郭清卉 李世平 李 昊

(1.西安外國語大學 經(jīng)濟金融學院，西安 710128；2.西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 楊凌 712100；3.蘭州大學 經(jīng)濟學院，蘭州 730000)

近年來，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中大量施用化肥和農(nóng)藥等生產(chǎn)資料，雖在提高農(nóng)作物產(chǎn)量和提升農(nóng)作物質(zhì)量等方面取得一定成效，但由此產(chǎn)生的土壤生態(tài)平衡破壞、農(nóng)藥殘留污染等農(nóng)業(yè)環(huán)境問題也日益嚴重。基于這一嚴峻形勢，黨中央2020和2021年連續(xù)兩年在中央一號文件中相繼提出“治理農(nóng)村生態(tài)環(huán)境突出問題”和“推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展”的要求，在此背景下，解決農(nóng)業(yè)環(huán)境污染成為當前“三農(nóng)”領(lǐng)域中的重要研究課題之一。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的決策者與操作者，當農(nóng)戶采用親環(huán)境的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，實施親環(huán)境的綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為時，將會在源頭上減少對農(nóng)業(yè)環(huán)境的負面影響，為此，促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施成為改善當前農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量的關(guān)鍵所在。在中國農(nóng)村，農(nóng)戶多處于“親緣社會”、“熟人社會”和“人情社會”等社會體系中，其行為不可避免會受到社會規(guī)范的影響，因此，從社會規(guī)范視角出發(fā)，對農(nóng)戶的親環(huán)境行為進行研究具有重要意義。

目前，已有不少學者對社會規(guī)范在個體行為中的作用展開研究。在國外，Eisenberg等經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，社會規(guī)范可能與女孩們的不健康體重控制行為顯著相關(guān)。Goldstein 等、Terrier等通過研究得出，社會規(guī)范會對酒店客人的毛巾再利用行為產(chǎn)生積極影響。此外，Mi等通過調(diào)查并分析城市居民的低碳化能源消費行為后得出，社會規(guī)范只能通過意愿間接正向作用于居民的低碳化能源消費行為。在國內(nèi)，學者們對社會規(guī)范在個體行為中的作用機制的研究整體起步較晚，早期的研究多集中于分析社會規(guī)范對城鎮(zhèn)居民相關(guān)行為的影響。在這一方面，石洪景經(jīng)研究后得出，社會規(guī)范會正向促進城市居民在日常生活中實施低碳消費行為。趙黎明等通過對酒店顧客的低碳消費行為進行分析后提出，社會規(guī)范會顯著促進顧客在酒店的積極低碳消費行為。隨著研究的推進，開始有學者將研究對象聚焦到農(nóng)戶的相關(guān)行為上。在這一領(lǐng)域，孫娟等經(jīng)研究后得出，社會規(guī)范在農(nóng)資產(chǎn)品品牌感知價值正向影響品牌鎖定購買行為以及農(nóng)資產(chǎn)品零售店感知形象正向影響零售店鎖定購買行為過程中均發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。朱清海等通過分析農(nóng)戶的秸稈處置行為后得出，社會規(guī)范可正向促進農(nóng)戶的秸稈資源綜合化利用和出售行為。肖鈺等經(jīng)研究后得出社會規(guī)范可通過生態(tài)認知間接促進農(nóng)戶對合理施肥行為的實施。李文歡等的研究結(jié)果表明，在農(nóng)戶對養(yǎng)殖廢棄物資源化利用技術(shù)的采納行為中，社會規(guī)范發(fā)揮了正向促進作用。賈亞娟等通過對農(nóng)戶的垃圾分類水平進行研究后發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)戶生活垃圾分類過程中，社會規(guī)范表現(xiàn)出顯著的正向促進作用。劉麗等的研究表明，社會規(guī)范可促進農(nóng)戶對少免耕技術(shù)的采用。此外，亦有部分學者開始對不同類型社會規(guī)范在農(nóng)戶行為中發(fā)揮的作用進行探討。例如，郭清卉等經(jīng)過對農(nóng)戶的有機肥施用行為進行調(diào)查與研究后得出，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范均可促進農(nóng)戶對有機肥施用行為的實施。李成龍等提出，在農(nóng)戶的回收行為中，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范均發(fā)揮出正向促進作用。

