盧 瑜,向平安,余 亮

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院 長(zhǎng)沙 410028; 2.長(zhǎng)沙民政職業(yè)技術(shù)學(xué)院 長(zhǎng)沙 410004; 3.湖南第一師范學(xué)院 長(zhǎng)沙 410205)

中國(guó)農(nóng)業(yè)取得舉世矚目成就的同時(shí),也產(chǎn)生了諸如農(nóng)業(yè)面源污染、土壤退化和優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品少等系列問(wèn)題。為解決這些問(wèn)題和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展,中國(guó)政府提出了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理念,并確定其為農(nóng)業(yè)發(fā)展的方向。實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的根本路徑在于推行綠色生產(chǎn)方式。有機(jī)農(nóng)業(yè)是一種生產(chǎn)中不使用化學(xué)物質(zhì)和轉(zhuǎn)基因生物及其產(chǎn)物的綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式,是目前全球最受歡迎的替代農(nóng)業(yè)。自2005年頒布《有機(jī)產(chǎn)品》國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)以來(lái),中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展迅速,有機(jī)農(nóng)地面積已居世界第4位,而且發(fā)展?jié)摿θ跃薮?。在全?guó)范圍推廣和發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè),不僅可提升中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、改善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和滿(mǎn)足人民日益增長(zhǎng)的消費(fèi)需求,而且對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)增收的意義重大。然而,中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展也面臨挑戰(zhàn),表現(xiàn)在發(fā)展速度趨緩、不少有機(jī)生產(chǎn)者退出等方面。

農(nóng)戶(hù)作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的微觀(guān)主體,其有機(jī)農(nóng)業(yè)采納決策關(guān)乎有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)程,揭示農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因子及其作用機(jī)制對(duì)促進(jìn)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展不可或缺。已有許多文獻(xiàn)探討了影響農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的因素,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納決策受經(jīng)濟(jì)績(jī)效、外部環(huán)境(基礎(chǔ)設(shè)施、制度政策和社會(huì)規(guī)范等)、農(nóng)場(chǎng)特征以及農(nóng)戶(hù)自身因素(農(nóng)戶(hù)社會(huì)人口學(xué)特征、認(rèn)知及態(tài)度等)等眾多因素的影響。然而,大多數(shù)文獻(xiàn)忽視了對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的空間效應(yīng)分析,雖有少數(shù)歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的學(xué)者借助空間分析技術(shù),利用州縣級(jí)、農(nóng)場(chǎng)級(jí)和地塊級(jí)數(shù)據(jù),探討了空間效應(yīng)對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納進(jìn)程的作用,但對(duì)農(nóng)戶(hù)這一主要生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間影響機(jī)制的研究比較匱乏,這不利于洞悉農(nóng)戶(hù)間有機(jī)農(nóng)業(yè)擴(kuò)散機(jī)制。本文通過(guò)構(gòu)建空間杜賓Probit模型,利用新疆農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù),實(shí)證分析了農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因素及空間效應(yīng),并進(jìn)一步將各因素的空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng),洞悉農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的影響機(jī)制。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究方法

1.1.1 空間杜賓Probit模型

農(nóng)戶(hù)行為不僅受自身因素影響,而且在一定的空間范圍內(nèi),受其他農(nóng)戶(hù)行為影響。為考察空間效應(yīng),本文將其作用機(jī)制區(qū)分為內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng),構(gòu)建空間杜賓Probit模型:

式中:為×1階向量,表示農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為,為二元結(jié)果因變量;為因變量的空間滯后項(xiàng),反映相鄰農(nóng)戶(hù)間有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的空間內(nèi)生交互效應(yīng),為待估計(jì)的空間自回歸系數(shù),為預(yù)先設(shè)定的空間權(quán)重矩陣,反映農(nóng)戶(hù)的空間相鄰關(guān)系;反映農(nóng)戶(hù)自身特征變量對(duì)其有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的影響,其中為解釋變量向量,為待估計(jì)系數(shù)向量;為解釋變量的空間滯后項(xiàng),反映空間外生交互效應(yīng),即相鄰農(nóng)戶(hù)的特征變量對(duì)觀(guān)測(cè)農(nóng)戶(hù)的有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的影響,為待估參數(shù);為×1階誤差項(xiàng)向量。由于貝葉斯估計(jì)充分利用了先驗(yàn)信息,比經(jīng)典估計(jì)更具優(yōu)勢(shì),因此模型采用馬爾可夫鏈蒙特卡羅法貝葉斯估計(jì)。

