許佳彬，王洋，李翠霞,2*

（1. 東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150030；2. 黑龍江省綠色食品科學(xué)研究院，黑龍江 哈爾濱 150028）

推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，鼓勵(lì)農(nóng)戶采用有機(jī)肥替代化肥，是現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)體制下中國政府高度關(guān)注的問題。2017年在《關(guān)于創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》中指出，要繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)藥化肥“零增長”行動(dòng)，加大對(duì)有機(jī)肥的推廣力度，在重點(diǎn)區(qū)域著力推廣有機(jī)肥替代化肥，全面實(shí)施測(cè)土配方施肥，強(qiáng)化病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治以及實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全程綠色防控。2018和2019年中央一號(hào)文件均強(qiáng)調(diào)，有效解決農(nóng)業(yè)面源污染是全面建成小康社會(huì)、全面實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興的重要環(huán)節(jié)，要全面開展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行動(dòng)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)藥、化肥等投入品的減量投入。雖然化肥在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、保障國家糧食安全方面做出了巨大貢獻(xiàn)[1-2]，但由于化肥常年、低效的使用已經(jīng)導(dǎo)致土壤板結(jié)、水土流失、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量下降等問題日益嚴(yán)重。研究表明，有機(jī)肥因其具有養(yǎng)分充足、肥效持久穩(wěn)定的特性，并且具備有效緩解土壤板結(jié)、降低水土流失率的功效，被認(rèn)為是破解中國資源環(huán)境壓力的“先鋒軍”，可以加快實(shí)現(xiàn)化肥“零增長”和減量的目標(biāo)[3-4]。然而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中有機(jī)肥的實(shí)際施用率仍然較低，根據(jù)對(duì)農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)前正在施用有機(jī)肥的農(nóng)戶僅占15%-35%[5-6]，但是農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿卻相當(dāng)高，比重接近80%，有施用意愿但沒有施用行為的農(nóng)戶占比達(dá)到63%。是什么原因?qū)е罗r(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為的不一致？厘清農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為相悖離的原因?qū)τ诟倪M(jìn)農(nóng)業(yè)投入品格局、推進(jìn)有機(jī)肥持續(xù)長久采用、最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、全面實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興具有重要意義。

目前，關(guān)于意愿與行為的悖離，學(xué)者們?cè)诓煌I(lǐng)域內(nèi)開展了相關(guān)的研究，主要包括食品安全購 買[7-9]、糧食生產(chǎn)投資[10]、農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)[11-12]、草原流轉(zhuǎn)[13]、農(nóng)村社區(qū)小型水利設(shè)施建設(shè)[14]、農(nóng)村生活垃圾集中處理[15]等，發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶意愿與行為相悖離的因素不盡相同。同時(shí)，已有部分學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為相悖離的研究，張童朝等[16]利用魯鄂冀皖四省1 372份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用MOA模型實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民秸稈資源化意愿與行為相悖的原因，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民秸稈資源化利用多表現(xiàn)為“有意愿無行為”，機(jī)會(huì)的強(qiáng)化能夠增強(qiáng)動(dòng)機(jī)和能力在農(nóng)民意愿向行為轉(zhuǎn)化中的積極效應(yīng)。楊玉蘋等[17]基于設(shè)施蔬菜農(nóng)戶的數(shù)據(jù)，構(gòu)建Bivariate Probit模型，系統(tǒng)闡述農(nóng)戶生物菌肥購買意愿與行為差異的原因，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶文化程度、種植年限、對(duì)無公害、綠色、有機(jī)蔬菜了解程度等是導(dǎo)致意愿與行為不一致的原因。姜利娜和趙霞[18]基于5省863個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Bivariate Probit模型實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)戶綠色農(nóng)藥購買意愿與行為悖離的原因，發(fā)現(xiàn)距中心城市距離、對(duì)政府禁止使用農(nóng)藥的認(rèn)知、對(duì)綠色、無公害、有機(jī)產(chǎn)品的了解等是主要影響因素。郭利京和王穎[19]通過對(duì)江蘇省693戶蔬菜種植戶的深度訪談，探究農(nóng)戶生物農(nóng)藥使用意愿與行為沖突的原因及影響因素，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶生物農(nóng)藥使用存在明顯意愿與行為的悖離，這一現(xiàn)象的形成不僅僅受農(nóng)戶個(gè)人因素的影響，同時(shí)還會(huì)受到不為農(nóng)戶所控制的現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)環(huán)境因素所影響。傅新紅和宋汶庭[20]基于對(duì)四川省406戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建2個(gè)Logistic回歸模型研究影響農(nóng)戶生物農(nóng)藥購買意愿與行為的因素，發(fā)現(xiàn)性別、受教育程度既影響農(nóng)戶購買意愿又影響農(nóng)戶購買行為。

