農戶加入農業產業組織對節水灌溉技術采納行為的影響

張殿偉，陸 遷，李家輝

（西北農林科技大學經濟管理學院，陜西 楊凌 712100）

0 引 言

作為農業大國，2021 年我國農業用水量占總用水量的61.5%。灌溉用水占農業用水的90%以上，但全國平均農田灌溉水有效利用系數僅為0.568。因此，發展節水灌溉技術成為中國農業提高水資源利用率，擺脫缺水危機和保障糧食安全的必然選擇[1]。節水灌溉技術具有節約水資源和增加農業經營收益的雙重功效，要轉變傳統粗放灌溉模式，統籌農業用水精細化管理[2,3]。然而，在現實實踐中，我國農田節水灌溉技術采用率仍然偏低，甚至有些地方出現下降趨勢[4]。鑒于此，深入探究農戶節水灌溉技術采納行為的影響因素，尋求提高節水灌溉技術采用率的途徑，對節約水資源與中國農業長遠發展具有重要的現實意義[5,6]。

梳理相關研究發現，現有文獻針對農戶節水灌溉技術采用的研究較為豐富，已有文獻主要從農戶特征[7]、自然環境[8]、社會網絡[9]、農業水價政策[10]、水資源產權與管理制度[11]、地權穩定性[6]等維度探討農戶節水灌溉技術采納行為的影響因素，但從農業產業組織視角予以探討的成果相對較少。截止2021年底，全國登記的農民合作社225.9萬家，縣級以上農業產業化龍頭企業超過9 萬家，家庭農場超過390 萬家[12]，農業產業組織的蓬勃發展與產業組織模式不斷創新，將進一步促進我國小農戶與現代農業發展有機銜接。農業產業組織的組織性、規模性等特征在促進農業技術擴散及其應用方面具有天然優勢[13]。作為農戶生產決策重要內容的節水灌溉技術采納，不僅屬于一種投資行為，而且對農業生產效率有重大影響，很可能受到產業組織的影響。已有文獻證實，農戶加入農業產業組織確實有助于激發農戶采納農業新技術[14,15]；也有少數學者認為，加入農業產業組織對農業技術與效率沒有顯著影響[16]。因此，關于加入農業產業組織如何影響農戶節水灌溉技術采納行為還有待研究。

盡管學者對國家實施的最嚴格的水資源管理制度，促進節水灌溉技術采納政策做出積極響應，少量學者探討了加入農業產業組織對農戶節水灌溉技術采納行為的影響，但仍存在以下不足：文獻中關于加入農業產業組織對農戶節水灌溉技術采納行為的影響路徑多從組織支持、交易成本[17]和信息獲取[18,19]等方面考慮，在加入農業產業組織背景下考慮土地規?；瘜r戶節水灌溉技術采納行為的作用機制和影響路徑并不多見。節水灌溉技術的整體性強，其采納受地塊和土地規模限制[20]，因此，節水灌溉技術通常在土地規?；臈l件下開展。

鑒于此，本文充分考慮節水灌溉技術采納行為中農業產業組織因素，并將土地規?；蛩赝瑫r納入統一分析框架中，探討加入農業產業組織對農戶節水灌溉技術采納行為的影響，并在此基礎上進一步分析加入農業產業組織是否受到土地規?；瘷C制間接影響農戶節水灌溉技術行為的選擇，最后利用陜西、甘肅、寧夏三省839份農戶調查數據進行實證檢驗，以期為政府制定節水政策提供參考，為我國的節水灌溉事業做出貢獻。

