外出务工经历对农户稻虾共养技术采纳规模的影响研究
——基于生计资本的中介效应

齐振宏，汪熙琮，2，3，何坪华

（1.华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉 430070；2.湖北农村发展研究中心，湖北 武汉 430070；3.华中农业大学“双水双绿”研究院，湖北 武汉 430070）

一、引言与文献综述

中国农业实现快速发展的同时，农村生态环境安全、农产品质量安全与农业经济发展之间的矛盾日益突出，如何在保障农民持续稳定增收的同时，改善农村生态环境、提升农产品质量，是政府和学界共同关注的现实问题。为此，政府及相关部门大力推行生态农业技术，与普通农业技术相比，生态农业技术具有保护耕地、节约农业生产要素投入和减少农业面源污染等特点［1］。稻虾共养技术是一种典型的生态农业技术，通过在稻田开挖环形养殖沟，沟田相通以实现水稻种植和小龙虾养殖有机结合［2］。具体来看，第一，稻虾共养技术将小龙虾引入稻田生态系统，稻田微生物为小龙虾提供饵料，小龙虾排泄物为水稻提供有机肥，形成优势互补的生物链，使生态环境得到改善［3］。第二，小龙虾是一种杂食性甲虫类动物，以稻田中的杂草和害虫为食，可以有效减除稻田杂草、害虫，从而减少农药的施用，提高水稻质量［4］。第三，相比水稻单作，稻虾共养技术可以实现“种1季稻，养2季虾”，每公顷产小龙虾可达1 500～2 250 kg，且能使水稻增产4.63%～14.01%［5］，提高耕地利用率兼具稳产增收之效。由此可见，稻虾共养技术符合生态农业技术节本、增效、提质等基本特点［6］。

农户作为生态农业技术的实践者，对生态农业技术的采纳行为无疑会影响该技术的推广效率。当前，学界对于农户生态农业技术采纳行为影响因素的探讨主要包括以下几个方面：第一，技术属性。有学者认为，技术自身的属性能够解释技术采纳率的49%～87%，因此分析技术属性对生态农业技术采纳的影响是不可缺少的［7］。第二，外部环境约束。例如市场环境［8］、政府激励与约束政策［9］、邻里观察学习和交流［10］等均在一定程度上影响农户生态农业技术的采纳行为。第三，农户个体及家庭特征。例如农户的技术效益和生态认知［11-12］、社会网络［13］、农户家庭禀赋［14］、非农就业［15］等因素对农户生态农业技术的采纳产生重要影响，其中，外出务工是非农就业的一个重要表现形式，逐渐成为学者研究农户生态农业技术采纳行为的新切入点。

随着外出务工门槛的降低和非农就业机会的增加，农村人口外出务工现象日益普遍，与此同时，也伴随着大量外出务工人口回流的现象。在农户外出务工返乡后，家庭内部的各资源配置的变化以及家庭收入结构变化必然会对农户的农业生产产生影响［16-17］。因此，探讨外出务工经历对农户生态农业技术采纳决策的影响具有重要的现实意义和学术价值。现有关于农户外出务工经历对生态农业技术采纳行为的影响仍存广泛争议，学界有两种不同的观点：第一，外出务工经历能促进农户的生态农业技术采纳行为。张复红等［18］以户主是否曾外出打工来衡量外出务工经历，研究发现，与没有外出务工经历的农户相比，有外出务工经历的农户对技术认知程度越高，技术采纳可能性越大。第二，外出务工经历能抑制农户的生态农业技术采纳行为。邹杰玲等［19］以家庭的农业经营决策者中是否有人在本乡镇地域外的地方务工来衡量外出务工情况，研究表明劳动力外出务工会降低技术采纳概率；刘战平等［20］研究也认为，外出务工对农户技术采纳有负向影响，并认为这是由于外出务工的农户背离农业生产，缺少对技术更多的关注与学习所导致。