綜合現(xiàn)有研究成果可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的研究甚少，特別是以黑龍江省為研究區(qū)域的文獻(xiàn)尚未發(fā)現(xiàn)。黑龍江省是農(nóng)業(yè)大省，是全國重要的糧食主產(chǎn)區(qū)，截至2020年糧食產(chǎn)量連續(xù)17年穩(wěn)居全國第一，肩負(fù)維護(hù)國家糧食安全“壓艙石”的責(zé)任和使命。2018年4月，黑龍江省政府在《黑龍江省創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的實(shí)施意見》中指出，必須全面推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，2020年全省化肥施用量比2015年減少10%以上，化肥利用率達(dá)到42%，全力保障國家食物安全、資源安全和生態(tài)安全。鑒于對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理及分析存在的不足，本研究基于對(duì)黑龍江省13市47村652個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Logistic回歸模型探究農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的原因，并采用解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）進(jìn)一步探究各影響因素之間的邏輯層次結(jié)構(gòu)，為積極推行有機(jī)肥的施用提供理論支持與決策參考。

1 理論邏輯分析

1.1 理論分析

作為理性經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)戶一切生產(chǎn)活動(dòng)均以自身利益最大化為目標(biāo)，這便導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身具有較強(qiáng)的外部性，如何將外部成本內(nèi)部化一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的問題。庇古指出，對(duì)于環(huán)境污染問題國家可以采取向引起污染的經(jīng)濟(jì)主體征稅的手段實(shí)現(xiàn)外部成本內(nèi)部化。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，農(nóng)戶往往追求自身利益的最大化，而不考慮對(duì)環(huán)境的危害程度，過量施用化肥以期能提高生產(chǎn)效益。但從實(shí)際生產(chǎn)來看，40%的化肥不能被農(nóng)作物所吸收，而是直接排放到自然環(huán)境中，對(duì)土壤、水體、大氣和人體健康均帶來較強(qiáng)的負(fù)向影響，屬于典型的負(fù)外部性活動(dòng)，此時(shí)邊際社會(huì)成本（MSC）大于邊際私人成本（MPC），其中的差額即為化肥過量施用對(duì)環(huán)境帶來的危害。從圖1可以發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)戶追求自身利益最大化的情形下，農(nóng)戶化肥施用均衡水平為Q1，要遠(yuǎn)高于社會(huì)要求的有效水平Q1*，多施用的化肥量（Q1-Q1*）一旦進(jìn)入自然環(huán)境中，就會(huì)打破原有農(nóng)業(yè)生態(tài)平衡，增加土壤板結(jié)率、農(nóng)業(yè)面源污染率、環(huán)境惡化率等，稱作為負(fù)外部性或成本外溢量。如何減少施用化肥給環(huán)境帶來的負(fù)外部性，很多學(xué)者都支持采用有機(jī)肥替代化肥的方法，以減少化肥的投入量[1-2]。

減少化肥投入量用有機(jī)肥進(jìn)行代替可以有效增強(qiáng)土壤肥力，如果長期施用還可提高土壤有機(jī)質(zhì)含量，在保證作物高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的同時(shí)可以改善農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，提升農(nóng)產(chǎn)品口感，有利于人體健康和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展。有機(jī)肥的施用本質(zhì)上是一種負(fù)外部經(jīng)濟(jì)正外部化的行為，此時(shí)產(chǎn)生的邊際社會(huì)收益大于邊際私人成本，其中的差額即為正外部性或稱利益外溢。從圖2可以發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)戶利潤最大化條件下，有機(jī)肥施用量為Q2，社會(huì)所要求的最優(yōu)水平為Q2*，根據(jù)庇古提出可以通過補(bǔ)貼、獎(jiǎng)勵(lì)的解決辦法，通過降低農(nóng)戶施用有機(jī)肥的成本，使農(nóng)戶邊際收益曲線MPB上移，逐漸達(dá)到邊際社會(huì)收益曲線MSB，有機(jī)肥的均衡收益量從Q2增加至Q2*，達(dá)到社會(huì)所要求最優(yōu)水平，其中多施用的有機(jī)肥（Q2*-Q2）給環(huán)境帶來正的外部性。另外，從實(shí)地調(diào)查中了解到農(nóng)戶在施用商品有機(jī)肥時(shí)更容易獲得相應(yīng)的財(cái)政補(bǔ)貼，但施用傳統(tǒng)農(nóng)家肥（如：畜禽糞污漚肥、沼渣沼液等）因施用量少、申報(bào)困難等原因無法獲得相應(yīng)的財(cái)政補(bǔ)貼。根據(jù)庇古提出的解決方案，應(yīng)該對(duì)積極施用各種有機(jī)肥的農(nóng)戶均提供相應(yīng)的補(bǔ)貼或獎(jiǎng)勵(lì)，可以有效調(diào)動(dòng)農(nóng)戶施用有機(jī)肥的積極性，實(shí)現(xiàn)有機(jī)肥施用量從Q2向Q2*方向移動(dòng)，外部邊際收益增加，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)資源的高效配置。