本文的邊際貢獻主要表現在以下幾個方面：第一，相比以往對于節水灌溉技術采用的影響因素研究，本文研究了農業產業組織加入對農戶節水灌溉技術采用的影響，有助于彌補相關文獻的不足。第二，本文揭示了產業組織影響技術采用的可能機制，有助于深入了解農業產業組織與技術采用行為之間的復雜關系。第三，以往文獻雖然很早指出產業組織加入可以促進土地規?；?，進而促進技術采用，但關于兩者之間機制分析和檢驗的相關文獻較少，本文利用概率密度分布圖計算土地規模門檻，論證了相關影響機理，實證分析和檢驗上述機制存在的可能性。第四，本文的研究結論將為農業產業組織參與節水灌溉技術采納的政策制定提供經驗依據，也為解決我國當前干旱半干旱地區農業用水短缺，保障農業可持續發展提供了新的途徑。

1 理論分析和研究假說

作為農業產業鏈的有機組成部分，農業產業組織帶來的收益不僅局限于農業產業組織本身，而是在諸多領域都能夠產生正的外部性，對經濟主體行為具有深遠的影響。對于農戶而言，農業產業組織的加入一方面可以通過直接影響農戶的生產和經營方式，作用于節水灌溉技術的采納；另一方面也可以通過改變土地經營規模，間接影響農戶節水灌溉技術的采納。本文從直接影響和間接影響兩個維度闡述農業產業組織的加入對農戶節水灌溉技術采納行為的影響。

1.1 農業產業組織的加入對農業節水灌溉技術采納行為的直接影響

在“大國小農”的基本國情下，我國小農具有資本匱乏、抗風險能力弱和組織性差等特點，由此導致節水灌溉技術推廣困難。隨著我國農業產業組織發展實力、經營活力和帶動能力的不斷增強，農業產業組織對農業的促進作用凸顯。首先，農業產業組織為農戶拓寬認知新科技的渠道，整合和表達農戶的技術需求，提供專業化的教育與培訓，提高農民能力的同時有效提高了采納新技術的可能性[21]；其次，農業產業組織集中采購農業技術、提供技術服務、銷售農產品和購買農業保險，為農戶規避技術采納、農產品價格波動和自然災害的風險[17,22]；再次，農業產業組織不僅可以與正規金融機構通過抵押制度安排克服農戶道德風險與信息不對稱問題，提高農戶正規信貸可得性[23]，還可以拓展產業組織內部以親緣、友緣為基礎的社會網絡，提高農戶非正規信貸的可得性，為農戶采納新技術提供資金支持[24,25]。Degnet 等[26]對埃塞俄比亞農戶技術采納行為的分析證實，產業組織可以在加快埃塞俄比亞小農采用農業技術方面發揮重要作用。吳比等[17]利用我國11省1 022個農戶微觀數據研究證實農民組織化對農業技術擴散具有顯著的正向推動作用?？梢?，農戶加入農業產業組織有助于解決節水灌溉技術采納中存在的問題。因此本文提出：

假設1：農業產業組織的加入促進農戶采用節水灌溉技術。

1.2 農業產業組織的加入通過促進土地規?；g接影響農戶節水灌溉技術采納行為

農業產業組織的加入除了直接推動節水灌溉技術采納外，還會通過影響農戶的土地經營規模作用于節水灌溉技術的采納。一方面，率先加入產業組織的農戶享受到產業組織帶來的技術和服務等福利，主動搶先奪得產業組織帶來的第一波紅利，實現了土地規?；痆27]；另一方面，伴隨著農業產業組織的發展，先進農業技術與設備不斷采用有利于農業產業組織進一步利用現有資源擴大土地經營規模[28]。此外，對其他未加入產業組織的農戶產生示范帶動作用，促使其加入產業組織和擴大土地經營面積。許朗[20]等人認為，由于節水灌溉技術整體性強，受到地塊與使用規模的限制，小規模的單個農戶無法采用，即使采用也成本過高。土地經營規模是影響農戶采用節水灌溉技術的主要因素之一，土地經營規模越大，農戶越傾向于采用節水灌溉技術等先進的農業技術[29]。采用某項節水技術的效益回報必須大于該項技術的投資成本，而且兩者差異越大，該項技術推廣的可能性越大[30]。農業產業組織憑借其規模效應，既能降低節水灌溉技術的采用成本，拉大技術效益與成本之差，也能促進農戶聯合，擴大土地經營規模。因此，本文提出：

