陳柱康, 張俊飚, 何 可

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心 武漢 430070)

近年來(lái), 我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)腳步加快, 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展, 農(nóng)村社會(huì)變化巨大, 但農(nóng)業(yè)自然資源過(guò)度消耗、農(nóng)村環(huán)境污染和生態(tài)破壞等問(wèn)題日趨嚴(yán)重, 給農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、農(nóng)民身體健康造成威脅[1],農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題不容忽視。有學(xué)者指出, 要解決上述問(wèn)題, 一條合理的路徑是推動(dòng)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn), 實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)低碳可循環(huán)發(fā)展[2-3]。農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)是指通過(guò)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的推廣, 在滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要的前提下, 合理利用資源并保護(hù)環(huán)境,以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微觀主體, 是農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的直接采納和使用者, 分析探討農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿及不同樣本農(nóng)戶群體間的差異, 可以為農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)工作的推進(jìn)和相關(guān)技術(shù)的推廣提供科學(xué)依據(jù)。

關(guān)于農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)及相關(guān)技術(shù), 一些學(xué)者和專家已在相關(guān)方面取得一定研究成果。既有研究對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的概念[4]、內(nèi)涵及理論基礎(chǔ)[5-6]、農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的實(shí)現(xiàn)途徑[7]及影響因素[8-9]進(jìn)行了探討, 并從理論角度證明了農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的科學(xué)性、可行性和實(shí)用性[10]。關(guān)于農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿, 現(xiàn)有研究主要通過(guò)建立 Probit模型, 如褚彩虹等[11]、肖新成[12]等, 應(yīng)用 Logistic模型,如王士超[13]等, 亦或通過(guò)應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型, 如李后建[14], 分析探討農(nóng)戶技術(shù)采納意愿的影響因素。研究表明包括農(nóng)戶個(gè)體特征[15-16]、農(nóng)戶家庭稟賦[12,17]、風(fēng)險(xiǎn)偏好與政府政策激勵(lì)[18-19]、技術(shù)特征與技術(shù)感知[14]等因素,均對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿產(chǎn)生不同的影響。

通過(guò)以上研究不難發(fā)現(xiàn), 現(xiàn)有研究從多個(gè)方面論證了農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)意愿的影響因素, 為后續(xù)研究奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ), 但依舊存在一定拓展空間: 首先, 在研究視角上, 大多數(shù)既有文獻(xiàn)僅僅將技術(shù)感知變量或環(huán)境認(rèn)知變量作為眾多解釋變量中的一個(gè), 從整體上分析影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的關(guān)鍵因素, 未能將技術(shù)感知變量或環(huán)境認(rèn)知變量納入同一個(gè)分析框架。實(shí)際上, 技術(shù)感知和環(huán)境認(rèn)知在農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)過(guò)程中均有著不容忽視的影響?；诩夹g(shù)感知和環(huán)境認(rèn)知的雙重視角研究農(nóng)戶采納意愿問(wèn)題, 無(wú)疑是對(duì)現(xiàn)有研究的一種有益補(bǔ)充。第二, 在研究?jī)?nèi)容上, 既有研究忽視了不同農(nóng)戶群體樣本的采納意愿差異, 不同農(nóng)戶群體的技術(shù)與環(huán)境認(rèn)知狀態(tài)、個(gè)體特征及家庭特征方面明顯不同, 在采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)時(shí), 采納意愿也可能存在著顯著差異。鑒于此, 本文將基于湖北、河南、陜西、四川、江蘇、廣西等地的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù), 通過(guò)建立二元Logistic模型, 分析技術(shù)感知因素和環(huán)境認(rèn)知因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響。

1 研究方法

1.1 概念界定

農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù), 是指既可滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要,又可合理利用資源并保護(hù)環(huán)境的實(shí)用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù),其基本內(nèi)涵是通過(guò)對(duì)生產(chǎn)過(guò)程、產(chǎn)品及服務(wù)采用污染預(yù)防的戰(zhàn)略來(lái)減少污染物的產(chǎn)生, 其本質(zhì)是提倡源削減和過(guò)程控制[20], 即在生產(chǎn)的源頭和過(guò)程中降低資源、能源的消耗, 減少污染的產(chǎn)生和生態(tài)破壞, 是環(huán)境保護(hù)戰(zhàn)略由被動(dòng)反應(yīng)向主動(dòng)行為的一種轉(zhuǎn)變, 包括施肥、用藥、地膜等各方面的多種具體技術(shù)。

