Page 113 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2024年第1期

第1 期 董 恺 等：节水技术采纳、价值感知对农户收入的影响 107

2.环境价值感知的农业收入效应 表4 环境价值感知的农业收入效应
基于反事实分析框架，估计农户采纳节水技 感知 未感知
组别 ATT ATU
术并感知环境价值的收入效应，将结果汇总为表 环境价值 环境价值
环境感知组 7.983 7.951 0.032 ***
4，同时为更形象地描述收入效应，绘制两组农户
环境未感知组 8.108 7.690 0.418 ***

图 2 环境感知组与未感知组的家庭人均农业收入概率密度
在事实与反事实情境下的概率密度分布图，如图 表5 劳动价值感知基准模型回归结果 N=574
2。可以看出，对数形式下，农户采纳技术并感知 (1) 劳动 (2) 劳动 (3) 选择
变量
环境价值组家庭人均农业收入在现实与反事实 感知组 未感知组 方程
-0.832 -1.165 0.524
状况下的收入分别为 7.983 和 7.951，即农户家庭 年龄
(-1.23) (-0.95) (1.34)
人均农业收入的平均处理效应 ATT 为 0.032；同
0.362 0.170 -0.103
理 ，环 境 未 感 知 组 的 平 均 处 理 效 应 ATU 为 性别 (0.99) (0.38) (-0.70)
0.418，这与假说 H 3 一致。可以说明，如果假设感 粮食生产 -0.661 ** -0.615 * 0.238 **
知组农户无法感知到环境价值，农业收入会有所 劳动力 (-2.22) (-1.71) (1.99)
降低；假设环境未感知组农户能够采纳节水技术 种植年限 0.542 ** 0.047 -0.034
(2.11) (0.16) (-0.33)
并感知环境价值，农业收入会因此提高。
8.494 *** 9.115 *** 0.125
3. 劳动价值感知对农户非农收入的影响 兼业
(29.02) (24.64) (1.02)
效应 -0.019 -0.068 0.037 **
受教育程度
基于上文，考虑到采纳节水技术采纳可能会 (-0.49) (-1.41) (2.31)
通过影响劳动力投入，改变农户的家庭非农收 耕地面积 -0.165 0.517 *** -0.147 ***
入，本文进行进一步的分析。表 5 展示了采纳节 (-1.20) (2.72) (-2.55)
-0.324 0.240 0.080
水技术感知劳动价值的决策方程以及劳动价值 风险偏好
(-1.15) (0.61) (0.65)
感知对农户非农收入影响效应的内生转换模型 0.194 -2.117 *** 0.695 ***
节水技术认知
回归估计结果。从模型适用性检验来看，ρ 2μ 和 (0.59) (-4.32) (5.16)
LR 检验结果在 1% 显著性水平上显著不为 0，可 0.684 ***
节水技术态度
以说明行为决策方程与影响效应方程之间存在 (6.10)
*
2.550 1.790 -2.467
相互关联性，对样本选择偏差进行纠正是有必要 常数项
(0.94) (0.38) (-1.64)
的，表明本研究采用内生转换模型是合适的。
对数似然值 -1606.982
从行为选择方程的估计结果来看。可以发 ***
ρ 1μ 或ρ 2μ -0.093 -0.908
现，劳动力投入、受教育程度、技术认知、节水技 LR检验 32.69 ***
术态度对采纳节水技术感知劳动价值有着显著
的正向作用，耕地面积则有着显著的负向作用，这与前文基本一致。可以说明，从事农业生产的劳动
力越多、受教育程度越高、技术认知越高、认为节水技术的可掌握程度越高、在采纳节水技术之后，减
少劳动力投入效应越强。耕地面积则反之。
从影响效应估计结果来看，从劳动价值感知组来看，种植年限、兼业生产对家庭非农业收入有着
显著的正向作用，劳动力投入则有着显著的负向作用；未感知组中，兼业生产、耕地面积有着显著的正
向作用。可以说明，进行兼业生产会显著提高家庭非农业收入，对于采纳节水技术的农户来说，种植年