关于外出务工经历对农户生态农业技术采纳行为的影响，已有文献的研究结论尚未达成一致，可能的原因有以下两点：一是外出务工经历对农户生态农业技术采纳行为不仅包括直接影响，还包括间接影响，受外出务工经历影响的生计资本，可能会导致农户在生态农业技术采纳行为上的差异。因此，厘清外出务工经历对农户生态农业技术采纳行为的影响路径与作用机理，可能是解析外出务工经历与农户生态农业技术采纳行为关系的途径。二是农业生产并非个人决策，以户主或农业经营决策者等单个个体作为研究对象，不足以反映家庭的外出务工情况。鉴于此，本文将农户外出务工经历、生计资本纳入同一分析框架，探索性地分析外出务工经历对其生态农业技术采纳规模的影响机制，且进一步探讨其他家庭成员外出务工经历及家庭成员外出务工比例对采纳规模的影响，以期为推广生态农业技术提供一种新的解释视角。

二、理论分析与研究假说

（一）外出务工经历对农户稻虾共养技术采纳规模的直接影响

外出务工经历对农户生态农业技术采纳决策的影响可能是直接影响和间接影响的综合结果。在逆城市化这一背景下，曾外出务工的农户选择返乡从事农业生产已成为一种理性的职业选择，再农化农户以农业为职业，具备一定的专业技术，并将农业生产作为其主要家庭收入来源［21］。因此，相较于长期务农的农户，拥有外出务工经历的农户对生态农业技术投入积极性会更高。基于此，提出第一个研究假说：

H1：外出务工经历会显著正向影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。

（二）外出务工经历对农户稻虾共养技术采纳规模的间接影响

农户在外出务工期间积累了一定的生计资本，在返乡务农后，生计资本的变化会对农户的农业生产决策产生影响。因此，外出务工经历可能会通过影响生计资本间接影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。

第一，外出务工经历可以通过增加人力资本来影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。外出务工的农民工是比较特殊的劳动力群体，由于受教育水平的限制，主要通过“干中学”来实现人力资本的积累［22］。因此，农户在外出务工期间，以“干中学”的方式实现劳动技能与知识水平的提升。在返乡后，积累的人力资本仍可继续发挥作用。稻虾共养技术的采纳，需要农户人工精细化管理，对种植和养殖技术的掌握有较高的要求，而农户在外出务工期间获得的能力与经验，有助于农户更快地吸收、消化和运用稻虾共养技术，对技术的掌握程度越高可增强农户更大规模采纳技术的信心与勇气。因此，人力资本的提升会正向影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。基于此，提出第二个研究假说：

H2：外出务工经历会通过促进人力资本的积累提高农户的稻虾共养技术采纳规模。

第二，外出务工经历可以通过丰富社会资本来影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。外出务工可以扩大农户交往的社会半径，突破固有的地缘和血缘的社会关系网络，构建全新的业缘、趣缘、友缘等关系网络，广泛的关系网络对农户获取技术信息和资源都将起到至关重要的作用［23］。农户在稻虾共养技术采纳过程中，为了获得经济报酬最大化，会尽可能将外出务工期间获得的社会网络关系应用于农业生产［24］。一方面，以业缘、趣缘为主的关系网络，有助于拓宽资金来源渠道［25］，提升民间借贷水平，缓解农户的资金压力；另一方面，农户从获取技术到最终售卖小龙虾和水稻，需要获取技术信息和客户资源，丰富的社会资本有利于扩大农户在稻虾共养技术采纳过程中所需的信息和资源来源渠道。基于此，提出第三个研究假说：

H3：外出务工经历会通过促进社会资本的积累提高农户的稻虾共养技术采纳规模。

第三，外出务工经历可以通过积累经济资本来影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。外出务工收入是农村家庭收入和财富积累的主要来源之一［26］，与传统的务农相比，外出务工收入是传统务农收入的10余倍［27］，由此形成经济资本的积累；同时，外出务工通过提升收入来源的多样性，从而增加获得正规信贷的可能性。一方面，稻虾共养技术的采纳需要投入一定的财力，而外出务工期间积累的经济资本为农户对稻虾共养技术的投入奠定了基础。另一方面，当农户面临资金不足导致的流动性约束问题时［28］，信贷是解决这一难题的重要途径之一，农户的信贷状况越好，面临的流动性约束越小。因此，丰富的经济资本会正向影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。基于此，提出第四个研究假说：