然而，要想促使有機(jī)肥施用的正外部性增強(qiáng)，使有機(jī)肥施用量從Q2向Q2*方向移動(dòng)仍需一定方法和手段，這其中的難點(diǎn)是如何解決農(nóng)戶有意愿無行為問題。意愿是行為拙劣的“預(yù)言家”，探究意愿與行為悖離的原因?qū)Υ龠M(jìn)意愿向行為轉(zhuǎn)化至關(guān)重要[19,21]。本文所研究的農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離是指農(nóng)戶在生產(chǎn)過程中表現(xiàn)出施用有機(jī)肥意愿和想法，但實(shí)際并未施用有機(jī)肥，即在意愿和行為上表現(xiàn)出不一致的現(xiàn)象。以Schultz為代表的理性小農(nóng)學(xué)派也一直在致力于探究農(nóng)戶行為問題，Schultz曾指出，與那些資本主義企業(yè)家相同的是，農(nóng)戶的日常生產(chǎn)也是以利潤最大化為目標(biāo)，即小農(nóng)也是理性經(jīng)濟(jì)人[22]。既然農(nóng)戶是理性經(jīng)濟(jì)人，其施用有機(jī)肥的意愿與行為也會(huì)遵照理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè)，以往的研究主要將農(nóng)戶自身的稟賦特征作為研究假設(shè)，如農(nóng)戶個(gè)體特征（如性別、年齡、受教育程度等）、家庭稟賦特征（如勞動(dòng)力情況、收入情況、兼業(yè)情況等）以及生產(chǎn)經(jīng)營特征（如耕地規(guī)模、質(zhì)量等），但是農(nóng)戶行為具有社會(huì)性，是社會(huì)因素與個(gè)人因素綜合影響的結(jié)果[23]，因此，農(nóng)戶在做出行為決策時(shí)除受自身稟賦特征影響外，還會(huì)受到所處外部環(huán)境力量的影響。外部環(huán)境力量通常與農(nóng)戶自身稟賦特征所呼應(yīng)，是獨(dú)立于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者本身特征之外的會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策產(chǎn)生重要影響的環(huán)境力量，這些力量一般包括農(nóng)戶所處村莊的環(huán)境和與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相匹配的政策環(huán)境。

另外，農(nóng)戶的行為決策還會(huì)受其對(duì)事物認(rèn)知能力的影響[24]，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的資源環(huán)境問題是農(nóng)戶實(shí)行綠色生產(chǎn)時(shí)所需考慮的環(huán)境背景，而相關(guān)認(rèn)知水平的提升將進(jìn)一步強(qiáng)化綠色行為決策的形成，因此本文將外部環(huán)境力量和綠色生產(chǎn)認(rèn)知納入分析影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的分析框架中。農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素如圖3所示。

1.2 研究假設(shè)

結(jié)合上述對(duì)農(nóng)戶行為理論和外部性理論的系統(tǒng)分析，本文最終確定影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離因素有5類，分別是農(nóng)戶個(gè)體體征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、外部環(huán)境力量和綠色生產(chǎn)認(rèn)知，具體指標(biāo)度量、解釋及研究假設(shè)如下：

1）農(nóng)戶個(gè)體特征。該組變量主要包括家庭決策者的性別、年齡和受教育程度。一般來說，性別的差異引起了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工的差異，男性作為家庭生產(chǎn)的主要?jiǎng)趧?dòng)力，更加了解生產(chǎn)實(shí)際情況，對(duì)有機(jī)肥的應(yīng)用更趨于理性[18,25]。有機(jī)肥是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)肥料，年齡越大的農(nóng)戶對(duì)其施用技術(shù)了解程度越高，但也有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶年齡越大越不愿意施用有機(jī) 肥[26]。教育可以增加農(nóng)戶采用友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的可能性[27]，農(nóng)戶受教育水平越高，對(duì)環(huán)境的保護(hù)意識(shí)以及對(duì)新事物的接受能力越強(qiáng)[28-29]。因此，本文假設(shè)決策者性別、受教育程度對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有負(fù)向影響，而年齡的影響方向待定。

