qiáng)度[19]。

規(guī)模農(nóng)戶(hù)作為“理性人”，測(cè)土配方施肥技術(shù)應(yīng)用的預(yù)期效用變動(dòng)是其技術(shù)采納行為決策的驅(qū)動(dòng)根源。實(shí)際上，測(cè)土配方施肥作為“按方開(kāi)藥”的精準(zhǔn)施肥技術(shù)，技術(shù)應(yīng)用的關(guān)鍵落腳點(diǎn)仍在于有機(jī)肥料、氮磷鉀肥料以及中微量元素肥料的規(guī)范使用[20]。然而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際面臨較大隨機(jī)性，難以復(fù)制田間肥料試驗(yàn)的嚴(yán)格操作，并且不同農(nóng)戶(hù)的資源稟賦條件不同，對(duì)技術(shù)消化、吸收和實(shí)際應(yīng)用能力千差萬(wàn)別，即便采取同樣的生產(chǎn)技術(shù)，不同農(nóng)戶(hù)采納技術(shù)的實(shí)際應(yīng)用效果也可能存在差異[21]。在當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中，以家庭為經(jīng)營(yíng)單位的規(guī)模農(nóng)戶(hù)的非農(nóng)兼業(yè)行為普遍存在[22]，而收入結(jié)構(gòu)分化會(huì)引起規(guī)模農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)發(fā)生轉(zhuǎn)換[23]。對(duì)以農(nóng)為業(yè)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)而言，農(nóng)業(yè)資源的持續(xù)穩(wěn)定利用會(huì)對(duì)家庭效用產(chǎn)生較大的貢獻(xiàn)，在收入重心效應(yīng)的作用下會(huì)更加關(guān)注配方肥料的規(guī)范化應(yīng)用；隨著家庭非農(nóng)兼業(yè)程度增加，農(nóng)業(yè)收入逐漸“邊緣化”，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)維持家庭生計(jì)和福利的重要程度降低，此時(shí)即便農(nóng)戶(hù)采用了測(cè)土配方施肥技術(shù)，也可能因?yàn)橹匾暢潭炔蛔愣鴮?dǎo)致配方肥料的粗放使用。另外，從規(guī)模農(nóng)戶(hù)的人地相對(duì)稟賦看，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大有助于機(jī)械替代勞動(dòng)，為機(jī)械施肥作業(yè)提供了可能，有利于配方肥料的規(guī)范化使用。而土地規(guī)模過(guò)度擴(kuò)大則會(huì)引起人地要素錯(cuò)配，加深農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的勞動(dòng)稟賦約束，當(dāng)家庭勞動(dòng)投入難以負(fù)荷農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理時(shí)，規(guī)模農(nóng)戶(hù)不得不擴(kuò)大臨時(shí)雇工和外包服務(wù)規(guī)模完成施肥環(huán)節(jié)，由此誘發(fā)季節(jié)性雇工短缺、道德風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)督成本等問(wèn)題[24]，加大了配方肥施用的管理難度，導(dǎo)致技術(shù)實(shí)際應(yīng)用效果面臨損失風(fēng)險(xiǎn)。

已有研究成果對(duì)本文有著重要的啟示作用，但仍存在值得補(bǔ)充完善之處：第一，在測(cè)土配方施肥技術(shù)采納的實(shí)際效果評(píng)價(jià)方面，既有研究大多基于投入或產(chǎn)出的單維度展開(kāi)，少有研究從化肥使用效率的角度分析測(cè)土配方施肥技術(shù)的實(shí)際應(yīng)用效果；第二，已有文獻(xiàn)主要關(guān)注一般小農(nóng)戶(hù)或未對(duì)主體進(jìn)行區(qū)分，對(duì)于主體分化背景下規(guī)模農(nóng)戶(hù)的測(cè)土配方技術(shù)采納行為尚有挖掘空間，少有文獻(xiàn)針對(duì)性分析規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的影響，更少有文獻(xiàn)討論規(guī)模農(nóng)戶(hù)異質(zhì)性引起的測(cè)土配方施肥技術(shù)實(shí)際應(yīng)用效果差異。鑒于此，本文基于安徽、山東兩省糧食主產(chǎn)區(qū)規(guī)模農(nóng)戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)，使用隨機(jī)前沿分析（Stochastic Frontier Approach，SFA）對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)化肥使用效率進(jìn)行測(cè)度，利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸（Endogenous Switching Regression，ESR）模型構(gòu)建“反事實(shí)”框架，考察規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)其化肥使用效率的總體效應(yīng)，并進(jìn)一步探討該效應(yīng)在規(guī)模農(nóng)戶(hù)兼業(yè)程度、人地稟賦差異情境下的異質(zhì)性，以期深入了解規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納技術(shù)后的化肥使用效率變化，為調(diào)整完善測(cè)土配方施肥技術(shù)推廣政策，促進(jìn)我國(guó)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展提供依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)、模型與變量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性分析