綜上所述，學者們在社會規(guī)范影響個體行為的研究上已取得一定進展，為本研究提供了經(jīng)驗借鑒，然而目前研究多將社會規(guī)范作為一個整體概念，探討其在個體行為發(fā)生過程中的重要作用，雖也有學者將社會規(guī)范劃分為描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范兩個維度展開相關(guān)研究，但描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范是否總是一致？二者之間是否會存在沖突？當描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范分別處于一致與沖突的情境下，二者對個體行為的影響又是如何？對于以上問題，現(xiàn)有文獻未曾作出回答?；诖?，本研究將以農(nóng)戶親環(huán)境行為為研究對象，對描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范在一致與沖突情形下對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響作用進行分析，并利用山西、陜西、山東、甘肅、安徽和江蘇6省1 241份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)對其進行驗證，以期得出更具體、更有針對性的結(jié)論，實現(xiàn)在理論層面有效彌補前人在社會規(guī)范影響個體行為研究方面的欠缺和不足，并進一步完善對農(nóng)戶親環(huán)境行為的研究，在應用層面找尋農(nóng)戶在不同情境下實施親環(huán)境行為的關(guān)鍵因素所在，為政府在農(nóng)業(yè)環(huán)境治理方面相關(guān)政策的制定提供現(xiàn)實依據(jù)，從而引導農(nóng)戶在生產(chǎn)過程中實施親環(huán)境行為，緩解當前的農(nóng)業(yè)環(huán)境污染現(xiàn)狀，最終實現(xiàn)對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的保護。

1 理論分析與研究假設

本研究根據(jù)Cialdini等的界定依據(jù)和分類標準，將社會規(guī)范分為描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范兩個維度，其中，描述性社會規(guī)范指的是大多數(shù)人已經(jīng)采取或正在采取的行為，此時的行為可能是有益于他人、環(huán)境或社會等的正向行為，也有可能是有害于他人、環(huán)境或社會等的負向行為，即描述性社會規(guī)范中認可的行為可能存在正、負兩個方向，而命令性社會規(guī)范則是指大多數(shù)人支持、贊成的行為或不支持、不贊成的行為，此時，人們支持和贊成的行為往往是有益于他人、環(huán)境或社會等的正向行為，人們不支持和不贊成的行為則往往是有害于他人、環(huán)境或社會等的負向行為，即命令性社會規(guī)范中認可的行為往往是正向的。在本研究中，描述性社會規(guī)范則指大多數(shù)農(nóng)戶在親環(huán)境行為中的實際采用情況，命令性社會規(guī)范則指大多數(shù)農(nóng)戶認為應該或不應該實施親環(huán)境行為的程度，具體均通過個體農(nóng)戶對以上二者的感知程度來衡量。因此，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范可能存在一致的情況，即描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范中的行為方向一致的情況，也可能會存在沖突的情況，即描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范中的行為方向相反的情況。已有研究表明，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范均會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生直接正向影響，本小節(jié)將在此基礎(chǔ)上進行下一步分析。

1.1 社會規(guī)范一致視角下的農(nóng)戶親環(huán)境行為分析

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，當描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范一致時，二者包含內(nèi)容中的行為方向同時為正向，具體到本研究中，二者包含內(nèi)容中的行為就指農(nóng)戶的親環(huán)境行為實施程度較高的情形(由于在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范包含內(nèi)容中的行為方向同時為負向時，討論二者對正向的農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響沒有現(xiàn)實意義，故在此不考慮這一情形)。此時，在描述性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響過程中，當農(nóng)戶感知到的命令性社會規(guī)范較強時，農(nóng)戶會認為周圍的親戚朋友、街坊鄰居或與其地塊相鄰的其他農(nóng)戶等對親環(huán)境行為的支持程度也較大，在此情形下，其本身對于描述性社會規(guī)范中的行為(即較高的親環(huán)境行為實施程度)的認可程度也將得到提高，從而導致描述性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響程度得到提高，即命令性社會規(guī)范會正向調(diào)節(jié)描述性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的正向影響。與此類似，在命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響過程中，當農(nóng)戶感知到的描述性社會規(guī)范較強時，農(nóng)戶會認為周圍的親戚朋友、街坊鄰居或與其地塊相鄰的其他農(nóng)戶等對于親環(huán)境行為的實際踐行程度也較大，在此情形下，其本身對于命令性社會規(guī)范中的行為(即較高的親環(huán)境行為實施程度)的認可程度也將得到提高，從而導致命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響程度也將得到提高，即描述性性社會規(guī)范也會正向調(diào)節(jié)命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的正向影響?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設1：當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致時，二者互為調(diào)節(jié)變量促進彼此對農(nóng)戶親環(huán)境行為的正向影響。