1.2 研究區(qū)概況和研究方法

本文選擇湖北、河南、陜西、四川、江蘇、廣西等分別位于我國(guó)中東西部的11個(gè)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省作為調(diào)研地, 伴隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的腳步, 近年來(lái)我國(guó)各省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)均取得了長(zhǎng)足發(fā)展, 但上述地區(qū)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中存在不同程度的污染問(wèn)題, 造成對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境的破壞。盡管在國(guó)家政策引導(dǎo)下, 各地區(qū)均開(kāi)展了相關(guān)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)推廣工作, 但效果并不顯著, 實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)任重道遠(yuǎn)。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿方面, 會(huì)受到較多因素的影響, 分析探討其影響因素, 并研究不同樣本群體間影響因素的差異性, 對(duì)今后如何提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿有重要的理論價(jià)值和實(shí)際意義。因此, 通過(guò)對(duì)相應(yīng)地區(qū)農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一的問(wèn)卷調(diào)查, 深入了解農(nóng)戶家庭基本狀況、對(duì)環(huán)境的認(rèn)知狀況、對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的認(rèn)知態(tài)度與采納意愿等方面情況,在問(wèn)卷調(diào)研數(shù)據(jù)基礎(chǔ)之上進(jìn)行分析研究。根據(jù)對(duì)問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果的有效性檢驗(yàn), 本文選用二元Logistic回歸模型對(duì)可能存在影響的因素進(jìn)行回歸分析, 并在樣本整體估計(jì)的結(jié)果之上對(duì)其進(jìn)行分群組估計(jì), 探討研究影響不同樣本群體農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿因素的差異, 得到更加科學(xué)準(zhǔn)確的分析結(jié)果。

1.3 指標(biāo)選擇及依據(jù)

1.3.1 因變量選擇

在本文問(wèn)卷設(shè)計(jì)中, 詢問(wèn)農(nóng)戶是否愿意采納使用包括節(jié)藥節(jié)水節(jié)肥技術(shù)、畜禽糞便綜合利用等在內(nèi)其中 1種或多種技術(shù), 如果農(nóng)戶回答愿意, 即視為愿意采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù), 反之, 則認(rèn)為不愿意。

1.3.2 技術(shù)感知變量的選擇

已有研究中, 關(guān)于新技術(shù)采納的影響因素主要包括: 農(nóng)戶自身的因素、物質(zhì)方面的因素、公共機(jī)構(gòu)的因素以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素[21-22]。此外, Davis等[23]提出技術(shù)接受模型(圖1), 專門用于信息技術(shù)的采納與接受研究, 后被廣泛應(yīng)用于其他領(lǐng)域研究。本文參照技術(shù)接受模型, 將重點(diǎn)考察感知易用性及感知有用性對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響。

圖1 農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)接受模型Fig. 1 The model of agricultural cleaner production technology acceptance

感知易用性。感知易用性是指潛在采納者相信采納特定技術(shù)需要付出努力的程度。農(nóng)戶接觸新技術(shù)需要其投入大量精力和時(shí)間來(lái)理解、學(xué)習(xí), 潛在采納者都會(huì)在認(rèn)知上先經(jīng)過(guò)需求判斷、個(gè)人觀感和價(jià)值觀來(lái)評(píng)價(jià)新技術(shù)是否易用。本文用“我很容易學(xué)會(huì)使用農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)相關(guān)技術(shù)”進(jìn)行度量, 非常同意賦值 1、比較同意賦值 2、一般賦值3、比較不同意賦值4、完全不同意賦值5。

感知有用性。感知有用性是農(nóng)戶相信使用特定新技術(shù)會(huì)增加工作效能的程度及帶來(lái)收益上的增加。一般來(lái)說(shuō), 農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身實(shí)際對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)將會(huì)帶來(lái)的內(nèi)部外部收益和付出的成本進(jìn)行判斷和衡量,是新技術(shù)采納意愿的重要影響因素之一[24]。本文用“我認(rèn)為采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)會(huì)帶來(lái)產(chǎn)量和收益的增加”進(jìn)行度量, 非常同意賦值 1、比較同意賦值 2、一般賦值3、比較不同意賦值4、完全不同意賦值5。