本文使用數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2017 年、2019 年分別對(duì)安徽、山東兩省糧食規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶(hù)的專(zhuān)項(xiàng)調(diào)查。安徽省、山東省同為我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)，2020年，兩省糧食播種面積占全國(guó)的比率為13.3%，糧食總產(chǎn)量占全國(guó)糧食總產(chǎn)量的14.1%，不容樂(lè)觀的是，皖魯兩省單位耕地面積化肥施用強(qiáng)度分別高達(dá)522.63 kg/hm2和589.46 kg/hm2，已突破化肥投入的生態(tài)安全紅線(xiàn)，化肥過(guò)量施用特征尤為明顯[25]。與此同時(shí)，皖魯兩省也是農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)發(fā)展較快省份，截至2019 年底，兩省農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)率分別達(dá)49.4%和42.3%。本文以安徽、山東兩省糧食主產(chǎn)區(qū)規(guī)模農(nóng)戶(hù)為研究對(duì)象，考察測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)化肥使用效率的影響效應(yīng)具有一定的代表性和現(xiàn)實(shí)意義。

根據(jù)第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查的統(tǒng)計(jì)口徑，課題組對(duì)糧食規(guī)模經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶(hù)的識(shí)別條件為糧食經(jīng)營(yíng)規(guī)模達(dá)到3.33 hm2及以上。調(diào)查按照分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式展開(kāi)，在安徽省的沿淮及淮北平原以及山東省的魯西北和魯西南平原共選取了19 個(gè)糧食生產(chǎn)大縣，其中安徽省的調(diào)查包括宿州市、阜陽(yáng)市、亳州市、蚌埠市、滁州市5 市的11 個(gè)產(chǎn)糧大縣（市、區(qū)），山東省的調(diào)查包括德州市、聊城市、菏澤市3 市的8 個(gè)產(chǎn)糧大縣，每個(gè)縣隨機(jī)選取了2 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取了12 戶(hù)左右糧食規(guī)模經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶(hù)作為調(diào)查對(duì)象，調(diào)查通過(guò)調(diào)查員與農(nóng)戶(hù)一對(duì)一訪(fǎng)談并填寫(xiě)調(diào)查問(wèn)卷的形式展開(kāi)，調(diào)查問(wèn)卷內(nèi)容包括受訪(fǎng)戶(hù)主及家庭特征、農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出、技術(shù)采納、風(fēng)險(xiǎn)管控等，兩省調(diào)查共回收問(wèn)卷448 份，剔除缺失本文所涉及變量的部分問(wèn)卷后，最終保留問(wèn)卷425 份。表1顯示樣本農(nóng)戶(hù)的基本特征。

表1 樣本農(nóng)戶(hù)基本特征

（二）計(jì)量模型

1.隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型

經(jīng)濟(jì)學(xué)中，化肥使用效率反映了在維持產(chǎn)出水平和其他要素投入不變的假定下，化肥實(shí)際投入量與最小可能投入量的偏離程度[26]?；适褂眯示C合考慮了投入與產(chǎn)出因素，化肥使用效率越高，意味著在生產(chǎn)單位農(nóng)產(chǎn)品時(shí)化肥投入冗余越低，經(jīng)濟(jì)效益和環(huán)境效益也越高。借鑒已有研究，采用基于C-D 函數(shù)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型推導(dǎo)化肥使用效率[27-28]，模型基本形式如下：

