趙連杰，南 靈，李曉慶，劉妙品，李 萌

(西北農(nóng)林科技大學經(jīng)濟管理學院，陜西楊凌 712100)

0 引言

聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)第四次評估表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)碳排放量占全球人為排放量的13.5%，已成為溫室氣體排放的第二大來源[1]。在中國，這一比重近17%，且呈逐年上升趨勢[2]，給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來極大的不確定性。因此，實現(xiàn)由高碳農(nóng)業(yè)向低碳農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型，減少農(nóng)業(yè)溫室氣體排放成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的必然要求。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體，其生產(chǎn)行為直接決定了農(nóng)業(yè)碳排放量的大小，尤其在農(nóng)業(yè)產(chǎn)后環(huán)節(jié)對農(nóng)膜、秸稈等農(nóng)業(yè)廢棄物進行焚燒等不當行為，會產(chǎn)生大量的農(nóng)業(yè)溫室氣體，加劇生態(tài)環(huán)境的惡化。因而，促進農(nóng)戶行為的轉(zhuǎn)變是減少農(nóng)業(yè)溫室氣體排放的關(guān)鍵，但農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)碳減排的最終執(zhí)行主體，進行低碳生產(chǎn)的積極性并不高，各農(nóng)業(yè)碳減排措施的實施效果并不理想，嚴重阻礙了農(nóng)業(yè)碳減排進程。那么，究竟是何種原因?qū)е铝诉@種結(jié)果，如何有效轉(zhuǎn)變農(nóng)戶生產(chǎn)行為向低碳化轉(zhuǎn)變顯得尤為重要。

現(xiàn)有農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為影響因素的研究，多集中于農(nóng)戶個體特征、家庭資源稟賦、認知特征以及社會經(jīng)濟因素等方面。農(nóng)戶個體特征方面，田云等[2]研究表明，戶主為男性、務(wù)農(nóng)年限越長，越傾向于按標準甚至低于標準施用化肥和農(nóng)藥； 年齡、文化程度，也是影響農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵因素[3-4]。家庭資源稟賦方面，楊紅娟等[5]研究表明，農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶碳排放行為具有顯著正向影響； 而耕地面積則與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為呈顯著負相關(guān)[3]； 有學者研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶專業(yè)化水平對農(nóng)業(yè)低碳化具有正向影響[6]，而非農(nóng)就業(yè)不利于農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為[7]。認知特征方面，農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)認知、環(huán)境認知以及環(huán)境觀念在其低碳生產(chǎn)中扮演著重要角色[8-9]。社會經(jīng)濟因素方面，陳昌洪[10]研究表明，參加低碳農(nóng)業(yè)標準化培訓以及農(nóng)產(chǎn)品售賣時價格有保證等因素對農(nóng)戶采用低碳農(nóng)業(yè)標準化生產(chǎn)有正向影響； 政府補貼對農(nóng)戶采用低碳農(nóng)業(yè)技術(shù)具有顯著的促進作用[11-12]。也有學者從其他角度探討了農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的驅(qū)動因素和障礙因素，驅(qū)動因素包括對環(huán)境等公共利益的認知及追求[13]，阻礙農(nóng)戶參與低碳農(nóng)業(yè)的關(guān)鍵因素有經(jīng)濟成本、經(jīng)濟收益、信息缺乏以及對政策的不確定性等[14]。

上述研究取得了豐碩的成果，但仍有以下不足：第一，關(guān)于農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的界定主要集中在農(nóng)藥和化肥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的前期投入環(huán)節(jié)，忽視了生產(chǎn)后期的農(nóng)業(yè)廢棄物處理環(huán)節(jié)。第二，對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為影響因素的研究多局限于農(nóng)戶個體特征、家庭特征、認知特征以及社會經(jīng)濟因素等方面，但通過對農(nóng)戶的深入訪談發(fā)現(xiàn)，環(huán)境公平感知和社會信任可能也是影響農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵因素，而現(xiàn)有研究并未涉及。伴隨一系列環(huán)境問題的產(chǎn)生，農(nóng)戶環(huán)境認知逐漸提高，除關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟效益外還關(guān)注由此帶來的環(huán)境問題。環(huán)境資源作為公共物品，其非排他性和非競爭性的特點確定了每個社會成員對其利用的公平性，但現(xiàn)實中各社會成員對自己享有的環(huán)境權(quán)利以及應承擔責任大小的感知是存在差異的，這個差異也會帶來主體行為上的差異。同時，農(nóng)戶長期生活在一個相對固定均質(zhì)的村域內(nèi)，長期交往形成的社會信任程度也存在明顯的差異，這種差異對農(nóng)戶某種特定行為也會產(chǎn)生重要影響。那么環(huán)境公平感知和社會信任對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為是否有影響，兩者是否能協(xié)同作用影響農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為？文章結(jié)合甘肅和陜西兩省411個農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，以農(nóng)膜和秸稈處理為例，結(jié)合二元Logistic模型和分層回歸進行了實證分析，以期為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、可持續(xù)發(fā)展提供理論支撐。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 環(huán)境公平感知與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為

