傅欣添 曾藥坤 劉鑫雨 何國超 陳 蘇

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展背景下小農(nóng)戶綠肥替代化肥意愿及行為研究——基于江西省水稻種植戶的調(diào)研

傅欣添 曾藥坤 劉鑫雨 何國超 陳 蘇

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 江西南昌 330013）

綠肥是南方稻作區(qū)重要的有機(jī)肥料，是化肥減量替代的有效措施之一。文章基于江西省水稻種植戶306份問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit模型實(shí)證分析小農(nóng)戶綠肥替代化肥意愿及其行為的影響因素。結(jié)果表明：小農(nóng)戶種植綠肥意愿較低，綠肥替代化肥行為受個(gè)體特征、家庭稟賦、社會(huì)福祉、價(jià)值認(rèn)知以及社會(huì)政策等方面影響，其中年齡、耕地塊數(shù)、家人進(jìn)城辦事的頻率、所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況、所在村莊交通情況、綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知、農(nóng)戶補(bǔ)貼等因素對農(nóng)戶綠肥替代化肥行為具有顯著的正向影響，而經(jīng)營規(guī)模和參與娛樂活動(dòng)的頻率具有顯著的負(fù)向影響?；诖?，為提高小農(nóng)戶綠肥施用意愿及行為采納程度，助推化肥減量增效提出幾點(diǎn)建議。

小農(nóng)戶；綠肥種植；Logit模型；江西省

新時(shí)代農(nóng)業(yè)要實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量、高效率發(fā)展，綠色是最重要的底色。2021年我國化肥施用強(qiáng)度為307.73 kg/hm2，是國際公認(rèn)化肥施用安全上限的1.37倍，化肥過度使用帶來的諸多問題嚴(yán)重影響了我國生態(tài)環(huán)境，成為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的一大絆腳石，因此促進(jìn)化肥減量增效成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提質(zhì)增效的迫切要求。綠肥作為一種養(yǎng)分完全的清潔生物肥源，在提升土壤肥力、固碳等方面作用十分突出，對于實(shí)現(xiàn)“藏糧于地、藏糧于技”、保護(hù)生態(tài)環(huán)境等均具有十分重要的意義。我國政府高度重視綠肥推廣種植工作，相繼出臺(tái)《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》《“十四五”全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》等一系列政策文件，強(qiáng)調(diào)“推廣有機(jī)肥替代化肥，推動(dòng)用地與養(yǎng)地相結(jié)合，集成推廣綠色生產(chǎn)、綜合治理的技術(shù)模式”。2022年中央一號文件強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)面源污染綜合治理，要持續(xù)推動(dòng)化肥農(nóng)藥負(fù)增長，擴(kuò)大有機(jī)肥替代化肥應(yīng)用范圍。黨的二十大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，推進(jìn)降碳、減污、擴(kuò)綠、增長。因此，推進(jìn)綠肥種植，推廣綠肥替代化肥已成為我國培育綠色低碳新動(dòng)能、促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型的一項(xiàng)重要策略選擇。

梳理已有研究，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于農(nóng)戶施肥行為的研究主要集中在三個(gè)方面。第一，有機(jī)肥使用的意愿及采納程度。張振旺等利用Heckman兩階段模型分析技術(shù)環(huán)境，發(fā)現(xiàn)該因素對蔬菜種植戶是否采納有機(jī)肥技術(shù)和采納程度均具有顯著的正向影響[1]。王昌海等則考察農(nóng)戶福祉和環(huán)境保護(hù)行為的邏輯關(guān)系，并得出農(nóng)戶總福祉對采納綠肥等環(huán)境保護(hù)行為有顯著的正向影響[2]。還有學(xué)者從環(huán)境規(guī)制、社區(qū)治理、補(bǔ)貼政策等角度出發(fā)，探索農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響因素[3-5]。第二，化肥減量替代措施?；蕼p量是近年來國內(nèi)外學(xué)者高度關(guān)注的一大問題，目前研究主要集中在農(nóng)戶對于化肥的施用認(rèn)知、減施意愿以及影響減施意愿的因素[6-7]。也有部分學(xué)者主要從化肥減量政策實(shí)施角度探索化肥減量的時(shí)空變化特征和其影響因素[8-9]。第三，綠肥種植行為研究。還靜等以紫云英為例，探討不同種植方式對綠肥穩(wěn)定性、產(chǎn)草量以及回田綜合利用等方面的影響[10]。還有學(xué)者研究農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的一致性及其關(guān)鍵影響因素，并得出意愿與行為缺口較大的結(jié)論[11]。李福奪等有同樣的結(jié)論，并且更進(jìn)一步分析農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為相悖的發(fā)生機(jī)制，探討該現(xiàn)象產(chǎn)生的具體過程[12]。