1.1.2 閾值距離和空間權(quán)重矩陣設(shè)定

鄰里農(nóng)戶(hù)間的相互影響可能隨距離增加而衰減,且當(dāng)農(nóng)戶(hù)之間的距離超過(guò)某個(gè)特定閾值時(shí),鄰里間的相互影響可以忽略,因此建立地理閾值距離倒數(shù)空間權(quán)重矩陣:

式中:w為空間權(quán)重矩陣,d為農(nóng)戶(hù)與農(nóng)戶(hù)之間的地理距離,為閾值距離。采用ArcGIS距離帶計(jì)算得到每個(gè)樣本農(nóng)戶(hù)至少有1個(gè)鄰居的閾值距離區(qū)間為1.5～4.0 km,這與已有研究顯示農(nóng)戶(hù)技術(shù)采用行為溢出效應(yīng)的合理閾值距離為2～3 km的結(jié)論基本一致。為獲得穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果,本文基于1.5 km、2.0 km、2.5 km、3.0 km、3.5 km和4.0 km的閾值距離設(shè)定不同的空間權(quán)重矩陣進(jìn)行模型估計(jì),然后選擇后驗(yàn)概率最高的模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

1.2 樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2020年7月—2021年8月間課題組對(duì)新疆農(nóng)戶(hù)的問(wèn)卷調(diào)查。新疆有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚程度高,尤其在有機(jī)林果業(yè)、有機(jī)牛羊和高山湖魚(yú)類(lèi)養(yǎng)殖以及有機(jī)棉花和青飼料種植的集聚發(fā)展優(yōu)勢(shì)突出。研究區(qū)域的有機(jī)農(nóng)業(yè)采納較為集中,能夠確保參與調(diào)查的農(nóng)戶(hù)處于決策狀態(tài)和能夠給予決策過(guò)程的有效信息。此外,新疆是典型的綠洲生態(tài)脆弱區(qū),從微觀(guān)視角解析該地農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響機(jī)制,對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生態(tài)適宜性較差地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展能提供有益借鑒。

為確保樣本的代表性,降低地域、品種等帶來(lái)的多種環(huán)境因素對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的影響,調(diào)研區(qū)域只包括南疆和北疆地區(qū)有機(jī)林果、有機(jī)種植和有機(jī)養(yǎng)殖發(fā)展較好的區(qū)域。樣本農(nóng)戶(hù)采取分階段抽樣選取: 首先采取判斷抽樣選取調(diào)研樣本區(qū)縣,接著采取配額抽樣抽取樣本農(nóng)戶(hù)。具體調(diào)查地點(diǎn)和樣本分布如表1。調(diào)查分為兩個(gè)階段。先是以巴州和伊犁的5個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)開(kāi)展問(wèn)卷預(yù)調(diào)查,在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)采用判斷抽樣法選取10個(gè)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行調(diào)查,并根據(jù)預(yù)調(diào)查情況修改完善問(wèn)卷。然后,采用配額抽樣法對(duì)農(nóng)戶(hù)開(kāi)展正式調(diào)查。共發(fā)放550份問(wèn)卷,回收有效問(wèn)卷516份,回收率為93.82%。問(wèn)卷調(diào)查包括社會(huì)資本、政府政策和農(nóng)戶(hù)個(gè)體3個(gè)層面的內(nèi)容。

表1 新疆調(diào)查區(qū)域及主要特征Table 1 Xinjing survey area and its main characteristics

1.2.2 受訪(fǎng)農(nóng)戶(hù)情況

516份有效問(wèn)卷中,271份來(lái)自南疆,北疆地區(qū)有245份(表2)。處于國(guó)家有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)的樣本261份,占比51%。受訪(fǎng)農(nóng)戶(hù)從事林果業(yè)、種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)分別占比43.6%、33.7%和22.7%,與其在新疆農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的份額基本一致。采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶(hù)為306戶(hù),占比59.3%。從戶(hù)主性別來(lái)看,女性占51.2%,男性占48.8%。文化程度大專(zhuān)以上的樣本占25.6%,5.8%的樣本農(nóng)戶(hù)為小學(xué)及以下文化程度,68.6%樣本農(nóng)戶(hù)文化程度為初、高中。從戶(hù)主年齡來(lái)看,均值為41.7歲,以中年勞動(dòng)力為主。家庭勞動(dòng)力數(shù)量為2.6。家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)地面積均值為6.3 hm,規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)戶(hù)占比13.2%,大部分為中等經(jīng)營(yíng)規(guī)模戶(hù)。70%以上的農(nóng)戶(hù)家庭年收入低于10萬(wàn)元,67.5%農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)收入占比50%以上。54.1%農(nóng)戶(hù)加入農(nóng)民合作組織,34.3%農(nóng)戶(hù)有農(nóng)業(yè)企業(yè)采購(gòu)合同保障,農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)由分散化、兼業(yè)化向?qū)I(yè)化、組織化發(fā)展。整體而言,農(nóng)戶(hù)樣本特征分布與新疆第3次農(nóng)業(yè)普查的統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本吻合,有代表性。