環(huán)境公平性是關(guān)于環(huán)境利益和負擔的社會分配問題[15]，環(huán)境公平感知是各社會成員對環(huán)境資源利益和負擔分配公平性的主觀感受和評價； 環(huán)境倫理學更是強調(diào)人與自然的關(guān)系，所以環(huán)境公平既包括對人類成員的公平，也包括對非人類存在物的公平； 此外，公平不僅是當代人的專利，更是資源和環(huán)境在代際之間的公平分配[16]。據(jù)此，該文將環(huán)境公平感知界定為人與自然之間的“種際公平感知”； 人與人之間關(guān)于環(huán)境利益和負擔分配的“人際公平感知”以及當代人和后代人關(guān)于環(huán)境資源分配的“代際公平感知”3個維度。

伴隨“人類中心主義”思想的弱化，人類的倫理規(guī)范逐漸擴展到整個自然界，認為環(huán)境具有平等性，人類應當對自然負有道德義務(wù)和責任，尊重和保護自然。這種環(huán)境公平倫理觀念可以支配人們的行動，促使人們產(chǎn)生利于環(huán)境的意向，激發(fā)人們的環(huán)境行為。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H1a：種際公平感知正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為；

H1b：種際公平感知正向影響農(nóng)戶秸稈科學處理行為。

美國心理學家亞當斯的公平理論提出公平是人們將自己所做的努力和所得與他人的努力和所得進行比較之后產(chǎn)生的一種相對公平感，這種感知可以有效地影響人的行為[17]。進行環(huán)境公平自我評判，對評估結(jié)果的接受程度越高，個人親環(huán)境行為發(fā)生的可能性就越大[18-20]。在環(huán)境利益和負擔分配上，如果農(nóng)戶感知到與其他農(nóng)戶間的公平性，其進行低碳生產(chǎn)的積極性動機越容易被激發(fā)。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H2a：人際公平感知正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為；

H2b：人際公平感知正向影響農(nóng)戶秸稈科學處理行為。

環(huán)境利益和負擔分配不僅僅局限于當代，在代際間也需保持一種公平關(guān)系。代際公平是親環(huán)境行為的有力預測因素[21]，代際環(huán)境的公平性可以有效地影響公民的親環(huán)境行為[22]。代際公平作為社會可持續(xù)發(fā)展的基本保障，當代人對環(huán)境資源的破壞，嚴重影響后代人對環(huán)境資源的正當需求。農(nóng)戶注重后代人環(huán)境權(quán)益的同時，如果覺得后代人在享受美好環(huán)境的同時也履行了環(huán)保責任和義務(wù)，實現(xiàn)代際間的環(huán)境公平，則更有可能傾向于低碳生產(chǎn)。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H3a：代際環(huán)境公平感知正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為；

H3b：代際環(huán)境公平感知正向影響農(nóng)戶秸稈科學處理行為。

根據(jù)上述分析，從“種際公平感知、人際公平感知、代際公平感知”3個維度構(gòu)建環(huán)境公平感知與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的理論分析框架如圖1所示。

圖1 環(huán)境公平感知與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為

1.2 社會信任與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為

社會信任是社會文化規(guī)范和社會制度的產(chǎn)物，按信任的對象劃分，社會信任包括人際信任和制度信任[23]。社會信任作為社會資本的重要組成部分，可以有效地降低交易成本，易化人們之間的合作行為[24]。農(nóng)戶之間在長期交往形成一定人際信任的同時，不可避免地受法律、制度、政策等環(huán)境的影響，容易形成一種建立在“非人際”關(guān)系上的制度信任； 人際信任和制度信任本身存在差異，在環(huán)境治理中發(fā)揮著不同的作用，需加以區(qū)別對待[25]。因此，該文將社會信任界定為農(nóng)戶在一定村域內(nèi)長期交往形成的人際信任和“非人際”關(guān)系上的制度信任兩個維度。其中，人際信任以人與人之間的情感為紐帶，制度信任主要依賴于法律、政治等制度環(huán)境[25]，對村干部的信任也被視為制度信任[26]。