現(xiàn)有研究成果對關(guān)于有機(jī)肥替代化肥的意愿和行為都進(jìn)行了有益的探索，并得出了啟示性的結(jié)論，但仍存在有待進(jìn)一步深入研究的內(nèi)容。一是在研究視角上，部分研究從規(guī)模分化視角出發(fā)，比較規(guī)模戶與小農(nóng)戶采納有機(jī)肥替代化肥的意愿及行為差異。關(guān)于綠肥等綠色生產(chǎn)技術(shù)的替代意愿的研究，大多將農(nóng)戶看成一個(gè)整體，很少從小農(nóng)戶的視角出發(fā)。根據(jù)第三次農(nóng)業(yè)普查，我國98%的農(nóng)戶仍是小農(nóng)戶，因此本文將研究主體定為小農(nóng)戶，剝離出規(guī)模戶數(shù)量少、占比大對數(shù)據(jù)樣本的影響。二是在研究內(nèi)容上，以往研究多從有機(jī)肥替代化肥角度出發(fā)，研究綠肥替代的較少，而綠肥是傳統(tǒng)的重要有機(jī)肥料之一，相比其他有機(jī)肥料，具備來源廣、數(shù)量大等優(yōu)點(diǎn)，是我國實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要方式，因此本文把研究聚焦在綠肥替代化肥上具有重要意義。鑒于此，本文以江西省水稻種植小農(nóng)戶為研究對象，運(yùn)用Logit模型，選取相應(yīng)的影響因子，實(shí)證分析綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展背景下小農(nóng)戶對于綠肥替代化肥的意愿和行為及其影響因素，以期在一定程度上推廣綠肥的使用和促進(jìn)農(nóng)業(yè)的綠色發(fā)展，助推農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收，為我國實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展提供新的發(fā)展路徑以及更多機(jī)會(huì)選擇。

1 數(shù)據(jù)來源、研究方法及變量選取

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2022年1月在江西省的農(nóng)村入戶調(diào)查。調(diào)查采用PPS抽樣方式選取樣本縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村，首先，考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征、綠肥種植等情況，以德安縣、靖安縣和奉新縣3個(gè)縣作為總樣本集；其次，在每個(gè)縣隨機(jī)抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，然后在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2個(gè)村，最后在每個(gè)村隨機(jī)調(diào)查25～30個(gè)農(nóng)戶。在正式調(diào)研之前，課題組進(jìn)行了預(yù)調(diào)研。問卷調(diào)查采用“一對一”訪談的形式，主要圍繞農(nóng)戶基本情況、生產(chǎn)投入、產(chǎn)出和收入水平、綠植種植等。調(diào)研共發(fā)放問卷340份，剔除掉不接受補(bǔ)償樣本和無效樣本后，最終回收有效問卷306份，問卷有效率90%。

1.2 研究方法

在具體模型選擇上，由于小農(nóng)戶的綠肥替代化肥意愿和行為及其影響因素難以用連續(xù)變量描述，并且問卷中所涉及的絕大多數(shù)變量是離散變量，如果采用OLS方法進(jìn)行多元回歸估計(jì)，會(huì)造成結(jié)果有偏不一致，因此需要采用適合用于分析離散變量的Probit或者Logit模型。Probit模型強(qiáng)調(diào)變量標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的連續(xù)性，反映出選擇的強(qiáng)烈程度；而Logit模型屬于累積分布函數(shù)，對于變量不要求其具有正態(tài)連續(xù)性。本文所使用的變量多為離散變量，使用Logit模型較為合適，模型表達(dá)形式如下：