1.2 社會規(guī)范沖突視角下的農(nóng)戶親環(huán)境行為分析

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，當描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范沖突時，二者包含內(nèi)容中的行為方向相反，其中描述性社會規(guī)范中的行為方向為負向，在本研究中表現(xiàn)為農(nóng)戶不實施親環(huán)境行為或親環(huán)境行為實施程度較低的情形，命令性社會規(guī)范的行為方向則仍為正向，在本研究中依舊表現(xiàn)為農(nóng)戶的親環(huán)境行為實施程度較高的情形(由于在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，農(nóng)戶感知到的描述性社會規(guī)范中的行為方向為正向，而命令性社會規(guī)范的行為方向為負向的情況較為罕見，故在此不做討論)。當出現(xiàn)描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范沖突的情境時，農(nóng)戶向親環(huán)境行為轉(zhuǎn)化的程度也將會受到影響。當以社會規(guī)范的形式引導農(nóng)戶實施親環(huán)境行為時，在社會規(guī)范沖突的情境下，根據(jù)規(guī)范焦點理論，由于描述性社會規(guī)范可為農(nóng)戶提供可直接參考的現(xiàn)實行為，從而使得描述性社會規(guī)范中的行為成為農(nóng)戶關(guān)注的焦點，認為保持與描述性社會規(guī)范中的行為相一致的行為是最穩(wěn)妥的選擇，且在當前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，當其周圍的親戚朋友、街坊鄰居或與其地塊相鄰的其他農(nóng)戶等中存在不實施親環(huán)境行為或親環(huán)境行為實施程度較低的情形時，其本身對于正向的命令性社會規(guī)范中所要求的親環(huán)境行為對改善環(huán)境的有效性將產(chǎn)生懷疑，此時，農(nóng)戶會認為自己是否實施親環(huán)境行為對環(huán)境所產(chǎn)生的影響不大，對于不實施親環(huán)境行為或親環(huán)境行為實施程度較低時可能會存在的社會壓力也會相應減小，從而導致其本身在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中實施與描述性社會規(guī)范相一致的行為，而命令性社會規(guī)范將不會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生影響或影響不大。基于以上分析，提出如下假設：

假設2：當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范沖突時，描述性社會規(guī)范會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生正向影響，而命令性社會規(guī)范則不會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生影響或影響不大。

1.3 理論分析框架

基于以上分析，得出本研究的理論分析框架如下所示：

圖1 理論分析框架

2 數(shù)據(jù)來源、變量選擇與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源及樣本特征

本研究用到的數(shù)據(jù)來源于課題組成員在2017年7—10月以及2018年6—7月進行的實地調(diào)查，調(diào)查區(qū)域的選取依據(jù)為：根據(jù)2016年各省(市、自治區(qū))農(nóng)作物總播種面積對全國31個省份(統(tǒng)計數(shù)據(jù)未含港澳臺地區(qū)，下同)進行排序，在此基礎(chǔ)上將其劃分為較小農(nóng)作物總播種面積(11個省份)、中等農(nóng)作物總播種面積(10個省份)和較大農(nóng)作物總播種面積(10個省份)3個層次，結(jié)合各省市在當年的經(jīng)濟發(fā)展水平，從中分別隨機選取1～2個省份，其中選取山西省為較小農(nóng)作物總播種面積的省份代表，甘肅和陜西兩省為中等農(nóng)作物總播種面積的省份代表，江蘇和安徽兩省為較大農(nóng)作物總播種面積的省份代表，同時，由于山東省既是糧食種植大省，也是蔬菜種植大省，為使樣本數(shù)據(jù)更具代表性，故本研究同時將山東省選取為調(diào)查區(qū)域。調(diào)查方法為分層隨機抽樣法，具體先根據(jù)市、縣、鎮(zhèn)、村對選定的6個省份進行分層，再依據(jù)隨機原則分別在每個省內(nèi)選取2個市，每個市內(nèi)選取2個縣，每個縣內(nèi)選取2個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)選取2個村，每個村選取15戶農(nóng)戶進行入戶訪問。調(diào)查內(nèi)容分別為：農(nóng)戶的親環(huán)境行為實施現(xiàn)狀、農(nóng)戶在與親環(huán)境行為有關(guān)的描述性社會規(guī)范與命令性社會規(guī)范的感知現(xiàn)狀、調(diào)查對象的個體特征、家庭與生產(chǎn)特征、心理特征和認知特征，總共發(fā)放1 440份調(diào)查問卷，最終獲得有效問卷1 241份，問卷有效率為86.18%，其中，山西省199份，甘肅省207份，陜西省206份，江蘇省205份，安徽206省份，山東省218份。本次調(diào)查的農(nóng)戶樣本特征如表1所示。

