石志恒 符 越

(1.蘭州財經(jīng)大學(xué) 農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,蘭州 730020;2.蘭州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，蘭州 730020)

隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，農(nóng)藥、地膜使用量在不斷擴大。作為重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，農(nóng)藥和地膜的使用能夠幫助農(nóng)戶減少因病蟲草害所造成的經(jīng)濟(jì)損失，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。然而，化學(xué)農(nóng)藥殘留和廢棄地膜成為了我國農(nóng)業(yè)面源污染的主要來源。目前，我國單位面積平均化學(xué)農(nóng)藥施用量高于世界平均水平2.5～5倍，農(nóng)藥殘留污染面積達(dá)8 000萬hm2[1]。與此同時，我國地膜覆蓋面積和使用量一直位居世界第一，每年使用量超百萬噸，當(dāng)季農(nóng)膜回收率卻不足2/3，從“白色革命”到“白色污染”的殘膜治理迫在眉睫。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部關(guān)于印發(fā)《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術(shù)導(dǎo)則(2018—2030年)》的通知中提出，構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術(shù)體系是實施可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，破解我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村資源環(huán)境突出問題的根本途徑。然而，農(nóng)戶是綠色生產(chǎn)技術(shù)的直接采納主體，研究農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為具有直接現(xiàn)實意義。

不少學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)盡管農(nóng)戶普遍認(rèn)同并接受綠色生產(chǎn)的價值理念[2]，但卻因家庭特征[3]、土地產(chǎn)權(quán)[4]、獎懲政策[5]、社會規(guī)范[6]、價值認(rèn)知[7]、經(jīng)營預(yù)期[8]、風(fēng)險認(rèn)知[9]等因素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐中沒能實施綠色生產(chǎn)行為，即在推行綠色生產(chǎn)過程中農(nóng)戶意愿與行為出現(xiàn)了悖離?；谖覈司孛娣e較少、小農(nóng)戶普遍存在的特點，部分學(xué)者開始關(guān)注土地規(guī)模對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響，祝宏輝等[10]通過ISM集成分析方法實證分析出種植規(guī)模是深層次因素并且負(fù)向影響農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)使用意愿與行為的悖離，余威震等[11]則認(rèn)為種植規(guī)模越大，采納綠色生產(chǎn)技術(shù)成本過高，進(jìn)而限制實際采納行為，即種植規(guī)模正向影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離?？梢?，學(xué)界關(guān)于土地規(guī)模對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離影響的研究還未能得出一致結(jié)論，具體影響機制仍需進(jìn)一步厘清。

據(jù)統(tǒng)計，2020年我國小農(nóng)戶數(shù)量約有2.2億戶，預(yù)計到2030年有1.7億戶左右，到2050年仍將有1億戶左右[12]。可見，小農(nóng)戶普遍并長期存在是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的長期格局，如何在土地分散經(jīng)營的基礎(chǔ)上發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)是亟待解決的重大時代課題。小農(nóng)戶由于自身處于弱勢地位，風(fēng)險承擔(dān)能力弱，而綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展是注入了技術(shù)、機械裝備、人才、信息等多種現(xiàn)代生產(chǎn)要素的高效發(fā)展，這些現(xiàn)代生產(chǎn)要素對傳統(tǒng)小農(nóng)戶來說依然門檻較高[13]。因此，研究小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離僅僅從農(nóng)戶自身出發(fā)是不夠的。近幾年，我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織迅速發(fā)展，社會化服務(wù)已經(jīng)成為彌補小農(nóng)戶自身局限對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面作用的重要途徑。鐘麗娜等[14]認(rèn)為小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接的組織化路徑關(guān)鍵在于村級社會化服務(wù)組織統(tǒng)籌功能運作機制的激活，萬凌霄等[15]認(rèn)為合作社對小農(nóng)戶采用測土配方施肥技術(shù)的帶動效果相比其他農(nóng)戶更加明顯，也有學(xué)者關(guān)于合作社對小農(nóng)戶的帶動作用提出質(zhì)疑，仝志輝等[16]認(rèn)為專業(yè)合作社往往容易發(fā)展成“大農(nóng)吃小農(nóng)”的合作社，指出農(nóng)村合作社的發(fā)展并不健康。楊高第等[17]認(rèn)為社會化服務(wù)對農(nóng)戶化肥投入量、農(nóng)藥投入費用均產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。張笑寒等[18]構(gòu)建龍頭企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)場三方演化博弈模型，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化聯(lián)合體這一新型組織形式有利于促進(jìn)綠色生產(chǎn)的推廣。劉帥等[19]認(rèn)為農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為不僅受個人和家庭因素的驅(qū)動，還是經(jīng)營組織內(nèi)部各方博弈的結(jié)果。