H4：外出务工经历会通过促进经济资本的积累提高农户的稻虾共养技术采纳规模。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）数据来源

本文数据来自课题组成员于2019年7月对长江中下游地区安徽省、湖南省、湖北省采纳稻虾共养技术的农户展开的问卷调查。调研区域的选择主要考虑以下两方面因素：一是安徽、湖南、湖北三省为我国小龙虾养殖大省，水源和土壤条件优越，适合发展稻田综合种养技术；二是，被调查省份是我国劳动力输出大省和农业生产大省。因此，选取长江中下游地区的这三省作为研究区域具有代表意义。调研主要围绕农户个人特征、家庭特征、生计资本、农户生产经营情况等问题展开。调研方案采用多阶段抽样方法：第一阶段，综合考虑地理相对位置、经济发展水平等因素，采用典型抽样方法，抽取湖北省潜江市、赤壁市和浠水县，安徽省长丰县、霍邱县和全椒县，湖南省安乡县、南县和临湘市共9个县作为样本县；第二阶段，在综合考虑各样本县土地规模、人口、经济等因素，采用典型抽样法，在每个县抽取3个镇，每个镇抽取3个村；第三阶段，采取随机抽样方法，每个样本村抽取8～10个稻虾共养户。最终，本次调研共发放问卷700份，剔除部分内容缺失、信息失实、前后矛盾的问卷后，共获得有效问卷688份，问卷有效率为98.29%，其中安徽省239份、湖南省208份、湖北省241份。

（二）变量选取与描述性统计

1.因变量 本文的因变量为农户对稻虾共养技术的采纳规模。参照已有研究［29］，选取2019年农户实际采纳稻虾共养技术的面积（对数）作为对采纳规模的度量。2019年农户稻虾共养技术的平均采纳规模约为2.23 hm2。

2.自变量 本文的自变量为外出务工经历，从户主外出务工经历、其他家庭成员外出务工经历以及家庭成员外出务工比例进行考察。采用二分类变量对户主外出务工经历和其他家庭成员外出务工经历进行测量，将X=1定义为有外出务工经历，将X=0定义为无外出务工经历；采用家庭成员中有外出务工经历的人数占家庭总劳动力人数之比对家庭成员外出务工比进行度量。32%的户主有外出务工经历；21%的家庭中有除户主外其他成员有外出务工经历；有外出务工经历的人数占家庭总劳动力人数的19.4%。

3.中介变量 本文的中介变量为生计资本，参照已有研究［30-31］，将农户生计资本划分为人力资本、社会资本、经济资本3个维度，并选取9个指标进行度量。具体指标选择如下：①采用劳动力人数、健康状况、技术门槛来表征人力资本；②采用人情往来开支、邻居技术帮助、是否合作社成员来表示社会资本；③采用家庭实际收入、家庭收入结构、借贷便利度来表征经济资本。

借鉴相关研究［32］，利用熵值法①限于篇幅，本文未将熵值法具体运算公式列入文中，如有需要，可自行联系笔者。客观地对上述指标赋予权重，再通过加权平均法确定农户各维度生计资本的综合值，从而反映农户各类资本的拥有水平。从农户生计资本各分维水平来看，农户所拥有的人力资本、社会资本和经济资本的均值分别为0.348、0.220、0.487，其中社会资本的标准差较大，为0.337，说明农户之间拥有的社会资本差距较大。

4.控制变量 农户对稻虾共养技术的采纳规模除了受农户外出务工经历、生计资本的影响外，还受到农户家庭人口特征、地域特征等其他因素的影响。借鉴相关研究［23，33-35］，引入5类控制变量：一是家庭人口特征，包括家庭劳动力平均年龄、平均受教育年限、家庭抚养比；二是耕地特征，包括土壤质量和耕地块数；三是农户认知，包括经济效益、收入波动、政府宣传和政策支持认知；四是村庄特征，包括是否是稻虾共养示范村、补贴金额和机耕路通车比例；五是区域特征，本文对农户的地理区位设置虚拟变量进行控制。