表1 樣本特征

Table 1 Sample characteristics

屬性Character說明Introductions比例/%Proportion屬性Character說明Introductions比例/%Proportion性別Gender年齡/歲Age受教育程度Levelofeducation身體健康狀況Physicalcondition家庭人數(shù)Familysize男性62.29女性37.71[18,30]7.90(30,45]28.20(45,60]46.98>6016.92小學及以下28.12初中44.32高中或中專20.39大?；虮究萍耙陨?.17比較差8.06一般32.88比較好59.06<34.92[3,5]66.40[6,8]26.35>82.33農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)Numberofagriculturallaborforce家庭收入/萬元Householdincome種植面積/hm2Plantingarea種植塊數(shù)Plantingblocks118.94259.95[3,4]19.66>41.45<210.64[2,6)61.24[6,10]22.64>105.48<188.07[1,2)9.27≥22.66[1,2]42.39[3,5]38.60[6,8]9.91>89.10

2.2 變量的選擇及測量

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因變量

本研究以農(nóng)戶的親環(huán)境行為為研究對象，故在回歸模型中的因變量為農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施程度。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，農(nóng)戶所采取的一切對改善當前農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量有益的行為均可稱之為親環(huán)境行為。對于當下的中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)狀而言，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中對化肥和農(nóng)藥的施用已成為普遍現(xiàn)象，但相較于普通化肥，施用有機肥或高效新型肥料均可減少對農(nóng)業(yè)環(huán)境的污染，同時，相較于普通農(nóng)藥，施用綠色農(nóng)藥也會達到減少農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的效果等等，故本研究以農(nóng)戶對有機肥、高效新型肥料和綠色農(nóng)藥等這類親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的采用程度作為農(nóng)戶對親環(huán)境行為實施程度的代表，對農(nóng)戶的親環(huán)境行為進行測量，具體測量方式為：將“全部地塊均未采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料”的情況賦值為“1”，將“少部分地塊采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料”的情況賦值為“2”，將“一半地塊未采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，一半地塊采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料”的情況賦值為“3”，將“大部分地塊采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料”的情況賦值為“4”，將“全部地塊均采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料”的情況賦值為“5”。根據(jù)對本次調(diào)查數(shù)據(jù)的統(tǒng)計，在本次調(diào)查的區(qū)域，農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施程度并不理想，其對親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料采用程度的平均值小于3，且目前在大部分地塊采用和在全部地塊均采用親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的農(nóng)戶僅累計占比12.41%，農(nóng)戶在親環(huán)境行為的實施程度上還有很大的提升空間。

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分組變量

本研究從社會規(guī)范一致和沖突的視角出發(fā)，對農(nóng)戶的親環(huán)境行為進行研究，故在此將農(nóng)戶對與親環(huán)境行為相關(guān)的描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范的感知程度作為分組變量，為使研究更具實際意義，不用正向或負向行為對應的社會規(guī)范來對二者進行測量，而用農(nóng)戶對同一正向行為對應的社會規(guī)范的感知程度來對二者進行測量，具體針對描述性社會規(guī)范的測量題項為：“您周圍的農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實際采用情況如何？”，賦值情況為：“采用人數(shù)非常少=1，采用人數(shù)比較少=2，采用人數(shù)一般=3，采用人數(shù)比較多=4，采用人數(shù)非常多=5”；針對命令性社會規(guī)范的測量題項為：“您周圍的農(nóng)戶認為應該實施親環(huán)境行為的數(shù)量如何？”，賦值情況為：“非常少=1，比較少=2，一般=3，比較多=4，非常多=5”。分組依據(jù)為：將描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范重新賦值，將原來賦值結(jié)果中的“1”和“2”重新賦值為“0”，將其余賦值結(jié)果重新賦值為“1”，在此基礎(chǔ)上，將二者賦值結(jié)果同時為“1”時的情形定義為社會規(guī)范一致，將描述性社會規(guī)范的賦值結(jié)果為“0”、命令性社會規(guī)范的賦值結(jié)果為“1”時的情形定義為社會規(guī)范沖突，經(jīng)整理，符合社會規(guī)范一致情境的問卷量為774份，符合社會規(guī)范沖突情境的問卷量為291份。