已有文獻(xiàn)雖然表明農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織能夠在一定程度上引導(dǎo)農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)，但仍存在一定拓展空間：首先，隨著社會化服務(wù)體系不斷完善，服務(wù)組織類型不斷增多，學(xué)界對不同類型社會化服務(wù)組織所發(fā)揮職能的研究還不夠。其次，培育規(guī)模農(nóng)業(yè)主體最初是為了解決如何增產(chǎn)增收的問題，大多數(shù)研究忽略了土地規(guī)模在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展中的作用，對土地規(guī)模在社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響路徑中是否發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的學(xué)術(shù)探索更為少見。最后，規(guī)模農(nóng)戶由于形成規(guī)模效益，對社會化服務(wù)具有較高需求，是社會化服務(wù)組織的主要服務(wù)對象和受益方。小農(nóng)戶卻不具備這方面素質(zhì)，社會化服務(wù)組織能否打破小農(nóng)戶資金、認(rèn)知、社會資本不足的約束，緩解其綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離？因此，本研究立足不同土地規(guī)模下農(nóng)戶生計分化的視角，將土地規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，把農(nóng)戶樣本分為小農(nóng)戶組和規(guī)模戶組，試圖探明社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響以及土地規(guī)模在上述影響路徑中是否發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期為實現(xiàn)農(nóng)戶與現(xiàn)代綠色農(nóng)業(yè)接軌提供有益建議。

1 理論基礎(chǔ)與研究假說

1.1 農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的界定

依據(jù)聯(lián)合國環(huán)境署(United Nations Environment Programme，簡稱UNEP)界定，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)是指以節(jié)能、降耗、減污為目標(biāo)，以技術(shù)和管理為手段，實施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全過程污染控制，使污染物產(chǎn)生量最少化的一種綜合措施。具體包括免耕、覆蓋作物耕作、施用無公害農(nóng)藥、化肥、秸稈地膜處理等生產(chǎn)行為[20]。因此，本研究借鑒已有研究[1,6]，從技術(shù)采納與農(nóng)田管理的角度將農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為操作化為無公害農(nóng)藥施用和地膜處理。意愿可以決定行為，但是意愿并非會轉(zhuǎn)化成相應(yīng)的行為。農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離是當(dāng)期經(jīng)濟(jì)利益與長期生態(tài)利益之間矛盾的體現(xiàn)，包括兩種模式：一是有綠色生產(chǎn)意愿而無綠色生產(chǎn)行為(簡稱“有意愿無行為”)，二是無綠色生產(chǎn)意愿卻有綠色生產(chǎn)行為(簡稱“無意愿有行為”)。筆者在本次農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的調(diào)查過程中，未發(fā)現(xiàn)“無意愿有行為”現(xiàn)象，且認(rèn)識是行為的先導(dǎo)，對農(nóng)戶“有意愿無行為”的現(xiàn)象分析能夠一定程度上剖析農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)向行為過程中存在的阻礙，因此本研究將悖離現(xiàn)象界定為農(nóng)戶思想上認(rèn)為應(yīng)該進(jìn)行綠色生產(chǎn)，而行為上沒有進(jìn)行綠色生產(chǎn)的現(xiàn)象。

1.2 土地規(guī)模對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響

土地屬于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的載體因素，由于土地規(guī)模不同，農(nóng)戶生產(chǎn)目標(biāo)和要素投入偏好不盡相同。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為必然受到土地規(guī)模這一重要物質(zhì)資源變化的影響[21]。已有學(xué)者證明了不同土地規(guī)模農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)技術(shù)利用意愿具有明顯差異[22]，適度擴大土地規(guī)模不僅有利于農(nóng)戶秸稈還田[23]，還能顯著提高規(guī)模農(nóng)戶采取耕地質(zhì)量保護(hù)措施的概率[24]。從經(jīng)濟(jì)理性方面看，農(nóng)戶采納無公害農(nóng)藥需要承擔(dān)額外的經(jīng)濟(jì)成本、學(xué)習(xí)成本以及農(nóng)作物產(chǎn)量降低的風(fēng)險，大規(guī)模農(nóng)場有能力在初期將新技術(shù)投入部分土地中，其容錯率更高，后期技術(shù)施用的單位成本也更低[25]。土地規(guī)模較小的農(nóng)戶普遍缺乏綠色生產(chǎn)認(rèn)知，大多基于經(jīng)驗而不是現(xiàn)代科學(xué)知識從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，出于規(guī)避經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的考慮，其意愿難以轉(zhuǎn)化為行為。從社會理性方面看，土地規(guī)模增大有利于農(nóng)戶社會資本的提升，使得土地初具規(guī)模的農(nóng)戶相較于小農(nóng)戶擁有更豐富的信息渠道，更愿意響應(yīng)政府綠色號召，從而其無公害農(nóng)藥施用意愿更可能轉(zhuǎn)化為行為。然而，土地規(guī)模對異質(zhì)性綠色生產(chǎn)行為的影響可能不同，有學(xué)者認(rèn)為土地規(guī)模與投入減量型生態(tài)生產(chǎn)行為呈U型關(guān)系，與技術(shù)采用型生態(tài)生產(chǎn)行為呈正比例關(guān)系[26]。從地膜回收環(huán)節(jié)來看，在當(dāng)前農(nóng)村勞動力流失嚴(yán)重的情況下，土地規(guī)模擴大可能會導(dǎo)致勞動力耗費增大，加大農(nóng)戶地膜處理意愿與行為悖離發(fā)生概率?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)：