假設2：加入農業產業組織通過促進土地規?；?，促使農戶更積極的采用節水灌溉技術。

綜上，農業產業組織加入對節水灌溉技術采納的影響路徑可以總結如下：①農業產業組織加入直接作用于節水灌溉技術采納；②通過促進土地規?；?，間接作用于農戶節水灌溉技術采納。因此，本文對產業組織加入對節水灌溉技術的綜合影響通過實證分析進行檢驗。

2 數據與變量

2.1 數據來源

課題組2021 年8 月先后在陜西、甘肅、寧夏開展農戶問卷調查。三?。▍^）地處內陸，屬于大陸性氣候，大部分區域為干旱與半干旱地區，水資源年際間變化大，時空分布不均勻，灌溉方式仍以大水漫灌為主，水資源利用率低，浪費了大量的水資源，嚴重制約了當地農業的發展。隨著經濟社會的發展，三?。▍^）對水資源的需求將進一步增加，農業作為用水大戶，發展高效節水灌溉技術以緩解水資源供需矛盾是非常必要的。調研采用概率比例規模抽樣（PPS）與簡單隨機抽樣相結合的方法選取樣本，共分為3個階段，第一、二階段按照PPS 抽樣要求從陜西省澄城縣和蒲城縣抽取5 個鄉鎮；甘肅省臨澤縣和民樂縣抽取7個鄉鎮；寧夏青銅峽市抽取3 個鄉鎮；每個鄉鎮抽取2～4 個樣本村，第三階段，在每個樣本村隨機抽取15～40個種植戶作為調研對象，最終獲得有效問卷839 份，其中，甘肅386 戶，占46%，寧夏223 戶，占26.6%，陜西230 戶，占27.4%，樣本數據分布較為均勻。839位受訪者中，以男性居多，占93.6%，年齡主要集中在50 歲以上，占89.2%，受訪者文化水平普遍偏低，小學和初中文化水平的分別占31.6%和40.3%，調查農戶的人均農業純收入水平較低，多數集中在1 000 元以下，占75.3%?？梢?，多數受訪者基本都是農戶家庭的主要農業勞動力，都能理解調查問卷內容，調查所得數據可信度較高。

2.2 變量選取

（1）因變量：節水灌溉技術采納行為，所謂節水灌溉技術指以最低限度的用水量獲得最大的產量或收益，也就是最大限度地提高單位灌溉水量的農作物產量和產值的灌溉措施。主要措施有：滴灌、微噴灌、渠道滲灌和覆膜灌等。農戶節水灌溉技術采納行為屬于二元離散模型，采納賦值為1，未采納賦值為0。

（2）自變量：是否加入農業產業組織，在實地調研中，調研人員通過詢問農戶“您家是否參與產業組織？”問題來獲得農戶產業組織信息，若參與，賦值為1，未參與，賦值為0。

（3）中介變量：土地規?；?，為檢驗加入農業產業組織是否會通過促進土地規?；瘉碛绊戅r戶采用節水灌溉技術。本文借鑒鄭適[31]等計算土地規模門檻的方法，在剔除農業產業組織的影響，以耕地面積為橫軸，分別畫出采納節水灌溉農戶群體和未采納節水灌溉農戶群體的密度分布圖來估算節水灌溉技術的規模門檻，耕地面積超過門檻值則表示土地規?；?，賦值為1，低于門檻值，表示未規?；?，賦值為0。

（4）控制變量：為避免其他可能影響農業產業組織加入對節水灌溉技術采納行為的因素對檢驗結果造成干擾，本文借鑒已有文獻，選取耕地面積、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、風險偏好、機械化程度、從事農業年數、農業投入、農業收入、農業勞動力、勞動時長、是否曾遭遇干旱、您未來愿意采用應對干旱的措施、雇人灌溉、灌溉費用、政府推廣服務和農業灌溉用水便利程度作為控制變量[31]，以驗證結果的穩健性。具體的變量統計特征如表1所示。