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自變量和調(diào)節(jié)變量

在對社會規(guī)范沖突視角下的農(nóng)戶親環(huán)境行為進行研究時，將描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范同時作為自變量。在對社會規(guī)范一致視角下的農(nóng)戶親環(huán)境行為進行研究時，將描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范分別作為調(diào)節(jié)變量。此外，參考以往相關(guān)研究，本研究同時將調(diào)查對象的個體特征、家庭與生產(chǎn)特征、心理特征和認知特征作為控制變量代入模型進行驗證，其中個體特征包括性別、年齡、受教育程度和身體健康狀況，家庭與生產(chǎn)特征包括農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、家庭收入、種植面積和種植塊數(shù)，心理特征包括感知行為控制和社會責任感，認知特征包括農(nóng)業(yè)環(huán)境污染認知和親環(huán)境行為認知情況，具體測量方式如表2所示。

表2 控制變量的測量

Table 2 Measurement of control variables

變量分類Variableclassification變量名稱Variablename測量方式Measuringway均值Mean標準差SD方差Variance最小值Min最大值Max性別Gender男=1;女=00.630.480.240.001.00個體特征Individualcharacteristics年齡/歲Age受訪農(nóng)戶的實際年齡49.1911.94142.5818.0082.00受教育程度Levelofeducation未上過學=1;小學=2;初中=3;高中=4;本科或大專及以上=53.010.970.951.005.00身體健康狀況Physicalcondition非常差=1;差=2;一般=3;好=4;非常好=53.680.890.781.005.00農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)Numberofagriculturallaborforce受訪農(nóng)戶家庭擁有的實際農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)2.120.880.771.009.00家庭與生產(chǎn)特征Familyandproductivecharacteristics家庭收入/萬元Householdincome受訪農(nóng)戶上一年全年實際收入4.823.6413.230.1030.00種植面積/hm2Plantingarea受訪農(nóng)戶家庭種植農(nóng)作物的實際面積0.480.720.520.0220.00種植地塊數(shù)Plantingblocks受訪農(nóng)戶家庭種植農(nóng)作物的實際地塊數(shù)3.913.9115.311.0082.00心理特征Psychologicalcharacteristics感知行為控制Perceptualbehavioralcontrol受訪農(nóng)戶感知到的實施親環(huán)境行為的難易程度:非常難=1;難=2;一般=3;容易=4;非常容易=53.560.910.841.005.00社會責任感Socialresponsibility受訪農(nóng)戶認為其本身有責任實施親環(huán)境行為的程度:完全沒責任=1;有一點兒責任=2;一般=3;責任較大=4;責任非常大=53.950.790.621.005.00認知特征Cognitivechar-acteristics農(nóng)業(yè)環(huán)境污染認知Cognitionofagriculturalenvironmentalpollution受訪農(nóng)戶認為當前農(nóng)業(yè)環(huán)境污染程度:幾乎沒有污染=1;污染較輕=2;一般=3;污染較嚴重=4;污染非常嚴重=53.190.910.821.005.00親環(huán)境行為認知Pro-environmentalbehav-ioralcognition受訪農(nóng)戶對親環(huán)境行為本身及其實施效果等相關(guān)信息的了解程度:非常不了解=1;不了解=2;一般=3;了解=4;非常了解=53.520.920.851.005.00

2.3 研究方法

由于本研究中的被解釋變量為“農(nóng)戶親環(huán)境行為”，具體通過農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施程度來測度，故模型中的因變量為排序數(shù)據(jù)，參考以往研究的相關(guān)做法，本研究采用ordered probit模型對在社會規(guī)范一致與沖突雙重視角下，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響作用進行驗證，同時采用ordered logit模型對其進行驗證，以此作為初始結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗。本研究采用的ordered probit模型如下：

y

=

Nλ

+

X

′

β

+

ε

(1)

式中：

y

不可觀測，農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施程度為：

(2)

假設

ε

～

N

(0，1)，則

P

(

y

=1|

N

,

X

)=

P

(

y

≤

r

|

N

,

X

)=

P

(

Nλ

+

X

′

β

+

ε

≤

r

|

N

,

X

)=Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)

(3)

P

(

y

=2|

N

,

X

)=

P

(

r

<

y

≤

r

|

N

,

X

)=

P

(

y

≤

r

|

N

,

X

)-

P

(

y

<

r

|

N

,

X

)=Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)-Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)

(4)

P

(

y

=3|

N

,

X

)=Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)-Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)

(5)

P

(

y

=4|

N

,

X

)=Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)-Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)

(6)

P

(

y

=5|

N

,

X

)=1-Φ(

r

-

Nλ

-

X

′

β

)

(7)