1.3.3 環(huán)境認(rèn)知變量的選擇

目前國(guó)內(nèi)關(guān)于農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿影響的研究較少, 但已有研究表明, 農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入量等清潔生產(chǎn)相關(guān)決策行為具有顯著的影響[25]。目前, 我國(guó)大部分農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知程度較低, 在決策過(guò)程中缺乏對(duì)環(huán)境的考量[26]。因此, 本文將環(huán)境變化感知和環(huán)境知識(shí)認(rèn)知作為環(huán)境認(rèn)知變量進(jìn)行考察。

環(huán)境變化感知。農(nóng)戶是否通過(guò)各種途徑感知到農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境污染、生態(tài)破壞等問(wèn)題, 一般來(lái)說(shuō), 農(nóng)戶對(duì)此感知越強(qiáng)烈, 其為了保護(hù)環(huán)境改善生活質(zhì)量而采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的可能性越大。因此, 本文預(yù)期該變量對(duì)農(nóng)戶技術(shù)采納意愿會(huì)有顯著的正向影響。

環(huán)境知識(shí)認(rèn)知。農(nóng)戶通過(guò)各種途徑, 對(duì)節(jié)能減排等環(huán)境知識(shí)的內(nèi)涵越了解、認(rèn)識(shí)越充分, 對(duì)節(jié)能減排、保護(hù)環(huán)境的意義和采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的好處認(rèn)識(shí)也會(huì)更充分, 采納相關(guān)技術(shù)的可能也就越大。本文用“我了解節(jié)能減排的意義及內(nèi)涵”進(jìn)行度量, 非常同意賦值 1、比較同意賦值 2、一般賦值 3、比較不同意賦值4、完全不同意賦值5。因此, 本文預(yù)期, 農(nóng)戶對(duì)節(jié)能減排的認(rèn)識(shí)這一變量具有負(fù)向影響。

1.3.4 控制變量的選擇

除了技術(shù)感知特征與環(huán)境認(rèn)知特征, 作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微觀主體, 農(nóng)戶的自身稟賦差異可能會(huì)影響其對(duì)于一項(xiàng)新技術(shù)的接觸、認(rèn)知和采納使用, 因此, 農(nóng)戶個(gè)體特征和家庭特征作為控制變量納入模型考察。

個(gè)體特征方面, 結(jié)合已有關(guān)于農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)和農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)行為方面的研究, 本文選擇性別、年齡、受教育程度、務(wù)農(nóng)年限作為個(gè)體特征變量進(jìn)行考察, 同時(shí), 為了變量設(shè)置更加科學(xué), 將受教育程度變量設(shè)置為虛擬變量。家庭特征方面, 結(jié)合前人研究成果, 本文選擇家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積、家庭年收入作為家庭特征因素進(jìn)行考察。

1.4 變量描述

依據(jù)前文變量選擇結(jié)果, 控制變量中, 農(nóng)戶個(gè)體特征選擇性別、年齡、小學(xué)、初中、高中、大專及以上、務(wù)農(nóng)年限 7個(gè)變量, 農(nóng)戶家庭特征選擇家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積及家庭年收入 3個(gè)變量。主要解釋變量中環(huán)境認(rèn)知變量分為環(huán)境變化感知及環(huán)境知識(shí)認(rèn)知進(jìn)行考察; 技術(shù)感知變量則按感知易用性和感知有用性進(jìn)行區(qū)分。

基于調(diào)查數(shù)據(jù), 本文所選取變量描述性分析結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 樣本農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的技術(shù)感知、環(huán)境認(rèn)知及控制變量的說(shuō)明、統(tǒng)計(jì)及預(yù)期Table 1 Description, statistics and expectation of technical perception, environmental cognition and control variables of sample farmers to agricultural cleaner production technology

1.5 模型選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.5.1 模型設(shè)定

農(nóng)戶是否愿意采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的行為(y)是一個(gè)二元分類變量即為因變量, 判斷的標(biāo)準(zhǔn)就是農(nóng)戶的回答, 是或者否, 即0～1變量。自變量從包括技術(shù)感知變量、環(huán)境認(rèn)知變量、控制變量3個(gè)方面入手選擇。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中, 大樣本下, 樣本符合效用最大化選擇,且樣本觀測(cè)值分布于兩側(cè), 使用二元Logistic模型是較好的選擇。在此假設(shè)農(nóng)戶為理性經(jīng)濟(jì)人, 他們從自身效用最大化的角度出發(fā), 進(jìn)行技術(shù)選擇與采納活動(dòng)。因此,本文選擇采用二元Logistic離散回歸模型, 對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的行為進(jìn)行擬合。

