Page 112 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2024年第1期

106 华中农业大学学报（社会科学版） （总169 期）

表2 主要变量的描述性统计分析
变量 环境感知组均值 环境未感知组均值 劳动感知组均值 劳动未感知组均值
家庭人均收入 5937.644 5801.678 6242.259 4803.815
年龄 59.271 61.738 61.658 59.469
性别 0.780 0.808 0.817 0.767
粮食生产劳动力 1.996 1.787 1.904 1.829
种植年限 34.839 37.770 35.604 37.898
兼业 0.665 0.606 0.659 0.592
受教育程度 6.585 6.411 6.934 5.865
耕地面积 18.751 20.959 22.219 17.116
风险偏好 0.415 0.309 0.398 0.290
节水技术认知 0.500 0.271 0.530 0.139
节水技术态度 0.754 0.402 0.754 0.261

应，在此基础上构建反事实分析框架，估计价值 表3 环境价值感知基准模型回归结果 N=579
感知的收入效应。 (1) 环境 (2) 环境 (3) 选择
变量
1. 环境价值感知对农户农业收入的影响 感知组 未感知组 方程
-0.062 -0.228 -0.135
效应 年龄
(-0.12) (-0.64) (-0.44)
表 3展示了采纳节水技术感知环境价值的决 -0.424 ** -0.001 -0.276 *
性别
策方程以及采纳节水技术感知环境价值对农户 (-2.01) (-0.00) (-1.83)
收入影响效应的内生转换回归估计结果。ρ 1μ 结 -0.333 ** -0.219 0.296 **
粮食生产劳动力
果以及 LR 检验结果在 10% 显著性水平上显著 (-2.01) (-1.37) (2.49)
0.001 0.166 -0.167 *
不为 0，可以说明从模型适用性检验来看，行为决 种植年限
(0.01) (1.26) (-1.63)
策方程与影响效应方程之间存在相互关联性，对
-0.615 *** -0.572 *** -0.046
样本选择偏差进行纠正是有必要的，表明本研究 兼业 (-3.49) (-3.92) (-0.38)
采用内生转换模型是合适的。 0.030 0.036 * -0.009
受教育程度
从行为选择方程的估计结果来看，可以发 (1.32) (1.87) (-0.58)
现，从选择方程来看，劳动力投入对采纳技术感 耕地面积 0.672 *** 0.683 *** -0.206 ***
(7.73) (7.77) (-3.51)
知环境价值存在显著的正向影响，这与假说 H 1a
0.192 -0.062 0.250 **
一致。可能的解释是，从事粮食生产的农户中， 风险偏好
(1.11) (-0.38) (2.06)
如果家庭从事粮食生产的劳动力越多，其更加重 0.082 0.236 0.155
节水技术认知
视粮食生产方式的改变，更加愿意引入新技术改 (0.48) (1.07) (1.18)
善粮食生产环境，以提高家庭农业收入。节水技 0.876 ***
节水技术态度
术态度对采纳技术感知环境价值存在显著的正 (6.55)
7.268 *** 7.176 *** 0.798
向影响，符合假说 H 1b 的假设。此外，种植年限、 常数项
(3.49) (5.02) (0.67)
耕地面积对采纳技术感知环境价值存在显著的
对数似然值 -1282.968
负向影响。可以说明，对于农户采纳节水技术是 ρ 1μ 或ρ 2μ 0.261 * 0.044
否感知到环境变化来说，劳动力投入越多、技术 LR检验 2.75 *
认知程度越高、技术推广学习时间越长，越能发 注：表中家庭人均收入、年龄、劳动力等连续变量均做了对数处
*
*** **
挥其增产作用，种植年限越长、耕地面积越多，越 理；括号内为对应的 z 统计量； 、和 分别表示在 1%、5% 和 10%
水平上显著，下表同。
会限制其作用。
从影响效应的估计结果来看，兼业生产对两组农户的家庭人均农业收入有着显著的负向影响，
说明从事兼业生产对农业收入存在不利影响；耕地面积对两组农户的家庭人均农业收入均有着显著
的正向影响，说明粮食生产土地要素投入越多，其家庭农业收入越高。可以说明，当前粮食生产与技

术采纳中，耕地面积、劳动力质与量仍是影响粮食生产与农业收入的重要因素。