式中：

y

代表農(nóng)戶的親環(huán)境行為實施程度，

N

代表農(nóng)戶的社會規(guī)范(包括描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范)的感知程度，

X

′代表其他控制變量，其中，

r

<

r

<

r

<

r

為待估參數(shù)，稱為“切點”，

λ

、

β

亦為待估參數(shù)，

ε

為隨機擾動項。

在此基礎(chǔ)上，本研究采用層次回歸方法對在社會規(guī)范一致視角下，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范在彼此分別作用于農(nóng)戶親環(huán)境行為時的調(diào)節(jié)效應進行驗證，具體做法為：①將自變量(描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范)與調(diào)節(jié)變量(描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范)進行中心化處理；②將自變量與因變量(農(nóng)戶親環(huán)境行為)代入模型1進行回歸估計；③將調(diào)節(jié)變量代入模型1進行回歸估計，得到模型2；④將自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項繼續(xù)代入到模型2進行回歸估計，得到模型3。比較3個模型得到的回歸結(jié)果，若模型3得到的決定系數(shù)顯著大于模型1和模型2分別得到的決定系數(shù)，或者在模型3中，自變量與調(diào)節(jié)變量的乘積項的回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗，則表明調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)效應顯著。

3 結(jié)果與分析

3.1 社會規(guī)范一致視角下的農(nóng)戶親環(huán)境行為回歸結(jié)果

在社會規(guī)范一致視角下，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的直接效應回歸結(jié)果如表3所示，在彼此分別作用于農(nóng)戶親環(huán)境行為時的調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果如表4。

表4 社會規(guī)范一致視角下的調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果

Table 4 Regulatory effect regression results from the perspective of social norms uniformity

變量 Variable 描述性社會規(guī)范為調(diào)節(jié)變量命令性社會規(guī)范為調(diào)節(jié)變量模型1Model1模型2Model2模型3Model3模型1Model1模型2Model2模型3Model3描述性社會規(guī)范Descriptivesocialnorms0.268???0.239???0.360???0.268???0.239???命令性社會規(guī)范Injunctivesocialnorms0.323???0.228???0.237???0.228???0.237???描述性社會規(guī)范×命令性社會規(guī)范Descriptivesocialnorms×Injunctivesocialnorms0.187??0.187??控制變量Controlvariables已控制對數(shù)似然值Loglikelihood-966.426-958.097-955.532-964.986-958.097-955.532偽R2PseudoR20.0530.0610.0630.0540.0610.063觀察數(shù)量Numberofobs774

由表3和4可知，在ordered probit模型和ordered logit模型回歸結(jié)果中，在社會規(guī)范一致的情境下，即當農(nóng)戶感知到的與親環(huán)境行為有關(guān)的描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致時，從直接效應的回歸結(jié)果來看，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的直接影響均通過顯著性檢驗，且系數(shù)同時為正，表明二者均會直接促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施，同時，在控制變量中，身體健康狀況、農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、感知行為控制和親環(huán)境行為認知均正向通過顯著性檢驗，說明以上四者也會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生直接正向影響。從調(diào)節(jié)效應的回歸結(jié)果來看，無論是在描述性社會規(guī)范為調(diào)節(jié)變量還是命令性社會規(guī)范為調(diào)節(jié)變量的情境下，在模型3中，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范的乘積項的回歸系數(shù)均正向通過顯著性檢驗，說明描述性社會規(guī)范會正向調(diào)節(jié)命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的促進作用，同時命令性社會規(guī)范也會正向調(diào)節(jié)描述性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的促進作用，即當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致時，二者互為調(diào)節(jié)變量促進彼此對農(nóng)戶親環(huán)境行為的正向影響，假設1得證。

表3 社會規(guī)范一致視角下的直接效應回歸結(jié)果

Table 3 Direct effect regression results from the perspective of social norms uniformity

變量 Variable Orderedprobit模型回歸結(jié)果OrderedprobitmodelregressionresultsOrderedlogit模型回歸結(jié)果Orderedlogitmodelregressionresults回歸系數(shù)Regressioncoefficient標準誤差Standarderror回歸系數(shù)Regressioncoefficient標準誤差Standarderror描述性社會規(guī)范Descriptivesocialnorms0.268???0.0660.484???0.117命令性社會規(guī)范Injunctivesocialnorms0.228???0.0620.437???0.109性別Gender0.0350.0810.0960.143年齡Age-0.0050.004-0.011?0.007受教育程度Levelofeducation-0.0630.046-0.1020.081身體健康狀況Physicalcondition0.084?0.0460.146?0.080農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)Numberofagriculturallaborforce0.082?0.0450.141?0.078家庭收入Householdincome-0.0050.010-0.0120.018種植面積Plantingarea-0.0010.0950.0250.161種植塊數(shù)Plantingblocks-0.0190.018-0.0360.031感知行為控制Perceptualbehavioralcontrol0.210???0.0460.368???0.081社會責任感Socialresponsibility0.0830.0530.181??0.092農(nóng)業(yè)環(huán)境污染認知Cognitionofagriculturalenvironmentalpollution0.0710.0440.160??0.080親環(huán)境行為認知Pro-environmentalbehavioralcognition0.110??0.0460.212??0.084對數(shù)似然值Loglikelihood-958.097-957.624偽R2PseudoR20.0610.061觀察數(shù)量Numberofobs774