式（1）中：Yi表示單位耕地面積的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；Fi為單位耕地面積的化肥投入；Mi、Li、Ki分別表示單位耕地面積的機(jī)械投入、勞動(dòng)投入和其他中間要素投入；β 為待估參數(shù)；vi為服從νi～N(0,)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)；μi為技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，反映農(nóng)戶(hù)距效率前沿面的距離，服從μi～N+(μi,)的斷尾正態(tài)分布。假定不存在無(wú)效率生產(chǎn)，即式（1）中μi=0，當(dāng)其他生產(chǎn)要素投入不變，農(nóng)戶(hù)將化肥投入降低至理論最小投入時(shí)，此時(shí)生產(chǎn)函數(shù)可以改寫(xiě)為：

化肥使用效率為化肥最小可能投入量與化肥實(shí)際投入量之比，即FEi=/Fi，轉(zhuǎn)化為對(duì)數(shù)形式可以表示為lnFEi=ln-lnFi。將式（1）與（2）聯(lián)立，可以得出lnFEi=-μi/β1。對(duì)（1）式采用極大似然法（MLE）進(jìn)行估計(jì)，則農(nóng)戶(hù)i的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和化肥使用效率可分別表示為：

2.內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型

本文旨在考察規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的影響，類(lèi)似研究常用的方法包括工具變量法和傾向得分匹配法。工具變量法法可以解決內(nèi)生性產(chǎn)生的估計(jì)偏差問(wèn)題，卻未能解決處理效應(yīng)的異質(zhì)性，傾向得分匹配法能控制可觀測(cè)變量的異質(zhì)性，但無(wú)法控制不可觀測(cè)變量的異質(zhì)性。鑒于此，本文使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型的優(yōu)勢(shì)在于綜合考慮可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素的影響，可以有效解決自選擇引起的內(nèi)生性問(wèn)題，是目前政策評(píng)價(jià)中較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊环N方法[29]。內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型由以下三個(gè)方程組成：

選擇方程（規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納方程）表達(dá)式如下：

處理組結(jié)果方程（即技術(shù)采納組的化肥使用效率方程）表達(dá)式如下：

控制組結(jié)果方程（即技術(shù)未采納組的化肥使用效率方程）表達(dá)式如下：

式（5）中，F(xiàn)erti為規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為的二元選擇變量，Vi表示影響技術(shù)采納的系列控制變量，γ 為待估系數(shù)，μi為選擇方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。式（6）和式（7）中，F(xiàn)E1i、FE2i分別表示采納技術(shù)和未采納技術(shù)兩個(gè)樣本組規(guī)模農(nóng)戶(hù)的化肥使用效率，Zi表示影響化肥使用效率的系列控制變量，α1、α2為待估系數(shù)，ε1i、ε2i為結(jié)果方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。Vi中除了需要包括至少1 個(gè)工具變量以便模型識(shí)別外，其余變量一般與Zi中包含的變量一致。

內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型使用完全信息最大似然估計(jì)法（FIML）同時(shí)對(duì)選擇方程和結(jié)果方程進(jìn)行估計(jì)，通過(guò)將技術(shù)選擇方程計(jì)算出選擇偏差校正項(xiàng)代入結(jié)果方程，進(jìn)而校正由不可觀察因素引起的樣本選擇偏差。在對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)的基礎(chǔ)上，通過(guò)計(jì)算條件期望可以在“反事實(shí)”框架下測(cè)算規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated，ATT）：

式（8）計(jì)算出的平均處理效應(yīng)控制了由可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素引起的選擇偏差問(wèn)題，E(FE1i|Fert=1)表示實(shí)際采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)樣本采納技術(shù)時(shí)的預(yù)期化肥使用效率，E(FE2i|Fert=1)表示實(shí)際采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)樣本未采納技術(shù)時(shí)的預(yù)期化肥使用效率。