2）家庭稟賦特征。該組變量主要包括務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入占比。相比于化肥的施用而言，有機(jī)肥在施用過程中對(duì)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力要求更高，需要投入更多的時(shí)間和精力[30-31]。隨著農(nóng)業(yè)收入占比的提高，農(nóng)業(yè)可投入資本將會(huì)增加[32]，與此同時(shí)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的投資以及可持續(xù)發(fā)展需求將會(huì)顯 著提升，農(nóng)戶選擇施用有機(jī)肥的可能性也會(huì)相應(yīng)提升[3,33]。因此，本文假設(shè)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入占比對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

3）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營特征。該組變量主要包括經(jīng)營耕地規(guī)模、土地細(xì)碎化程度和耕地質(zhì)量。有機(jī)肥具有明顯的運(yùn)輸成本高、施用量大的特征，農(nóng)戶 經(jīng)營耕地規(guī)模越大、地塊越分散，施用有機(jī)肥所消耗的成本就越高，農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥的施用可能性就越小[31,34]。另外，由于有機(jī)肥肥效較低，土壤吸附周期相對(duì)化肥而言較長，耕地質(zhì)量不佳將弱化農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿和行為[35]。因此，本文假設(shè)耕地質(zhì)量對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離有負(fù)向影響，經(jīng)營耕地規(guī)模、土地細(xì)碎化程度有正向影響。

4）外部環(huán)境力量。該組變量主要包括是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼和有機(jī)肥獲取便利性。農(nóng)民專業(yè)合作社組織化程度較高，加入農(nóng)民專業(yè)合作社能夠顯著降低化肥的施用量，對(duì)有機(jī)肥的推廣和施用可起到促進(jìn)作用[36]。村干部 是新技術(shù)推廣和使用的源動(dòng)力，起到重要的中介作用[37-38]，相比于普通農(nóng)戶有更多機(jī)會(huì)接觸到新型農(nóng)業(yè)技術(shù)信息[39]。技術(shù)培訓(xùn)能夠顯著拓寬農(nóng)戶的知識(shí)面，對(duì)環(huán)境保護(hù)意識(shí)的增強(qiáng)具有顯著效果[40]。有機(jī)肥施用是一種親社會(huì)的環(huán)保行為，具有極強(qiáng)的公共屬性，有效的補(bǔ)貼政策則有助于提高有機(jī)肥施用積極性[2]。另外，有機(jī)肥獲取越便利，農(nóng)民可能更愿意施用有機(jī)肥[1]。因此，本文假設(shè)是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù) 培訓(xùn)、是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼和有機(jī)肥獲取便利性 對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

5）綠色生產(chǎn)認(rèn)知。該組變量主要包括有機(jī)肥施用政策認(rèn)知、化肥施用危害認(rèn)知和有機(jī)肥施用前景認(rèn)知。研究表明，農(nóng)戶的意愿與行為決策會(huì)受其對(duì)事物的認(rèn)知能力的影響[24]，當(dāng)農(nóng)戶的認(rèn)知能力不斷提升時(shí)，意愿與行為悖離發(fā)生的可能性就會(huì)逐漸降低，即農(nóng)戶對(duì)當(dāng)下有機(jī)肥施用政策越了解、對(duì)化肥 施用危害認(rèn)知程度越深、對(duì)有機(jī)肥施用前景越看好，則有機(jī)肥施用意愿向行為的轉(zhuǎn)化就越容易[2,17]。因此，本文假設(shè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所采用的數(shù)據(jù)源自于東北農(nóng)業(yè)大學(xué)畜牧經(jīng)濟(jì)團(tuán)隊(duì)于2019年7—8月對(duì)黑龍江省13市47村開展的“第六次黑龍江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)調(diào)查”，調(diào)查區(qū)域覆蓋黑龍江省全部市（區(qū)）。樣本選取方法主要是通過分層抽樣與典型抽樣相結(jié)合的方式，首先對(duì)黑龍江省13市（區(qū)）樣本縣進(jìn)行選擇，根據(jù)各地市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口結(jié)構(gòu)隨機(jī)選擇一定數(shù)量的樣本縣，其次根據(jù)樣本縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本情況選擇具有典型性的樣本村，最后在調(diào)研過程中根據(jù)樣本村農(nóng)業(yè)人口數(shù)量按照一定比例選擇一定數(shù)量的農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研?？紤]到受教育程度的差異性，本次調(diào)研全部采取入戶深度訪談的形式，在調(diào)研前，分別對(duì)調(diào)研員進(jìn)行整體培訓(xùn)和專題培訓(xùn)，重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)座談方式和記錄整理方式，充分保證每份問卷的有效性。經(jīng)過樣本核實(shí)與數(shù)據(jù)校正，在剔除信息不全面、數(shù)據(jù)不合乎邏輯的樣本后，本文最終獲得652個(gè)有效樣本用于分析農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素，需要強(qiáng)調(diào)的是，因?yàn)楸疚难芯康氖寝r(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離，因此樣本篩選前提是有施用有機(jī)肥意愿的農(nóng)戶。調(diào)研區(qū)域分布與樣本數(shù)量統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 調(diào)研區(qū)域分布與樣本數(shù)量統(tǒng)計(jì)Table 1 Regional distribution and sample size statistics