变量类别因变量自变量变量名称采纳规模户主外出务工经历其他家庭成员外出务工经历家庭成员外出务工比例劳动力人数均值0.802 0.320 0.210 0.194 3.200标准差1.209 0.466 0.406 0.310 1.120健康状况4.160 0.816人力资本技术门槛2.670 0.910人力资本综合值人情往来开支0.348 1.489 0.131 1.660中介变量邻居技术帮助3.740 0.829社会资本合作社成员社会资本综合值家庭收入家庭收入结构0.240 0.220 18.865 0.657 0.429 0.337 44.962 0.308经济资本借贷便利度2.690 1.065经济资本综合值平均年龄平均受教育年限家庭抚养比非农劳动力返乡务农打算土壤质量耕地块数0.487 44.387 8.400 0.465 0.040 3.870 3.460 0.193 8.134 2.900 0.490 0.231 0.690 5.406经济效益3.710 0.887控制变量收入波动3.800 0.799政府宣传3.770 0.829政策支持3.200 0.979稻虾共养示范村补贴金额机耕路通车比例区域特征：安徽区域特征：湖南定义与赋值2019年农户稻虾共养技术采纳面积（取对数）/hm2户主是否有外出务工经历？否=0；是=1除户主外其他家庭成员是否有外出务工经历？否=0；是=1家庭成员有外出务工经历的人数/家庭劳动力总人数农户家中劳动力数量/人非常不健康=1；比较不健康=2；一般=3；比较健康=4；非常健康=5您认为采纳稻虾共养技术容易吗？非常难=1；比较难=2；一般=3；比较容易=4；非常容易=5运用熵值法计算综合值2018年家庭用于人情往来的开支/万元遇到技术难题时能从周围稻虾户获取有效帮助：非常不同意=1；比较不同意=2；一般=3；比较同意=4；非常同意=5否=0；是=1运用熵值法计算综合值2018年家庭总收入/万元2018年农业收入/总收入非常不便利=1；不太便利=2；一般=3；比较便利=4；非常便利=5运用熵值法计算综合值家庭劳动力平均年龄/岁家庭劳动力平均受教育年限/年非劳动人口/劳动力人口非农劳动力以后是否有返乡务农的打算？否=0；是=1非常差=1；比较差=2；一般=3；比较好=4；非常好=5田块数量/块稻虾共养技术经济效益好：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比较同意=4；非常同意=5稻虾共养技术每年收入波动不大：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比较同意=4；非常同意=5政府对生态绿色农业宣传范围广频次高：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比较同意=4；非常同意=5政府对生态绿色农业政策支持很大：非常不同意=1；不太同意=2；一般=3；比较同意=4；非常同意=5是否为稻虾共养示范村？否=0；是=1稻虾共养综合补贴/（元·hm-2）村中机耕路有效通车比例/%安徽=1；其他=0湖南=1；其他=0 0.190 415.127 93.220 0.350 0.300 0.391 668.598 14.582 0.476 0.460

各变量具体定义与赋值如表1所示。

由于本文重点关注的是外出务工经历对农户稻虾共养技术采纳规模的影响，因此根据家庭成员中是否有外出务工经历将所有样本分组。从表2分组的描述性统计可以看出，返乡农民工和无外出务工经历的农村居民相比，采纳规模更大，社会资本和经济资本更丰富，但人力资本更匮乏。另外，是否有过外出务工经历的农户在年龄、家庭抚养比、耕地块数、补贴金额上具有较大差异。具体来说，有过外出务工经历的农户更趋于年轻化，家庭抚养比较高，经营的耕地块数更少，获得的补贴金额更高。

