許佳彬，王洋，李翠霞,2*

（1. 東北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030；2. 黑龍江省綠色食品科學研究院，黑龍江 哈爾濱 150028）

推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，鼓勵農(nóng)戶采用有機肥替代化肥，是現(xiàn)行經(jīng)濟體制下中國政府高度關(guān)注的問題。2017年在《關(guān)于創(chuàng)新體制機制推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》中指出，要繼續(xù)推進農(nóng)藥化肥“零增長”行動，加大對有機肥的推廣力度，在重點區(qū)域著力推廣有機肥替代化肥，全面實施測土配方施肥，強化病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治以及實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全程綠色防控。2018和2019年中央一號文件均強調(diào)，有效解決農(nóng)業(yè)面源污染是全面建成小康社會、全面實現(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，實現(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[1-2]，但由于化肥常年、低效的使用已經(jīng)導致土壤板結(jié)、水土流失、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量下降等問題日益嚴重。研究表明，有機肥因其具有養(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，被認為是破解中國資源環(huán)境壓力的“先鋒軍”，可以加快實現(xiàn)化肥“零增長”和減量的目標[3-4]。然而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中有機肥的實際施用率仍然較低，根據(jù)對農(nóng)戶的實地調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，當前正在施用有機肥的農(nóng)戶僅占15%-35%[5-6]，但是農(nóng)戶有機肥施用意愿卻相當高，比重接近80%，有施用意愿但沒有施用行為的農(nóng)戶占比達到63%。是什么原因?qū)е罗r(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的不一致？厘清農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為相悖離的原因?qū)τ诟倪M農(nóng)業(yè)投入品格局、推進有機肥持續(xù)長久采用、最終實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、全面實現(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，學者們在不同領(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，已有部分學者開始關(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模型實證檢驗農(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”，機會的強化能夠增強動機和能力在農(nóng)民意愿向行為轉(zhuǎn)化中的積極效應。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、對無公害、綠色、有機蔬菜了解程度等是導致意愿與行為不一致的原因。姜利娜和趙霞[18]基于5省863個農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Bivariate Probit模型實證檢驗農(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、對政府禁止使用農(nóng)藥的認知、對綠色、無公害、有機產(chǎn)品的了解等是主要影響因素。郭利京和王穎[19]通過對江蘇省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)戶個人因素的影響，同時還會受到不為農(nóng)戶所控制的現(xiàn)實生產(chǎn)環(huán)境因素所影響。傅新紅和宋汶庭[20]基于對四川省406戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建2個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，肩負維護國家糧食安全“壓艙石”的責任和使命。2018年4月，黑龍江省政府在《黑龍江省創(chuàng)新體制機制推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的實施意見》中指出，必須全面推進農(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。鑒于對現(xiàn)有文獻梳理及分析存在的不足，本研究基于對黑龍江省13市47村652個農(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)濟人，農(nóng)戶一切生產(chǎn)活動均以自身利益最大化為目標，這便導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身具有較強的外部性，如何將外部成本內(nèi)部化一直是學術(shù)界關(guān)注的問題。庇古指出，對于環(huán)境污染問題國家可以采取向引起污染的經(jīng)濟主體征稅的手段實現(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，對土壤、水體、大氣和人體健康均帶來較強的負向影響，屬于典型的負外部性活動，此時邊際社會成本（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，要遠高于社會要求的有效水平Q1*，多施用的化肥量（Q1-Q1*）一旦進入自然環(huán)境中，就會打破原有農(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)境帶來的負外部性，很多學者都支持采用有機肥替代化肥的方法，以減少化肥的投入量[1-2]。

減少化肥投入量用有機肥進行代替可以有效增強土壤肥力，如果長期施用還可提高土壤有機質(zhì)含量，在保證作物高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的同時可以改善農(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。有機肥的施用本質(zhì)上是一種負外部經(jīng)濟正外部化的行為，此時產(chǎn)生的邊際社會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，有機肥施用量為Q2，社會所要求的最優(yōu)水平為Q2*，根據(jù)庇古提出可以通過補貼、獎勵的解決辦法，通過降低農(nóng)戶施用有機肥的成本，使農(nóng)戶邊際收益曲線MPB上移，逐漸達到邊際社會收益曲線MSB，有機肥的均衡收益量從Q2增加至Q2*，達到社會所要求最優(yōu)水平，其中多施用的有機肥（Q2*-Q2）給環(huán)境帶來正的外部性。另外，從實地調(diào)查中了解到農(nóng)戶在施用商品有機肥時更容易獲得相應的財政補貼，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、申報困難等原因無法獲得相應的財政補貼。根據(jù)庇古提出的解決方案，應該對積極施用各種有機肥的農(nóng)戶均提供相應的補貼或獎勵，可以有效調(diào)動農(nóng)戶施用有機肥的積極性，實現(xiàn)有機肥施用量從Q2向Q2*方向移動，外部邊際收益增加，進而實現(xiàn)資源的高效配置。