假設(shè)農(nóng)戶采納使用農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的概率為P, 則其概率函數(shù)為:

式中: μ為常數(shù), 即隨機(jī)干擾項(xiàng);βi為自變量xi的系數(shù);xi為影響農(nóng)戶決策的各解釋變量, 即文中所提到的影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的各項(xiàng)因素。

1.5.2 模型檢驗(yàn)方法

考慮到農(nóng)戶感知易用性、感知有用性等變量可能存在內(nèi)部相關(guān), 本文選用多重共線性診斷法對(duì)變量之間是否存在多重共線性問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)。首先, 將感知有用性作為因變量, 其余10個(gè)變量作為自變量, 采用進(jìn)入法進(jìn)行回歸分析, 然后依次選取其余10個(gè)變量重復(fù)以上操作。一般認(rèn)為, 容差大于0.1且小于1, 方差膨脹因子小于10, 可認(rèn)為多重共線性問(wèn)題不嚴(yán)重。表2列出了以感知有用性為因變量的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果, 其余10個(gè)相似運(yùn)行過(guò)程不再單獨(dú)列出。

1.5.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本農(nóng)戶基本特征

本研究所用數(shù)據(jù)源自課題組于2015年7—8月對(duì)湖北、河南、陜西、四川、江蘇、廣西等省份農(nóng)戶開(kāi)展的問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容主要圍繞農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的認(rèn)知與采納意愿等方面展開(kāi), 具體內(nèi)容包括農(nóng)戶個(gè)體和家庭基本信息、基礎(chǔ)設(shè)施與環(huán)境條件、農(nóng)地規(guī)模和家庭收支基本情況、環(huán)境氣候變化認(rèn)知及應(yīng)對(duì)、農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知及采納意愿、農(nóng)業(yè)技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和表達(dá)以及關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)和氣候環(huán)境變化的意愿表達(dá)等多方面內(nèi)容。在調(diào)研區(qū)域的選擇上, 考慮到團(tuán)隊(duì)經(jīng)費(fèi)和人員實(shí)際, 主要是針對(duì)不同類型農(nóng)業(yè)省份, 包括平原地區(qū)和丘陵地區(qū)、東中西部省份、兼顧城郊農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)類型, 盡量確保樣本的覆蓋面較廣、農(nóng)業(yè)類型多樣。本次調(diào)研采用隨機(jī)抽樣與直接入戶的方式, 對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一的問(wèn)卷調(diào)查, 依據(jù)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和各項(xiàng)實(shí)際情況, 每個(gè)縣(區(qū))選擇3～4個(gè)村, 每個(gè)村走訪約30個(gè)農(nóng)戶。結(jié)合本文研究目的, 最終有效問(wèn)卷836份。

表2 以農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)感知有用性為因變量的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Results of multiple collinear tests with perceived usefulness of farmer to agricultural cleaner production technology as dependent variables

從被調(diào)查農(nóng)戶看, 男性戶主數(shù)量遠(yuǎn)大于女性戶主, 其中, 男性戶主 764戶, 占被調(diào)查農(nóng)戶總數(shù)的91.4%; 從年齡分布看, 被調(diào)查農(nóng)戶年齡最大為 87歲, 最小為19歲, 40～60歲之間農(nóng)戶占比66.5%; 農(nóng)戶受教育程度普遍不高, 被調(diào)查農(nóng)戶中初中及以下受教育水平的數(shù)量有706戶, 占84.4%, 而大專及以上文化水平的農(nóng)戶僅17戶; 從務(wù)農(nóng)年限分布看, 最長(zhǎng)達(dá)66年, 平均務(wù)農(nóng)年限 32.92年; 從家庭勞動(dòng)力人數(shù)看, 樣本農(nóng)戶所在家庭參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的平均人數(shù)為 2.93人, 農(nóng)戶家庭中勞動(dòng)力數(shù)量最多為 9人;從2015年家庭總收入看, 收入最小值0.05萬(wàn)元, 最大值45.00萬(wàn)元, 平均總收入6.01萬(wàn)元, 但農(nóng)業(yè)平均收入僅1.48萬(wàn)元, 大部分家庭的主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源為兼業(yè)收入, 農(nóng)業(yè)收入比重較低。樣本農(nóng)戶基本符合我國(guó)現(xiàn)階段農(nóng)戶的一般特征, 具有一定的代表性。