1.3 變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)相關(guān)研究文獻(xiàn)[13]成果，農(nóng)戶的綠肥種植行為受到資源稟賦、社會(huì)規(guī)范等諸多因素的影響，因此，本文試圖將以下可能影響到小農(nóng)戶種植綠肥意愿及行為的因素分類并加以研究分析。

在小農(nóng)戶個(gè)體特征方面，本文引入年齡、健康狀況、是否擔(dān)任過村干部、是否從事非農(nóng)就業(yè)4個(gè)變量。已有研究指出，年齡越小，接觸新事物的機(jī)會(huì)越多，更容易接受農(nóng)業(yè)新技術(shù)，因而更有可能考慮去采取種植綠肥[14]。一般而言，隨著文化程度的提升，農(nóng)戶科學(xué)施肥的可能性會(huì)增加[15]，其接收關(guān)于生態(tài)環(huán)境保護(hù)知識的強(qiáng)度越大，理論上采取種植綠肥的可能性也就越大。此外，身體健康程度很大程度上會(huì)影響到小農(nóng)戶的綠肥種植行為。身體越健康，小農(nóng)戶從事更加繁重的體力勞動(dòng)的可能性會(huì)越大，即越可能選擇種植綠肥?？紤]到小農(nóng)戶個(gè)人的身份可能會(huì)影響到其自身的生產(chǎn)決策[16]，尤其是作為鄉(xiāng)村事業(yè)發(fā)展“領(lǐng)頭羊”的村干部隊(duì)伍，因而有必要引入是否擔(dān)任過村干部這個(gè)變量加以考察。相關(guān)研究指出，從事非農(nóng)工作會(huì)提高農(nóng)戶的收入水平，增加化肥的施用量[17]，因而本文推測其有可能會(huì)減弱農(nóng)戶種植綠肥的意愿。

在家庭稟賦方面，去年家庭總收入、人情支出占總支出比重、經(jīng)營規(guī)模、種植糧食的目的以及耕地塊數(shù)5個(gè)變量很可能影響到小農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為。通常而言，家庭收入越高，小農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)就有更多資本去購買化肥[17]，這很可能降低小農(nóng)戶種植綠肥的意愿。同時(shí)，隨著現(xiàn)代生活水平的提升，人們面臨著大量的社會(huì)人情支出，這會(huì)在一定程度上相對或絕對地減少可支配收入，但對不同收入階層的家庭有著不一樣的影響效果[18]，因而人情支出占比的上漲對小農(nóng)戶種植綠肥動(dòng)機(jī)的影響方向尚不明確。此外，相關(guān)研究表明，水稻生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模與化肥減量施用顯著負(fù)相關(guān)[19]，在一定范圍內(nèi)，規(guī)模的增大可能會(huì)促使小農(nóng)戶采取種植綠肥的生產(chǎn)決策，本文以“自有耕地面積＋轉(zhuǎn)入耕地面積－轉(zhuǎn)出耕地面積”來衡量經(jīng)營規(guī)模。出于創(chuàng)收目的的糧食種植可能會(huì)提升小農(nóng)戶收入，進(jìn)而影響小農(nóng)戶的生產(chǎn)決策，至于具體影響方向有待檢驗(yàn)。另外，部分文獻(xiàn)指出，土地細(xì)碎化程度更低的農(nóng)戶更有可能因獲得政府的生態(tài)補(bǔ)償而多種植綠肥[20]。本文以耕地塊數(shù)這一變量來衡量土地的細(xì)碎化程度，以控制土地細(xì)碎化程度差異對小農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響。