变量名称有外出务工经历无外出务工经历采纳规模人力资本社会资本经济资本平均年龄平均受教育年限家庭抚养比非农劳动力返乡务农打算土壤质量耕地块数经济效益收入波动政府宣传政策支持稻虾共养示范村补贴金额机耕路通车比例区域特征：安徽区域特征：湖南均值1.098 0.325 0.287 0.504 43.083 8.786 0.529 0.060 3.860 2.980 3.650 3.780 3.810 3.170 0.140 488.538 93.790 0.460 0.270标准差1.350 0.128 0.367 0.192 7.286 2.378 0.545 0.278 0.754 3.129 0.876 0.839 0.830 1.053 0.345 702.909 13.811 0.499 0.445均值0.649 0.360 0.186 0.477 45.059 8.201 0.432 0.030 3.870 3.710 3.740 3.810 3.760 3.220 0.210 377.289 92.930 0.290 0.320标准差1.101 0.132 0.315 0.193 8.468 3.119 0.456 0.202 0.655 6.254 0.892 0.778 0.830 0.939 0.411 647.755 14.971 0.455 0.467

（三）模型构建

1.OLS模型 考虑到因变量“采纳规模（取对数）”是连续型数值变量，故采用OLS模型进行计量估计［36］。其表达式为：

式（1）中，Y是农户对稻虾共养技术的采纳规模，为减少异方差，将其取对数处理；X表示农户的外出务工经历；Z为其他控制变量；α为截距项；β和θ为待估系数；ε为随机扰动项。

2.中介效应逐步回归法 基于前文的分析，农户的外出务工经历通过影响农户的生计资本（包括人力资本、社会资本和经济资本）的传导机制，进而影响农户对稻虾共养技术的采纳规模，借鉴中介效应检验逐步回归方法［37］，构建的模型如式（3）～式（5）所示，且均采用OLS模型进行参数估计。

式（3）～式（5）中，Yi代表农户稻虾共养技术采纳规模（取对数），Xt代表外出务工经历，Interi为中介变量，表示农户的生计资本，controli为一系列可观察的控制变量。β0代表常数项，ε1、ε2、ε3代表随机扰动项，α代表控制变量对农户稻虾共养技术采纳规模的影响效应，γ代表中介变量对农户稻虾共养技术采纳规模的影响系数，β1、β″1表示外出务工经历对农户稻虾共养技术采纳规模的影响系数，β'1表示外出务工经历对中介变量的影响系数。

四、结果与分析

在进行实证分析之前，首先对所有的自变量进行多重共线性检验，结果显示所有解释变量的方差膨胀因子（VIF）均小于10，表明不存在多重共线性问题。

（一）外出务工经历对农户采纳规模的影响分析

表4中模型（1）～模型（3）分别分析户主外出务工经历、其他家庭成员外出务工经历和家庭外出务工人数比例对农户稻虾共养技术采纳规模的影响。由回归结果可知：第一，户主外出务工经历、其他家庭成员外出务工经历以及家庭成员外出务工比例对农户稻虾共养技术采纳规模均产生显著正向影响，且均在5%的显著性水平上显著，H1得到证实。主要原因体现在两方面：一方面，稻虾共养技术的采纳对农户技术运用以及综合管理能力要求较高，外出务工经历有利于个人学习能力及对技术接受能力的提升，且在城市务工过程中，接受的非农技术培训也有利于农户在返乡后对学习农业生产技术，学习能力以及技术接受能力越高，越有可能对稻虾共养技术有更大规模的采纳。因此，无论是户主还是其他家庭成员外出务工经历均会对稻虾共养技术采纳规模有显著正向影响。另一方面，稻虾共养技术的采纳对各方面资本投入的要求较高，外出务工经历有助于家庭资本的积累，且当有外出务工经历的家庭成员比例越高时，家庭各方面资本积累的速度更快、渠道更多，而家庭资本越丰富的农户采纳更大规模的稻虾共养技术的可能性更大。因此，家庭成员外出务工比例显著正向影响农户对稻虾共养技术的采纳规模。