2 結(jié)果與分析

2.1 模型變量間多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

綜合全部估計(jì)結(jié)果, 變量間容差均處于 0.1～1,方差膨脹因子均小于 10, 因此文章認(rèn)為變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性, 各變量之間的多重共線性能夠滿足回歸要求。

經(jīng)過(guò)多重共線性檢驗(yàn)后, 得到模型的 Logistic回歸結(jié)果(表3)。在表3中, 方程1屬于基準(zhǔn)模型, 投入的僅有農(nóng)戶個(gè)人特征和家庭特征在內(nèi)的控制變量,此時(shí)方程擬合程度較低, 說(shuō)明有重要變量的缺失。方程 2在基準(zhǔn)模型中投入了技術(shù)感知變量, 方程擬合程度顯著提高。同理, 為了考察環(huán)境認(rèn)知變量的重要性, 方程 3控制了環(huán)境變化感知和環(huán)境知識(shí)認(rèn)知兩個(gè)環(huán)境認(rèn)知變量, 與方程2進(jìn)行對(duì)照。最后, 考慮到變量的整體影響, 方程4投入了技術(shù)感知變量、環(huán)境認(rèn)知變量和控制變量在內(nèi)3組共14個(gè)變量, 接下來(lái)對(duì)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行具體分析。

表3 基于不同解釋變量的Logistic回歸方程模型估計(jì)結(jié)果Table 3 Results of Logistic regression model estimation based on different explanatory variables

在方程 2中, 技術(shù)感知變量中的感知易用性通過(guò)了5%置信水平上的顯著性檢驗(yàn); 在方程4中, 環(huán)境認(rèn)知變量中的環(huán)境變化感知通過(guò)了 1%置信水平上的顯著性檢驗(yàn)。表明技術(shù)感知變量和環(huán)境認(rèn)知變量中的相關(guān)因素確實(shí)會(huì)在農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)時(shí)產(chǎn)生顯著的影響。

2.2 技術(shù)感知、環(huán)境認(rèn)知及控制變量的影響分析

2.2.1 技術(shù)感知的影響

農(nóng)戶技術(shù)感知易用性在 5%置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn), 且邊際效應(yīng)為-5.936%(表3), 說(shuō)明在其他條件不變的情況下, 農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的感知易用性每降低 1個(gè)層次, 農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的概率就會(huì)降低 5.936%?？赡艿慕忉屖?農(nóng)戶在采納一項(xiàng)技術(shù)之前會(huì)結(jié)合自身因素, 對(duì)此項(xiàng)技術(shù)的適用性、易用性以及自己需要付出的成本與代價(jià)進(jìn)行判斷, 當(dāng)農(nóng)戶覺(jué)得自己付出簡(jiǎn)單的努力和自身能夠承擔(dān)的成本便能夠輕松學(xué)會(huì)這項(xiàng)技術(shù), 其采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的概率就會(huì)上升, 反之, 則降低。農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)作為新興生產(chǎn)技術(shù), 部分技術(shù)在操作上相比傳統(tǒng)技術(shù)會(huì)更加復(fù)雜、要求更高,因此農(nóng)戶會(huì)對(duì)技術(shù)的易用性有更多的考慮, 與本研究預(yù)期相符。

2.2.2 環(huán)境認(rèn)知的影響

環(huán)境變化感知在 1%置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn), 且邊際效應(yīng)達(dá) 12.567%(表3)。也就是說(shuō), 在其他條件不變的情況下, 感知到生存環(huán)境變化的農(nóng)戶相比未感知到環(huán)境變化的農(nóng)戶來(lái)說(shuō), 采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的概率高 12.567%。農(nóng)民對(duì)當(dāng)前農(nóng)村環(huán)境狀況的評(píng)價(jià)與其環(huán)境改善訴求息息相關(guān), 環(huán)境越差, 農(nóng)民的環(huán)境保護(hù)訴求越高, 農(nóng)民的環(huán)境意識(shí)水平是解決農(nóng)村環(huán)境問(wèn)題的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的一大理念, 便是合理利用資源并保護(hù)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境, 農(nóng)戶隨著生活質(zhì)量的提高, 對(duì)農(nóng)村生活環(huán)境的要求也會(huì)提高, 當(dāng)農(nóng)戶感知到生存環(huán)境變化并影響到自己的生產(chǎn)生活時(shí), 便會(huì)相對(duì)主動(dòng)地接受政府引導(dǎo), 采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù), 以期實(shí)現(xiàn)農(nóng)村生產(chǎn)、生活環(huán)境的改善, 提高生活質(zhì)量, 這與文章預(yù)期一致。