在社會(huì)福祉方面，本文引入家人進(jìn)城辦事的頻率、所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況、所在村莊交通狀況及參加娛樂活動(dòng)的頻率4個(gè)變量加以考察。福祉是指人們具有健康、快樂和富足的良好狀態(tài)[21]。生態(tài)經(jīng)濟(jì)學(xué)家將生態(tài)環(huán)境與人類福祉聯(lián)系起來，認(rèn)為社會(huì)資本（如社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)規(guī)范）、人工資本（如建筑、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等人造物體）是構(gòu)成人類福祉的重要基礎(chǔ)條件，政府有必要加大兩者的投入以提升居民幸福感和生活水平[22]。而物質(zhì)生活水平的提高使人們更傾向于宜人的居住環(huán)境，對生態(tài)環(huán)境提出更高的要求[21]。家人進(jìn)城辦事的頻率在一定程度上體現(xiàn)了小農(nóng)戶所受到的社會(huì)服務(wù)質(zhì)量，即辦事效率的高低，當(dāng)然也有可能由于物質(zhì)生活水平的提高，小農(nóng)戶所面臨的經(jīng)濟(jì)事務(wù)較以往更為繁忙。娛樂活動(dòng)的增加可能是居民生活質(zhì)量提升的一種體現(xiàn)。同時(shí)，所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況、所在村莊交通狀況越好，意味著福祉水平越高?；蕼p量施用、綠肥推廣使用涉及生態(tài)環(huán)境保護(hù)，因此上述變量很可能影響到小農(nóng)戶采取綠肥種植的意愿。

在價(jià)值認(rèn)知方面，本文引入綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知、是否了解相關(guān)環(huán)境保護(hù)政策2個(gè)變量加以考察，其中綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知通過小農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)對生產(chǎn)成本、水稻產(chǎn)量、水稻質(zhì)量及土壤質(zhì)量的影響4個(gè)變量的均值來體現(xiàn)。一般而言，隨著對綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知的加深，綠色生態(tài)環(huán)保意識有可能得以強(qiáng)化，小農(nóng)戶采取種植綠肥的積極性可能會(huì)更高。相關(guān)研究也指出，農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)了解程度越深，其也越愿意采用綠色生產(chǎn)技術(shù)[23]。從理論預(yù)期上來看，小農(nóng)戶對環(huán)境保護(hù)政策了解程度越深，其越有可能種植綠肥，但農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保政策的了解程度深與否也有可能并不顯著影響其綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為[23]，因而是否了解相關(guān)環(huán)境保護(hù)政策對小農(nóng)戶采取綠肥種植行為究竟會(huì)產(chǎn)生怎樣的效果有待檢驗(yàn)。

在社會(huì)政策方面，本文將是否享受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、參加農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的頻率2個(gè)變量納入考察范圍。相關(guān)研究表明，政府補(bǔ)貼可以有效激勵(lì)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)[24]，因而預(yù)期農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能促使小農(nóng)戶采取更為綠色的種植方式，正向影響其減少化肥的施用。另外，小農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)可以提升其自身人力資本，可能會(huì)加強(qiáng)綠色環(huán)保意識，有利于小農(nóng)戶降低化肥的施用強(qiáng)度，但具體作用方向如何仍然有待檢驗(yàn)。

相關(guān)變量定義及賦值情況見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2 實(shí)證結(jié)果與分析

表2為自變量的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果。為了避免自變量之間的多重共線性造成回歸結(jié)果偏誤，本文使用方差膨脹因子（VIF）值進(jìn)行檢驗(yàn)。通常，當(dāng)VIF＞10時(shí)，即可認(rèn)定自變量存在嚴(yán)重多重共線性，需要剔除相應(yīng)變量。表2顯示自變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性問題，因此可以進(jìn)行模型估計(jì)。