表2 新疆調(diào)查區(qū)受訪(fǎng)農(nóng)戶(hù)的基本情況Table 2 Basic information of farmers interviewed in Xinjiang survey area

1.3 變量選取

1.3.1 因變量

將農(nóng)戶(hù)是否采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的行為作為被解釋變量。本文有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為是指按國(guó)家有機(jī)產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)生產(chǎn)并通過(guò)認(rèn)證的行為,如果農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè),賦值為1; 農(nóng)戶(hù)未采納有機(jī)農(nóng)業(yè),賦值為0。

1.3.2 解釋變量

農(nóng)戶(hù)行為受到社會(huì)、政府和個(gè)體等多方因素的綜合影響,因此本文主要分析社會(huì)資本、政府政策和農(nóng)戶(hù)個(gè)體3個(gè)維度的影響因素對(duì)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的影響。

1)社會(huì)資本。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)主張人的行為受社會(huì)資本因素的影響。社會(huì)資本通常會(huì)影響信息的可獲得性、交易成本和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn),對(duì)于農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)決策行為具有重要影響。農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本表現(xiàn)為與親朋鄰里之間及與當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社和專(zhuān)業(yè)協(xié)會(huì)等組織之間的關(guān)系,依附于人際交往或社會(huì)組織之中,以信任為基礎(chǔ),以關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為載體,以互惠合作為內(nèi)容。鑒于此,本文從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)范3個(gè)維度來(lái)衡量農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本(表3)。

表3 社會(huì)資本變量說(shuō)明及其賦值Table 3 Explanation and assignment of social capital

首先,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)信息交流傳播、金融 、人力與物質(zhì)資本方面的互惠支持和互動(dòng)學(xué)習(xí)等機(jī)制對(duì)農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納決策產(chǎn)生影響。本文借鑒楊志海和曠浩源的做法,從信息獲取、互動(dòng)學(xué)習(xí)和互惠支持3個(gè)方面設(shè)計(jì)題項(xiàng)以詮釋農(nóng)戶(hù)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征。選擇“從親朋友鄰、示范戶(hù)、企業(yè)或合作組織獲得信息的難易程度”反映信息獲取、“與親朋友鄰、示范戶(hù)、企業(yè)或合作組織互動(dòng)交流頻繁程度”反映互動(dòng)學(xué)習(xí)、“從親朋友鄰、示范戶(hù)、企業(yè)或合作組織獲得人力、資金和培訓(xùn)等支持的便捷程度”反映互惠支持。所有題項(xiàng)均采用李克特5點(diǎn)量表測(cè)量。此外,不同維度社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為影響的異質(zhì)性也是本文關(guān)注的重點(diǎn),因此,將農(nóng)戶(hù)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)細(xì)分為鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)兩個(gè)維度。

其次,社會(huì)信任可促進(jìn)合作,降低市場(chǎng)各類(lèi)主體的機(jī)會(huì)主義行為,有效降低市場(chǎng)交易費(fèi)用,對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為具有重要影響。本文借鑒衛(wèi)龍寶等的量表來(lái)測(cè)量社會(huì)信任。

此外,社會(huì)規(guī)范主要通過(guò)價(jià)值引導(dǎo)和社會(huì)認(rèn)同兩個(gè)方面影響農(nóng)戶(hù)行為。社會(huì)規(guī)范在有機(jī)農(nóng)業(yè)采納決策中的作用也得到證實(shí),其影響甚至超過(guò)對(duì)利潤(rùn)的考慮。本文參考李芬妮等的量表,選取“鄰里親朋、示范戶(hù)和推廣人員的推薦是否會(huì)影響我采用有機(jī)農(nóng)業(yè)”反映價(jià)值導(dǎo)向,選取“鄰里親朋、示范戶(hù)和政府部門(mén)均認(rèn)同和重視有機(jī)農(nóng)業(yè)的采用和推廣”反映社會(huì)認(rèn)同。

2)公共政策。有機(jī)農(nóng)業(yè)有顯著正外部性,有文獻(xiàn)認(rèn)為有必要內(nèi)在化外部性以促進(jìn)農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)。由于公共物品的產(chǎn)權(quán)界定成本高,市場(chǎng)機(jī)制在解決有機(jī)農(nóng)業(yè)外部性方面失靈,需要公共政策的介入。公共政策通常通過(guò)引導(dǎo)、激勵(lì)與約束等措施對(duì)農(nóng)戶(hù)行為產(chǎn)生影響。本文參考許佳彬等的量表來(lái)測(cè)量政府的引導(dǎo)政策、激勵(lì)政策和約束政策的影響(表4)。