2.2 模型構(gòu)建

2.2.1 Logistic回歸模型構(gòu)建 從對(duì)現(xiàn)有意愿與行為悖離的研究可以發(fā)現(xiàn)，大部分學(xué)者在研究農(nóng)戶意愿與行為悖離問題時(shí)，通常詢問農(nóng)戶“是否愿意”和“是否按照意愿執(zhí)行（即行為）”，如果農(nóng)戶有意愿但無行為則認(rèn)為意愿與行為存在悖離[11-12,16-17]，因此農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離是一個(gè)二元選擇問題，即農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與施用行為是否一致。同時(shí)，意愿與行為的悖離又會(huì)受到諸多因素的影響，因此本文選用Logistic回歸模型對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素進(jìn)行分析，令因變量Y服從二項(xiàng)分布，取值范圍為0和1，即對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥有意愿但沒有行為賦Y值為1，有意愿且有行為賦Y值為0，Y=1的總體概率為P(Y=1)，Y=0的總體概率為P(Y=0)=1-P(Y=1)，則n個(gè)自變量X1，X2，……，Xn所對(duì)應(yīng)的Logistic回歸模型為：

式中：β1，β2，…，βn為第i個(gè)自變量Xi的回歸系數(shù)，n為自變量個(gè)數(shù)，β0為截距項(xiàng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2.2 解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）構(gòu)建 解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）是用于分析復(fù)雜社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)問題的模型，最早是由Warfield提出，其基本原理是加強(qiáng)對(duì)影響因素之間的關(guān)聯(lián)性與層次性進(jìn)行構(gòu)建，同時(shí)會(huì)采取有向圖描述的方式描述各影響因素之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系和層次關(guān)系，以此來實(shí)現(xiàn)主次要因素和其關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)的確定[41]。鑒于ISM在解釋影響因素之間關(guān)聯(lián)性與層次性的優(yōu)勢(shì)，本文在確定影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素之后，進(jìn)一步采用該模型分析農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為發(fā)生悖離的影響因素之間的關(guān)聯(lián)性和層次性，其主要分析步驟為：確定關(guān)鍵影響因素，根據(jù)關(guān)系圖構(gòu)建鄰接矩陣，求出可達(dá)矩陣，分解可達(dá)矩陣，建立結(jié)構(gòu)模型[42-43]。假設(shè)影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素有k個(gè)，則用S0表示農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離情況，用Si（i=1，2，…，k）表示農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離的影響因素，因素間的邏輯關(guān)系具體可指這兩個(gè)因素是否存在相互影響，或者是互為前提。

因素間鄰接矩陣R的構(gòu)成元素Rij由式（2）定義：

式（3）中，i、j=1，2，…，k。

因素間的可達(dá)矩陣可根據(jù)式（3）計(jì)算而得：

式（4）中，I為單位矩陣；2≤λ≤k；矩陣中的冪運(yùn)算根據(jù)布爾運(yùn)算法則進(jìn)行運(yùn)算。

從頂層到底層所含的因素可根據(jù)式（4）來確定：

式（4）中，i=1，2，…，k；P(Si)表示可達(dá)矩陣中從Si出發(fā)可以達(dá)到全部因素的集合；Q(Si)表示可達(dá)矩陣中可以達(dá)到因素Si的全部因素的集合，即：

式（5）中：mij和mji均是可達(dá)矩陣。

其他層因素的確定方法是：首先，從原可達(dá)矩陣M中刪除L1中因素對(duì)應(yīng)的行與列，得到矩陣M’；其次，對(duì)M’進(jìn)行（5）式和（4）式操作，得到位于 第二層L2的因素；再次，從M’中刪除L2中因素對(duì)應(yīng)的行與列，得到矩陣M’’，對(duì)M’’同樣進(jìn)行（5）式 和（4）式操作，得到位于第三層L3的因素；依據(jù)上 述方法，可以得到每一層的因素。最后，采取有向邊 連接同一層次及相鄰層次的因素，便可以得到農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的層級(jí)結(jié)構(gòu)。

