◎陳 偉 周 宏

我國農(nóng)戶的不規(guī)范施藥行為引發(fā)了一系列諸如農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)藥超標(biāo)、土壤和水體污染的負(fù)面效應(yīng)，造成巨大的經(jīng)濟(jì)損失［1］。為規(guī)范農(nóng)藥使用，2017年新修訂的《農(nóng)藥管理?xiàng)l例》明確提出，要按照標(biāo)簽內(nèi)容要求施藥，并指出了禁止性施藥行為，對(duì)農(nóng)戶的施藥規(guī)范性提出了更高要求。值得關(guān)注的是，農(nóng)戶必須從外界獲取信息。信息是導(dǎo)致農(nóng)戶施藥行為出現(xiàn)差異的重要原因之一［2-3］?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多探究某一信息渠道對(duì)施藥行為的影響。那么，農(nóng)戶對(duì)多個(gè)信息渠道利用程度的差異使其施藥行為規(guī)范性有何不同？信息渠道利用對(duì)農(nóng)戶施藥的規(guī)范性作用機(jī)制又是如何？為探討以上問題，本文擬利用江蘇省稻農(nóng)的調(diào)研數(shù)據(jù)，揭示信息渠道利用對(duì)農(nóng)戶施藥規(guī)范性的影響，并探究農(nóng)戶對(duì)信息渠道的利用經(jīng)由中介變量安全施藥認(rèn)知對(duì)施藥規(guī)范性的作用機(jī)制。

一、研究假說與方法選擇

1.研究假說

農(nóng)戶行為理論中的理性小農(nóng)學(xué)派認(rèn)為，農(nóng)戶會(huì)遵循市場經(jīng)濟(jì)理性原則進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。認(rèn)知行為理論則提出，認(rèn)知對(duì)個(gè)體行為有直接影響，調(diào)整認(rèn)知可以改變非理性行為，且外界刺激的介入可以改變認(rèn)知。因此，農(nóng)戶理應(yīng)跟隨自己信賴的信息進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)戶對(duì)信息渠道的利用會(huì)影響農(nóng)戶施藥的規(guī)范性；農(nóng)戶的安全施藥認(rèn)知會(huì)影響施藥行為，對(duì)信息渠道的利用程度的差異可能導(dǎo)致安全施藥認(rèn)知不同。

基于以上分析，本文提出三個(gè)研究假說：①信息渠道利用對(duì)農(nóng)戶施藥規(guī)范性具有正向影響；②信息渠道利用對(duì)農(nóng)戶安全施藥認(rèn)知具有正向影響；③農(nóng)戶安全施藥認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶施藥規(guī)范性具有正向影響。

2.方法選擇

本文所要分析的信息渠道利用、農(nóng)戶安全施藥認(rèn)知以及施藥規(guī)范性均屬于無法直接觀測的多維變量，且具有一定測量誤差。本文所選擇的結(jié)構(gòu)方程模型能夠處理由觀測變量構(gòu)成的潛變量，并將測量模型和因果模型相結(jié)合，允許模型中誤差的存在，使估計(jì)結(jié)果更逼真地模擬實(shí)際情況［4］。

二、數(shù)據(jù)說明與問卷設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2017年8月對(duì)江蘇省水稻種植戶進(jìn)行的調(diào)研，調(diào)研區(qū)域覆蓋20個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共發(fā)放問卷312份。剔除異常問卷以及關(guān)鍵變量缺失問卷39份后，有效問卷為273份。

2.基本特征

首先，樣本中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的年齡在40歲以下的僅有9人，占比為3.3%，41至60歲的人數(shù)最多，占總?cè)藬?shù)的56.04%，60歲以上的樣本為111人，占比40.66%；其次，經(jīng)營耕地30畝以下的較小規(guī)模種植戶占比64.10%，但也存在24.18%超過100畝的規(guī)模經(jīng)營戶；第三，樣本受教育程度為小學(xué)及以下、初中、高中的農(nóng)戶分別占比32.97%、46.52%、17.95%，大專及以上文化程度的僅有7人，占比2.56%；最后，樣本農(nóng)業(yè)收入占總收入比重超過80%的占比為66.67%。