人際信任貫穿于人類社會所有的人際互動中，是個體對他人行為或意圖的積極預期，其本身存在風險和不確定性。在缺乏相關(guān)聲譽信息的情境條件下，他人可能做出不利于個體自身的決定，這種情況下導致個體的不信任，最終有可能抑制或削弱合作行為的產(chǎn)生[27]； 反之，當對他人產(chǎn)生信任，自身行動的可能性也會隨著信任的增加而成比例的增加[28]。信任對公眾環(huán)境治理行為也存在極大的促進作用，與環(huán)境影響呈顯著正相關(guān)關(guān)系[29]； 因此，人際信任程度越高，農(nóng)戶低碳生產(chǎn)的可能性也就越大，據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H4a：人際信任正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為；

H4b：人際信任正向影響農(nóng)戶秸稈科學處理行為。

制度的本質(zhì)是約束人們行為的規(guī)則，通過諸多激勵手段和強制措施來完成各項社會互動與合作。制度信任是保障個體完成社會活動的重要心理支持之一，與以人格為基礎(chǔ)的人際信任相比，制度信任逐漸成為社會信任重要的主導形式，是完成社會交換和交易活動的替代性保證[30]； 制度信任通過構(gòu)建內(nèi)在約束機制，有效的抑制“搭便車”等機會主義行為，避免“囚徒困境”，進而影響環(huán)境治理[25]。農(nóng)戶對政府農(nóng)業(yè)碳減排等政策產(chǎn)生信任時，這種信任形成的心理“軟約束”有利于農(nóng)戶做出利于環(huán)境的行動，有研究表明，利益相關(guān)者對管理機構(gòu)的信任程度越高，越能促進其環(huán)境保護行為的發(fā)生[31-32]； 反之，當農(nóng)戶認為政府機構(gòu)以及代表政府機構(gòu)履行職能的政府人員存在失信時，極易產(chǎn)生對各項農(nóng)業(yè)碳減排政策的抵觸心理，不利于調(diào)動其低碳生產(chǎn)積極性。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H5a：制度信任正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為；

H5b：制度信任正向影響農(nóng)戶秸稈科學處理行為。

根據(jù)上述分析，從人際信任和制度信任兩個維度構(gòu)建社會信任與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的理論分析框架如圖2所示。

圖2 社會信任與農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為

圖3 理論研究模型

1.3 社會信任的調(diào)節(jié)作用

Dirks[33]等的人際信任調(diào)節(jié)效應模型指出信任會調(diào)節(jié)其他預測因素對結(jié)果變量的影響。各社會成員經(jīng)常處于利益博弈中，使得利益相關(guān)者之間互相質(zhì)疑，這種質(zhì)疑可能會干擾心理感知因素對某種行為決策的影響。在農(nóng)業(yè)碳減排中，如果農(nóng)戶個體相信其他農(nóng)戶為農(nóng)業(yè)碳減排工作付出了和自己同等的努力，這種信任可能強化環(huán)境公平感知對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的影響。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H6 a：人際信任在環(huán)境公平感知和農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為之間具有調(diào)節(jié)效應；

H6 b：人際信任在環(huán)境公平感知和農(nóng)戶秸稈科學處理行為之間具有調(diào)節(jié)效應。

同時，個體在不同的制度信任環(huán)境中易受傳染效應的影響，會將這種制度信任擴展到日常行為決策中[34]。政府作為農(nóng)業(yè)碳減排的另一主要主體，是農(nóng)業(yè)碳減排政策的制定者，農(nóng)業(yè)碳減排政策的穩(wěn)定性、長期性、透明性直接影響農(nóng)戶的制度信任度，這種制度信任有可能強化環(huán)境公平感知在農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為中扮演的角色。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H7 a：制度信任在環(huán)境公平感知和農(nóng)戶農(nóng)膜科學處理行為之間具有調(diào)節(jié)效應；