表2 自變量方差膨脹因子（VIF）值

本文利用STATA 15軟件對306組觀測值進(jìn)行了估計(jì)，回歸結(jié)果見表3。具體分析如下：

表3 模型回歸結(jié)果

續(xù)表3 模型回歸結(jié)果

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的置信水平上顯著。

（1）小農(nóng)戶個(gè)體特征方面：年齡正向影響小農(nóng)戶綠肥種植行為，且在1%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，邊際效應(yīng)也非常顯著。這表明隨著年齡的增長，小農(nóng)戶選擇種植綠肥替代化肥的可能性更大。且在其他變量保持不變的情況下，年齡每增長1歲，小農(nóng)戶選擇種植綠肥的概率就會(huì)平均提升約28.4%?？赡艿慕忉屖?，隨著年齡的增長，積累的生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)更為豐富，接觸綠色生態(tài)種植理念的機(jī)會(huì)更多，環(huán)保意識更為強(qiáng)烈。身體健康狀況并不顯著影響小農(nóng)戶是否種植綠肥這一生產(chǎn)決策行為。但是否擔(dān)任過村干部在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，并且能夠產(chǎn)生較大的正向作用。這表明，村干部作為鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“領(lǐng)頭羊”，擔(dān)任過村干部會(huì)顯著促進(jìn)小農(nóng)戶選擇種植綠肥，但是提升的邊際效應(yīng)并不顯著。從回歸結(jié)果來看，小農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)與否并不顯著影響其是否種植綠肥。

（2）家庭稟賦方面：從家庭收入及支出角度來看，去年家庭總收入、人情支出占總支出比重2個(gè)變量的影響并不顯著。通常而言，人情支出占比越高，可能在一定程度上促使小農(nóng)戶緊縮生產(chǎn)開支，從而較少去考慮綠肥種植方式，然而本文結(jié)果顯示這兩個(gè)變量影響并不顯著?？赡茉蚴钱?dāng)前已全面建成小康社會(huì)，家庭的富裕程度有所提升，小農(nóng)戶對此類支出不是很敏感。對于去年家庭總收入這一變量的影響解釋也是如此，此處不過多贅述。由表3可知，經(jīng)營規(guī)模在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，負(fù)向影響小農(nóng)戶種植綠肥，并且邊際效應(yīng)在10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。在其他變量保持不變的情況下，經(jīng)營規(guī)模每增加1畝，小農(nóng)戶種植綠肥的可能性就下降0.7%。可能的解釋是，盡管種植綠肥可能在費(fèi)用上比購買化肥低，但在傳統(tǒng)的施肥行為慣性下，小農(nóng)戶也并不會(huì)因?yàn)榻?jīng)營規(guī)模擴(kuò)大而去選擇種植綠肥。此外，盡管種植糧食的目的這一變量能夠產(chǎn)生正向作用效果，但是不顯著，說明小農(nóng)戶并不會(huì)為了種植糧食作物以供出售來獲取收入就去選擇種植綠肥。同時(shí)，耕地塊數(shù)在1%的顯著性水平上顯著正向促進(jìn)小農(nóng)戶種植綠肥，并且邊際效應(yīng)也在1%的顯著性水平上高度顯著。在其他變量保持不變的情況下，耕地塊數(shù)每增加1塊，小農(nóng)戶選擇種植綠肥的概率就平均提高約0.7%，概率值不是很大。

（3）社會(huì)福祉方面：家人進(jìn)城辦事的頻率、所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況、所在村莊交通狀況3個(gè)變量正向促進(jìn)小農(nóng)戶選擇種植綠肥的生產(chǎn)決策行為，分別在5%、1%、5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。參加娛樂活動(dòng)的頻率對小農(nóng)戶的綠肥采納行為產(chǎn)生了負(fù)向影響，在10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。并且，4個(gè)變量的邊際效應(yīng)也表現(xiàn)出較高的顯著性，分別在5%、1%、1%、10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)?？赡艿慕忉屖?，在適當(dāng)頻率下，家人進(jìn)城辦事越頻繁，反映了經(jīng)濟(jì)事務(wù)繁忙程度越高，接觸綠色生態(tài)環(huán)保宣傳的機(jī)會(huì)就越多，潛意識里增強(qiáng)了綠色生產(chǎn)理念，且頻繁程度高一級，小農(nóng)戶種植綠肥的概率就平均提升約2.8%。所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況與所在村莊交通狀況越好，說明一方面小農(nóng)戶的家庭福祉較高，對于采取綠色生產(chǎn)方式可能有較高的積極性；另一方面也能促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展，促進(jìn)文明交流與互鑒，尤其可能促進(jìn)當(dāng)前新發(fā)展理念的廣泛深入，使得小農(nóng)戶形成較強(qiáng)的綠色生產(chǎn)理念，且所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況、所在村莊交通情況各提升一個(gè)層次，小農(nóng)戶種植綠肥的概率就分別平均提高約8.1%、5.7%。參加娛樂活動(dòng)的頻率在10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，且作用方向?yàn)樨?fù)，說明參加娛樂活動(dòng)的頻率越高，小農(nóng)戶越不可能去選擇種植綠肥，且頻率每高一層級，小農(nóng)戶采取種植綠肥的可能性就平均降低約1.5%?？赡苁怯捎趨⒓訆蕵坊顒?dòng)壓縮了小農(nóng)戶務(wù)農(nóng)的時(shí)間，減弱了其對務(wù)農(nóng)的專注度，從而不會(huì)過多考慮種植綠肥。