然而，要想促使有機肥施用的正外部性增強，使有機肥施用量從Q2向Q2*方向移動仍需一定方法和手段，這其中的難點是如何解決農(nóng)戶有意愿無行為問題。意愿是行為拙劣的“預言家”，探究意愿與行為悖離的原因?qū)Υ龠M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)出施用有機肥意愿和想法，但實際并未施用有機肥，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，即小農(nóng)也是理性經(jīng)濟人[22]。既然農(nóng)戶是理性經(jīng)濟人，其施用有機肥的意愿與行為也會遵照理性經(jīng)濟人的假設(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)戶個體特征（如性別、年齡、受教育程度等）、家庭稟賦特征（如勞動力情況、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)戶行為具有社會性，是社會因素與個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除受自身稟賦特征影響外，還會受到所處外部環(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，是獨立于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者本身特征之外的會對農(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)戶的行為決策還會受其對事物認知能力的影響[24]，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的資源環(huán)境問題是農(nóng)戶實行綠色生產(chǎn)時所需考慮的環(huán)境背景，而相關(guān)認知水平的提升將進一步強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)認知納入分析影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的分析框架中。農(nóng)戶有機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)戶有機肥施用意愿與行為悖離因素有5類，分別是農(nóng)戶個體體征、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)認知，具體指標度量、解釋及研究假設(shè)如下：

1）農(nóng)戶個體特征。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)的主要勞動力，更加了解生產(chǎn)實際情況，對有機肥的應用更趨于理性[18,25]。有機肥是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)肥料，年齡越大的農(nóng)戶對其施用技術(shù)了解程度越高，但也有學者認為農(nóng)戶年齡越大越不愿意施用有機 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，對環(huán)境的保護意識以及對新事物的接受能力越強[28-29]。因此，本文假設(shè)決策者性別、受教育程度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離有負向影響，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農(nóng)勞動力數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入占比。相比于化肥的施用而言，有機肥在施用過程中對務農(nóng)勞動力要求更高，需要投入更多的時間和精力[30-31]。隨著農(nóng)業(yè)收入占比的提高，農(nóng)業(yè)可投入資本將會增加[32]，與此同時農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的投資以及可持續(xù)發(fā)展需求將會顯 著提升，農(nóng)戶選擇施用有機肥的可能性也會相應提升[3,33]。因此，本文假設(shè)務農(nóng)勞動力數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入占比對農(nóng)戶施用有機肥意愿與行為悖離均有負向影響。

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、土地細碎化程度和耕地質(zhì)量。有機肥具有明顯的運輸成本高、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，施用有機肥所消耗的成本就越高，農(nóng)戶對有機肥的施用可能性就越小[31,34]。另外，由于有機肥肥效較低，土壤吸附周期相對化肥而言較長，耕地質(zhì)量不佳將弱化農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為[35]。因此，本文假設(shè)耕地質(zhì)量對農(nóng)戶施用有機肥意愿與行為悖離有負向影響，經(jīng)營耕地規(guī)模、土地細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、是否擔任村干部、是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓、是否獲得有機肥施用補貼和有機肥獲取便利性。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，對有機肥的推廣和施用可起到促進作用[36]。村干部 是新技術(shù)推廣和使用的源動力，起到重要的中介作用[37-38]，相比于普通農(nóng)戶有更多機會接觸到新型農(nóng)業(yè)技術(shù)信息[39]。技術(shù)培訓能夠顯著拓寬農(nóng)戶的知識面，對環(huán)境保護意識的增強具有顯著效果[40]。有機肥施用是一種親社會的環(huán)保行為，具有極強的公共屬性，有效的補貼政策則有助于提高有機肥施用積極性[2]。另外，有機肥獲取越便利，農(nóng)民可能更愿意施用有機肥[1]。因此，本文假設(shè)是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔任村干部、是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù) 培訓、是否獲得有機肥施用補貼和有機肥獲取便利性 對農(nóng)戶施用有機肥意愿與行為悖離均有負向影響。