H7 b：制度信任在環(huán)境公平感知和農(nóng)戶秸稈科學處理行為之間具有調(diào)節(jié)效應。

基于上述分析，構(gòu)建該文的理論模型如圖3所示。

2 數(shù)據(jù)來源、變量說明及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文所用數(shù)據(jù)來自課題組2017年7—10月對甘肅和陜西兩省的微觀農(nóng)戶調(diào)查。此次調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶個體特征、家庭資源稟賦、生產(chǎn)經(jīng)營特征、環(huán)境公平感知、社會信任以及農(nóng)戶生產(chǎn)行為等，調(diào)研共發(fā)放問卷500份，剔除信息填寫不完整等無效問卷后，有效問卷411份，有效率為82.2%。

2.2 變量說明及描述性統(tǒng)計

2.2.1 變量說明

該文因變量是農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為，以農(nóng)膜處理行為和秸稈處理行為為例。在農(nóng)膜和秸稈的處理方式上，賦值為0的，代表高碳生產(chǎn)行為； 賦值為1的，代表低碳生產(chǎn)行為。

該文核心變量為環(huán)境公平感知和社會信任。其中種際公平感知、人際公平感知、代際公平感知、人際信任以及制度信任均為潛變量形式，對上述各潛變量進行信度檢驗，Cronbach Alpha分別為0.740、0.711、0.829、0.770和0.791，信度較好。運用Amos24.0對核心變量各維度進行效度檢驗，各潛變量相應的平均方差抽取量(AVE)分別為0.51、0.43、0.62、0.55、0.67，各維度的收斂效度較好。各題項均采用李克特五級量表測量，各潛變量具體賦值取相應潛變量所包含題項得分的平均值。此外，將社會信任變量作為調(diào)節(jié)變量探討其在環(huán)境公平感知和農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為間的調(diào)節(jié)作用，先將各潛變量進行去中心化處理，再將環(huán)境公平感知的3個維度分別和社會信任的兩個維度相乘作為交互變量，表示社會信任各維度與環(huán)境公平感知各維度的交互項。

結(jié)合農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的相關(guān)文獻[2， 3， 5， 7， 8]，從農(nóng)戶個體特征，家庭資源稟賦、認知特征以及外部條件特征4個方面選取控制變量。個體特征包括：性別、年齡、受教育程度； 家庭資源稟賦主要包括：家庭人口數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)勞動人口數(shù)、家庭人均年收入、農(nóng)業(yè)收入占比以及種植規(guī)模； 認知特征主要為環(huán)境認知和低碳農(nóng)業(yè)認知； 外部條件特征主要包括：居住地與最遠地塊之間的距離、政府監(jiān)測以及地區(qū)變量。主要變量含義及樣本統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量含義及樣本統(tǒng)計

變量變量名含義及賦值均值標準差因變量農(nóng)膜處理行為(Y1)燒掉/翻埋在田里/隨手丟棄=00.8050.396和生活垃圾一起處理/帶回家繼續(xù)使用/賣廢品=1秸稈處理行為(Y2)堆在地頭、路邊/焚燒=00.8300.376家畜飼料/生活燃料/還田=1環(huán)境公平感知種際公平感知(X1)人與自然應該和諧相處、協(xié)調(diào)發(fā)展1=非常不同意3.9030.749動物、植物與人類有著一樣的生存權(quán)2=不同意3.7710.766破壞生物多樣性,對生態(tài)系統(tǒng)不公平3=一般3.8250.837人際公平感知(X2)農(nóng)膜、秸稈焚燒造成環(huán)境污染不利于他人4=同意3.6200.779其他農(nóng)戶在環(huán)境保護中付出了同等努力5=非常同意3.1730.865其他社會群體、組織機構(gòu)應參與環(huán)境保護3.450.908大家都有責任、義務(wù)拒絕焚燒農(nóng)膜、秸稈3.4040.865代際公平感知(X3)后代具有享受美好環(huán)境的權(quán)利3.4230.927后代同樣擁有保護環(huán)境的責任3.4060.901后代同樣擁有保護環(huán)境的義務(wù)3.4790.951社會信任人際信任(X4)對街坊鄰居的信任程度1=非常不信任3.5570.840對親戚朋友的信任程度2=不信任3.7060.801對同村農(nóng)戶的信任程度3=一般3.4450.905制度信任(X5)對政府政策的信任程度4=信任3.3041.112對村干部的信任程度5=非常信任3.2460.963個體特征性別(X6)女=0;男=10.7080.455年齡(X7)實際年齡(歲)47.99310.328受教育程度(X8)1=沒上過學;2=小學;3=初中;4=高中;5=本科及以上3.0730.957家庭稟賦家庭人口數(shù)(X9)實際人口數(shù)4.6111.433家庭勞動力(X10) 勞動人口數(shù)2.1900.683家庭人均收入(X11) 總收入/家庭人口數(shù)0.9720.810農(nóng)業(yè)收入占比(X12)農(nóng)業(yè)收入/總收入0.6360.318種植規(guī)模(X13)種了多少地12.37016.521認知特征環(huán)境認知(X14)焚燒農(nóng)膜、秸稈會造成空氣污染3.852 0.997低碳農(nóng)業(yè)認知(X15)是否聽說過低碳農(nóng)業(yè);沒聽說過=0;聽說過=10.5960.491外部特征居住地與最遠地塊間的距離(X16)實際距離9.99884.940政府監(jiān)測(X17)是否設(shè)立秸稈、農(nóng)膜禁燒監(jiān)測點; 沒有=0;有=10.6930.462地區(qū)變量(X18)甘肅=0;陜西=10.3970.490