表4 公共政策變量說(shuō)明及其賦值Table 4 Explanation and assignment of public policy

3)農(nóng)戶(hù)自身因素。農(nóng)戶(hù)認(rèn)知、資源稟賦和社會(huì)人口學(xué)特征等已被證實(shí)是影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的重要變量。參考黃炎忠等的做法,從利益認(rèn)知、前景認(rèn)知、風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和行為能力認(rèn)知4個(gè)維度設(shè)計(jì)題項(xiàng)測(cè)量農(nóng)戶(hù)對(duì)于有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知,其中利益認(rèn)知從經(jīng)濟(jì)績(jī)效、生態(tài)效益、社會(huì)效益3個(gè)維度綜合衡量; 社會(huì)人口學(xué)特征選取戶(hù)主性別、年齡、文化程度和風(fēng)險(xiǎn)偏好等4個(gè)指標(biāo),其中風(fēng)險(xiǎn)偏好的度量參考楊志海的量表和方法。資源稟賦選取家庭勞動(dòng)力資源總數(shù)、家庭年總收入和經(jīng)營(yíng)農(nóng)地面積等3個(gè)指標(biāo)(表5)。

表5 農(nóng)戶(hù)自身因素變量說(shuō)明及其賦值Table 5 Explanation and assignment of farmers’ individual factors

4)區(qū)位變量。獲取農(nóng)戶(hù)的空間位置,構(gòu)建空間滯后項(xiàng)以分析有機(jī)農(nóng)業(yè)采納過(guò)程中的空間效應(yīng)。將是否來(lái)自南疆定義為一個(gè)虛擬變量,檢驗(yàn)氣候、土壤等自然生態(tài)條件對(duì)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的影響。將是否來(lái)自國(guó)家有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)[簡(jiǎn)稱(chēng)示范(創(chuàng)建)區(qū)]定義為另一個(gè)虛擬變量,檢驗(yàn)示范創(chuàng)建舉措對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的影響(表6)。

表6 區(qū)位變量說(shuō)明及其賦值Table 6 Explanation and assignment of location variables

1.4 信度和效度檢驗(yàn)

鑒于農(nóng)戶(hù)認(rèn)知、社會(huì)資本和政府政策3個(gè)變量的數(shù)據(jù)通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查采集獲得,構(gòu)建模型實(shí)證分析之前需進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn),以確保研究結(jié)果的可靠性。采用因子分析檢驗(yàn)問(wèn)卷效度,結(jié)果顯示KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值為0.801,巴特利球體檢驗(yàn)的值為0,可以進(jìn)一步進(jìn)行因子分析。具體結(jié)果如表7所示,其中CR值均大于0.6,AVE值均大于0.5,表明數(shù)據(jù)具有良好的結(jié)構(gòu)效度。采用系數(shù)分析問(wèn)卷信度,各潛變量中除前景認(rèn)知、信息共享和價(jià)值導(dǎo)向3個(gè)潛變量的系數(shù)在0.7～0.8區(qū)間外,其他潛變量的系數(shù)均大于0.8,可見(jiàn)調(diào)查數(shù)據(jù)的信度較高。

表7 新疆農(nóng)戶(hù)調(diào)查問(wèn)卷的信度和效度檢驗(yàn)Table 7 Reliability and validity of the farmers’ survey questionnaire in Xinjiang

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

有機(jī)農(nóng)戶(hù)和常規(guī)農(nóng)戶(hù)特征變量的描述統(tǒng)計(jì)及差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果(連續(xù)變量使用獨(dú)立樣本檢驗(yàn),分類(lèi)變量采用卡方檢驗(yàn))顯示: 有機(jī)農(nóng)戶(hù)與常規(guī)農(nóng)戶(hù)在有機(jī)農(nóng)業(yè)認(rèn)知、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(組織)、社會(huì)規(guī)范和社會(huì)信任、激勵(lì)政策、是否加入合作組織和區(qū)位方面均存在顯著差異(＜0.05),風(fēng)險(xiǎn)偏好和引導(dǎo)政策在10%的顯著性水平下存在差異,而在約束政策、資源稟賦、人口特征、是否有合同保障等方面沒(méi)有顯著差異(表8)。

表8 有機(jī)農(nóng)戶(hù)和常規(guī)農(nóng)戶(hù)的描述性統(tǒng)計(jì)和差異顯著性檢驗(yàn)結(jié)果Table 8 Descriptive statistics and significance test results of organic farmers and conventional farmers