2.2.3 控制變量的影響

農(nóng)戶個(gè)體特征中, 受教育程度為小學(xué)、初中、高中的農(nóng)戶采納意愿較高, 且隨著受教育程度的提高而更顯著, 說(shuō)明農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納與受教育程度有關(guān), 且在不包括大專及以上學(xué)歷的前提下,受教育水平越高, 采納意愿越強(qiáng)烈, 而大專及以上學(xué)歷農(nóng)戶采納意愿不顯著的原因可能的解釋是, 因?yàn)槲幕较鄬?duì)較高, 他們往往從事非農(nóng)勞動(dòng), 且樣本比例較小。農(nóng)戶家庭特征中, 家庭勞動(dòng)力數(shù)量在 5%置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn), 邊際效應(yīng)4.251%(表3), 表示家庭勞動(dòng)力每增加1人, 農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的概率提高4.251%。技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)偏好表明家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力越多, 他們就越關(guān)心能夠增加收入和產(chǎn)量、減少成本支出(尤其是人力成本)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)[27]。高揚(yáng)等[28]對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)綠色防控技術(shù)采納影響因素的分析中也得到勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)采納意愿產(chǎn)生顯著正向影響的相同結(jié)論。家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積在 10%置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn), 但影響為負(fù), 與預(yù)期相反, 可能解釋是當(dāng)家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積越大, 采用新技術(shù)的成本和風(fēng)險(xiǎn)可能也越高,反而抑制了農(nóng)戶的采納意愿。

2.3 農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿影響因素差異性分析

基于前文全樣本分析, 是否感知到環(huán)境變化及技術(shù)感知易用性是影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的主要影響因素, 且分別從屬于技術(shù)感知變量與環(huán)境認(rèn)知變量。因此, 接下來(lái)文章將從這兩個(gè)角度出發(fā), 分析和探討不同限定條件下農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響因素差異。

根據(jù)被調(diào)查對(duì)象對(duì)技術(shù)感知易用性的回答, 本文將選擇“非常同意”與“比較同意”的樣本農(nóng)戶歸類于“技術(shù)感知易用型”農(nóng)戶, 即認(rèn)為農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)較易掌握的群體, 余下樣本農(nóng)戶歸類于“技術(shù)感知難用型”農(nóng)戶, 即認(rèn)為農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)較難掌握的群體。在此限定性條件下, 依據(jù)前文相同數(shù)據(jù)處理方法, 分別建立方程5、方程6, 回歸結(jié)果如表4所示。

表4 以感知易用性為限定條件下的Logistic回歸方程模型估計(jì)結(jié)果分析Table 4 Analysis of Logistic regression equation model results under the perceived ease of use

根據(jù)模型回歸結(jié)果顯示, 兩個(gè)模型之間顯著變量存在一定差異, 但環(huán)境變化感知因素對(duì)兩類農(nóng)戶群體的農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿均影響顯著。就“技術(shù)感知易用型”農(nóng)戶來(lái)說(shuō), 影響其采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的主要因素是環(huán)境變化感知, 即“技術(shù)感知易用型”農(nóng)戶會(huì)受到環(huán)境變化感知的顯著影響,當(dāng)他們感覺(jué)到氣候變化、環(huán)境污染等突出問(wèn)題時(shí),他們會(huì)更傾向于采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)。對(duì)于“技術(shù)感知難用型”農(nóng)戶來(lái)說(shuō), 影響其采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的主要因素是環(huán)境變化感知及感知有用性。這說(shuō)明, 在農(nóng)戶覺(jué)得自己的學(xué)習(xí)能力或經(jīng)濟(jì)能力可能無(wú)法獨(dú)立、迅速地學(xué)習(xí)、采納這一技術(shù)時(shí), 環(huán)境變化感知因素和感知有用性會(huì)極大地促進(jìn)其采納意愿,即當(dāng)他對(duì)節(jié)能減排內(nèi)涵了解深刻、感知到環(huán)境正在發(fā)生變化, 并且預(yù)計(jì)采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)后會(huì)帶來(lái)較好的收益時(shí), 農(nóng)戶會(huì)考慮去投入更多的時(shí)間與精力, 克服采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的困難, 并最終選擇采納。