注：表中***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，下同。

Note: ***, ** and * in the table represent the significance level of 1%, 5% and 10% respectively.The same below.

3.2 社會規(guī)范沖突視角下的農(nóng)戶親環(huán)境行為回歸結(jié)果

在社會規(guī)范沖突視角下，描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的直接效應回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知，在ordered probit模型和ordered logit模型回歸結(jié)果中，在社會規(guī)范沖突的情境下，即當農(nóng)戶感知到的與親環(huán)境行為有關(guān)的描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范沖突時，從直接效應的回歸結(jié)果來看，描述性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響作用通過顯著性檢驗，且系數(shù)為正，說明描述性社會規(guī)范可直接促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施；命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響作用未通過顯著性檢驗，說明在這一情境下，命令性社會規(guī)范對農(nóng)戶的親環(huán)境行為不產(chǎn)生直接影響或影響不大，假設2得證。同時，在控制變量中，年齡、感知行為控制、社會責任感、農(nóng)業(yè)環(huán)境污染感知和親環(huán)境行為認知這5個變量同時通過顯著性檢驗，且除年齡的回歸系數(shù)方向為負外，其余4者的回歸系數(shù)方向均為正，說明在社會規(guī)范沖突的情境下，感知行為控制、社會責任感、農(nóng)業(yè)環(huán)境污染感知和親環(huán)境行為認知會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生直接正向影響，而年齡則會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生直接負向影響，造成這一現(xiàn)象的原因可能在于，根據(jù)已有文獻的研究結(jié)論，個人對新鮮事物的接受能力和學習能力均會隨著年齡的增大而減弱，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中亦是如此，年齡越大的農(nóng)戶越相信其傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式而拒絕接受親環(huán)境行為的相關(guān)信息，且對親環(huán)境行為的實施往往需要一定程度的學習才能完成，年齡較大的農(nóng)戶在這一方面不占優(yōu)勢，從而導致了年齡越大的農(nóng)戶對親環(huán)境行為實施程度越低的現(xiàn)象出現(xiàn)。

表5 社會規(guī)范沖突視角下的直接效應回歸結(jié)果

Table 5 Direct effect regression results from the perspective of social norms conflict

變量 Variable Orderedprobit模型回歸結(jié)果OrderedprobitmodelregressionresultsOrderedlogit模型回歸結(jié)果Orderedlogitmodelregressionresults回歸系數(shù)Regressioncoefficient標準誤差Standarderror回歸系數(shù)Regressioncoefficient標準誤差Standarderror描述性社會規(guī)范Descriptivesocialnorms0.830???0.2261.397???0.387命令性社會規(guī)范Injunctivesocialnorms0.1280.1090.2100.188性別Gender0.1280.1390.0920.247年齡Age-0.017??0.008-0.030??0.013受教育程度Levelofeducation-0.0870.084-0.1370.144身體健康狀況Physicalcondition-0.0610.087-0.1360.153農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)Numberofagriculturallaborforce0.1060.0810.1810.162家庭收入Householdincome-0.0260.023-0.0570.040種植面積Plantingarea0.3600.2760.8450.535種植塊數(shù)Plantingblocks0.0040.0410.0030.075感知行為控制Perceptualbehavioralcontrol0.160??0.0760.285??0.140社會責任感Socialresponsibility0.182??0.0850.313??0.147農(nóng)業(yè)環(huán)境污染認知Cognitionofagriculturalenvironmentalpollution0.186??0.0820.350??0.146親環(huán)境行為認知Pro-environmentalbehavioralcognition0.288???0.0770.551???0.142對數(shù)似然值Loglikelihood-293.922-291.284偽R2PseudoR20.1100.118觀察數(shù)量Numberofobs291