土地規(guī)模會影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離，但影響方向具有不確定性。(H1)

1.3 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響

引導(dǎo)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)，除了從內(nèi)部改變農(nóng)戶的綠色認(rèn)知、風(fēng)險認(rèn)知，從外部改善農(nóng)戶所處的社交網(wǎng)絡(luò)，新型農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織愈來愈成為宣傳及提供綠色生產(chǎn)技術(shù)的中堅力量。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系是指與農(nóng)業(yè)相關(guān)的社會經(jīng)濟(jì)組織，為滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體提供各種服務(wù)而形成的網(wǎng)絡(luò)體系。服務(wù)供給主體出于節(jié)約成本、響應(yīng)綠色政策號召[27]、積累市場聲譽[28]、綠色農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證[29]等原因，能夠以組織行為價值溢出的方式降低農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的概率。目前農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)經(jīng)營主體趨于多元化，并各自發(fā)揮其優(yōu)勢，形成廣泛的服務(wù)網(wǎng)絡(luò)。從服務(wù)供給角度來看，參照張紅宇等[30]觀點，認(rèn)為社會化服務(wù)經(jīng)營主體主要包括農(nóng)業(yè)農(nóng)村系統(tǒng)中從事技術(shù)推廣服務(wù)的政府組織，國有大型企業(yè)如中華供銷總社、民營企業(yè)如金豐公社以及從事專事服務(wù)的農(nóng)村合作社等3類。

第一類是為實施政府農(nóng)業(yè)政策而設(shè)立的機構(gòu)，即政府社會化服務(wù)組織，具有一定公益性和權(quán)威性。憑借自身公益性的特點，使得一些小農(nóng)戶也能夠零門檻參與到綠色生產(chǎn)進(jìn)程中。政府社會化服務(wù)組織能夠整合體制內(nèi)、外資源，統(tǒng)籌購置農(nóng)用機械，有效組織和動員村莊精英示范綠色種植，極大提高自身服務(wù)能力，激活服務(wù)動能[14]。政府社會化服務(wù)組織能夠定期提供免費的綠色生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)，提升農(nóng)戶綠色認(rèn)知深度與廣度，提高綠色生產(chǎn)技術(shù)可實施性。相較于其他組織，政府社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)給予補貼與政策支持，挨家挨戶宣傳的綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)也更具有權(quán)威性與科學(xué)性，讓農(nóng)戶信服，從而抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。

第二類是為農(nóng)業(yè)和農(nóng)民服務(wù)的第三產(chǎn)業(yè)組織，通常以企業(yè)形式存在，即商業(yè)社會化服務(wù)組織。這類組織由市場主導(dǎo)，具有一定市場競爭性。隨著消費者對綠色農(nóng)產(chǎn)品需求逐步上升，出現(xiàn)了扮演中介角色的商業(yè)社會化服務(wù)組織，負(fù)責(zé)連接農(nóng)產(chǎn)品消費端和生產(chǎn)端，更好地保證綠色農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，有些農(nóng)戶不是不愿意生產(chǎn)綠色產(chǎn)品，而是其生產(chǎn)的綠色產(chǎn)品沒有穩(wěn)定銷售渠道而導(dǎo)致綠色產(chǎn)品賣不出綠色價格。有學(xué)者認(rèn)為“龍頭企業(yè)+小農(nóng)戶”能夠降低組織和交易成本[31]，商業(yè)社會化服務(wù)所形成的訂單農(nóng)業(yè)能夠解決農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)利益訴求，通過簽訂契約從而規(guī)避農(nóng)戶所面臨的自然與市場風(fēng)險。企業(yè)統(tǒng)一向簽訂訂單的農(nóng)戶提供綠色生產(chǎn)要素以及整地、插秧、施藥、施肥、收割、還田等一系列綠色生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)，促使農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿轉(zhuǎn)化為行為。此外，商業(yè)社會化服務(wù)還具有監(jiān)督功能，企業(yè)會在產(chǎn)中定期實地核實農(nóng)戶綠色生產(chǎn)情況，產(chǎn)后采用儀器對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行綠色標(biāo)準(zhǔn)檢驗，農(nóng)戶為了迎合市場優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的需求和企業(yè)檢驗標(biāo)準(zhǔn)可能會“被迫”選擇更加綠色的生產(chǎn)方式。