（4）價(jià)值認(rèn)知方面：綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知水平有較大的正向作用效果，且在10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，表明小農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)有利面認(rèn)知程度越高，小農(nóng)戶越有可能去選擇種植綠肥，并且認(rèn)知程度每提高一層級，其采取綠肥種植的概率就顯著平均提升約4%。理論上來說，越是了解相關(guān)環(huán)境保護(hù)政策，小農(nóng)戶種植綠肥的可能性會(huì)越大，但本文分析結(jié)果并不支持這一看法，相關(guān)環(huán)境保護(hù)政策了解程度的正向作用效果并不顯著，即小農(nóng)戶的綠色認(rèn)知意識與其行為發(fā)生了一定的偏差。

（5）社會(huì)政策方面：是否享受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，且正向影響小農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為，并且邊際效應(yīng)在1%的顯著性水平上高度顯著。在其他變量保持不變的情況下，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼每增加1元，小農(nóng)戶種植綠肥的可能性就平均提升約10.5%。可能原因是享受相關(guān)補(bǔ)貼的小農(nóng)戶受到激勵(lì)，因而更有積極性去種植綠肥。參加農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的頻率能夠產(chǎn)生正向作用效果，在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，但是邊際效應(yīng)并不顯著，說明參加農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的頻率高并不能實(shí)質(zhì)性地提升小農(nóng)戶選擇種植綠肥的概率。

3 結(jié)論及建議

本文基于小農(nóng)戶主體視角，結(jié)合農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的時(shí)代背景，通過實(shí)地調(diào)研和線上收集相關(guān)數(shù)據(jù)等方式，構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，探討小農(nóng)戶綠肥替代化肥的意愿及行為，并得出以下結(jié)論：

小農(nóng)戶綠肥替代化肥的意愿不強(qiáng)，綠肥替代化肥行為受個(gè)體特征、家庭稟賦、社會(huì)福祉、價(jià)值認(rèn)知以及社會(huì)政策等方面影響，其中年齡、耕地塊數(shù)、家人進(jìn)城辦事的頻率、所在區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施情況、所在村莊交通情況、綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知、農(nóng)戶補(bǔ)貼等因素對農(nóng)戶綠肥替代化肥行為具有顯著的正向影響，而經(jīng)營規(guī)模和參與娛樂活動(dòng)的頻率具有顯著的負(fù)向影響。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：

（1）充分發(fā)揮村干部鄉(xiāng)村事業(yè)發(fā)展“領(lǐng)頭羊”的作用，通過以點(diǎn)帶面形成示范效應(yīng)。村干部應(yīng)當(dāng)在采用綠肥替代化肥的過程中積極響應(yīng)國家號召和相關(guān)政策，在實(shí)踐中證明綠肥替代化肥的合理性和可行性，潛移默化地改變小農(nóng)戶對綠肥施用的認(rèn)知，起到模范帶頭作用。