（三）變量設(shè)置

內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型由選擇方程和結(jié)果方程組成。選擇方程中的被解釋變量為規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為，使用一組二元離散變量進(jìn)行表示，若采納則記為1，反之則記為0。結(jié)果方程中的被解釋變量為規(guī)模農(nóng)戶(hù)的化肥使用效率，根據(jù)前文構(gòu)建的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測(cè)算得出，模型中的產(chǎn)出變量為單位耕地面積糧食產(chǎn)量，投入變量包括單位耕地面積的化肥投入、機(jī)械投入、勞動(dòng)投入以及其他中間要素投入（包括種子、農(nóng)藥、動(dòng)力及灌溉費(fèi)用）。值得一提的是，為避免由于肥料價(jià)格差異引起的測(cè)量誤差，本文根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部發(fā)布的《化肥折純量參考計(jì)算表》對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)的化肥投入進(jìn)行折純處理。

控制變量方面，借鑒已有研究結(jié)論，本文先驗(yàn)性地從戶(hù)主個(gè)體特征、農(nóng)戶(hù)家庭特征、土地稟賦特征以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)特征四個(gè)方面設(shè)置影響規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納的相關(guān)因素。

農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征包括其年齡、受教育程度、糧食經(jīng)營(yíng)資歷、農(nóng)技培訓(xùn)頻率、風(fēng)險(xiǎn)偏好。年齡較大的農(nóng)民具有天生的戀土情結(jié)，參與耕地質(zhì)量保護(hù)的意愿也較高，因此更傾向采用測(cè)土配方施肥技術(shù)來(lái)保護(hù)耕地質(zhì)量[6]。技術(shù)擴(kuò)散理論表明，農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納行為與其要素稟賦存在適配性，從而顯示出一定的行為偏好，測(cè)土配方施肥技術(shù)需要農(nóng)戶(hù)準(zhǔn)確把握作物生育周期和各種肥料配比，屬于知識(shí)密集型的技術(shù)模式，因此農(nóng)戶(hù)人力資本越豐富，采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率越大[11]。使用受教育程度反映農(nóng)戶(hù)的通用型人力資本，使用糧食經(jīng)營(yíng)資歷、接受農(nóng)技培訓(xùn)頻率反映農(nóng)戶(hù)通過(guò)“干中學(xué)”積累的專(zhuān)用型人力資本?，F(xiàn)實(shí)中，技術(shù)推廣中普遍存在信息不對(duì)稱(chēng)的現(xiàn)象，導(dǎo)致技術(shù)采納產(chǎn)生的收益存在較大不確定性，已有文獻(xiàn)表明，風(fēng)險(xiǎn)偏好型農(nóng)戶(hù)采納新技術(shù)的積極性更高，并且規(guī)模農(nóng)戶(hù)的技術(shù)采納行為受風(fēng)險(xiǎn)偏好特征的影響更加突出[30]。風(fēng)險(xiǎn)偏好由經(jīng)典的實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行測(cè)度，在訪(fǎng)談中設(shè)置期望收益相同但風(fēng)險(xiǎn)不同的農(nóng)業(yè)技術(shù)方案供規(guī)模農(nóng)戶(hù)比較和選擇，從而觀測(cè)其風(fēng)險(xiǎn)偏好特征。

農(nóng)戶(hù)家庭特征包括勞動(dòng)稟賦、是否村干部家庭、家庭兼業(yè)程度和人均收入水平。測(cè)土配方施肥技術(shù)可以通過(guò)精準(zhǔn)施肥降低施肥次數(shù)，緩解農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)稟賦約束，根據(jù)誘致性技術(shù)變遷理論，農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力約束越大，采納應(yīng)用測(cè)土配方施肥技術(shù)的積極性也越高。村干部擁有更加豐富的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，有助于降低技術(shù)信息獲取成本，因此村干部家庭會(huì)對(duì)農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)[31]。家庭兼業(yè)會(huì)導(dǎo)致規(guī)模農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)發(fā)生轉(zhuǎn)變，專(zhuān)業(yè)化的規(guī)模農(nóng)戶(hù)更愿意通過(guò)精準(zhǔn)施肥來(lái)降低化肥投入和提高產(chǎn)出水平，而兼業(yè)化程度高的規(guī)模農(nóng)戶(hù)可能會(huì)無(wú)暇顧及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，相對(duì)忽視綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用[32]。收入水平反映了農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納的成本支付能力和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，人均收入越高，技術(shù)采納成本和風(fēng)險(xiǎn)的約束效應(yīng)越低，采納技術(shù)的可能性則越大。