第三類是由農(nóng)戶自發(fā)形成的農(nóng)村合作社。不同于政府、商業(yè)組織，農(nóng)村合作社能夠充分表達(dá)社員的利益和意愿，調(diào)動農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)的積極性與主動性，使得小農(nóng)戶也能表達(dá)自身利益訴求。農(nóng)村合作社的自發(fā)性與合作性能夠規(guī)避農(nóng)戶在采納綠色生產(chǎn)技術(shù)過程中的風(fēng)險，通過合作社統(tǒng)一分發(fā)無公害農(nóng)藥、有機肥等綠色農(nóng)資，提供統(tǒng)一播種、施肥、植保、處理地膜等服務(wù)從而引導(dǎo)入社農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)。一方面，農(nóng)村合作社是一個相對封閉的集體組織，社內(nèi)村干部和專業(yè)大戶的模范作用不容小覷，能夠通過同群效應(yīng)以及營造社內(nèi)綠色生產(chǎn)氛圍來促使農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為。另一方面，農(nóng)村合作社的集體性解決了當(dāng)前農(nóng)業(yè)技術(shù)信息不對稱問題，綠色生產(chǎn)技術(shù)會在社員之間加速擴散而使得其綠色生產(chǎn)意愿與行為不容易發(fā)生悖離?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：

政府社會化服務(wù)組織能夠抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離(H2a)

商業(yè)社會化服務(wù)組織能夠抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離(H2b)

農(nóng)村合作社能夠抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離(H2c)

1.4 土地規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)

土地規(guī)模是刻畫農(nóng)戶分化和生計策略差異的主要標(biāo)準(zhǔn)，社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響作用很可能會因為農(nóng)戶土地規(guī)模的差異而不同。前述分析了社會化服務(wù)組織能夠抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離，而土地規(guī)模能夠在這一過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，其調(diào)節(jié)效應(yīng)體現(xiàn)在，規(guī)模經(jīng)營效益的增加打破了農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的經(jīng)濟(jì)和風(fēng)險約束，社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的抑制作用效果會因為土地規(guī)模擴大而強化；反之，如果農(nóng)戶土地經(jīng)營面積較小，即使社會化服務(wù)組織能夠促使農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿轉(zhuǎn)化成行為，農(nóng)戶也會因為已有生產(chǎn)要素限制使得這一作用效果弱化。比如，相對集約、平整的土地更有利于無公害農(nóng)藥噴灑以及地膜回收，土地規(guī)模過小使得農(nóng)機運作成本升高，增加服務(wù)運作難度，導(dǎo)致社會化服務(wù)組織對悖離的影響作用發(fā)生變化。基于以上分析，提出假設(shè)：

土地規(guī)模在政府社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用(H3a)

土地規(guī)模在商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用(H3b)

土地規(guī)模在農(nóng)村合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用(H3c)

2 數(shù)據(jù)來源、變量選擇與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7—12月在甘肅省白銀、定西、酒泉、平?jīng)?、天水和張掖市?市內(nèi)組織的農(nóng)戶微觀調(diào)查，共計18個鄉(xiāng)鎮(zhèn)48村。樣本研究地區(qū)是征求相關(guān)領(lǐng)導(dǎo)和專家意見，綜合考慮各地農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)水平上選取具有典型性和代表性的地域。本調(diào)研采用分層抽樣方式，首先在每個市隨機抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，其次在每個樣本鎮(zhèn)隨機抽取2～3個自然村，最后在每個自然村隨機抽取30～40戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研。課題組招募在校碩士研究生作為調(diào)查員，在調(diào)研之前進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)，對問卷中內(nèi)容進(jìn)行答疑和解釋，正式調(diào)研過程采用調(diào)查員與農(nóng)戶面對面交流的方式，調(diào)查結(jié)束后對問卷進(jìn)行自查、互查和集中檢驗，剔除不完整、邏輯前后不一致的問卷，獲得有效問卷1 100份，問卷有效率91.7%。調(diào)查內(nèi)容主要包括：1)農(nóng)戶關(guān)于無公害農(nóng)藥、地膜處理、有機肥等綠色生產(chǎn)意愿與行為采納的狀況。2)社會化服務(wù)采納情況，如是否參加農(nóng)村合作社，是否參與農(nóng)業(yè)訂單、是否購買整地、施藥、收割服務(wù)等。3)農(nóng)戶個人及家庭基本特征，如年齡、性別、受教育程度、家庭收入、勞動力人數(shù)等。4)農(nóng)戶耕地特征，如土地經(jīng)營面積、地塊數(shù)、土地離硬化道路遠(yuǎn)近等。5)農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)、綠色技術(shù)補貼、政府管控和農(nóng)戶風(fēng)險承擔(dān)等問題。根據(jù)研究重點納入文中的問卷一共815份。