2.2.2 描述性統(tǒng)計

(1)樣本基本特征。在有效問卷中，男性占比70.8%，農(nóng)戶平均年齡48歲，受教育程度主要集中在小學和初中，占比63.3%，家庭平均人口數(shù)為5人，家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)多為2人，占比72.5%，戶均種植規(guī)模為0.82hm2(12.37畝)，有68.1%的農(nóng)戶認為農(nóng)膜、秸稈的焚燒有害于環(huán)境，環(huán)境認知較高，有59.6%的農(nóng)戶聽說過低碳農(nóng)業(yè)，對低碳農(nóng)業(yè)有一定程度的認知。

表2 多重共線性檢驗結(jié)果

模型共線性統(tǒng)計量容差VIF制度信任種際公平感知0.7261.378人際公平感知0.8681.152代際公平感知0.8361.196人際信任0.8041.244性別0.9101.099年齡0.7311.368受教育程度0.7571.321家庭人口數(shù)0.7271.376家庭勞動力0.8141.228家庭人均收入0.6011.664農(nóng)業(yè)收入占比0.6261.598種植規(guī)模0.7841.275環(huán)境認知0.8201.219低碳農(nóng)業(yè)認知0.9271.079居住地與最遠地塊間的距離0.9441.060政府監(jiān)測0.7871.271地區(qū)變量0.5681.760

(2)農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為。在農(nóng)膜處理方面， 19.5%的農(nóng)戶選擇了焚燒或者隨手扔， 13.1%的農(nóng)戶選擇了帶回家繼續(xù)使用， 23.4%的農(nóng)戶選擇了賣給廢品站， 44.0%的農(nóng)戶選擇和生活垃圾一起處理。在秸稈處理方面，有5.2%的農(nóng)戶選擇了隨意堆在地頭或路邊，有10.3%的農(nóng)戶選擇了就近焚燒， 46.9%的農(nóng)戶將秸稈帶回家作為家畜飼料或者生活燃料， 30.4%的農(nóng)戶將秸稈粉碎還田，僅有7.2%的農(nóng)戶選擇將秸稈出售。

2.3 研究方法

基于因變量的二分類定義方式，該文選擇二元Logistic模型進行回歸分析，建立以下回歸模型，考慮到該文的農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為包括農(nóng)膜和秸稈科學處理兩種，因此，對農(nóng)膜和秸稈的處理方式分別做回歸。

式中，yk，表示農(nóng)戶生產(chǎn)行為，k=1， 2；k=1 表示農(nóng)戶對廢棄農(nóng)膜的處理方式，k=2表示農(nóng)戶對秸稈的處理方式，y1=0時，表示農(nóng)戶對廢棄農(nóng)膜的處理是高碳的，反之，y1=1時，表示農(nóng)戶對廢棄農(nóng)膜的處理是低碳的； 同樣，y2=0時，表示農(nóng)戶對秸稈的處理是高碳的，反之，y2=1時，表示農(nóng)戶對秸稈的處理是低碳的；p為農(nóng)戶選擇某種生產(chǎn)方式的概率；xi表示可能影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為的第i種因素。

3 實證結(jié)果分析

3.1 多重共線性檢驗

考慮到各自變量間可能存在多重共線性，需進行各自變量間的多重共線性檢驗，為避免冗余，該文僅選取“制度信任”作為被解釋變量，其余變量為解釋變量的檢驗結(jié)果，如表2所示。綜合全部檢驗結(jié)果，所有自變量的容差均大于0.5，且方差膨脹系數(shù)值(VIF)均在3以下，所以各自變量之間的共線程度均在合理范圍以內(nèi)，可進一步進行回歸分析。