3.問卷設(shè)計(jì)與變量說明

本文依照前文假說，結(jié)合調(diào)研實(shí)際情況設(shè)計(jì)調(diào)研問卷。變量、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

4.問卷的信度和效度檢驗(yàn)

本文運(yùn)用SPSS17.0軟件進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。首先，采用Cronbach`a系數(shù)法進(jìn)行信度分析。問卷總體的Cronbach`a值為0.732，說明問卷總體的信度很好；三個(gè)潛變量的Cronbach`a值分別為0.607、0.637和0.647，說明樣本的各項(xiàng)測量指標(biāo)一致性較好。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett的球形度檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，總體KMO值為0.766，三個(gè)潛變量的KMO值分別為0.642、0.622、0.695，皆大于0.5，Bartlett球形檢驗(yàn)近似卡方值為584.043，P值為0.000（＜0.001），說明樣本適合做因子分析。對(duì)于效度檢驗(yàn)，本文采用主成分因子與方差最大正交旋轉(zhuǎn)方法所得出各個(gè)觀測變量的因子載荷分別為-0.531、0.692、0.779、0.680、0.637、0.750、0.696、0.685、0.746、0.731、0.597，絕對(duì)值皆大于0.5，說明數(shù)據(jù)的效度較好。

表2 結(jié)構(gòu)方程路徑系數(shù)估計(jì)結(jié)果

三、計(jì)量檢驗(yàn)：來自江蘇省的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

1.模型構(gòu)建

根據(jù)上文研究假說，本文所構(gòu)建的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Y1、Y2、Y3分別代表農(nóng)戶施藥規(guī)范性、安全施藥認(rèn)知以及信息渠道利用，castoff至organization代表觀察變量，α為潛變量與觀察變量之間的路徑系數(shù)，β為潛變量之間的路徑系數(shù)，ε為殘差項(xiàng)。

2.模型擬合與修正

本文運(yùn)用AMOS22.0軟件對(duì)結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行擬合。初步擬合結(jié)果顯示，模型的誤差方差未出現(xiàn)負(fù)值；協(xié)方差之間的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)絕對(duì)值沒有接近或超過1；標(biāo)準(zhǔn)誤的值均處在合理范圍內(nèi)；模型的協(xié)方差矩陣符合正定矩陣的要求；總體擬合結(jié)果中選取的11個(gè)擬合指數(shù)均在建議范圍內(nèi)。因此，模型未出現(xiàn)違規(guī)估計(jì)，且總體擬合效果較好。初步估計(jì)結(jié)果中 “信息來源數(shù)量”對(duì)“信息渠道利用”的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.126，絕對(duì)值小于0.3不能有效測度潛變量［4］，因此本文將該變量剔除。

3.模型路徑分析和結(jié)果分析

最終擬合結(jié)果如表2所示，本文對(duì)信息渠道利用、安全施藥認(rèn)知與農(nóng)藥施用規(guī)范性關(guān)系構(gòu)建的假設(shè)基本成立。下文將對(duì)擬合結(jié)果作詳細(xì)分析。

（1）潛變量間關(guān)系分析

信息渠道利用對(duì)農(nóng)藥施用規(guī)范性的路徑指數(shù)為0.310，信息渠道利用對(duì)安全施藥認(rèn)知的路徑指數(shù)為0.528，農(nóng)戶安全施藥認(rèn)知對(duì)施藥規(guī)范性的路徑系數(shù)為0.329，皆通過顯著性檢驗(yàn)。擬合結(jié)果說明，對(duì)信息渠道的利用程度越高，農(nóng)戶越傾向于規(guī)范施藥；更好利用信息渠道的農(nóng)戶能獲取更多的環(huán)境知識(shí)信息，對(duì)農(nóng)藥施用與自然環(huán)境、人體健康的安全施藥認(rèn)知水平提高，將農(nóng)戶的施藥行為向更規(guī)范的方向引導(dǎo)。由潛變量之間的路徑系數(shù)可以得出，信息渠道利用對(duì)農(nóng)藥施用規(guī)范性的總路徑系數(shù)為0.4837，其中直接影響的路徑系數(shù)為0.310，通過安全施藥認(rèn)知間接影響的路徑系數(shù)為0.1737，這表明信息渠道利用通過中介變量安全施藥認(rèn)知產(chǎn)生的間接影響小于直接影響。