根據(jù)被調(diào)查對(duì)象對(duì)環(huán)境變化感知的回答, 本文將選擇“是”(即感知到環(huán)境變化)的樣本農(nóng)戶歸類于“環(huán)境變化敏感型”農(nóng)戶, 余下樣本農(nóng)戶歸類于“環(huán)境變化滯后型”農(nóng)戶。在此限定性條件下, 依據(jù)前文相同數(shù)據(jù)處理方法, 分別建立方程 7、方程 8, 回歸結(jié)果如表5所示。

表5 以環(huán)境變化感知為限定條件下的Logistic回歸方程模型估計(jì)結(jié)果分析Table 5 Analysis of Logistic regression results under the condition of perceived environmental change

根據(jù)模型回歸結(jié)果顯示, “環(huán)境變化敏感型”農(nóng)戶與“環(huán)境變化滯后型”農(nóng)戶在采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)時(shí)影響因素差異顯著, 就“環(huán)境變化敏感型”農(nóng)戶而言,他們是否愿意采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù), 主要受到感知易用性因素的影響, 農(nóng)戶在感知到氣候、環(huán)境變化的前提下, 在采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)時(shí)會(huì)充分考慮這項(xiàng)技術(shù)的易用性, 即對(duì)于自身來(lái)說(shuō)是否容易學(xué)習(xí)掌握、是否需要付出太多時(shí)間、物質(zhì)成本等, 當(dāng)“環(huán)境變化敏感型”農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)對(duì)于自己容易掌握、使用時(shí), 他的采納意愿會(huì)增加。就“環(huán)境變化滯后型”農(nóng)戶而言, 個(gè)體特征和家庭特征是影響其采納意愿的重要因素, 其中年齡、初中文化水平、家庭勞動(dòng)力和家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積均在10%置信水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn), 可能的解釋是當(dāng)農(nóng)戶對(duì)環(huán)境變化滯后時(shí), 影響其采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的主要影響因素是更加實(shí)際的個(gè)體、家庭因素。

3 討論與結(jié)論

3.1 討論

改革開(kāi)放以來(lái), 伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展,社會(huì)各方面矛盾也逐漸顯現(xiàn), 包括種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)在內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)均在一定程度上對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境產(chǎn)生了影響與破壞[29]。中國(guó)政府從 20世紀(jì)90年代開(kāi)始, 就已經(jīng)意識(shí)到了農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的重要性[30], 但是, 如何在保證糧食安全的前提下, 合理利用資源并減少對(duì)環(huán)境的污染, 通過(guò)多種途徑實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展[31], 仍需要探索和實(shí)踐。在此背景下, 本文探討了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿影響因素, 尤其是影響不同農(nóng)戶群體間采納意愿因素的差異性, 這對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)、環(huán)境保護(hù)與治理均意義重大。

區(qū)別于以往文獻(xiàn)僅僅將技術(shù)感知變量或環(huán)境認(rèn)知變量作為眾多解釋變量中的一個(gè), 將技術(shù)感知與環(huán)境認(rèn)知變量納入分析框架后, 從整體模型估計(jì)結(jié)果及分群估計(jì)結(jié)果來(lái)看, 雖然農(nóng)戶個(gè)體及家庭因素依然會(huì)對(duì)技術(shù)采納意愿產(chǎn)生影響, 但隨著我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)和農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)水平的提升, 技術(shù)感知易用性對(duì)農(nóng)戶技術(shù)采納意愿影響不容忽視, 這與李后建[14]、肖新成等[12]的研究結(jié)論一致, 技術(shù)的發(fā)展使得農(nóng)戶對(duì)其感知、認(rèn)知顯得更加重要。目前, 我國(guó)農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)等綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)具有一定認(rèn)知廣度, 但缺乏認(rèn)知深度[32], 給予農(nóng)戶更多直觀地感知農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的機(jī)會(huì), 將有助于提高其對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的認(rèn)可程度。本文分析結(jié)果顯示, 環(huán)境變化感知變量對(duì)農(nóng)戶技術(shù)采納尤其是農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的影響尤為顯著。這意味著, 通過(guò)農(nóng)民喜聞樂(lè)見(jiàn)的形式開(kāi)展有關(guān)節(jié)能減排、環(huán)境保護(hù)的知識(shí)宣傳活動(dòng), 結(jié)合輿論力量來(lái)提高廣大農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平, 將有助于提高農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的主動(dòng)性。