5）綠色生產(chǎn)認知。該組變量主要包括有機肥施用政策認知、化肥施用危害認知和有機肥施用前景認知。研究表明，農(nóng)戶的意愿與行為決策會受其對事物的認知能力的影響[24]，當農(nóng)戶的認知能力不斷提升時，意愿與行為悖離發(fā)生的可能性就會逐漸降低，即農(nóng)戶對當下有機肥施用政策越了解、對化肥 施用危害認知程度越深、對有機肥施用前景越看好，則有機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)認知對農(nóng)戶施用有機肥意愿與行為悖離均有負向影響。

2 研究設(shè)計

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)大學畜牧經(jīng)濟團隊于2019年7—8月對黑龍江省13市47村開展的“第六次黑龍江省農(nóng)村經(jīng)濟社會調(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，首先對黑龍江省13市（區(qū)）樣本縣進行選擇，根據(jù)各地市經(jīng)濟發(fā)展與人口結(jié)構(gòu)隨機選擇一定數(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，分別對調(diào)研員進行整體培訓和專題培訓，重點強調(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個有效樣本用于分析農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響因素，需要強調(diào)的是，因為本文研究的是農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離，因此樣本篩選前提是有施用有機肥意愿的農(nóng)戶。調(diào)研區(qū)域分布與樣本數(shù)量統(tǒng)計如表1所示。

表1 調(diào)研區(qū)域分布與樣本數(shù)量統(tǒng)計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 從對現(xiàn)有意愿與行為悖離的研究可以發(fā)現(xiàn)，大部分學者在研究農(nóng)戶意愿與行為悖離問題時，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為意愿與行為存在悖離[11-12,16-17]，因此農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的悖離是一個二元選擇問題，即農(nóng)戶有機肥施用意愿與施用行為是否一致。同時，意愿與行為的悖離又會受到諸多因素的影響，因此本文選用Logistic回歸模型對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響因素進行分析，令因變量Y服從二項分布，取值范圍為0和1，即對農(nóng)戶施用有機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個自變量X1，X2，……，Xn所對應的Logistic回歸模型為：

式中：β1，β2，…，βn為第i個自變量Xi的回歸系數(shù)，n為自變量個數(shù)，β0為截距項，ε為隨機擾動項。

2.2.2 解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）構(gòu)建 解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）是用于分析復雜社會經(jīng)濟系統(tǒng)結(jié)構(gòu)問題的模型，最早是由Warfield提出，其基本原理是加強對影響因素之間的關(guān)聯(lián)性與層次性進行構(gòu)建，同時會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，本文在確定影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的因素之后，進一步采用該模型分析農(nóng)戶有機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，求出可達矩陣，分解可達矩陣，建立結(jié)構(gòu)模型[42-43]。假設(shè)影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的因素有k個，則用S0表示農(nóng)戶施用有機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。

因素間的可達矩陣可根據(jù)式（3）計算而得：

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

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)表示可達矩陣中從Si出發(fā)可以達到全部因素的集合；Q(Si)表示可達矩陣中可以達到因素Si的全部因素的集合，即：

式（5）中：mij和mji均是可達矩陣。

其他層因素的確定方法是：首先，從原可達矩陣M中刪除L1中因素對應的行與列，得到矩陣M’；其次，對M’進行（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中因素對應的行與列，得到矩陣M’’，對M’’同樣進行（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)戶有機肥施用意愿與行為悖離影響因素的層級結(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)戶有機肥施用意愿與行為是否悖離為被解釋變量，對其賦值0和1，選擇農(nóng)戶個體特征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、綠色生產(chǎn)認知和外部環(huán)境力量共計16個解釋變量，將其作為分析影響農(nóng)戶有機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 實證結(jié)果分析