4 討論與結(jié)論

4.1 討論

本課題在前期研究的基礎(chǔ)上，從社會規(guī)范一致和沖突的雙重視角出發(fā)，對描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范處于不同情境下在農(nóng)戶親環(huán)境行為中的作用機理進行了分析與驗證。在研究內(nèi)容上，基于當前農(nóng)業(yè)環(huán)境污染日益嚴峻、改善農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量日漸緊迫的現(xiàn)實背景，提出以農(nóng)戶的親環(huán)境行為為研究對象，并根據(jù)中國農(nóng)村實際情況，選擇以社會規(guī)范為突破口，探討其對農(nóng)戶親環(huán)境行為的作用機制，以期進一步擴充已有研究中對農(nóng)戶親環(huán)境行為的分析框架。在研究視角上，不同于以往研究多將社會規(guī)范作為一個整體進行的相關(guān)研究，本研究從社會規(guī)范中描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致和沖突的雙重視角出發(fā)，探討二者對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響，以期進一步完善在社會規(guī)范影響農(nóng)戶親環(huán)境行為領(lǐng)域的研究。在研究結(jié)論上，本研究得出，當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致時，二者均會直接促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施，當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范沖突時，描述性社會規(guī)范會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生直接的促進作用，而命令性社會規(guī)范則對農(nóng)戶的親環(huán)境行為不產(chǎn)生直接影響或影響不大，這一結(jié)論與已有研究在不區(qū)分不同情境時得出的描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范均可對農(nóng)戶的有機肥施用行為產(chǎn)生直接正向影響的結(jié)論部分一致，說明相較于命令性社會規(guī)范，描述性社會規(guī)范對農(nóng)戶行為的影響作用更為穩(wěn)??；此外，本研究還得出，當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致時，二者互為調(diào)節(jié)變量促進彼此對農(nóng)戶親環(huán)境行為的正向影響，這一結(jié)論可視為對已有在社會規(guī)范影響個體行為方面文獻內(nèi)容的補充，以期為后續(xù)學者的相關(guān)研究提供新的思路。

4.2 結(jié)論及建議

本研究從社會規(guī)范一致和沖突的雙重視角出發(fā)，對描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范在農(nóng)戶親環(huán)境行為中的影響作用進行分析，并利用山西、陜西、山東、甘肅、安徽和江蘇6省1 241份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，通過ordered probit模型、ordered logit模型和層次回歸方法對其進行驗證，得出如下結(jié)論：

1)當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致時，二者均會直接促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施，同時二者還可互為調(diào)節(jié)變量促進彼此對農(nóng)戶親環(huán)境行為的正向影響。

2)當描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范沖突時，描述性社會規(guī)范會對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生直接促進作用，而命令性社會規(guī)范則對農(nóng)戶的親環(huán)境行為不產(chǎn)生直接影響或影響不大。

3)無論是在描述性社會規(guī)范和命令性社會規(guī)范一致亦或沖突的情境下，感知行為控制和親環(huán)境行為認知均可促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施。

基于以上結(jié)論，為促進農(nóng)戶實施親環(huán)境行為，改善當前的農(nóng)業(yè)環(huán)境質(zhì)量，本研究提出如下政策建議：第一，政府等相關(guān)部門應根據(jù)當?shù)貙嶋H情況制定合理的親環(huán)境行為實施標準，并采取相應措施將這一標準加以擴散，擴大農(nóng)戶對親環(huán)境行為對應的命令性社會規(guī)范的感知程度。第二，應通過墻面標語、新聞播報、手機信息等手段將周圍農(nóng)戶所采取的親環(huán)境行為事例加以公告和宣傳，強化農(nóng)戶對親環(huán)境行為對應的描述性社會規(guī)范的感知。第三，應通過設立“親環(huán)境行為實施模范戶”等形式加強對在親環(huán)境行為實施程度整體較低區(qū)域中少數(shù)已實施親環(huán)境行為農(nóng)戶個體的表彰力度，并為其提供一對一實地技術(shù)指導等實質(zhì)性的扶持政策，從而引起其他農(nóng)戶對這一正向的描述性社會規(guī)范的關(guān)注，強化其對周圍其他農(nóng)戶的影響程度。第四，應進一步降低親環(huán)境農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的購買成本，簡化親環(huán)境行為的實施步驟，減少農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施障礙。第五，應將親環(huán)境行為本身及其實施效果等相關(guān)信息加以說明與強調(diào)，使農(nóng)戶加深對親環(huán)境行為的了解，提高對親環(huán)境行為的認知，最終促進農(nóng)戶對親環(huán)境行為的實施。