2.3 變量定義與賦值

基于上述理論分析，本文選擇農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為是否悖離為被解釋變量，對(duì)其賦值0和1，選擇農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、綠色生產(chǎn)認(rèn)知和外部環(huán)境力量共計(jì)16個(gè)解釋變量，將其作為分析影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素，具體各變量定義及賦值情況如表2所示。

表2 變量定義與賦值Table 2 Definitions and assignments of variables

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素分析

本文采用SPSS 24.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，為確?；貧w結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性，本文在進(jìn)行回歸之前對(duì)模型中各自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示方差膨脹因子（VIF）均小于3（最大值為2.947，即遠(yuǎn)小于10），則可以判斷各自變量之間不存在明顯的共線性，可以進(jìn)一步采用二元Logistic回歸模型對(duì)結(jié)果進(jìn)行估計(jì)，共計(jì)回歸2次，回歸（1）是將所有解釋變量均納入模型，采用輸入方法進(jìn)行回歸，回歸（2）同樣將所有解釋變量均納入模型，采用向前逐步回歸法進(jìn)行回歸，目的是剔除不顯著變量，找出關(guān)鍵影響因素，具體回歸結(jié)果如表3所示。根據(jù)回歸（1）、回歸（2）結(jié)果顯示，卡方檢驗(yàn)P值均為0.000，表明模型顯著成立，霍斯默—萊梅肖擬合度檢驗(yàn)P值分別為1.000、0.999，明顯大于0.05，表明模型擬合效果較好。

表3 Logistic模型回歸結(jié)果Table 3 Logistic model regression results

3.1.1 農(nóng)戶個(gè)體特征的影響 從農(nóng)戶個(gè)體特征來看，年齡對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離在回歸（1）和回歸（2）中均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，系數(shù)由1.526提高到1.807，表明農(nóng)戶年齡越高，有機(jī)肥施用意愿與行為越容易發(fā)生悖離。有機(jī)肥雖是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)重要的投入要素，但是隨著傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，有機(jī)肥施用技術(shù)和施用成本越來越高，同時(shí)對(duì)勞動(dòng)力的要求也比較高，因此年齡越大可能越不易施用有機(jī)肥。受教育程度在回歸（1）中在5%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，在回歸（2）中在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)均為負(fù)，表明受教育程度對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有負(fù)向影響，在剔除不顯著因素后，受教育程度對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響更為顯著。受教育水平反映的是農(nóng)戶對(duì)新事物的認(rèn)知能力和接受能力，農(nóng)戶受教育水平越高，環(huán)境保護(hù)意識(shí)越強(qiáng)，同時(shí)對(duì)有機(jī)肥施用技術(shù)的接受能力越強(qiáng)，因此對(duì)于有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離程度會(huì)大大降低。性別在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明性別并不是影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的關(guān)鍵因素。

3.1.2 家庭稟賦特征的影響 從家庭稟賦特征來看，農(nóng)業(yè)收入占比在回歸（1）和回歸（2）中均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，系數(shù)由2.000下降到1.775，表明農(nóng)業(yè)收入占比越高，農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為越不會(huì)悖離，這與理論預(yù)期相符。從現(xiàn)實(shí)考察來看，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比越高，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性越強(qiáng)，在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時(shí)往往會(huì)越謹(jǐn)慎，同時(shí)隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入占比的不斷提高，農(nóng)戶對(duì)可持續(xù)性生產(chǎn)的需求也在不斷提高，對(duì)土壤效力的關(guān)注度將會(huì)不斷提升，因此有機(jī)肥施用意愿與行為之間的悖離將會(huì)被弱化。務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)檎{(diào)查的農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量大多都集中在2人，差異性并不十分明顯，由此說明務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量并不是導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的主要因素。

3.1.3 生產(chǎn)經(jīng)營特征的影響 從生產(chǎn)經(jīng)營特征來看，經(jīng)營耕地規(guī)模在回歸（1）和回歸（2）中均在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，系數(shù)由2.803下降到2.389，充分表明了農(nóng)戶經(jīng)營耕地規(guī)模越大，有機(jī)肥施用意愿與行為越容易發(fā)生悖離。通過實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，目前黑龍江土地流轉(zhuǎn)進(jìn)程較快，大部分地區(qū)整村土地集中在專業(yè)種植大戶手中，近年來隨著土地、農(nóng)資、社會(huì)化服務(wù)等成本的不斷提高，種植業(yè)成本普遍增加，從生產(chǎn)收益綜合角度考慮，有機(jī)肥的施用成本要略高于化肥，因此經(jīng)營耕地規(guī)模越大的農(nóng)戶越不愿施用有機(jī)肥，但這部分專業(yè)種植大戶的環(huán)保意識(shí)存在，無奈于成本壓力也就導(dǎo)致了有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離。土地細(xì)碎化程度和耕地質(zhì)量在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗(yàn)。由于本文中土地細(xì)碎化程度采用耕地塊數(shù)比上經(jīng)營耕地規(guī)模，測(cè)算結(jié)果差異性不大，同時(shí)通過對(duì)部分農(nóng)戶詢問“您是否會(huì)因?yàn)橥恋亓闵⒍皇┯糜袡C(jī)肥”，有57.46%的農(nóng)戶回答“否”。而對(duì)于耕地質(zhì)量，普遍發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶會(huì)弱化自身耕地質(zhì)量，總有“別人土地好于自己”的心里。