表1 基本變量統計特征（N=839）Tab.1 Statistical characteristics of basic variables (N=839)

3 計量模型與分析結果

3.1 模型設定

被解釋變量節水灌溉技術采納行為是二值變量，傳統研究方式在這種情況下多采用非線性模型進行回歸，其中Probit和Logit 模型最為典型，本文選用logit 模型進行估計，故設定基準模型如下：

式中：Yi表示農戶i的節水灌溉技術采用行為，Xi表示農戶i農業產業組織的加入情況，Wij表示農戶i的第j個控制變量，包括耕地面積、戶主性別、戶主年齡、戶主受教育程度、風險偏好、機械化程度、從事農業年數、農業投入、農業收入、農業勞動力、勞動時長、是否曾遭遇干旱、您未來愿意采用應對干旱的措施、是否雇人灌溉、灌溉費用、政府推廣服務和農業灌溉用水便利程度；β0為常數，βi、γij為待估參數，用以判斷核心自變量，控制變量對節水灌溉技術采納行為影響的顯著程度及方向，εi為隨機擾動項。

為深入研究農業產業組織如何影響農戶的節水灌溉技術采用行為，采用中介效應模型進行機制分析。由于因變量為二分類變量，而常用的Bootstrap 方法通常適用于中介變量、因變量均為連續型變量的中介檢驗。對此，參考Iacobucci[32]改進的中介變量或因變量為類別變量的中介效應檢驗方法，并借鑒李容容等[33]，分析農業產業組織能否通過土地規?；窂酱龠M農戶采納節水灌溉技術。該方法不僅適用于中介變量、因變量為類別變量的中介效應檢驗，對中介變量、因變量為連續型變量的中介效應檢驗同樣適用[34]。具體檢驗過程如下：

按照逐步回歸法的思路建立2個回歸方程：

上述模型中，Mi為中介變量，表示農戶i土地是否規?；?；δ0、φ0為常數項，α、δ2、φ1、γ、φ3為待估系數，εi2、εi3為隨機擾動項，其他變量與模型（1）一致。在方程估計過程中，根據因變量（Yi、Mi）的類型，選擇OLS 回歸或Logit 回歸。但這兩類回歸得到的估計系數不在同一尺度上，不具有可比性。為統一尺度，需要依據中介效應檢驗用到的兩個系數α和γ及其標準誤Sα、Sγ依次構造如下統計量：

式中：統計量Z服從標準正態分布，若Z的絕對值在1.96～2.58 之間，說明中介效應在5%的水平上顯著；若Z的絕對值大于2.58，則說明中介效應在1%的水平上顯著。

3.2 加入農業產業組織對農戶采用節水灌溉技術影響的實證分析

首先進行多重共線性檢驗，經檢驗，所有變量的VIF值均小于2.5，由此認定多重共線性并不嚴重。利用Stata16.0 進行擬合估計，基于式（1）的基準回歸如表2 所示，由于二元logit模型的估計系數僅能反映作用顯著性及其方向，本文進一步計算了其平均邊際效應（AME）。由表2 可知，加入農業產業組織對農戶采納節水灌溉技術有顯著的正向影響，其他顯著的因素有戶主性別、是否雇人灌溉和政府推廣服務。

首先，加入農業產業組織對農戶采納節水灌溉技術有顯著正向影響。相對沒有加入農業產業組織的農戶，加入農業產業組織的農戶采納節水灌溉技術的概率提升了18%。農業產業組織在我國農業發展發揮的作用越來越大，其通過集中農戶資金，以較低的價格購買，安裝節水灌溉技術，并安排專業人員向農戶提供節水灌溉技術采用的專業培訓。因此，加入農業產業組織促進農戶采用節水灌溉技術的假設1得到證實。究其原因，主要是因為我國農民收入較低，抗風險能力弱，節水灌溉技術的采納需要投入相應的基礎設施，對于單個農戶而言是筆不小的支出，并且容易出現“搭便車”的現象。因此加入農業產業組織無疑有助于農戶降低投資成本，增加抵抗風險的能力，進而促進節水灌溉技術采納。