土地稟賦特征包括經(jīng)營(yíng)規(guī)模、地塊數(shù)量和地權(quán)期限。長(zhǎng)期使用測(cè)土配方施肥技術(shù)可以有效提升土壤有效磷、速效鉀、有機(jī)質(zhì)含量，進(jìn)而改善土壤保水保肥能力。農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)的土地規(guī)模越大，意味著應(yīng)用耕地質(zhì)量提升的未來(lái)潛在受益也越大，在“量級(jí)效應(yīng)”的影響下，更愿意采納測(cè)土配方施肥技術(shù)[33]。地塊數(shù)量反映了農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的土地細(xì)碎化程度，當(dāng)農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)的土地過(guò)于細(xì)碎分散時(shí)，配方肥施用環(huán)節(jié)可能面臨多種配方肥料分別施用的情形，加劇了技術(shù)采納成本和田間管理難度，從而阻礙測(cè)土配方施肥技術(shù)的采納應(yīng)用[34]。地權(quán)期限反映了規(guī)模農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)土地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性，土地產(chǎn)權(quán)越趨向穩(wěn)定，農(nóng)戶(hù)越看重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的長(zhǎng)期收益和可持續(xù)發(fā)展，改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的可能性越大[23]。

農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)特征包括組織化水平和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善程度。加入合作社能通過(guò)減少要素投入及生產(chǎn)中的交易費(fèi)用實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的節(jié)本增效，一方面，測(cè)土配方施肥技術(shù)作為一種要素投入，合作社能以較低成本獲取技術(shù)信息及技術(shù)裝備，并提升成員的生產(chǎn)管理水平；另一方面，合作社可以通過(guò)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證來(lái)傳遞市場(chǎng)信息，提供優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品溢價(jià)激勵(lì)，進(jìn)而激勵(lì)入社規(guī)模農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式[35]。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)行為存在強(qiáng)烈的暗示性和誘導(dǎo)性，在測(cè)土配方施肥技術(shù)采納情境中，規(guī)模農(nóng)戶(hù)對(duì)于基礎(chǔ)設(shè)施條件良好的土地容易形成稟賦效應(yīng)，出于維護(hù)耕地質(zhì)量以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)生產(chǎn)的目的，會(huì)傾向在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件較高的土地上采納應(yīng)用綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)；而對(duì)于基礎(chǔ)設(shè)施條件不佳的土地，規(guī)模農(nóng)戶(hù)容易形成心理層面的“破窗效應(yīng)”，反向阻礙農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式[15]。借鑒已有研究，從田間灌溉條件、土地平整情況、田間交通條件三個(gè)維度分別設(shè)置一組虛擬變量來(lái)反映農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善程度[36]。

此外，內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型中還需設(shè)置一個(gè)影響農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為，而對(duì)化肥使用效率沒(méi)有影響的工具變量。參考已有研究，將農(nóng)戶(hù)家庭距鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離設(shè)為工具變量[37]。原因在于，鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)技推廣站是我國(guó)公益性農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系的重要節(jié)點(diǎn)，規(guī)模農(nóng)戶(hù)距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離越近，意味著搜集技術(shù)信息及獲得技術(shù)服務(wù)的交易費(fèi)用越低，采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率則越高，但是距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離的遠(yuǎn)近并不會(huì)對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)的化肥使用效率產(chǎn)生直接影響。上述所有變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。

表2 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）規(guī)模農(nóng)戶(hù)化肥使用效率測(cè)算