3.1.4 外部環(huán)境力量的影響 從外部環(huán)境力量來看，是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社在回歸（1）中在5%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，在回歸（2）中在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，系數(shù)由2.424提高到2.791，表明加入合作社有助于促進(jìn)有機(jī)肥施用意愿與行為相一致。是否擔(dān)任村干部和有機(jī)肥的可獲得性在回歸（1）和回歸（2）中均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，系數(shù)分別由2.850下降到2.450和5.061下降到3.842，表明擔(dān)任村干部、有機(jī)肥獲取越容易，農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為越不容易悖離，上述變量與理論預(yù)期完全一致，在此不做過多贅述。是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗(yàn)，從調(diào)查實(shí)際結(jié)果來看，僅有31%的農(nóng)戶參加過技術(shù)培訓(xùn)，且參加的技術(shù)培訓(xùn)往往是非正規(guī)技術(shù)培訓(xùn)，主要是由農(nóng)資銷售企業(yè)向農(nóng)戶推廣種子化肥，對(duì)有機(jī)肥施用和指導(dǎo)作用并不大。是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗(yàn)，但值得一提的是，在回歸（1）中是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼變量系數(shù)為正，這與理論預(yù)期相違背，即獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼的農(nóng)戶反而越容易發(fā)生意愿與行為的悖離，分析原因是因?yàn)楫?dāng)前雖然政策鼓勵(lì)向施用有機(jī)肥的農(nóng)戶給予補(bǔ)貼，但是農(nóng)戶獲得補(bǔ)貼金額少，申請(qǐng)難度大，這可能是導(dǎo)致未通過顯著性檢驗(yàn)以及與理論相違背的原因。

3.1.5 綠色生產(chǎn)認(rèn)知的影響 從綠色生產(chǎn)認(rèn)知來看，有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知在回歸（1）和回歸（2）中均通過顯著性檢驗(yàn)，顯著水平分別為1%和5%，且符號(hào)均為負(fù)，系數(shù)分別由1.862下降到1.724和1.867下降到1.353，表明農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥施用政策越了解、對(duì)化肥施用危害認(rèn)知程度越高，有機(jī)肥施用意愿與行為越不容易悖離，與理論預(yù)期完全一致。近年來，政府逐漸意識(shí)到環(huán)境規(guī)制的重要性，相繼出臺(tái)了一系列約束性和激勵(lì)性相結(jié)合的指導(dǎo)意見，鼓勵(lì)農(nóng)民以有機(jī)肥替代化肥進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在政府的管控和監(jiān)督下，農(nóng)民也清楚的意識(shí)到環(huán)境保護(hù)的重要性，同時(shí)也意識(shí)到過量施用化肥會(huì)導(dǎo)致土壤板結(jié)、水土流失等，不利于農(nóng)業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展，因此有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知有效的規(guī)避了農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離。有機(jī)肥施用前景認(rèn)知在回歸（1）和（2）中均未通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)槟壳稗r(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥施用前景處于極力贊同和極力反對(duì)兩種極端，因此對(duì)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響并不顯著。

3.2 農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的解釋性結(jié)構(gòu)

在對(duì)Logistic回歸結(jié)果進(jìn)行分析以后可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離受多重因素的綜合影響，這些影響因素包括年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、有機(jī)肥的可獲得性、有機(jī)肥施用政策認(rèn)知以及化肥施用危害認(rèn)知共9個(gè)，因此本文用Si（i=1，2，…，9）表示這9個(gè)影響因素，用S0表示農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離。通過理論分析與專家咨詢，確定了各影響因素之間的關(guān)系（如圖4所示）。其中，A代表行因素對(duì)列因素的直接或間接影響，V代表列因素對(duì)行因素的直接或間接影響，O代表行因素與列因素之間沒有相互影響。