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示有機(jī)農(nóng)戶(hù)較常規(guī)農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)有積極的認(rèn)知,更愿意通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得有機(jī)農(nóng)業(yè)的相關(guān)信息并實(shí)現(xiàn)互動(dòng)學(xué)習(xí)和互惠支持,更積極加入農(nóng)民合作組織成員,更易受到價(jià)值導(dǎo)向和社會(huì)認(rèn)同的影響,同類(lèi)農(nóng)戶(hù)間的社會(huì)信任程度更高。從政府政策來(lái)看,引導(dǎo)政策和激勵(lì)政策對(duì)有機(jī)農(nóng)戶(hù)和常規(guī)農(nóng)戶(hù)的影響存在差異,但約束政策并無(wú)顯著差異。這意味著農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為需要更多的正向引導(dǎo)和補(bǔ)貼支持等激勵(lì)措施,并非倒逼式的管制政策。來(lái)自示范(創(chuàng)建)區(qū)的有機(jī)農(nóng)戶(hù)比非示范(創(chuàng)建)區(qū)的多,間接反映示范(創(chuàng)建)區(qū)建設(shè)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)。此外,有機(jī)農(nóng)戶(hù)更多來(lái)自南疆,較少來(lái)自北疆,表明生態(tài)適宜性差并不構(gòu)成有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的障礙。

2.2 空間杜賓Probit模型分析結(jié)果

2.2.1 空間依賴(lài)性與優(yōu)選模型識(shí)別

表9顯示了基于不同閥值距離空間權(quán)重矩陣的6個(gè)模型的后驗(yàn)?zāi)Ｐ透怕屎蛯?duì)應(yīng)的空間自回歸系數(shù)值。閾值距離為1.5 km的模型后驗(yàn)?zāi)Ｐ透怕首罡?是適合本文數(shù)據(jù)樣本的優(yōu)選模型。隨著閾值距離的增加,空間自回歸系數(shù)值逐漸縮小且顯著性下降。優(yōu)選模型值為0.39,且在＜1%的水平具有統(tǒng)計(jì)顯著性,表明新疆農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為存在空間依賴(lài)性,可構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為進(jìn)行分析。

表9 空間依賴(lài)性檢驗(yàn)和模型比較Table 9 Spatial dependence test and model comparison

2.2.2 空間杜賓Probit模型估計(jì)結(jié)果

表10為空間杜賓Probit模型的估計(jì)結(jié)果。整體而言,模型的達(dá)到89.88%,Wald chi的值為0.00,模型系數(shù)的聯(lián)合顯著性較高,模型擬合度較好。

表10 空間杜賓Probit模型估計(jì)結(jié)果Table 10 Results of the spatial Durbin Probit model

1)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的影響因素

從社會(huì)資本因素來(lái)看,鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)估計(jì)值均為正,且分別通過(guò)了＜5%和＜1%水平的顯著性檢驗(yàn),表明鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)有正向影響。社會(huì)規(guī)范的系數(shù)為正且通過(guò)＜1%水平的顯著性檢驗(yàn),表明社會(huì)規(guī)范在農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納采用決策中起著重要的作用。社會(huì)信任的回歸系數(shù)亦為正,且通過(guò)了＜5%水平的顯著性檢驗(yàn),表明社會(huì)信任對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為具有正向影響。

從政策因素來(lái)看,引導(dǎo)政策和激勵(lì)政策的系數(shù)為正,且在＜5%水平顯著,而約束政策未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),表明引導(dǎo)政策和激勵(lì)政策顯著影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為,而約束政策對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為不存在顯著影響。

從個(gè)體因素來(lái)看,農(nóng)戶(hù)認(rèn)知、勞動(dòng)力數(shù)量、年齡、風(fēng)險(xiǎn)偏好、是否加入合作組織和是否有合同保障的回歸系數(shù)為正,且均通過(guò)了＜5%水平的顯著性檢驗(yàn); 而文化程度、農(nóng)地面積、家庭年收入和性別的回歸系數(shù)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

從區(qū)位來(lái)看,示范(創(chuàng)建)區(qū)具有正效應(yīng),在＜1%水平顯著。來(lái)自南疆地區(qū)的回歸系數(shù)為正,通過(guò)＜5%水平的顯著性檢驗(yàn),表明南疆地區(qū)農(nóng)戶(hù)更可能采納有機(jī)農(nóng)業(yè)。

2)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的空間效應(yīng)