（2）加大政策宣傳力度，提高農(nóng)戶對綠肥生產(chǎn)技術(shù)的價(jià)值認(rèn)知水平。農(nóng)戶對政策的了解程度不高是推動(dòng)綠肥種植規(guī)模擴(kuò)大的一大難點(diǎn)，阻礙了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的腳步。而本文結(jié)論顯示，通過提升綠色生產(chǎn)技術(shù)認(rèn)知水平，可以促進(jìn)農(nóng)戶綠肥施用的采納行為。因此，必須拓寬宣傳渠道，采用靈活多樣的宣傳方式，通過開展政策宣講進(jìn)農(nóng)戶等方式，最大限度提高農(nóng)戶對相關(guān)政策的了解程度。

（3）完善生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，提高農(nóng)戶綠肥種植補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)前文分析結(jié)果，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對綠肥替代化肥產(chǎn)生了顯著的正向影響，再加上農(nóng)民缺乏激勵(lì)，對補(bǔ)貼值期望較高，調(diào)研結(jié)果對比現(xiàn)實(shí)情況，農(nóng)戶關(guān)于綠肥種植補(bǔ)貼最低標(biāo)準(zhǔn)的期望值大于江西省現(xiàn)行的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)約50元/畝，因此有必要在合理范圍內(nèi)適度加大補(bǔ)貼力度。

（4）加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化?；A(chǔ)設(shè)施的完善和新農(nóng)村的建設(shè)都會(huì)促進(jìn)農(nóng)民的觀念改變，更好地讓新發(fā)展理念深入人心。當(dāng)農(nóng)民的幸福感、獲得感提升，有關(guān)政策也能更好落地實(shí)施。目前綠肥推廣的一大阻礙就是政策無法完全生效，除了農(nóng)民了解政策的渠道少以外，原因還在于農(nóng)戶的接受程度低，對新政策持懷疑態(tài)度。

（5）提升務(wù)農(nóng)專注度，完善激勵(lì)機(jī)制。由于勞動(dòng)力不斷轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，再加上種植所獲經(jīng)濟(jì)效益較低，部分小農(nóng)戶缺乏改進(jìn)動(dòng)力，農(nóng)民主動(dòng)提高產(chǎn)量的積極性較低。因此，要推廣綠肥替代化肥，必須完善激勵(lì)機(jī)制，以恢復(fù)農(nóng)民對種植的熱情，進(jìn)而尋求更優(yōu)的施肥方式如綠肥替代化肥來增產(chǎn)增收。

[1]張振旺,張君慧,宋宇.技術(shù)環(huán)境對蔬菜種植戶有機(jī)肥技術(shù)采納行為的影響:以河南省設(shè)施菜農(nóng)為例[J/OL].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃:1-13[2022-10-18].http://kns.cnki.net/kcms/detail/11.3513.S.20220830.1854.010.html.

[2]王昌海,謝屹.環(huán)境收入?農(nóng)戶福祉與保護(hù)行為[J].上海經(jīng)濟(jì)研究,2022(3):77-99.

[3]王麗,宋保勝,吳娟,等.環(huán)境規(guī)制?農(nóng)戶認(rèn)知對有機(jī)肥施用行為的影響:基于河南省平頂山市葉縣741份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J].河南工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2022,38(3):57-67.

[4]鄭桂榕,謝曉佳,陳梅英.社區(qū)治理?農(nóng)戶認(rèn)知對茶農(nóng)有機(jī)肥施用影響:基于福建省茶葉種植戶的調(diào)查[J].臺(tái)灣農(nóng)業(yè)探索,2021(1):32-39.

[5]何麗娟,王永強(qiáng).補(bǔ)貼政策?有機(jī)肥使用效果認(rèn)知與果農(nóng)有機(jī)肥使用行為:基于陜西省部分有機(jī)肥補(bǔ)貼試點(diǎn)縣和非試點(diǎn)縣的調(diào)查[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2019,33(8):85-91.

[6]田玉嬌,葛顏祥,李穎,等.糧農(nóng)化肥減量意愿及其影響因素分析:以山東省肥城市為例[J].山東農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2022,24(3):16-20,25,145.

[7]呂曉,屈毅,彭文龍.農(nóng)戶化肥施用認(rèn)知?減施意愿及其影響因素:基于山東省754份農(nóng)戶調(diào)查問卷的實(shí)證[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2020,34(4):46-51.