使用Stata15.0 對(duì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表3 所示?？梢钥闯?，模型的總體方差（σ2）在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，且在1%的顯著性水平上通過(guò)wald 檢驗(yàn)，說(shuō)明模型整體擬合程度較好；LR 檢驗(yàn)在1%顯著性水平上高度拒絕了“H0:=0”的原假設(shè)，技術(shù)無(wú)效率的標(biāo)準(zhǔn)差與殘差項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)差的比值（λ）為3.875，在1%顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，表明技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)顯著存在，并且無(wú)效率項(xiàng)在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)中占據(jù)了主體地位。

表3 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

從投入變量的系數(shù)方向看，化肥、機(jī)械以及其他中間要素的系數(shù)均為正，且在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，表明化肥、機(jī)械以及其他中間要素投入均能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加，且化肥投入對(duì)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的貢獻(xiàn)最大。勞動(dòng)的系數(shù)為正，但在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著，說(shuō)明對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)而言，通過(guò)資本有效替代勞動(dòng)是促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)的有效路徑。

根據(jù)公式（3）和（4）對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和化肥使用效率進(jìn)行測(cè)度，表4 顯示了測(cè)算結(jié)果?？梢钥闯?，樣本農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率均值為0.715，若消除技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)的影響，樣本農(nóng)戶(hù)的單產(chǎn)水平還可以提高28.5%。相較于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率而言，樣本農(nóng)戶(hù)的化肥使用效率損失更為嚴(yán)重，均值僅為0.300，意味著在維持現(xiàn)有產(chǎn)量和其他投入要素的情況下，單位耕地面積的化肥使用量還可以減少70%。對(duì)照已有研究，史常亮等使用同樣方法并基于全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算的結(jié)果為0.475[28]，略高于本文測(cè)算結(jié)果。這也反映規(guī)模經(jīng)營(yíng)中可能存在更為嚴(yán)峻的化肥過(guò)量使用問(wèn)題，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)推進(jìn)對(duì)生態(tài)環(huán)境造成的壓力需要引起足夠重視。

表4 規(guī)模農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與化肥使用效率組間差異分析

進(jìn)一步通過(guò)分組比較可以發(fā)現(xiàn)，未采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率均值為0.698、化肥使用效率均值為0.264，采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率均值為0.732、化肥使用效率均值為0.336，兩項(xiàng)指標(biāo)的組間差異均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。以上統(tǒng)計(jì)分析初步表明，規(guī)模農(nóng)戶(hù)采用測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率存在正向影響，但考慮到技術(shù)采納行為存在自選擇和內(nèi)生性問(wèn)題，具體效應(yīng)還將通過(guò)ESR 模型做進(jìn)一步分析。

（二）測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的總體效應(yīng)

使用完全信息最大似然估計(jì)法同時(shí)對(duì)內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型的選擇方程和結(jié)果方程進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5 所示?？梢钥闯觯瑧烟乜ǚ街禐樵?%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明模型總體顯著。方程獨(dú)立性L(fǎng)R 檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下拒絕了選擇方程與結(jié)果方程相互獨(dú)立的原假設(shè)，表明規(guī)模農(nóng)戶(hù)的測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為與化肥使用效率存在選擇效應(yīng)，分別對(duì)二者進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果有偏，也意味著本文選擇內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型是合適的。

表5 內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型估計(jì)結(jié)果

內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型的rho1 值在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)，表明存在正向選擇偏差，也即意味著規(guī)模農(nóng)戶(hù)的測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為存在“馬太效應(yīng)”，化肥使用效率高的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率更大?？刂谱兞坎皇潜疚牡年P(guān)注重點(diǎn)，觀察選擇方程可以發(fā)現(xiàn)，年齡、受教育程度、農(nóng)技培訓(xùn)、村干部家庭、地權(quán)期限、土地平整情況對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有正向影響，經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)存在“U”形影響。