樣本特征：在納入文中研究的問卷中，男性受訪者占71.2%，女性受訪者占28.8%，主要原因是男性一般是家庭戶主并且在農(nóng)業(yè)勞作中擔(dān)任主要角色，且女性受訪者參與本次調(diào)研的部分原因是其家庭戶主外出打工；調(diào)查訪問者年齡集中在35～50歲，占比為68.8%，可見中生代農(nóng)戶是目前從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主力軍，50～60歲的受訪者占比為18.9%，60歲以上的受訪者占比為6.0%，可見農(nóng)村老齡化問題愈加嚴(yán)重；受教育程度普遍偏低，初中學(xué)歷以下的農(nóng)戶占比為77.8%；生計方式為半農(nóng)半工的農(nóng)戶占比為53.2%，純農(nóng)業(yè)種植的農(nóng)戶占比為23.5%，養(yǎng)殖、種植結(jié)合的農(nóng)戶占比為12.9%。

2.2 變量選擇及說明

2.2.1被解釋變量

經(jīng)前述分析，本研究從技術(shù)采納與農(nóng)田管理的角度將農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為操作化為無公害農(nóng)藥施用和地膜處理。由于本研究只研究農(nóng)戶綠色生產(chǎn)有意愿無行為的悖離狀況，參照郭清卉等[32]觀點，首先將無意愿施用無公害農(nóng)藥、處理地膜的農(nóng)戶樣本剔除，剔除后農(nóng)戶樣本數(shù)為815份。其次分別將愿意且已經(jīng)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中施用無公害農(nóng)藥、處理地膜的個案賦值為0，表明農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用、地膜處理意愿與行為沒有發(fā)生悖離，將愿意卻沒有在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中施用無公害農(nóng)藥、處理地膜的個案賦值為1，表明農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用、地膜處理意愿與行為發(fā)生了悖離。即本研究的被解釋變量為無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離(Y1)和地膜處理意愿與行為的悖離(Y2)。

2.2.2核心解釋變量

本研究核心解釋變量主要包括社會化服務(wù)組織和土地規(guī)模兩大類。結(jié)合前述分析，本研究將社會化服務(wù)組織分為3類：政府社會化服務(wù)組織、商業(yè)社會化服務(wù)組織、農(nóng)村合作社，分別用“是否加入政府社會化服務(wù)組織”(X1)、“是否加入商業(yè)社會化服務(wù)組織”(X2)、“是否加入農(nóng)村合作社”(X3)等三個指標(biāo)來測度。本研究主要通過區(qū)分小農(nóng)戶和規(guī)模戶來說明土地規(guī)模對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響差異，陳潔等[33]認(rèn)為，從全國范圍來看種植大戶的土地規(guī)模面積不得低于2 hm2。本研究結(jié)合甘肅省農(nóng)戶種植實際情況，選取土地規(guī)模(X4)作為核心解釋變量，將經(jīng)營土地面積2 hm2以下的種植戶作為小農(nóng)戶，賦值為0，將經(jīng)營土地面積2 hm2及以上的種植戶作為規(guī)模戶，賦值為1。

2.2.3控制變量

首先，根據(jù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)常用研究范式將農(nóng)戶個體特征包含年齡對數(shù)處理(X5)、性別(X6)、是否為村干部(X7)、受教育程度(X8)，家庭特征包含家庭勞動力人數(shù)(X9)，生產(chǎn)經(jīng)營特征包含務(wù)農(nóng)時間占比(X10)、土地距硬化道路遠(yuǎn)近(X11)同時納入控制變量進(jìn)行驗證。其次，已有研究表明農(nóng)戶綠色認(rèn)知程度[11](X12)、社會網(wǎng)絡(luò)[34](X13)、政府管控[35](X14)、綠色農(nóng)業(yè)補貼[36](X15)、風(fēng)險承擔(dān)能力[37](X16)會對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為造成顯著性影響，本研究鑒于估計結(jié)果的準(zhǔn)確性將其納入控制變量。表1為模型中變量定義及描述性統(tǒng)計情況。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Table 1 Variable definition and descriptive statistics

表1(續(xù))

2.3 模型估計方法

農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用以及地膜處理的意愿與行為是否發(fā)生悖離是個典型二元決策問題，因此本研究采用二元Logit回歸模型對導(dǎo)致悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的原因進(jìn)行分析。具體回歸模型設(shè)定如下：

(1)

式中：Yi為被解釋變量(i=1，2)，分別表示農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為是否發(fā)生悖離，Svc為解釋變量社會化服務(wù)組織，包括是否參加政府社會化服務(wù)組織、是否參加商業(yè)社會化服務(wù)組織和是否參加農(nóng)村合作社，Land為調(diào)節(jié)變量土地規(guī)模，包括小農(nóng)戶組和規(guī)模戶組，Xn則表示控制變量，N為控制變量的個數(shù)，εi為服從正態(tài)分布的干擾項，β0為截距。