在前人研究基礎(chǔ)之上, 基于感知易用性和環(huán)境變化感知限定條件下的差異性分析, 本文發(fā)現(xiàn)不同樣本群體農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿差異明顯?！凹夹g(shù)感知易用型”農(nóng)戶和“技術(shù)感知難用型”農(nóng)戶的采納意愿均受到環(huán)境變化感知影響, 說(shuō)明提升農(nóng)戶環(huán)境變化感知水平, 對(duì)其采納意愿將會(huì)有顯著促進(jìn)作用。而“環(huán)境變化敏感型”和“環(huán)境變化滯后型”農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿影響因素差異顯著, 前者主要受到技術(shù)感知易用性的影響, 而后者, 由于其對(duì)環(huán)境變化感知相對(duì)并不敏感, 其農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納過(guò)程依舊依靠傳統(tǒng)習(xí)慣, 更多地受到年齡、文化水平影響, 以及考慮家庭勞動(dòng)力、耕地面積等基本情況。因此, 在農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)推廣過(guò)程中, 針對(duì)不同農(nóng)戶群體的特征, 需要開(kāi)展有針對(duì)性的宣傳、推廣服務(wù), 以促進(jìn)其采納意愿。

本文以 11省 836份微觀農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),實(shí)證研究表明了技術(shù)感知易用性和環(huán)境變化感知對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的顯著影響, 同時(shí)對(duì)感知易用性限定條件下和環(huán)境變化感知限定條件下的采納意愿差異性進(jìn)行了討論, 表明不同農(nóng)戶群體間采納意愿影響因素存在差異。研究結(jié)果對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)相關(guān)工作的推進(jìn)具有一定的參考價(jià)值,但與此同時(shí), 本文也存在進(jìn)一步拓展深化的空間,有學(xué)者研究表明, 在實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中, 農(nóng)戶的實(shí)際行為卻不是基于生態(tài)環(huán)境考慮, 出現(xiàn)了農(nóng)戶認(rèn)知與其生產(chǎn)行為的不一致的行為[33]、農(nóng)戶綠色技術(shù)采納意愿與行為間存在悖論[34]的現(xiàn)象。本研究基于農(nóng)戶技術(shù)采納意愿并非行為, 因此, 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿與行為之間是否同樣存在此類現(xiàn)象, 是筆者下一步的研究方向。

3.2 結(jié)論

本文基于整體及分群限定條件下對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)意愿及其影響因素進(jìn)行分析, 結(jié)果表明: 1)技術(shù)感知和環(huán)境認(rèn)知顯著地影響了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿。對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)感知易用性程度越高的農(nóng)戶, 采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng); 農(nóng)戶對(duì)氣候變化感知越敏感, 其采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng)烈, 希望通過(guò)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)減緩環(huán)境變化趨勢(shì), 改善周邊生產(chǎn)生活環(huán)境。除技術(shù)感知與環(huán)境認(rèn)知因素外, 受教育程度、家庭勞動(dòng)力數(shù)量和家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積均存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著影響。2)從樣本分群結(jié)果來(lái)看, 環(huán)境變化感知共同影響“技術(shù)感知易用型”農(nóng)戶和“技術(shù)感知難用型”農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿, 對(duì)環(huán)境變化問(wèn)題認(rèn)知越充分的農(nóng)戶, 不論是否感知到技術(shù)易用, 采納意愿均相對(duì)較強(qiáng)烈。而技術(shù)感知有用性會(huì)影響“技術(shù)感知難用型”農(nóng)戶的采納意愿, 農(nóng)戶如果覺(jué)得該技術(shù)能為其帶來(lái)成本的降低或收益的增加,即使學(xué)習(xí)起來(lái)有一定難度, 其采納意愿會(huì)相對(duì)較強(qiáng)烈?！碍h(huán)境變化敏感型”農(nóng)戶與“環(huán)境變化滯后型”農(nóng)戶在采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)時(shí)影響因素差異顯著, 感知易用性影響前者農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿,“環(huán)境變化滯后型”農(nóng)戶的觀念相對(duì)傳統(tǒng)、保守, 在考慮是否采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的過(guò)程中, 依舊更多地考慮自身及家庭因素, 實(shí)證結(jié)果也表明影響其采納意愿的主要因素是農(nóng)戶個(gè)體特征和家庭特征。

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