根據(jù)圖4和式（2）得到各影響因素之間的鄰接矩陣R：

利用Matlab7.0軟件和式（3），進(jìn)一步計(jì)算由鄰接矩陣R計(jì)算可達(dá)矩陣M：

最后，根據(jù)最高層因素的確定方法，得到L1={S0}，L2={S8，S9}，L3={S7}，L4={S1，S2，S3，S4，S5，S6}，根據(jù)上述層級(jí)對(duì)可達(dá)矩陣進(jìn)行重新測(cè)算，進(jìn)一步得到了農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的層次結(jié)構(gòu)T：

根據(jù)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的層次結(jié)構(gòu)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離處于第一層，有機(jī)肥施用政策認(rèn)知、化肥施用危害認(rèn)知處于第二層，有機(jī)肥的可獲得性處于第三層，年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部處于第四層，形成了一條具有邏輯關(guān)系的影響因素鏈。用有向邊連接相鄰層次間及同一層次的因素，得到如圖5所示的關(guān)聯(lián)與層次結(jié)構(gòu)。由圖5可知，有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知是最為直接的影響因素，有機(jī)肥的可獲得性是中間層間接影響因素，而年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、加入農(nóng)民專業(yè)合作社和擔(dān)任村干部是深層根本原因。由此可見，農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征以及部分外部環(huán)境力量是導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的根本原因，其次這些根本原因決定了農(nóng)戶有機(jī)肥的可獲得性，在獲得推廣施用有機(jī)肥的基礎(chǔ)上加深了農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)的認(rèn)知，進(jìn)而對(duì)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離產(chǎn)生直接影響。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

引導(dǎo)農(nóng)戶持續(xù)施用有機(jī)肥對(duì)土壤改良、環(huán)境改善、推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興具有重要意義，而深入挖掘農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿和行為至關(guān)重要。

1）從實(shí)地調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿較高，但施用行為較低，有73%的農(nóng)戶存在有機(jī)肥施用意愿與行為悖離，解決農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為相悖離問題需要進(jìn)一步深究意愿與行為悖離背后的深層次原因。

2）通過Logistic回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素發(fā)現(xiàn)，年齡、經(jīng)營耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有顯著正向影響，受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、有機(jī)肥的可獲得性、有機(jī)肥施用政策認(rèn)知、化肥施用危害認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有顯著負(fù)向影響，這些因素之間本身存在一定的邏輯關(guān)系。

3）采用解釋性結(jié)構(gòu)模型（ISM）進(jìn)一步分析各影響因素之間的邏輯層次關(guān)系發(fā)現(xiàn)，年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社和是否擔(dān)任村干部是影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的深層根本原因，并通過有機(jī)肥的可獲得性導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知存在差異，進(jìn)而最終導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為存在悖離。

4.2 建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，為進(jìn)一步積極推行有機(jī)肥的廣泛施用，確保農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為一致，為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興提供可參考的實(shí)踐價(jià)值，本文提出如下政策建議：

1）加強(qiáng)政策指導(dǎo)作用，提高有機(jī)肥施用廣度與深度。經(jīng)過研究表明，農(nóng)戶在有機(jī)肥施用意愿與行為之間悖離現(xiàn)象較為明顯，農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，很少主動(dòng)關(guān)注其生產(chǎn)是否會(huì)造成環(huán)境污染，因此在深入推進(jìn)有機(jī)肥廣泛施用的進(jìn)程中，需要政府強(qiáng)有力的政策干預(yù)，積極推廣和宣傳有機(jī)肥施用的重要性，夯實(shí)有機(jī)肥替代化肥的社會(huì)基礎(chǔ)，結(jié)合不同區(qū)域發(fā)展特色，因地制宜的指導(dǎo)有機(jī)肥供應(yīng)商與農(nóng)戶有機(jī)銜接，提高有機(jī)肥施用的深度，避免因施用初期效果不佳導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)效益受損。

2）強(qiáng)化市場(chǎng)引導(dǎo)作用，提高有機(jī)肥的供給能力。有機(jī)肥的可獲得性是農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的間接因素，決定了農(nóng)戶是否了解有機(jī)肥施用政策以及化肥施用的危害。因此，高等院校、科研院所、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣中心等公共部門以及有機(jī)肥經(jīng)銷企業(yè)，應(yīng)加大有機(jī)肥研發(fā)的投入力度，積極探索適宜不同區(qū)域的有機(jī)肥施用比例，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高市場(chǎng)供給能力。

3）增強(qiáng)農(nóng)戶主觀意識(shí)，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知能力。從實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知能力可以顯著降低農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的概率，因此，在外部力量的支持下，農(nóng)戶自身也要不斷提高環(huán)保意識(shí)，借助互聯(lián)網(wǎng)、電視、廣播等媒介提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知能力，確保在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中加強(qiáng)對(duì)環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)的采用，掌握有機(jī)肥施用技能，做到說行一致。