2.4 不同土地規(guī)模下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離

為了驗證小農(nóng)戶、規(guī)模戶的綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離是否存在差異性，本研究借助SPSS 22.0軟件對不同規(guī)模組的農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離進(jìn)行Pearson卡方檢驗。結(jié)果如表2所示，小農(nóng)戶組無公害農(nóng)藥施用意愿與行為發(fā)生悖離的占比為38.0%，而規(guī)模戶組的悖離占比為24.8%。小農(nóng)戶組地膜處理意愿與行為發(fā)生悖離的占比為24.6%，而規(guī)模戶組的悖離占比為20.5%。無公害農(nóng)藥施用樣本組間差異卡方值通過1%統(tǒng)計水平的顯著檢驗。由此可見，小農(nóng)戶和規(guī)模戶施用無公害農(nóng)藥具有顯著差異，且小農(nóng)戶組無公害農(nóng)藥施用意愿與行為發(fā)生悖離的概率高于規(guī)模組。地膜處理樣本組間差異卡方值沒能通過檢驗，表明兩組之間不存在顯著性差異。

表2 不同土地規(guī)模下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離Table 2 Contradiction between green production intention and behavior of farmers under different land scale

3 結(jié)果與分析

3.1 土地規(guī)模和農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響

首先對樣本進(jìn)行多重共線性檢驗，所有變量中方差膨脹因子VIF最大的數(shù)值為1.275，遠(yuǎn)小于10，表明模型構(gòu)建良好，沒有多重共線性問題。其次采用SPSS 22.0軟件對815個愿意施用無公害農(nóng)藥和處理地膜的農(nóng)戶樣本分別進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3所示。

3.1.1土地規(guī)模的影響

根據(jù)表3的結(jié)果，模型1中土地規(guī)模變量系數(shù)為-1.056且在1%的水平上顯著，表明土地規(guī)模越大，農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離發(fā)生概率越小。模型2中土地規(guī)模變量系數(shù)為-0.208但不顯著，可能的原因是雖然土地規(guī)模增大使得農(nóng)戶資本稟賦增加，且政府對地膜回收的管控較為嚴(yán)格，但是土地規(guī)模增大致使地膜回收的勞動耗費增加，因此回歸結(jié)果綜合表現(xiàn)為土地規(guī)模對農(nóng)戶地膜處理意愿與行為的悖離不造成顯著性影響。至此，H1部分得證。

表3 基準(zhǔn)回歸模型Table 3 Benchmark regression model

3.1.2社會化服務(wù)組織的影響

首先看模型1，政府社會化服務(wù)組織變量系數(shù)為-1.496且在1%的水平上顯著，商業(yè)社會化服務(wù)組織變量系數(shù)為-0.512且在1%的水平上顯著，表明政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離起抑制作用。其次看模型2，政府社會化服務(wù)組織變量系數(shù)為-0.873且在1%的水平上顯著，商業(yè)社會化服務(wù)組織變量系數(shù)為-0.323 且在10%的水平上顯著，表明加入政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織的農(nóng)戶地膜處理意愿與行為發(fā)生悖離的可能性更小。農(nóng)村合作社變量在模型1和2中均沒有顯著性影響。

3.1.3控制變量的影響

首先看模型1，年齡對數(shù)處理在5%的水平上負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離，表明農(nóng)戶年齡越大，越愿意將無公害農(nóng)藥施用意愿轉(zhuǎn)化為行為?？赡艿脑蚴寝r(nóng)戶年齡越大，種植經(jīng)驗越豐富，懂得施用無公害農(nóng)藥有利于來年的土壤修復(fù)。社會網(wǎng)絡(luò)、農(nóng)業(yè)綠色補貼均顯著負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離，說明社會網(wǎng)絡(luò)中信息傳遞和經(jīng)濟(jì)補貼刺激是農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿轉(zhuǎn)化成行為的動因。其次綜合模型1與模型2，務(wù)農(nóng)時間占比在1%的水平上正向增加農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用、地膜處理意愿與行為悖離發(fā)生的概率，可能的原因是務(wù)農(nóng)時間占比越高，農(nóng)戶的非農(nóng)收入越低，資本稟賦的限制使其對無公害農(nóng)藥施用和地膜處理的成本較為敏感，因此不愿意進(jìn)行綠色生產(chǎn)。綠色認(rèn)知程度和政府管控均顯著抑制農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離，根據(jù)推拉理論的觀點，內(nèi)部綠色認(rèn)知的推力和外部政府管控的拉力均能促使農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿轉(zhuǎn)化為實際行動。

3.2 內(nèi)生性討論

農(nóng)戶加入農(nóng)村社會化服務(wù)組織屬于農(nóng)戶的自選擇問題，使得前述模型可能存在自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，使用PSM(傾向得分匹配法)能夠有效解決這一問題。表4和5為最近鄰匹配法、半徑匹配法的估計結(jié)果。值得一提的是，與基準(zhǔn)回歸不同，消除了可能影響農(nóng)戶選擇是否加入農(nóng)村合作社的影響因素后，加入農(nóng)村合作社的農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離的可能性下降10.7%(半徑匹配法)，地膜處理意愿與行為悖離的可能性下降8%左右。結(jié)果表明，不同類型社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離均具有顯著負(fù)向影響。至此，H2a、H2b和H2c得證。