3.2 模型分層回歸估計結(jié)果

借助SPSS22.0統(tǒng)計軟件對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為和秸稈處理行為分別進行了Logistic回歸，并利用分層回歸檢驗了社會信任的調(diào)節(jié)效應，模型估計結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)戶農(nóng)膜和秸稈處理行為的模型估計結(jié)果

變量廢舊農(nóng)膜處理行為秸稈處理行為模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8控制變量X6-0.242-0.111-0.195-0.241-0.307-0.233-0.298-0.281X70.043???0.040??0.041??0.037??0.0260.0240.0220.017X80.629???0.660???0.665???0.763???0.292?0.313?0.307?0.275X90.0440.0000.0400.0610.023-0.0050.0070.012X10-0.289-0.295-0.311-0.371-0.010-0.0080.004-0.046X110.837???0.747??0.794??0.860??0.4870.4050.3710.429X120.6320.4740.3960.6380.1680.030-0.134-0.152X13-0.005-0.006-0.009-0.013-0.011-0.011-0.012-0.011X14-0.256?-0.373??-0.473???-0.459???-0.071-0.114-0.207-0.228X150.744???0.694??0.817???0.793??0.277-0.4080.4180.449X160.0030.0030.0040.005-0.001-0.001-0.001-0.001X17-0.201-0.386-0.306-0.320-0.294-0.408-0.386-0.356X180.969??0.959??1.126???1.183???1.231???1.236???1.562???1.727???主效應X10.3000.0870.4480.100-0.106-0.117X20.565??0.563??0.541??0.388?0.476??0.469?X30.2300.1890.1360.1440.0680.113X40.767???0.944???0.578??0.628??X5-0.057-0.0900.380??0.392??調(diào)節(jié)效應X1×X41.824???0.030X1×X5-0.696??0.227X2×X4-0.0900.838?X2×X5-0.206-0.991???X3×X4-0.261-0.454X3×X50.3020.296常數(shù)項-2.475?-5.330???-6.776???-8.763???-0.781-2.430-4.516??-4.444??χ261.58773.52784.752107.35835.59940.30857.52468.502 Cox&Snell R20.1390.1640.1860.2300.0830.0930.1310.154Nagelkerke R20.2220.2610.2970.3670.1390.1560.2180.256 注:?、?? 和 ??? 分別為變量在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著

3.3 農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為分析

3.3.1 核心變量對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的主效應分析

(1)農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為分析。由表3可知，環(huán)境公平感知維度中的人際公平感知顯著正向影響農(nóng)戶的農(nóng)膜處理行為，人際公平感知越高，農(nóng)戶越傾向于科學處理廢舊農(nóng)膜； 而種際公平感知對農(nóng)戶科學處理廢舊農(nóng)膜行為的影響并不顯著，可能的原因是，雖然農(nóng)戶高度承認人與自然應和諧相處，但出于經(jīng)濟、技術(shù)成本等其他原因，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中仍受“人類中心主義”的影響，以破壞環(huán)境的代價換取經(jīng)濟利益； 同樣，代際公平感知對農(nóng)戶科學處理農(nóng)膜行為的影響也不顯著，可能的原因是，農(nóng)戶當下的經(jīng)濟、生活水平尚未達到預期的高度，仍以追逐當前短期經(jīng)濟利益為主，加之未來收益具有不確定性和風險性，導致農(nóng)戶并未充分考慮環(huán)境資源分配的代際公平性，從而出現(xiàn)了不科學處理農(nóng)膜的行為。在社會信任維度中，人際信任顯著正向影響農(nóng)戶對農(nóng)膜的科學處理，人際信任程度越高，農(nóng)戶對農(nóng)膜科學處理的可能性也就越大。

(2)農(nóng)戶秸稈處理行為分析。在農(nóng)戶秸稈處理模型中，與農(nóng)戶農(nóng)膜處理一樣，環(huán)境公平感知維度中，只有人際公平感知顯著正向影響農(nóng)戶秸稈處理行為； 不一致的是，在社會信任維度中，除人際信任顯著正向影響農(nóng)戶秸稈處理行為外，制度信任也顯著正向影響農(nóng)戶秸稈處理行為，可能的解釋是隨著秸稈禁燒政策的出臺，秸稈禁燒監(jiān)管力度逐漸加大，進一步提升了政府公信力，農(nóng)戶更加信任政府以及代替政府履行職能的基層村干部，在秸稈處理的過程中也更加科學、合理化。