其次，雇人灌溉對節水灌溉技術采用也有顯著正向影響。雇人灌溉的農戶采納節水灌溉技術的概率提升了8.3%，這可能是因為農戶雇人灌溉的次數與時間越長，花費在土地上的成本就越高，采納節水灌溉技術正好可以減少土地灌溉的成本，促進農戶采納節水灌溉技術。

最后，接受政府推廣服務對節水灌溉技術采用同樣有顯著正向影響。接受政府推廣服務的農戶采納節水灌溉技術的概率提升了15.4%，這反映了經過政府對農業技術的不斷推廣，農戶對農業技術的觀念逐步改善，了解到采納節水灌溉技術對節水、降低成本、省時省力的優勢，促進農戶采納新技術。

3.3 LPM模型穩健性檢驗

為驗證擬合結果穩健性，采用LPM 模型檢驗加入農業產業組織對農戶節水灌溉技術采納行為的影響[6]。結果顯示(表2)，加入農業產業組織系數及符號與基準回歸基本一致，表明加入農業產業組織對農戶節水灌溉技術采納行為確有顯著正向影響，假說1成立。

3.4 PSM穩健性檢驗

農戶加入農業產業組織過程中，通常在農業產業組織覆蓋范圍內，對農業產業組織了解較多的農戶優先加入農業產業組織，這意味著不同地區農戶加入農業產業組織的先后順序并不具備隨機性。因此，樣本選擇可能存在偏差。為消除可能的選擇性偏誤，本文進一步采用傾向得分匹配法（PSM）進行穩健性檢驗[35]。為保障傾向得分匹配結果的可靠性，首先對整體樣本進行匹配質量檢驗，并在處理過程中分別采用近鄰匹配法(K值設定為4)、馬氏距離匹配法和核匹配法進行比照。表3 為PSM 穩健性檢驗結果，由表3 可知，PSM 方法有效降低了選擇性偏誤。通過匹配質量檢驗后，本文進一步通過近鄰匹配法、馬氏距離匹配法以及核匹配法計算了平均處理效應，得到的平均處理效應分別為18.7%、24.3%和22.8%，進一步證實了加入農業產業組織對農戶節水灌溉型技術采納行為有顯著促進效應。

表3 PSM穩健性檢驗Tab.3 PSM robustness test

3.5 工具變量穩健性檢驗

除了選擇性偏誤問題，還可能存在反向因果引發的內生性。節水灌溉技術采納可能對加入農業產業組織有反向影響，即節水灌溉技術采納效果較好、技術推廣率較高地區的農戶更易加入產業組織，雖然這一點概率不高。此外，還可能存在遺漏變量和測量誤差，導致估計偏誤。為此，本文嘗試構建工具變量模型以解決反向因果、遺漏變量帶來的潛在內生性問題。借鑒林文聲等[36]，引入“縣域內除該農戶之外其他農戶加入農業產業組織的比例（%）”作為工具變量進行穩健性檢驗。一方面，該工具變量反映了縣域內產業組織加入狀況，與樣本農戶的產業組織加入狀況息息相關，滿足工具變量與解釋變量的相關性要求；另一方面，縣域內其他農戶加入農業產業組織的比例不會直接影響該農戶的節水灌溉技術采納行為，滿足外生性要求。工具變量估計結果顯示（表4），瓦爾德檢驗值在1%統計水平上顯著，說明回歸模型存在內生性問題，采用工具變量法是有效的。接著進行弱工具變量檢驗。第一階段結果顯示，加入農業產業組織在1%水平上顯著為正，且第一階段的F值超過10，說明不存在弱工具變量問題。從第二階段回歸結果來看，使用工具變量模型后，加入產業組織依然顯著正向作用于農戶節水灌溉技術采納行為，假說1再次得到驗證。

