李曉曉 胡永浩 胡南燕 武拉平

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100083)

綠色發(fā)展是我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要內(nèi)容[1]。《農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理攻堅(jiān)戰(zhàn)行動(dòng)方案(2021—2025年)》[2]明確指出,實(shí)施化肥農(nóng)藥減量增效行動(dòng),更大范圍推進(jìn)有機(jī)肥替代化肥。有機(jī)肥作為綠色生產(chǎn)技術(shù),具有改善作物品質(zhì),提升耕地肥力,緩解農(nóng)業(yè)面源污染等作用[3]。然而,一方面由于農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)產(chǎn)銷信息不對(duì)稱,蔬菜優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)難以實(shí)現(xiàn)等問(wèn)題的存在,另一方面受土地流轉(zhuǎn)期限、地權(quán)穩(wěn)定性等因素的影響[4],農(nóng)戶持續(xù)投入有機(jī)肥的積極性較低[5],難以實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的綠色發(fā)展。隨著我國(guó)數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn),農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍不斷擴(kuò)大,農(nóng)戶信息能力顯著提升。這一能力的改善能否緩解有機(jī)肥采納面臨的信息困境,促進(jìn)其持續(xù)采納?探討該問(wèn)題對(duì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和耕地質(zhì)量持久提升具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

信息能力最早被定義為人們?cè)谏a(chǎn)生活中使用信息資源的能力[6],具體可概括為信息獲取能力、利用能力、處理能力和共享能力[7]。也有研究[8]聚焦在微觀農(nóng)業(yè)領(lǐng)域,把信息能力進(jìn)一步細(xì)化,并定義為:農(nóng)戶根據(jù)個(gè)人需求而搜尋、判斷、組織和利用信息的能力。在信息能力測(cè)度方面,大多研究利用主成分分析、因子分析等計(jì)量方法,構(gòu)建信息能力綜合指標(biāo)進(jìn)行衡量[9-10],如利用因子分析法從信息處理能力和信息獲取能力2個(gè)維度設(shè)置10個(gè)題項(xiàng)測(cè)度農(nóng)戶的信息能力綜合指標(biāo)[11]。也有研究聚焦“信息獲取渠道”視角,依據(jù)信息獲取渠道權(quán)重構(gòu)建信息獲取能力綜合指數(shù)[12],或基于項(xiàng)目反應(yīng)理論(Item response theory,IRT)構(gòu)建IRT模型[13]等方法重點(diǎn)測(cè)度農(nóng)戶的信息獲取能力。

現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶有機(jī)肥采納行為的研究多關(guān)注了農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭資源稟賦、政策環(huán)境、市場(chǎng)環(huán)境及地權(quán)穩(wěn)定性等因素的影響[14-17],鮮有文獻(xiàn)深入探討農(nóng)戶信息能力的影響。農(nóng)戶應(yīng)用新技術(shù)的能力取決于其識(shí)別信息源,收集、處理相關(guān)信息的能力[18],因此,信息的有限可用性和成本可能制約農(nóng)戶的技術(shù)采納決策。向農(nóng)戶提供信息激勵(lì)以改善其對(duì)新技術(shù)收益的看法,已被確定為促進(jìn)農(nóng)業(yè)部門采用新技術(shù)的有效途徑[19]。一些研究對(duì)信息能力在綠色防控技術(shù)采納[20]、施藥行為[21]、耕地保護(hù)行為[22]等親環(huán)境行為中的積極作用進(jìn)行了詳細(xì)闡述,但關(guān)于信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥采納行為的影響研究較為薄弱。

信息的本質(zhì)在于消除不確定性[23],由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨自然災(zāi)害和市場(chǎng)波動(dòng)的雙重沖擊,農(nóng)戶往往對(duì)新技術(shù)采納的不確定性更為敏感[24],他們不僅關(guān)注新技術(shù)引起的平均預(yù)期收益,而且還關(guān)注收益的波動(dòng)。理論上講,農(nóng)戶信息能力越強(qiáng),在信息搜尋、市場(chǎng)議價(jià)等方面具有信息成本優(yōu)勢(shì)[25],其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)信息越對(duì)稱,技術(shù)知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)越豐富,越有可能降低其技術(shù)采納過(guò)程中的各種不確定性,促進(jìn)新技術(shù)采納[26]。然而,相關(guān)實(shí)證研究卻較為鮮見(jiàn)。

綜上,已有研究對(duì)于本研究分析提供了有益借鑒,但仍存在以下幾方面有待完善:其一,缺乏系統(tǒng)討論信息能力、收入不確定性在農(nóng)戶有機(jī)肥采納中的作用。雖然少量研究對(duì)信息能力的影響進(jìn)行了討論,但鮮有從收入不確定性視角探討其影響機(jī)理;其二,大多研究?jī)H關(guān)注農(nóng)戶信息能力的平均作用效果,缺乏異質(zhì)性研究。針對(duì)目前農(nóng)戶間信息能力差異較大的現(xiàn)實(shí),剖析農(nóng)戶信息能力影響的異質(zhì)性,對(duì)提升全民信息素養(yǎng),推進(jìn)農(nóng)村數(shù)字化建設(shè)更具有現(xiàn)實(shí)意義;其三,缺乏對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)持續(xù)投入行為的研究。已有研究多關(guān)注信息能力對(duì)是否采納某技術(shù)的影響,對(duì)技術(shù)持續(xù)采納行為關(guān)注較少,而耕地質(zhì)量提升、生態(tài)環(huán)境的改善需要綠色生產(chǎn)技術(shù)的持續(xù)投入,因此探究農(nóng)戶技術(shù)持續(xù)采納行為的研究更為重要。