[8]張利國,劉辰,陳蘇.南方稻作區(qū)化肥施用強(qiáng)度時(shí)空演變及驅(qū)動(dòng)因素研究[J].江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2021(1):104-115.

[9]鄭微微,徐雪高.江蘇省化肥施用強(qiáng)度變化驅(qū)動(dòng)因子分解及其影響因素分析[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2017(4):55-62,147.

[10]還靜,劉芳,陳震,等.不同種植方式對稻茬紫云英的生長及土壤養(yǎng)分的影響[J].長江流域資源與環(huán)境,2020,29(9):2028-2034.

[11]王衛(wèi)衛(wèi),張應(yīng)良.規(guī)模分化視角下農(nóng)戶有機(jī)肥替代化肥意愿及行為分析:基于川渝柑橘主產(chǎn)區(qū)果農(nóng)調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃,2022,43(4):46-57.

[12]李福奪,尹昌斌.農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離發(fā)生機(jī)制研究:基于湘?贛?桂?皖?豫五省(區(qū))854戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理,2021,43(1):59-67.

[13]石志恒,張可馨.社會(huì)規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響分析:基于資源稟賦異質(zhì)性視角[J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2022,27(4):297-308.

[14]張?jiān)迫A,馬九杰,孔祥智,等.農(nóng)戶采用無公害和綠色農(nóng)藥行為的影響因素分析:對山西?陜西和山東15縣(市)的實(shí)證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2004(1):41-49.

[15]周力,馮建銘,曹光喬.綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)農(nóng)戶采納行為研究:以湖南?江西和江蘇的農(nóng)戶調(diào)查為例[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2020(3):93-101.

[16]李福奪,李忠義,尹昌斌,等.農(nóng)戶綠肥種植決策行為及其影響因素:基于二元Logistic模型和南方稻區(qū)506戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2019,24(9):207-217.

[17]鞏前文,穆向麗,田志宏.農(nóng)戶過量施肥風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知及規(guī)避能力的影響因素分析:基于江漢平原284個(gè)農(nóng)戶的問卷調(diào)查[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2010(10):66-76.

[18]杭斌.人情支出與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi):基于地位尋求的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2015,32(4):68-76.

[19]梁志會(huì),張露,張俊飚.土地轉(zhuǎn)入?地塊規(guī)模與化肥減量:基于湖北省水稻主產(chǎn)區(qū)的實(shí)證分析[J].中國農(nóng)村觀察,2020(5):73-92.

[20]李福奪,張康潔,郝艾波,等.生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶綠肥種植行為慣性產(chǎn)生的激勵(lì)機(jī)制:基于傾向得分匹配的估計(jì)[J].生態(tài)與農(nóng)村環(huán)境學(xué)報(bào),2021,37(7):894-903.

[21]陳明星,周園,湯青,等.新型城鎮(zhèn)化?居民福祉與國土空間規(guī)劃應(yīng)對[J].自然資源學(xué)報(bào),2020,35(6):1273-1287.

[22]COSTANZAR,FISHERB,ALIS,etal.Qualityoflife:Anapproachintegratingopportunities, humanneeds, andsubj-ectivewell-being[J].EcologicalEconomics,2007,61(2-3):267-276.

[23]黃炎忠,羅小鋒,李容容,等.農(nóng)戶認(rèn)知?外部環(huán)境與綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿:基于湖北省632個(gè)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)[J].長江流域資源與環(huán)境,2018,27(3):680-687.

[24]余威震,羅小鋒,唐林,等.農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為決策:政策激勵(lì)還是價(jià)值認(rèn)同?[J].生態(tài)與農(nóng)村環(huán)境學(xué)報(bào),2020,36(3):318-324.

S511

A

2095-1205(2022)12-07-06

10.3969/j.issn.2095-1205.2022.12.03

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（72063014）；江西財(cái)經(jīng)大學(xué)省級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目（202210421006）

陳蘇（1989- ），男，漢族，江蘇濱海人，博士研究生，副教授，研究方向?yàn)橘Y源環(huán)境經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。