（2）潛變量與觀察變量間關(guān)系分析

反映信息渠道利用的四個(gè)指標(biāo)中，每年與農(nóng)技員聯(lián)系次數(shù)、親朋中村干部戶數(shù)以及是否加入農(nóng)民組織對(duì)其具有顯著影響，三者的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別是0.773、0.775、0.513。與預(yù)想不同的是，信息來源數(shù)量對(duì)于信息渠道利用有一個(gè)負(fù)的不顯著的影響，原因可能是即便農(nóng)戶接觸到多樣化的信息來源，但是文化水平的低下導(dǎo)致其無法對(duì)繁雜的信息進(jìn)行篩選和運(yùn)用。農(nóng)技員與村干部的作用相對(duì)更為顯著。

本文所選定的測度農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥安全施藥認(rèn)知的三個(gè)觀察變量均對(duì)其有顯著影響，農(nóng)藥過量施用危害認(rèn)知、農(nóng)藥殘留及其危害認(rèn)知和生物農(nóng)藥認(rèn)知對(duì)安全施藥認(rèn)知的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別是0.556、0.718和0.569。這說明農(nóng)戶對(duì)過量施藥、農(nóng)藥殘留和生物農(nóng)藥的認(rèn)識(shí)越全面深入，安全施藥認(rèn)知水平越高。

反映農(nóng)藥施用規(guī)范性的四個(gè)可觀測變量中，如何處理廢棄物、是否注意間隔期、施藥次數(shù)、施藥量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別是0.612、0.690、0.393和0.630，這表明對(duì)廢棄物的處理越規(guī)范、越注意施藥間隔期，施藥次數(shù)越少、施藥量越遵循標(biāo)準(zhǔn)劑量，施藥規(guī)范程度越高。值得注意的是，施藥次數(shù)對(duì)農(nóng)藥使用規(guī)范性的路徑系數(shù)較小，原因可能有二：一，地區(qū)之間病蟲害程度存在異質(zhì)性，病蟲害嚴(yán)重的地區(qū)，客觀需求的打藥次數(shù)偏多；二，首次施藥按目的可分為預(yù)防性施藥和治理性施藥，后者在水稻生長過程中面臨的病蟲害更嚴(yán)重，導(dǎo)致農(nóng)戶即便規(guī)范施藥，施藥次數(shù)也較多。

四、結(jié)論與政策建議

信息渠道利用水平的高低不僅會(huì)直接影響農(nóng)戶施藥行為的規(guī)范性，還會(huì)通過中介變量安全施藥認(rèn)知對(duì)施藥行為規(guī)范性產(chǎn)生間接影響，但間接效應(yīng)小于直接效應(yīng)。值得注意的是，農(nóng)技員、村干部與合作社是提高信息渠道利用水平的關(guān)鍵。

基于以上結(jié)論，本文的政策建議為：第一，加強(qiáng)政府的監(jiān)管和引導(dǎo)，提升農(nóng)戶的信息渠道利用水平。具體可建設(shè)農(nóng)技員人才隊(duì)伍，提高農(nóng)技員的專業(yè)素養(yǎng)和業(yè)務(wù)水平，并更大程度地發(fā)揮村干部與合作社在農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)信息的傳播作用。第二，提高農(nóng)戶的安全施藥認(rèn)知水平。政府可組織農(nóng)戶參加培訓(xùn)或知識(shí)講座，也可利用農(nóng)技員、村干部、合作社帶頭人等在農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的影響力，積極向農(nóng)戶宣傳相關(guān)知識(shí)。