3.1 農(nóng)戶有機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)計軟件對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離影響因素進行顯著性檢驗，為確?；貧w結(jié)果的有效性和準確性，本文在進行回歸之前對模型中各自變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示方差膨脹因子（VIF）均小于3（最大值為2.947，即遠小于10），則可以判斷各自變量之間不存在明顯的共線性，可以進一步采用二元Logistic回歸模型對結(jié)果進行估計，共計回歸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)戶個體特征的影響 從農(nóng)戶個體特征來看，年齡對農(nóng)戶有機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，且符號為正，系數(shù)由1.526提高到1.807，表明農(nóng)戶年齡越高，有機肥施用意愿與行為越容易發(fā)生悖離。有機肥雖是傳統(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，有機肥施用技術(shù)和施用成本越來越高，同時對勞動力的要求也比較高，因此年齡越大可能越不易施用有機肥。受教育程度在回歸（1）中在5%的水平下通過顯著性檢驗，在回歸（2）中在1%水平下通過顯著性檢驗，且符號均為負，表明受教育程度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離有負向影響，在剔除不顯著因素后，受教育程度對農(nóng)戶有機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)戶對新事物的認知能力和接受能力，農(nóng)戶受教育水平越高，環(huán)境保護意識越強，同時對有機肥施用技術(shù)的接受能力越強，因此對于有機肥施用意愿與行為的悖離程度會大大降低。性別在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗，表明性別并不是影響農(nóng)戶有機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，且符號為負，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)戶有機肥施用意愿與行為越不會悖離，這與理論預期相符。從現(xiàn)實考察來看，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比越高，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性越強，在進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時往往會越謹慎，同時隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入占比的不斷提高，農(nóng)戶對可持續(xù)性生產(chǎn)的需求也在不斷提高，對土壤效力的關(guān)注度將會不斷提升，因此有機肥施用意愿與行為之間的悖離將會被弱化。務農(nóng)勞動力數(shù)量在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗，可能是因為調(diào)查的農(nóng)戶家庭務農(nóng)勞動力數(shù)量大多都集中在2人，差異性并不十分明顯，由此說明務農(nóng)勞動力數(shù)量并不是導致農(nóng)戶有機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，且符號為正，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，有機肥施用意愿與行為越容易發(fā)生悖離。通過實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，目前黑龍江土地流轉(zhuǎn)進程較快，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、社會化服務等成本的不斷提高，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)戶越不愿施用有機肥，但這部分專業(yè)種植大戶的環(huán)保意識存在，無奈于成本壓力也就導致了有機肥施用意愿與行為的悖離。土地細碎化程度和耕地質(zhì)量在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗。由于本文中土地細碎化程度采用耕地塊數(shù)比上經(jīng)營耕地規(guī)模，測算結(jié)果差異性不大，同時通過對部分農(nóng)戶詢問“您是否會因為土地零散而不施用有機肥”，有57.46%的農(nóng)戶回答“否”。而對于耕地質(zhì)量，普遍發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶會弱化自身耕地質(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，在回歸（2）中在1%的水平下通過顯著性檢驗，且符號為負，系數(shù)由2.424提高到2.791，表明加入合作社有助于促進有機肥施用意愿與行為相一致。是否擔任村干部和有機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，且符號為負，系數(shù)分別由2.850下降到2.450和5.061下降到3.842，表明擔任村干部、有機肥獲取越容易，農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為越不容易悖離，上述變量與理論預期完全一致，在此不做過多贅述。是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗，從調(diào)查實際結(jié)果來看，僅有31%的農(nóng)戶參加過技術(shù)培訓，且參加的技術(shù)培訓往往是非正規(guī)技術(shù)培訓，主要是由農(nóng)資銷售企業(yè)向農(nóng)戶推廣種子化肥，對有機肥施用和指導作用并不大。是否獲得有機肥施用補貼在回歸（1）和回歸（2）中均未通過顯著性檢驗，但值得一提的是，在回歸（1）中是否獲得有機肥施用補貼變量系數(shù)為正，這與理論預期相違背，即獲得有機肥施用補貼的農(nóng)戶反而越容易發(fā)生意愿與行為的悖離，分析原因是因為當前雖然政策鼓勵向施用有機肥的農(nóng)戶給予補貼，但是農(nóng)戶獲得補貼金額少，申請難度大，這可能是導致未通過顯著性檢驗以及與理論相違背的原因。