空間自回歸系數(shù)為0.3911,且通過(guò)＜1%的顯著性檢驗(yàn),表明相鄰農(nóng)戶(hù)間有機(jī)農(nóng)業(yè)采納存在正向的內(nèi)生交互效應(yīng),即當(dāng)鄰里采納有機(jī)農(nóng)業(yè),農(nóng)戶(hù)更有可能采納有機(jī)農(nóng)業(yè)。約束政策、收入、農(nóng)地面積、性別、年齡、文化程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好和是否為南疆農(nóng)戶(hù)等特征變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)信任、引導(dǎo)政策、激勵(lì)政策、農(nóng)戶(hù)認(rèn)知、勞動(dòng)力、加入合作組織、有合同保障和來(lái)自示范區(qū)等變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均為正值且均顯著,表明農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為確實(shí)受到鄰里相關(guān)特征變量的影響,相鄰農(nóng)戶(hù)的有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為存在空間外生交互效應(yīng)。

2.2.3 空間效應(yīng)分解

為揭示各影響因素對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為影響的邊際效應(yīng),進(jìn)一步將各因素的空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)(表11)。示范區(qū)、加入合作組織、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(組織網(wǎng)絡(luò))、社會(huì)規(guī)范、是否有合同保障、社會(huì)信任、風(fēng)險(xiǎn)偏好、勞動(dòng)力、引導(dǎo)政策、激勵(lì)政策、南疆農(nóng)戶(hù)(所屬地區(qū))、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(鄰里)、農(nóng)戶(hù)認(rèn)知和年齡均對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為有正向影響,且總效應(yīng)依序遞減。

表11 空間效應(yīng)分解結(jié)果Table 11 Decomposition results of spatial effect

所有變量的直接效應(yīng)均大于空間溢出效應(yīng),這表明農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為主要受自身特征變量的直接影響。其中,空間溢出效應(yīng)顯著的變量包括示范區(qū)、合同保障、合作組織、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(組織網(wǎng)絡(luò))、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)信任、引導(dǎo)政策、激勵(lì)政策、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(鄰里)、勞動(dòng)力和農(nóng)戶(hù)認(rèn)知,尤其是示范區(qū)和合作組織的間接效應(yīng)遠(yuǎn)大于其他變量,表明這些變量的空間溢出效應(yīng)不容忽視。

3 討論

3.1 農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因素

3.1.1 社會(huì)資本與農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)

3類(lèi)社會(huì)資本因素均影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納,其中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的拓展顯著提高了農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)的采用可能性。值得注意的是,不同維度社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用存在較大差異,產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)對(duì)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納正向作用大于鄰里網(wǎng)絡(luò)?？赡艿慕忉屖青徖锞W(wǎng)絡(luò)因其信任半徑小而發(fā)揮重要作用,但對(duì)于技術(shù)密集型的有機(jī)農(nóng)業(yè),產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)在給農(nóng)戶(hù)提供技術(shù)、市場(chǎng)等方面的信息以及金融、人力和技術(shù)方面的支持有優(yōu)勢(shì)。

社會(huì)規(guī)范和社會(huì)信任均對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納有正向作用。如果社會(huì)認(rèn)同農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為,他們就更有可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè),這一結(jié)論也得到了其他研究的證據(jù)支持。農(nóng)戶(hù)對(duì)鄰里親朋、當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)企業(yè)和合作組織等信任程度越高,相互之間的互動(dòng)交流越頻繁,互動(dòng)交流使農(nóng)戶(hù)能夠高效地獲取市場(chǎng)、知識(shí)和技術(shù)信息,知識(shí)和技術(shù)的溢出提高了農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平,此外市場(chǎng)各方的信任機(jī)制在一定程度上降低了交易費(fèi)用,改善了經(jīng)濟(jì)績(jī)效,有助于促進(jìn)農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)。

3.1.2 公共政策與農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)

引導(dǎo)政策和激勵(lì)政策正向促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納,而約束政策對(duì)農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)作用并不顯著,這與部分學(xué)者的研究結(jié)論一致。可能的解釋是:

1)有機(jī)農(nóng)業(yè)顯著的生態(tài)環(huán)境效益,政府適時(shí)開(kāi)展有機(jī)農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)環(huán)境治理等方面的宣傳推廣工作,可提高農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知和環(huán)境意識(shí),提高農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的意愿。

2)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)需增加資本、技術(shù)和勞動(dòng)力方面的投入且面臨產(chǎn)量風(fēng)險(xiǎn),尤其在為期2～3年的轉(zhuǎn)換期,政府向農(nóng)戶(hù)提供財(cái)政補(bǔ)貼,可降低農(nóng)戶(hù)投入、改善經(jīng)濟(jì)績(jī)效,調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)有機(jī)生產(chǎn)的積極性。

3)約束規(guī)制政策旨在通過(guò)管制性措施倒逼農(nóng)戶(hù)減少常規(guī)生產(chǎn)行為,但農(nóng)戶(hù)不采用有機(jī)農(nóng)業(yè)并不一定會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響,不在其約束范圍內(nèi)。因此,約束規(guī)制型政策在促進(jìn)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為方面會(huì)差強(qiáng)人意。