表4 工具變量穩健性檢驗Tab.4 Robustness test of instrumental variables

3.6 加入農業產業組織對農戶采用節水灌溉技術影響的異質性

農戶作為獨立經營的主體，在采用農業技術上可能受多種因素的影響，例如外部因素、農戶特征分化，家庭因素等，從而產生異質性。從已有文獻看[7,37]，農戶個體特征與家庭特征的差異會導致農戶投資決策的差異。為此本文擬從戶主代際差異與家庭經營狀況差異兩個維度展開分析，以更清晰地刻畫不同情境下加入農業產業組織帶來的異質性效應。

（1）不同代際農戶：隨著我國農業技術不斷進步，年輕代農戶與老一代農戶對技術的認知與采納有不同的考慮。為識別加入農業產業組織對不同代際農戶節水灌溉技術采納行為是否存在差異化影響，本文結合實地調研數據并借鑒已有文獻[38]，以“戶主年齡50 歲”為界線，將樣本農戶分為年輕代與老一代。結果如表5所示，加入農業產業組織對年輕代與老一代農戶的節水灌溉技術采納行為都存在顯著正向影響，通過結果對比證實，對老一代農戶的作用要高于年輕代。這表明加入農業產業組織對老一代采納節水灌溉技術行為的激勵更大?？赡艿脑蚴抢弦淮蠖嘁赞r業收入為主要收入來源，對土地期望值更高，農業投資重視程度高，在農業產業組織的指導與幫助下，更容易采取新技術。而年輕代大多以外出務工為主，對農業投資重視程度低。

（2）不同經營狀況農戶：在農戶收入水平較低的情況下，農戶具有較強的經營風險規避傾向，一般情況下無力或不愿意采納新技術[39]。為檢驗不同經營狀況農戶加入農業產業組織對節水灌溉技術采納行為是否存在異質性影響，本文以農戶家庭經營中機械化程度為基準，把機械化程度非常不好、不好與一般劃分為經營狀況較差的農戶，機械化比較好與非常好劃分為經營狀況較好的農戶，據此展開異質性分析。結果顯示，加入農業產業組織對經營狀況較差的農戶采納節水灌溉技術具有明顯的促進作用，而對經營狀況較好的農戶效果不明顯。這與預期相符，經營狀況較差的農戶受到經營狀況較好農戶的影響與示范，充分體會到機械化帶來的便利，再加上農業產業組織提供的低價、技術指導等便利條件，更可能采取節水灌溉技術；而經營狀況較好的農戶很多可能已經實現的節水灌溉或其他替代技術，所以激勵效果不明顯。

4 影響機制

4.1 節水灌溉技術的規模門檻

本文剔除農業產業組織的影響，以耕地面積為橫軸，分別畫出采納節水灌溉農戶群體和未采納節水灌溉農戶群體的密度分布圖來估算節水灌溉技術的規模門檻，結果如圖1 所示，圖1為控制住是否為農業產業組織成員這個變量后，在非農業產業組織成員的農戶中采納與不采納群體的土地規模在0～4.667 hm2之間的分布，從圖1 中可以看出，在0.8 hm2之前，不采納節水灌溉技術的人多于采納的，但是從0.8 hm2之后，采納節水灌溉技術的農戶的數量多于不采納的農戶數量。由此估計，0.8 hm2土地規模在受調查的農戶中成為一個是否采納節水灌溉技術的潛在規模門檻。

圖1 采納與不采納農戶的土地規模分布Fig.1 Land size distribution of adopting and non-adopting farmers

相較于鄭適[31]等估算的植保無人機技術噴灑農藥的最低土地經營規模的門檻值，本文的0.8 hm2低于其結果。這是多方面原因所導致的。第一，前者估計的是從人工噴灑農藥過渡到植保無人機噴灑農藥的最低門檻值，而后者為從傳統灌溉方式到節水灌溉技術的最低規模值；第二，前者反映的是農戶的潛在采納意愿，不等同于真實采納情況，而本文采用的調查數據為農戶節水灌溉技術真實的采用情況，通過農戶實際采納的數據，更精確的估算采納門檻。