3.1.5 綠色生產(chǎn)認知的影響 從綠色生產(chǎn)認知來看，有機肥施用政策認知和化肥施用危害認知在回歸（1）和回歸（2）中均通過顯著性檢驗，顯著水平分別為1%和5%，且符號均為負，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)戶對有機肥施用政策越了解、對化肥施用危害認知程度越高，有機肥施用意愿與行為越不容易悖離，與理論預期完全一致。近年來，政府逐漸意識到環(huán)境規(guī)制的重要性，相繼出臺了一系列約束性和激勵性相結(jié)合的指導意見，鼓勵農(nóng)民以有機肥替代化肥進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在政府的管控和監(jiān)督下，農(nóng)民也清楚的意識到環(huán)境保護的重要性，同時也意識到過量施用化肥會導致土壤板結(jié)、水土流失等，不利于農(nóng)業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展，因此有機肥施用政策認知和化肥施用危害認知有效的規(guī)避了農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的悖離。有機肥施用前景認知在回歸（1）和（2）中均未通過顯著性檢驗，可能是因為目前農(nóng)戶對有機肥施用前景處于極力贊同和極力反對兩種極端，因此對有機肥施用意愿與行為悖離影響并不顯著。

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

在對Logistic回歸結(jié)果進行分析以后可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶有機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、是否擔任村干部、有機肥的可獲得性、有機肥施用政策認知以及化肥施用危害認知共9個，因此本文用Si（i=1，2，…，9）表示這9個影響因素，用S0表示農(nóng)戶有機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代表行因素對列因素的直接或間接影響，V代表列因素對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），進一步計算由鄰接矩陣R計算可達矩陣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)上述層級對可達矩陣進行重新測算，進一步得到了農(nóng)戶有機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)戶有機肥施用意愿與行為悖離處于第一層，有機肥施用政策認知、化肥施用危害認知處于第二層，有機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，有機肥施用政策認知和化肥施用危害認知是最為直接的影響因素，有機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)合作社和擔任村干部是深層根本原因。由此可見，農(nóng)戶個體特征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征以及部分外部環(huán)境力量是導致農(nóng)戶有機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)戶有機肥的可獲得性，在獲得推廣施用有機肥的基礎(chǔ)上加深了農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)的認知，進而對有機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

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

1）從實地調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當前農(nóng)戶有機肥施用意愿較高，但施用行為較低，有73%的農(nóng)戶存在有機肥施用意愿與行為悖離，解決農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為相悖離問題需要進一步深究意愿與行為悖離背后的深層次原因。

2）通過Logistic回歸模型實證檢驗影響農(nóng)戶有機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)模對農(nóng)戶有機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、是否擔任村干部、有機肥的可獲得性、有機肥施用政策認知、化肥施用危害認知對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離有顯著負向影響，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)合作社和是否擔任村干部是影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的深層根本原因，并通過有機肥的可獲得性導致農(nóng)戶有機肥施用政策認知和化肥施用危害認知存在差異，進而最終導致農(nóng)戶有機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，為進一步積極推行有機肥的廣泛施用，確保農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為一致，為實現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興提供可參考的實踐價值，本文提出如下政策建議：

1）加強政策指導作用，提高有機肥施用廣度與深度。經(jīng)過研究表明，農(nóng)戶在有機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)濟人，很少主動關(guān)注其生產(chǎn)是否會造成環(huán)境污染，因此在深入推進有機肥廣泛施用的進程中，需要政府強有力的政策干預，積極推廣和宣傳有機肥施用的重要性，夯實有機肥替代化肥的社會基礎(chǔ)，結(jié)合不同區(qū)域發(fā)展特色，因地制宜的指導有機肥供應商與農(nóng)戶有機銜接，提高有機肥施用的深度，避免因施用初期效果不佳導致農(nóng)戶生產(chǎn)效益受損。

2）強化市場引導作用，提高有機肥的供給能力。有機肥的可獲得性是農(nóng)戶有機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肥經(jīng)銷企業(yè)，應加大有機肥研發(fā)的投入力度，積極探索適宜不同區(qū)域的有機肥施用比例，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高市場供給能力。

3）增強農(nóng)戶主觀意識，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認知能力。從實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認知能力可以顯著降低農(nóng)戶有機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，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)認知能力，確保在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中加強對環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)的采用，掌握有機肥施用技能，做到說行一致。