表4 社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離的PSM估計結(jié)果Table 4 PSM estimation results of social service organizations on the conflict between farmers’willingness to use pollution-free pesticides and their behaviors

表5 社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶地膜處理意愿與行為悖離的PSM估計結(jié)果Table 5 PSM estimation results of social service organizations on farmers’ willingness to mulch treatment and behavior deviation

為了考察傾向得分匹配是否較好地平衡了原樣本數(shù)據(jù)，需要進(jìn)行平衡性檢驗。與匹配前相比，匹配后多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對值小于20%，且匹配后多數(shù)變量t檢驗結(jié)果不拒絕實驗組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)(P>0.05)，因而說明PSM結(jié)果通過了平衡性檢驗，匹配質(zhì)量較好?；谖恼缕拗?，本研究僅展示出以最近鄰匹配法為例，社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離的PSM估計結(jié)果的平衡性檢驗，其他PSM估計結(jié)果均通過平衡性檢驗。(表6)

表6 最近鄰匹配法平衡性檢驗Table 6 Balance test of the nearest neighbor matching method

3.3 土地規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了進(jìn)一步檢驗土地規(guī)模在不同類型社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用(模型3)和地膜處理(模型4)意愿與行為悖離的影響中是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，本研究以土地規(guī)模為界限設(shè)定對照組，將樣本分為小農(nóng)戶組和規(guī)模戶組，通過兩組變量回歸系數(shù)大小、方向、顯著性進(jìn)行檢驗分析[38]。分析前，已對自變量、控制變量進(jìn)行中心化處理。

表7 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果(模型3)Table 7 Regression results of moderating effect (Model 3)

表8 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果(模型4)Table 8 Regression results of moderating effect (Model 4)

在模型3中，政府社會化服務(wù)組織變量在小農(nóng)戶組和規(guī)模戶組中分別通過1%和5%水平的檢驗，系數(shù)均為負(fù)值。且相較于小農(nóng)戶組，變量在規(guī)模戶組中系數(shù)絕對值更大，即政府社會化服務(wù)組織對規(guī)模戶無公害農(nóng)藥意愿與行為悖離的抑制作用更大。商業(yè)社會化服務(wù)組織變量在小農(nóng)戶組和規(guī)模戶組中均通過5%水平的檢驗，且在規(guī)模戶組中系數(shù)絕對值更大，這表明商業(yè)社會化服務(wù)組織對規(guī)模戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離的抑制作用比小農(nóng)戶大。隨著土地規(guī)模增大，政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離的負(fù)向影響被強化，即土地規(guī)模在政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離的影響路徑中均發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

在模型4中，政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織變量在小農(nóng)戶組中分別通過1%和10%水平的檢驗且系數(shù)均為負(fù)，在規(guī)模戶組中均沒有通過檢驗，表明政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織能夠促使小農(nóng)戶地膜處理意愿轉(zhuǎn)化為行為，而對規(guī)模戶影響不顯著。隨著土地規(guī)模增大，政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶地膜處理意愿與行為悖離的負(fù)向影響逐漸被弱化，具體表現(xiàn)為系數(shù)不顯著，表明土地規(guī)模在政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶地膜處理意愿與行為悖離的影響路徑中均發(fā)揮顯著負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

在模型3和4中，農(nóng)村合作社變量在小農(nóng)戶組中和規(guī)模戶組中均沒有通過檢驗，表明土地規(guī)模在上述影響路徑中不發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。至此，H3a、H3b得證，H3c不得證?？梢钥闯鲇捎诰G色生產(chǎn)類型不同，土地規(guī)模在上述影響路徑中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的方向不同。可能的原因是相對于無公害農(nóng)藥施用，地膜處理需要耗費大量勞動力，土地規(guī)模增大意味著處理地膜的勞動力消耗增加。從當(dāng)前農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)分布來看，農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移降低了農(nóng)村勞動力絕對數(shù)量，使得農(nóng)業(yè)勞動力出現(xiàn)供給缺口。然而，政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織當(dāng)前服務(wù)重心可能趨向于滿足農(nóng)戶專業(yè)技術(shù)需求，沒有解決當(dāng)前農(nóng)村勞動力不足的問題。隨著土地規(guī)模擴大，地膜處理勞動量的增加與農(nóng)村勞動力短缺不匹配，表現(xiàn)為政府和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶地膜處理意愿與行為悖離的抑制作用弱化甚至不顯著。