变量名称户主外出务工经历其他家庭成员外出务工经历家庭外出务工人数比例平均年龄平均受教育年限家庭抚养比非农劳动力返乡务农打算土壤质量耕地块数经济效益收入波动政府宣传政策支持稻虾共养示范村补贴金额机耕路通车比例区域特征：安徽区域特征：湖南常数项Prob>F模型（1）0.207**（0.087）模型（2）模型（3）0.197**（0.099）0.289**（0.132）-0.018**（0.005）0.072***（0.014）0.064（0.083）-0.166（0.169）0.029（0.059）0.012（0.007）0.134**（0.047）0.091*（0.050）0.038（0.052）0.101**（0.043）-0.012（0.104）0.001***（0.000）0.014***（0.003）0.357**（0.163）0.162（0.106）-1.653**（0.500）0.000 0.312 0.295 R2 Adj R2-0.018**（0.087）0.071***（0.014）0.078（0.082）-0.183（0.169）0.030（0.059）0.012*（0.007）0.135**（0.047）0.093*（0.050）0.035（0.052）0.099**（0.043）-0.001（0.104）0.001***（0.000）0.015***（0.003）0.354**（0.163）0.167（0.106）-1.734**（0.501）0.000 0.313 0.296-0.017**（0.005）0.072***（0.014）0.089（0.082）-0.165（0.169）0.029（0.059）0.012（0.007）0.136**（0.047）0.094*（0.050）0.039（0.052）0.107**（0.043）-0.019（0.104）0.001***（0.000）0.014***（0.003）0.367**（0.163）0.159（0.106）-1.671**（0.500）0.000 0.311 0.294

第二，在控制变量中，家庭成员平均受教育年限对采纳规模产生正向影响，受教育年限越长，信息获取能力、技术学习能力等能力更强，从而更有能力采纳更大规模的稻虾共养技术；经济效益、收入波动、补贴金额、政策支持均有正向影响，表明经济效益越好，收入波动越小，政府补贴金额越多，农户对稻虾共养技术采纳的积极性越高，更倾向于采纳更大规模；机耕路通车比例显著正向影响采纳规模，这从侧面表明，完善机耕路等地块基础设施有利于提升农户的采纳积极性；家庭成员平均年龄显著负向影响农户采纳规模，农业生产活动需要消耗大量体力，年龄越大的劳动力体力状况越差，无法满足采纳更大规模的需求。因此，家庭成员平均年龄越大，对稻虾共养技术的采纳规模越小；在地区虚拟变量中，安徽地区相较于其他两个地区采纳规模更大。

（二）家庭成员外出务工比例对农户采纳规模影响的进一步讨论

为了进一步探讨家庭成员外出务工比例达到多大时，农户的采纳规模达到最大，模型（4）加入了家庭成员外出务工比例的平方项，利用OLS模型进行估计，回归结果如表4所示。家庭成员外出务工比例的估计系数为0.974，且在5%的显著性水平上显著；家庭成员外出务工比例二次项的估计系数为-0.824，且在10%的显著性水平显著。回归结果出现“一次项系数为正，二次项系数为负”的现象，说明家庭成员外出务工比例与稻虾共养技术采纳规模之间存在倒“U”型关系，且家庭成员外出务工比例为58.165%①根据公式x=-b/2a计算可得。时，农户对稻虾共养技术采纳规模达到最高。出现这种现象可能的原因是，随着家庭成员中拥有外出务工经历的劳动力人数比例的提升，家庭的各方面资本积累逐步提升，越有利于农户对稻虾共养技术进行更大规模的采纳。然而，当家庭成员外出务工比例达到最优比例后，如果家庭成员外出务工比例还在继续增大，即家庭中拥有外出务工经历的人数越来越多时，家庭可能会选择进行一部分非农业生产经营活动，而降低对稻虾共养技术采纳的积极性，采纳规模将不会继续扩大。因此，家庭成员外出务工比例与稻虾共养技术采纳规模之间存在倒“U”型关系。