3.3.2 社會信任的調(diào)節(jié)效應

(1)社會信任在環(huán)境公平感知與農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為間的調(diào)節(jié)效應。在農(nóng)戶農(nóng)膜處理模型中，人際信任和制度信任與種際公平感知的交互項均達到了顯著性水平，表明種際公平感知對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為的影響受到社會信任的調(diào)節(jié)。其中，人際信任強化了種際公平感知對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為的影響，但制度信任弱化了種際公平感知對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為的影響，可能的原因是，雖然政府推行廢舊農(nóng)膜的回收和資源化利用，但由于政府的監(jiān)督扶持力度不夠，使農(nóng)戶農(nóng)膜回收處理及資源化利用缺乏外部性約束及利益激勵，這就弱化了種際公平感知對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為的影響程度。此外，社會信任各維度與人際公平感知和代際公平感知的交互項并不顯著，說明社會信任在人際公平感知與農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為之間以及在代際公平感知與農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為之間的調(diào)節(jié)作用并不顯著。

(2)社會信任在環(huán)境公平感知與農(nóng)戶秸稈處理行為間的調(diào)節(jié)效應。在農(nóng)戶秸稈處理模型中，社會信任的兩個維度與種際公平感知和代際環(huán)境公平感知的交互項均沒有達到顯著性水平，表明社會信任在種際公平感知和農(nóng)戶秸稈處理行為間的調(diào)節(jié)效應并不顯著，在代際環(huán)境公平感知與農(nóng)戶秸稈處理行為間的調(diào)節(jié)作用也不顯著。而社會信任在人際公平感知與農(nóng)戶秸稈處理行為之間存在明顯的調(diào)節(jié)效應； 人際信任度越高，越能感覺到環(huán)境利益、負擔分配的公平性，進一步強化了人際公平感知對農(nóng)戶秸稈處理行為的影響； 不同的是，制度信任在人際公平感知與農(nóng)戶秸稈處理行為中存在明顯的負向調(diào)節(jié)效應，可能的解釋是，隨著秸稈禁燒和綜合利用政策的推行，政府需做大量的宣傳前提工作，而個別農(nóng)戶極易產(chǎn)生對政府的過度依賴心理，認為政府在農(nóng)業(yè)碳減排工作中應承擔更多的責任； 此外，政府對秸稈禁燒和綜合利用尚停留在宣傳層次上，缺乏必要的利益引導及政策鼓勵，這就弱化了人際公平感知對農(nóng)戶秸稈科學處理行為的影響程度，導致農(nóng)戶低碳生產(chǎn)積極性降低。

3.3.3 控制變量對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的影響分析

(1)農(nóng)戶個體特征。年齡和受教育程度顯著正向影響農(nóng)戶的農(nóng)膜處理行為，農(nóng)戶年齡越大、受教育程度越高，越傾向于對廢舊農(nóng)膜的低碳化處理。

(2)農(nóng)戶家庭稟賦。人均年收入正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為。

(3)農(nóng)戶認知特征。農(nóng)戶低碳農(nóng)業(yè)認知正向影響農(nóng)戶的農(nóng)膜處理行為； 而環(huán)境認知卻負向影響農(nóng)戶的農(nóng)膜處理行為，表明雖然農(nóng)戶的環(huán)境認知高，但對廢舊農(nóng)膜的科學處理的可能性卻不大，可能的原因是受技術(shù)成熟度及技術(shù)成本等的影響，出現(xiàn)了這種高認知低行為的情況。

(4)外部特征。地區(qū)變量顯著正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為，表明相較于甘肅地區(qū)的樣本農(nóng)戶，陜西地區(qū)的樣本農(nóng)戶更能科學處理農(nóng)膜； 通過計算，甘肅地區(qū)樣本農(nóng)戶的人均年收入僅為0.64萬元，而陜西樣本農(nóng)戶的人均年收入是甘肅地區(qū)樣本農(nóng)戶的1倍多(1.36萬元)，可能受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平及人均年收入的影響，甘肅地區(qū)樣本農(nóng)戶農(nóng)膜處理的科學性較低。此外，地區(qū)變量也是影響農(nóng)戶秸稈處理的關(guān)鍵因素，研究表明陜西地區(qū)的樣本農(nóng)戶對秸稈處理的科學性要高于甘肅地區(qū)的樣本農(nóng)戶，除受經(jīng)濟發(fā)展水平制約外，可能的原因是陜西地區(qū)的樣本選取主要為關(guān)中平原地區(qū)，而甘肅地區(qū)的樣本主要集中在地勢起伏較大的山區(qū)，不利于秸稈機械化快速還田、離田，從而降低了農(nóng)戶低碳化處理秸稈的可能。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