根據(jù)前文的公式（8）進(jìn)一步估計(jì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的平均處理效應(yīng)，表6 顯示了估計(jì)結(jié)果。可以看出，規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)顯著提高了化肥使用效率，具體而言，通過(guò)內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型消除選擇偏差后，規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)使得化肥使用效率提高0.041，提高幅度為13.95%。

表6 平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

（三）測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的異質(zhì)效應(yīng)

由于農(nóng)戶(hù)的資源稟賦條件不同，對(duì)技術(shù)消化、吸收和實(shí)際應(yīng)用能力千差萬(wàn)別，不同農(nóng)戶(hù)采納技術(shù)后的技術(shù)效果也可能存在不同。根據(jù)前文文獻(xiàn)梳理，本文進(jìn)一步在兼業(yè)程度、人地稟賦差異情景下考察規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的異質(zhì)性影響。

參照已有研究，將農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比率超過(guò)50%的規(guī)模農(nóng)戶(hù)定義為“以農(nóng)為業(yè)”，比率小于50%的規(guī)模農(nóng)戶(hù)定義為“以農(nóng)為輔”[36]。其中“以農(nóng)為業(yè)”組規(guī)模農(nóng)戶(hù)占樣本總數(shù)的比率為53.41%，“以農(nóng)為輔”組規(guī)模農(nóng)戶(hù)占樣本總數(shù)的46.59%。子樣本的平均處理效應(yīng)測(cè)算結(jié)果如表7所示，可以看出，在兼業(yè)程度差異的情景下，規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的改進(jìn)作用存在明顯差異。對(duì)“以農(nóng)為輔”的規(guī)模農(nóng)戶(hù)而言，采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的影響不顯著，而對(duì)“以農(nóng)為業(yè)”的規(guī)模農(nóng)戶(hù)而言，采納測(cè)土配方施肥技術(shù)顯著提高了化肥使用效率，具體而言，以農(nóng)為業(yè)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)后化肥使用效率提高了0.071，提高幅度為25.72%?？赡艿脑蛟谟?，兼業(yè)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)發(fā)生變化，對(duì)以農(nóng)為業(yè)的規(guī)模農(nóng)戶(hù)而言，收入重心效應(yīng)使得農(nóng)戶(hù)更加關(guān)注技術(shù)的規(guī)范化應(yīng)用，而隨著家庭非農(nóng)兼業(yè)程度增加，農(nóng)業(yè)收入逐漸邊緣化，此時(shí)即便農(nóng)戶(hù)采用了測(cè)土配方施肥技術(shù)，也可能因?yàn)橹匾暢潭炔蛔愣鴮?dǎo)致配方肥料的粗放使用。

表7 平均處理效應(yīng)異質(zhì)性：基于兼業(yè)程度差異

借鑒已有研究[38]，本文根據(jù)家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的勞均耕地面積，將樣本規(guī)模農(nóng)戶(hù)分為“人多地少”（＜6.67 hm2/人）“人地適配”（≥6.67～＜13.33 hm2/人）“人少地多”（≥13.33 hm2/人）三個(gè)子樣本，三個(gè)子樣本組規(guī)模農(nóng)戶(hù)占樣本總數(shù)的比率分別為40.47%、28.24%和31.29%。觀察子樣本的平均處理效應(yīng)測(cè)算結(jié)果（表8）可以發(fā)現(xiàn)，不同人地稟賦的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的平均處理效應(yīng)均為正，分別在1%、1%和10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。隨著勞均耕地面積的增大，平均處理效應(yīng)先增大后減小的倒“U”形變化趨勢(shì)。具體而言，“人多地少”的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)使得化肥使用效率提高0.046，提高幅度為14.65%；“人地適配”的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)使得化肥使用效率提高0.054，提高幅度為20.85%；“人少地多”的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)使得化肥使用效率提高0.024，提高幅度為8.36%。背后的原因在于，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)張有助于實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化的機(jī)械施肥作業(yè)，從而最大限度發(fā)揮測(cè)土配方施肥的技術(shù)效應(yīng)，但規(guī)模過(guò)度擴(kuò)張也會(huì)給農(nóng)戶(hù)田間管理帶來(lái)挑戰(zhàn)，農(nóng)戶(hù)不得不擴(kuò)大臨時(shí)雇工和外包服務(wù)規(guī)模完成施肥環(huán)節(jié)來(lái)緩解農(nóng)業(yè)勞動(dòng)稟賦約束，由此帶來(lái)季節(jié)性雇工短缺、道德風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)督成本等問(wèn)題，導(dǎo)致測(cè)土配方施肥技術(shù)實(shí)際應(yīng)用效果大打折扣。