表4 家庭成员外出务工比例对采纳规模的影响

（三）生计资本的中介效应分析

本文采用逐步回归进行中介效应检验，回归结果如表5所示。由回归结果可知，中介效应的回归结果之间存在差异，具体而言：第一，模型（5）表明户主外出务工经历对人力资本有负向影响，模型（6）中的户主外出务工经历对采纳规模有正向影响，人力资本对采纳规模存在负向影响，这说明人力资本存在显著负向中介效应。可能的解释是，本文调研的省份安徽、湖南和湖北均是劳动力输出大省，家庭中优质劳动力逐步脱离农业生产［38］，从而导致对稻虾共养技术采纳积极性降低。因此，人力资本越丰富的家庭对稻虾共养技术的采纳规模越小，H2未得到证实。第二，在模型（7）中，户主外出务工经历对社会资本存在显著正向影响，模型（8）中的户主外出务工经历与社会资本均能提升农户的采纳规模，表明社会资本存在显著正向中介效应。这说明农户的外出务工经历在一定程度上有利于农户社会资本的积累，而社会资本又会正向影响农户对稻虾共养技术的采纳规模，H3得到证实。第三，模型（9）中户主外出务工经历对经济资本无显著影响，但模型（10）中户主外出务工经历和经济资本对采纳规模均有显著正向影响，这表明经济资本不存在中介效应。可能的解释是，有外出务工经历的农户为谋求自身的发展，在外进行相应的投资与消费，导致经济资本向其他资本资本形式进行转化［39］。因此，外出务工经历没有带来金融资本的积累，H4未得到证实。

0.000 0.377 Prob>F R2 0.000 0.114 0.000 0.328 0.000 0.092 0.000 0.340 0.000 0.107

（四）稳健性检验

为检验中介效应的稳健性，采用Bootstrap检验方法对中介效应进行重新估计。Bootstrap检验方法是一种常用的中介效应检验方法，该方法的原理是从样本中有放回的重复取样，在每次取样后可以得到一个Bootstrap样本及系数乘积的估计值，并将这些估计值进行从小到大的排序，构成一个置信度为95%的置信区间，若该置信区间不包含0，则说明中介效应显著［40］。估计结果如表6所示，回归结果的显著性与影响方向基本与表5一致，表明估计结果是比较稳健的。

作用路径户主外出务工经历→人力资本→采纳规模户主外出务工经历→社会资本→采纳规模户主外出务工经历→经济资本→采纳规模检验结果不成立成立不成立中介效应0.045**0.046**0.038标准差0.019 0.020 0.027下限（LLCI）0.018 0.015-0.013上限（ULCI）0.089 0.097 0.094

五、研究结论与政策启示

通过构建“外出务工经历-生计资本-采纳规模”的理论分析框架，利用安徽、湖南和湖北三省688户农户的微观调研数据，运用中介效应模型实证分析外出务工经历对农户稻虾共养技术采纳规模的影响机制，得出以下结论：第一，户主外出务工经历、家庭其他成员外出务工经历对稻虾共养技术的采纳规模有显著正向影响。第二，家庭成员外出务工比例与农户稻虾共养技术采纳规模之间存在倒“U”型关系，当且仅当家庭成员外出务工比例达到58.165%时，农户对稻虾共养技术的采纳规模达到最大。第三，生计资本变量中，社会资本存在显著正向的中介作用，人力资本存在显著负向的中介作用，经济资本不存在中介作用，说明生计资本各维度的中介作用具有差异，对农户稻虾共养技术采纳规模的影响各不相同。

基于上述研究结论，提出以下政策建议：首先，对于那些返乡务农的农户，引导其采纳生态农业技术，通过教育、专业培训、技术指导等方式提高专业素质，以提高其对生态农业技术的采用规模。其次，适度鼓励在农村从事生产力水平较低农业活动的农民外出务工，从而加强其社会资本的积累。最后，高度重视人力资本对稻虾共养技术采纳规模的负向影响，加大力度出台乡村振兴规划和农业扶持政策，避免高层次人才的流失，对有返乡意愿的回流劳动力实施适度政策倾斜，鼓励其返乡创业。