該文以農(nóng)戶農(nóng)膜和秸稈處理行為為例，基于陜西和甘肅兩省411個農(nóng)戶的村域調(diào)查數(shù)據(jù)，運用二元Logistic回歸模型，分析了環(huán)境公平感知和社會信任對農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的主效應，并將社會信任作為調(diào)節(jié)變量，結(jié)合分層回歸探討了其在環(huán)境公平感知和農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為之間的調(diào)節(jié)效應，主要得出以下結(jié)論。

(1)環(huán)境公平感知和社會信任是影響農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的關(guān)鍵因素。環(huán)境公平感知維度中的人際公平感知和社會信任維度中的人際信任均顯著正向影響農(nóng)戶農(nóng)膜和秸稈的處理行為，此外，社會信任中的制度信任對農(nóng)戶秸稈處理行為也具有顯著的促進作用。

(2)社會信任在種際公平感知和農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為之間以及在人際公平感知和農(nóng)戶秸稈處理行為之間具有顯著的調(diào)節(jié)作用。其中，人際信任正向調(diào)節(jié)種際公平感知對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為的影響，同時正向調(diào)節(jié)人際公平感知對農(nóng)戶秸稈處理行為的影響； 相反，制度信任負向調(diào)節(jié)種際公平感知對農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為的影響，且負向調(diào)節(jié)人際公平感知對農(nóng)戶秸稈處理行為的影響。

(3)影響農(nóng)戶不同類型的低碳生產(chǎn)行為的因素同中有異。地區(qū)變量是影響農(nóng)戶農(nóng)膜和秸稈處理的共同因素，與秸稈處理不同的是，農(nóng)戶農(nóng)膜處理行為還受到年齡、受教育程度、人均年收入、環(huán)境認知及低碳農(nóng)業(yè)認知的影響。

4.2 建議

根據(jù)上述所得結(jié)論，為促進農(nóng)戶生產(chǎn)行為向低碳化方向轉(zhuǎn)變，推動農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用，促進農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展，該文提出以下對策建議。

(1)通過開辦田間學校等方式提高農(nóng)戶的教育水平和低碳農(nóng)業(yè)認知，加大低碳農(nóng)業(yè)的宣傳力度，鼓勵農(nóng)戶在享受美好環(huán)境的同時，應當履行相應的責任和義務(wù)，提高農(nóng)戶關(guān)于環(huán)境利益、負擔分配的公平感知，以調(diào)動農(nóng)戶參與低碳農(nóng)業(yè)的主動性和積極性。

(2)全面推行、落實農(nóng)膜和秸稈回收及資源化利用補貼政策，實現(xiàn)普惠性補貼； 適當提高補貼額度，降低農(nóng)戶科學處理農(nóng)膜、秸稈的經(jīng)濟成本，加大技術(shù)扶持力度，確保補貼政策的穩(wěn)定性、確定性以及透明性； 通過組織農(nóng)村集體活動，增加農(nóng)戶間的交流，培育農(nóng)戶間的人際信任； 開展農(nóng)戶低碳生產(chǎn)年度評比活動，樹立低碳生產(chǎn)模范農(nóng)戶等來加強農(nóng)戶與政府間的交流，同時加大監(jiān)督懲處力度，以此提高政府公信力，為促使農(nóng)戶低碳生產(chǎn)奠定基礎(chǔ)。

(3)此外，農(nóng)戶低碳生產(chǎn)行為的地域性差異較大，針對經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高且適合機械化的陜西地區(qū)，應該以拓寬農(nóng)業(yè)廢棄物回收及資源化利用的技術(shù)途徑為主，加大技術(shù)扶持力度； 在經(jīng)濟相對落后且不適合大范圍機械化生產(chǎn)的甘肅地區(qū)，應以利益引導為主，輔以一定的技術(shù)支持，實現(xiàn)因地制宜、分區(qū)施策，以此促進農(nóng)戶生產(chǎn)向低碳化方向轉(zhuǎn)變。