表8 平均處理效應(yīng)異質(zhì)性：基于人地稟賦差異

四、結(jié)論與啟示

（一）主要結(jié)論

本文基于安徽、山東兩省糧食主產(chǎn)區(qū)425 個(gè)規(guī)模農(nóng)戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型和內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型，實(shí)證分析了規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率的影響，研究結(jié)果表明：（1）化肥投入對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的貢獻(xiàn)明顯，但投入冗余嚴(yán)重，化肥使用效率均值為0.300，在維持現(xiàn)有產(chǎn)量和其他投入要素的情況下，單位耕地面積的化肥使用量還可以減少70%；（2）規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納行為存在正向偏差，化肥使用效率高的規(guī)模農(nóng)戶(hù)更愿意采納測(cè)土配方施肥技術(shù)，此外，年齡、受教育程度、農(nóng)技培訓(xùn)、村干部家庭、地權(quán)期限、土地平整情況對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)具有正向影響，經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)存在“U”形影響；（3）規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)顯著提高了化肥使用效率，在反事實(shí)框架下，采納測(cè)土配方施肥技術(shù)使規(guī)模農(nóng)戶(hù)的化肥使用效率提高0.041，提高幅度為13.95%，但是該效應(yīng)在規(guī)模農(nóng)戶(hù)兼業(yè)程度和人地稟賦差異的情景下也存在一定異質(zhì)性，以農(nóng)為業(yè)、人地適配的規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)化肥使用效率改進(jìn)效應(yīng)更為突出。

（二）政策啟示

從提高規(guī)模農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采納率和應(yīng)用效果的政策視角看，本文的研究結(jié)論具有一定啟示意義。其一，完善測(cè)土配方施肥技術(shù)推廣服務(wù)體系，提高公益性技術(shù)推廣服務(wù)質(zhì)量和效能，建立健全“事前推廣—事中跟蹤—事后反饋”全環(huán)節(jié)服務(wù)機(jī)制，運(yùn)用集中授課、線(xiàn)上教學(xué)、田間觀摩等多種手段，切實(shí)有效提高規(guī)模農(nóng)戶(hù)對(duì)測(cè)土配方施肥技術(shù)的認(rèn)知度、可得性，確保測(cè)土配方施肥技術(shù)推得開(kāi)、有成效、可持續(xù)。其二，加強(qiáng)測(cè)土配方施肥社會(huì)化服務(wù)組織培育，通過(guò)政府購(gòu)買(mǎi)服務(wù)的方式，培育發(fā)展一批滿(mǎn)足多樣化需求的測(cè)土配方施肥社會(huì)化服務(wù)組織，讓人地資源配置不當(dāng)、非農(nóng)兼業(yè)程度較高的經(jīng)營(yíng)主體可以借助迂回生產(chǎn)的方式提高測(cè)土配方施肥技術(shù)的實(shí)際應(yīng)用效果。其三，完善規(guī)模經(jīng)營(yíng)指導(dǎo)服務(wù)體系，鼓勵(lì)和引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)根據(jù)自身稟賦開(kāi)展專(zhuān)業(yè)化適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，健全面向新型職業(yè)農(nóng)民的學(xué)歷教育和技術(shù)培訓(xùn)體系，引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)簽訂長(zhǎng)期穩(wěn)定的流轉(zhuǎn)契約，同時(shí)加強(qiáng)高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)，完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和配套設(shè)施，激發(fā)規(guī)模農(nóng)戶(hù)采納應(yīng)用測(cè)土配方施肥技術(shù)的積極性、主動(dòng)性。