3.1.3 農(nóng)戶(hù)個(gè)體因素與有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為

正如預(yù)期,農(nóng)戶(hù)認(rèn)知對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納具有正向影響,這與已有文獻(xiàn)的結(jié)論一致。農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知程度越高,其對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)效益、前景、易用性和有用性的感知更加積極正面,農(nóng)戶(hù)更傾向于采用有機(jī)農(nóng)業(yè)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于年齡對(duì)于農(nóng)戶(hù)采用可持續(xù)生產(chǎn)方式的結(jié)論不一,但本文發(fā)現(xiàn)年齡較大的農(nóng)戶(hù)更可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè)?？赡艿慕忉屖悄挲g較大農(nóng)民的機(jī)會(huì)成本較低,愿意花更多時(shí)間從事如人工除草等勞動(dòng)力密集型的做法,這恰恰是有機(jī)農(nóng)業(yè)所需要的。本文的另一結(jié)果—家庭勞動(dòng)力資源更充足的農(nóng)戶(hù)更可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè)—支持這一觀(guān)點(diǎn)。

本文發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度低的農(nóng)戶(hù)更可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè),這與其他文獻(xiàn)結(jié)論一致。可能源于有機(jī)農(nóng)業(yè)相比常規(guī)農(nóng)業(yè)面臨更大的不確定性(如產(chǎn)量低、易受病蟲(chóng)害及自然災(zāi)害影響),風(fēng)險(xiǎn)偏好的個(gè)體往往會(huì)通過(guò)承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)來(lái)博取高收益,具有先動(dòng)性特征,因此風(fēng)險(xiǎn)偏好的農(nóng)戶(hù)通常更有可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè)以實(shí)現(xiàn)更高利潤(rùn)目標(biāo)。

有研究表明農(nóng)戶(hù)參與產(chǎn)業(yè)化組織(合作社成員和合同農(nóng)戶(hù))程度越高,越有可能轉(zhuǎn)型有機(jī)農(nóng)業(yè),這與本文的分析結(jié)果一致。合作組織將分散的小規(guī)模農(nóng)戶(hù)有機(jī)整合,實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng),提高生產(chǎn)銷(xiāo)售效率,從而促進(jìn)了有機(jī)農(nóng)業(yè)的推廣。

現(xiàn)有研究關(guān)于性別、文化程度收入和經(jīng)營(yíng)農(nóng)地面積對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納影響的結(jié)論較為混雜,尚未形成共識(shí)。而本文發(fā)現(xiàn)性別、文化程度、收入和農(nóng)地面積對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納沒(méi)有顯著影響。可能的解釋是,伴隨有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展,有機(jī)農(nóng)業(yè)采納門(mén)檻逐步降低,農(nóng)戶(hù)文化程度帶來(lái)的阻礙隨之減少; 此外,伴隨農(nóng)戶(hù)組織化程度的提高,通過(guò)產(chǎn)業(yè)組織提供的各種形式的合作使得小規(guī)模農(nóng)戶(hù)面臨的市場(chǎng)、資金、技術(shù)等有機(jī)農(nóng)業(yè)采納障礙減少甚至消除,因此經(jīng)營(yíng)規(guī)模和家庭年收入對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的影響并不顯著。

3.1.4 區(qū)位與農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納

本文發(fā)現(xiàn)認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)的農(nóng)戶(hù)更有可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè)。這可能是認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼、規(guī)范有機(jī)基地管理、發(fā)展和培育農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織改善了有機(jī)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的外部環(huán)境,同時(shí)通過(guò)加大有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證力度,規(guī)范市場(chǎng)準(zhǔn)入,帶來(lái)溢價(jià),提高有機(jī)產(chǎn)品市場(chǎng)認(rèn)可度和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力,提高有機(jī)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效,促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)。

本文顯示南疆農(nóng)戶(hù)更有可能采用有機(jī)農(nóng)業(yè),表明農(nóng)業(yè)生態(tài)適宜性差并不是有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的障礙,現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)類(lèi)似的證據(jù)?？赡艿慕忉屖悄辖貐^(qū)雖然面臨干旱、風(fēng)沙和鹽堿等生態(tài)問(wèn)題,但存在大量原生態(tài)待開(kāi)墾土地,適宜于有機(jī)干果和有機(jī)棉花等種植基地的初始合理規(guī)劃(如利用林帶設(shè)置緩沖隔離帶),可杜絕有機(jī)生產(chǎn)基地周邊的工廠(chǎng)和居民生活等污染源,形成良好的種植環(huán)境,加之良好的種植技術(shù)與綜合管理,因此,轉(zhuǎn)向有機(jī)種植的機(jī)會(huì)成本較低。