3.4 社會化服務(wù)組織對小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的緩解作用

在模型3和4小農(nóng)戶組中，政府社會化服務(wù)組織變量系數(shù)均為負(fù)值并通過1%水平的檢驗，表明政府社會化服務(wù)組織能夠緩解小農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離。商業(yè)社會化服務(wù)組織變量系數(shù)在模型3中通過5%水平的檢驗，在模型4中通過10%水平的檢驗，系數(shù)均為負(fù)，表明商業(yè)社會化服務(wù)組織能夠降低小農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為悖離發(fā)生的概率。農(nóng)村合作社變量系數(shù)在兩組中均沒有通過檢驗，表明農(nóng)村合作社組織不能夠顯著緩解小農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離?？赡艿脑蚴且恍┖献魃鐩]有實現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化管理，不能夠有效規(guī)避小農(nóng)戶面臨的綠色種植風(fēng)險，甚至一些合作社已經(jīng)發(fā)展成“大農(nóng)吃小農(nóng)”的形式主義組織，對于小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的帶動力不夠顯著。值得一提的是，對比商業(yè)社會化服務(wù)組織，政府社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響系數(shù)、顯著性都更高。由此可見，政府社會化服務(wù)組織能夠通過公益技術(shù)培訓(xùn)手段，發(fā)揮集體統(tǒng)籌職能，更大程度上緩解小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為了保證模型1和2結(jié)果的穩(wěn)定性，本研究采用Bootstrap方法重復(fù)抽樣1 000次對樣本進(jìn)行再回歸，模型估計結(jié)果如表9所示，Bootstrap方法下無公害農(nóng)藥施用和地膜處理意愿與行為悖離的Logit回歸結(jié)果均與普通Logit回歸結(jié)果基本一致，表明土地規(guī)模、社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響結(jié)果較為穩(wěn)健。

表9 Bootstrap方法下穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 9 Robustness test results under Bootstrap method

4 結(jié)論及建議

1)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為存在悖離現(xiàn)象，且不同土地規(guī)模下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離存在差異性。具體表現(xiàn)為小農(nóng)戶組無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離發(fā)生率為38.0%，而規(guī)模戶組為24.8%；小農(nóng)戶組地膜處理意愿與行為的悖離發(fā)生率為24.6%，而規(guī)模戶組為20.5%。2)土地規(guī)模負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離，對農(nóng)戶地膜處理意愿與行為悖離的影響不顯著。3)不同類型社會化服務(wù)組織均能顯著抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。4)在政府社會化服務(wù)組織和商業(yè)社會化服務(wù)組織對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響路徑中，土地規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)方向因綠色生產(chǎn)行為類型不同而有所差異，在無公害農(nóng)藥施用環(huán)節(jié)發(fā)揮顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，在地膜處理環(huán)節(jié)發(fā)揮顯著負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。5)社會化服務(wù)組織能夠顯著緩解小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離，其中政府社會化服務(wù)組織影響力度最強，商業(yè)社會化服務(wù)組織次之，農(nóng)村合作社最弱。

根據(jù)以上研究，本研究得到的政策啟示：1)應(yīng)進(jìn)一步加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)，針對不同綠色生產(chǎn)行為，促進(jìn)土地適度規(guī)模化經(jīng)營。2)政府社會化服務(wù)組織的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)是抑制農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的關(guān)鍵，應(yīng)加強政府社會化服務(wù)組織的建設(shè)，保障政府綠色農(nóng)資供應(yīng)，提高政府綠色生產(chǎn)指導(dǎo)水平。發(fā)揮村級組織統(tǒng)籌協(xié)調(diào)的功能，利用政府的權(quán)威性和公益性實現(xiàn)小農(nóng)戶與綠色農(nóng)業(yè)有機銜接。3)商業(yè)社會化服務(wù)組織應(yīng)加強綠色生產(chǎn)監(jiān)管，完善綠色農(nóng)產(chǎn)品交付檢驗標(biāo)準(zhǔn)，通過訂單農(nóng)業(yè)、農(nóng)機租賃等途徑帶動小農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)。4)政府應(yīng)重新整頓農(nóng)村合作社，實現(xiàn)合作社內(nèi)標(biāo)準(zhǔn)化管理，敦促合作社統(tǒng)一提供綠色農(nóng)資產(chǎn)品、植保和統(tǒng)防統(tǒng)治服務(wù)，營造良好綠色氛圍，打造社內(nèi)共同意識，避免“大農(nóng)吃小農(nóng)”的現(xiàn)象發(fā)生。5)在我國小農(nóng)戶普遍存在的基礎(chǔ)上，各類型社會化服務(wù)組織應(yīng)聯(lián)合起來，建立和完善社會化服務(wù)主體與小農(nóng)戶的各類利益聯(lián)結(jié)機制，針對小農(nóng)戶和規(guī)模戶綠色發(fā)展所產(chǎn)生的不同社會化服務(wù)需求，定制適合小農(nóng)戶和規(guī)模戶的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后各類服務(wù)，推動農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿轉(zhuǎn)化為行為。