4.2 影響機制檢驗

第四部分的回歸較為全面的揭示了加入農業產業組織對節水灌溉技術采納的作用，但是沒有回答加入農業產業組織如何影響節水灌溉技術采納的問題。這一部分嘗試對本文在第二部分提出的加入產業組織促進土地規?；?，進而更有效的促進農戶采納節水灌溉技術的內在傳導路徑進行實證檢驗。結果可知，加入農業產業組織很好的促進了土地規?；ㄏ禂禐?.813 且通過了1%的統計顯著性檢驗）。將加入農業產業組織與土地規?；瑫r納入回歸方程，二者均對節水灌溉技術采納有顯著的正向影響。進一步，由加入農業產業組織的估計系數及標準誤和土地規?；墓烙嬒禂岛蜆藴收`，按照改進的中介效應檢驗方法[公式（4）]進行檢驗，Z值為2.078（見表6），在1.96～2.58 之間，因此土地規?；闹薪樾?%的水平上顯著。這表明土地規?；@一中介效應存在且顯著。即“加入產業組織——土地規?；澦喔燃夹g采納”的影響路徑成立，假說2得以驗證。通過計算，發現中介效應占總效應比重達到66.48%，中介效應在總效應中占較大比重，說明農戶加入農業產業組織會促進其土地規?；?，進而激勵農戶更多的采納節水灌溉技術。

表6 作用機制檢驗Tab.6 Mechanism test

5 結論與建議

本文基于陜西、甘肅、寧夏三?。▍^）839 份微觀數據，考察了加入農業產業組織對農戶節水灌溉技術采納的影響，并檢驗其作用條件與影響機制。得出如下結論：首先，加入農業產業組織對農戶采納節水灌溉技術起著至關重要的作用，相對于未加入農業產業組織的農戶，加入農業產業組織農戶采納節水灌溉技術的概率提升了18%。進一步采用LPM 模型和傾向性得分匹配法（PSM）驗證結論的可靠性。其次，陜西、甘肅、寧夏三?。▍^）農戶采納節水灌溉技術的規模門檻值約為0.8 hm2。再次，為深入探究加入農業產業組織影響農戶節水灌溉技術采納行為的內在傳導機制，本文引入土地規?；鳛橹薪樽兞?，中介效應模型顯示上述傳導機制成立，說明加入農業產業組織會促進農戶土地規?；M而促使其采納節水灌溉型技術。最后，本文從代際差異、家庭經營狀況差異兩個層面，對農戶節水灌溉技術采納行為進行異質性分析，研究發現，加入農業產業組織能夠更好地促進老一代種植戶、家庭經營狀況較差農戶采納節水灌溉技術。

基于上述結論，本文的政策啟示：首先，鑒于農業產業組織在節水灌溉技術采用中發揮的正向作用，國家需繼續支持農業產業組織發展，為其提供政策支持并做好監督，發揮好其在技術推廣中的重要作用。其次，國家持續推動土地制度和配套政策改革，加快推進土地流轉，加快土地規?；M程，促進農業新技術采納。再次，政府繼續開展農技推廣服務并進行創新，將線上線下服務模式相結合，借助網絡技術和平臺解讀農業政策、宣傳農技知識和開展技術培訓，引導農戶參與其中，同時加大補貼力度，促進節水灌溉技術的采納，通過政府培訓使農民認識到節水灌溉技術的好處，并培育新型農民，多方共同努力，早日實現農業現代化。最后，充分發揮農業產業組織在農戶節水灌溉技術采納中的示范帶動作用，讓農戶切實體會到農業產業組織和節水灌溉技術的好處，吸引更多農戶參與到產業組織中，為農戶提供信息共享服務、技術指導與培訓、更廣的銷售渠道、優惠高質量的農資供應等服務。