3.2 農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的空間效應(yīng)

本文發(fā)現(xiàn)相鄰農(nóng)戶(hù)間有機(jī)農(nóng)業(yè)采納具有正向空間依賴(lài)性,農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為雖然主要受自身特征變量的直接影響,但鄰里相關(guān)特征變量的正向空間溢出效應(yīng)不容忽視?？梢?jiàn),農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為并非是獨(dú)立的,不僅受農(nóng)戶(hù)自身特征變量影響,也會(huì)受到鄰里的有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為及特征變量空間溢出效應(yīng)的影響,存在內(nèi)生交互效應(yīng)和外生交互效應(yīng)兩種作用機(jī)制。這與Wollni等和王小楠等的研究結(jié)論一致。鄰里之間的信息交流、互動(dòng)學(xué)習(xí)和行為示范會(huì)帶來(lái)知識(shí)溢出,降低交易成本和有機(jī)農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知,進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶(hù)的有機(jī)農(nóng)業(yè)采納。

4 結(jié)論與展望

促使更多農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)是推動(dòng)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵。本文通過(guò)構(gòu)建空間杜賓Probit模型,探討了農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因素及空間效應(yīng),研究結(jié)論是:

1)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為存在顯著的空間依賴(lài)性,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)信任、風(fēng)險(xiǎn)偏好、引導(dǎo)政策、激勵(lì)政策、勞動(dòng)力、農(nóng)戶(hù)認(rèn)知、年齡、示范(創(chuàng)建)區(qū)、合作組織、合同保障和地域均對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為有顯著正向影響。

2)農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為主要源于自身特征變量的直接效應(yīng),但是空間溢出效應(yīng)亦不容忽視,尤其是示范(創(chuàng)建)區(qū)和合作組織的空間溢出效應(yīng)顯著。

本文有3方面貢獻(xiàn)。首先,不僅分析了農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因素,而且探討了其空間效應(yīng),這是以往文獻(xiàn)所缺乏的工作。其次,根據(jù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的社會(huì)資本理論,從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)范3個(gè)方面檢驗(yàn)了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響,并對(duì)鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)對(duì)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的異質(zhì)性影響進(jìn)行了分析,從而了解個(gè)體或集體力量在有機(jī)農(nóng)業(yè)擴(kuò)散中的作用,有助于公共部門(mén)設(shè)計(jì)有機(jī)農(nóng)業(yè)支持政策。再次,以新疆為研究區(qū)域,可為綠洲生態(tài)脆弱地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式的推廣研究提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

本文的實(shí)踐啟示如下:

1)鑒于農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為具有空間依賴(lài)性,支持政策可傾斜于有機(jī)農(nóng)業(yè)采納率高的區(qū)域,向當(dāng)?shù)厥痉稇?hù)、種植大戶(hù)和農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)及農(nóng)民合作組織傾斜,充分利用示范溢出效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)組織的帶動(dòng)效應(yīng),帶動(dòng)周邊農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)。

2)公共部門(mén)決策者可從政策、社會(huì)資本與農(nóng)戶(hù)個(gè)體3個(gè)維度的顯著影響因素入手,改善農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)環(huán)境?？赏ㄟ^(guò)加大宣傳推廣、財(cái)政、金融與技術(shù)支持,大力培育和發(fā)展農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和農(nóng)民合作組織等產(chǎn)業(yè)組織,創(chuàng)建有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū),提高農(nóng)戶(hù)的有機(jī)農(nóng)業(yè)認(rèn)知來(lái)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)農(nóng)業(yè)。

本文也存在一定局限,有待進(jìn)一步研究。首先,受限于調(diào)研數(shù)據(jù)的局限,本研究?jī)H獲取了新疆地區(qū)農(nóng)戶(hù)調(diào)研的截面數(shù)據(jù),使得研究結(jié)論的可推廣性受到一定局限。下一步將擴(kuò)大調(diào)研區(qū)域,進(jìn)行農(nóng)戶(hù)跟蹤調(diào)研,收集更多地區(qū)農(nóng)戶(hù)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù),構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間面板模型進(jìn)行分析。其次,采用傳統(tǒng)計(jì)量分析局限于捕捉所有樣本案例的共性,考慮的是各影響因素的線(xiàn)性可加性影響,即變量的獨(dú)立影響效應(yīng),無(wú)法深入分析有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的多重因素的協(xié)同效應(yīng),下一步將結(jié)合必要條件分析(NCA)和定性比較分析(QCA)方法,分析多重因素并發(fā)對(duì)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納的影響,增強(qiáng)對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)采納行為的解釋。