基于此,本研究旨在從收入不確定性視角,基于2021年在我國(guó)蔬菜主產(chǎn)區(qū)6個(gè)省份的1 667戶蔬菜種植戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù),在探究信息能力、收入不確定性之間的關(guān)系及其對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥采納影響的理論基礎(chǔ)上,采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型和非參數(shù)Bootstrap方法進(jìn)行實(shí)證分析,闡明信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為的影響程度和路徑,并從決策者年齡、受教育程度及種植品種類型3方面分析影響的異質(zhì)性,以期為數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供政策建議。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 理論模型

利潤(rùn)最大化是農(nóng)戶有機(jī)肥采納的基礎(chǔ),而其實(shí)現(xiàn)需要農(nóng)戶積累有機(jī)肥相關(guān)的信息,提升要素配置能力。一方面,有機(jī)肥市場(chǎng)的差異化使農(nóng)戶難以僅憑借經(jīng)驗(yàn)積累正確的施肥知識(shí),加之信息獲取成本較高,進(jìn)而導(dǎo)致一些“理性無(wú)知”的農(nóng)戶在購(gòu)買有機(jī)肥之后仍按照過(guò)去經(jīng)驗(yàn)或一般做法施肥,容易造成施用不當(dāng),無(wú)法達(dá)到預(yù)期效果。較強(qiáng)信息能力的農(nóng)戶能以較低成本獲取信息,增加有機(jī)肥信息資源的可及性和及時(shí)性[27],而且各類信息平臺(tái)及應(yīng)用軟件的普及為信息能力較高的農(nóng)戶模仿、總結(jié)他人施肥經(jīng)驗(yàn)提供了可能,從而幫助農(nóng)戶形成相關(guān)技術(shù)知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)的積累,實(shí)現(xiàn)有機(jī)肥精準(zhǔn)投入,提高施肥水平和收益預(yù)期[28-29],激勵(lì)其有機(jī)肥投入。另一方面,農(nóng)戶信息能力越強(qiáng),越能獲得更多的政策信息、市場(chǎng)信息和生產(chǎn)信息等,減少信息不對(duì)稱,提升要素配置能力,放松新技術(shù)采納的要素稟賦約束[30],提高技術(shù)采納率。

基于此,本研究提出假說(shuō)1:信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納具有顯著正向影響。

雖然有機(jī)肥投入能提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量,降低碳排放量,實(shí)現(xiàn)生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)效益高度耦合,但其投入面臨更大的收入不確定性。這種不確定性主要來(lái)自2個(gè)方面:一是由于當(dāng)前市場(chǎng)有機(jī)肥種類繁多,農(nóng)戶欠缺科學(xué)施用有機(jī)肥的能力而引致的技術(shù)風(fēng)險(xiǎn);二是由于農(nóng)戶常處于市場(chǎng)價(jià)格信息的劣勢(shì)端,議價(jià)能力較弱而導(dǎo)致的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的存在,一方面可能使農(nóng)戶因有機(jī)肥投入不當(dāng)造成成本損失,另一方面使采納有機(jī)肥的農(nóng)戶生產(chǎn)的高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品無(wú)法實(shí)現(xiàn)“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)”,從而導(dǎo)致未來(lái)收益不確定[31]。蔬菜種植戶作為收入波動(dòng)的敏感群體,若其收入不確定系數(shù)處于高位運(yùn)行,會(huì)使農(nóng)戶更注重短期效益,降低持續(xù)投資有機(jī)肥的動(dòng)力。農(nóng)戶信息能力的提高,則有助于抑制風(fēng)險(xiǎn),平抑收入不確定性。農(nóng)戶信息獲取能力越強(qiáng),越能獲得更多的市場(chǎng)信息,從而在一定程度上糾正農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格的信息不對(duì)稱性,降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)[32];此外,農(nóng)戶信息能力越強(qiáng),越擅長(zhǎng)利用各種渠道學(xué)習(xí)技術(shù)操作規(guī)范[33],掌握合理的施用時(shí)間和施用量,熟知各類有機(jī)肥的質(zhì)量、效果及應(yīng)用方法等,并最終降低技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)。

因此,本研究提出假說(shuō)2:信息能力能通過(guò)平抑收入不確定性促進(jìn)農(nóng)戶有機(jī)肥的持續(xù)采納。

基于上述理論分析,進(jìn)一步數(shù)理推導(dǎo)信息能力、收入不確定性與有機(jī)肥持續(xù)采納之間的關(guān)系。研究表明農(nóng)戶信息能力越強(qiáng),信息成本越低,信息水平越高[34],假定農(nóng)戶信息水平與收入不確定性程度負(fù)相關(guān),與有機(jī)肥的預(yù)期收益正相關(guān)。有機(jī)肥投入實(shí)際收益的表達(dá)式為:

G(o,m)=K(o,m)+C(o,m)

(1)

式中:G(·)為有機(jī)肥投入的平均利潤(rùn)函數(shù);K(·)為有機(jī)肥投入的預(yù)期收益函數(shù);C(·)為收入不確定性函數(shù);m表示農(nóng)戶的信息水平,滿足?C/?m>0;o為有機(jī)肥投入數(shù)量。

收入不確定性的表達(dá)式為:

C(o,m)=T(o,m)e+A(m)v

(2)

G(o,m)=K(o,m)+T(o,m)e+A(m)v

(3)

假定農(nóng)戶可以選擇有機(jī)肥和化肥2種肥料,且化肥投入是無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的,投入量為g,化肥投入實(shí)現(xiàn)的利潤(rùn)函數(shù)為F(·),則肥料投入所實(shí)現(xiàn)的總利潤(rùn)π的表達(dá)式為:

π=F(g)+K(o,m)+T(o,m)e+A(m)v

(4)

進(jìn)一步,農(nóng)戶在資源約束B(niǎo)下效用最大化的期望函數(shù)E[U(π)]表達(dá)式為:

(5)

式中,Po和Pm分別表示有機(jī)肥和信息的單位成本。設(shè)定化肥的價(jià)格為1,根據(jù)效用最大化函數(shù),對(duì)有機(jī)肥投入量求偏導(dǎo),可得到有機(jī)肥選擇的1階條件:

(6)

(7)

式中:Go、Fo、To、Ao、Ko、Ao表示各函數(shù)對(duì)有機(jī)肥投入量o求偏導(dǎo);COV[·]表示協(xié)方差;E[·]表示期望。從式(7)可知,只有當(dāng)有機(jī)肥投入所能實(shí)現(xiàn)的利潤(rùn)大于有機(jī)肥替代化肥增加的成本和收入不確定性帶來(lái)的損失之和時(shí),農(nóng)戶才會(huì)繼續(xù)選擇有機(jī)肥。下文將利用負(fù)二項(xiàng)回歸方法和非參數(shù)Bootstrap方法驗(yàn)證上述理論推導(dǎo)和待檢驗(yàn)假說(shuō)。

1.2 實(shí)證模型

本研究利用農(nóng)戶有機(jī)肥施用年限作為有機(jī)肥持續(xù)采納行為的代理變量,考慮到該變量為典型的計(jì)數(shù)數(shù)據(jù),即為非負(fù)數(shù),且有機(jī)肥施用年限的均值為4.724,方差為17.472,均值小于方差,存在過(guò)度分散,故采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型,設(shè)定的核心計(jì)量模型為:

yi=α0+α1Ii+Zk·Xk,i+εi

(8)

式中:yi為第i個(gè)農(nóng)戶有機(jī)肥施用年限;Ii為第i個(gè)農(nóng)戶的信息能力代理指標(biāo);Xk,i為控制變量向量,即影響農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納的其他因素。α0為常數(shù)項(xiàng);α1為信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為的總效應(yīng)。Zk為控制變量系數(shù)向量;εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

非參數(shù)百分位Bootstrap方法。用非參數(shù)百分位Bootstrap方法驗(yàn)證收入不確定性在信息能力促進(jìn)有機(jī)肥持續(xù)采納過(guò)程中是否起中介作用。在自變量X與因變量Y的關(guān)系中,若X借助某個(gè)中間變量M對(duì)Y產(chǎn)生影響,則稱M為中介變量。中介效應(yīng)也稱之為X對(duì)Y的間接效應(yīng),即X通過(guò)M對(duì)Y的影響程度[35]。將中介變量納入式(8),得到中介變量、解釋變量的關(guān)系式為:

Mi=β0+β1Ii+εi

(9)

式中:β0為常數(shù)項(xiàng);β1為處理變量信息能力對(duì)中介變量收入不確定性Mi的估計(jì)系數(shù)。中介變量、解釋變量與因變量表達(dá)式為:

yi=γ0+γ1Ii+γ2Mi+ZkXk,i+εi

(10)

式中:γ0為常數(shù)項(xiàng);γ1為在控制中介效應(yīng)的影響后,處理變量對(duì)被解釋變量的直接效應(yīng);γ2為中介變量Mi對(duì)被解釋變量的估計(jì)系數(shù);εi為殘差項(xiàng)。根據(jù)式(8)～(10),可得出處理變量經(jīng)由中介變量對(duì)被解釋變量的間接效應(yīng):β1·γ2。顯然,總效應(yīng)、直接效應(yīng)和中介效應(yīng)關(guān)系式為:

α1=γ1+β1·γ2

(11)

常用的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法為Sobel檢驗(yàn),該檢驗(yàn)方法的前提是假設(shè)上述估計(jì)系數(shù)服從正態(tài)分布。通常即便上述每個(gè)系數(shù)均是正態(tài)分布,但兩者的乘積β1·γ2也不再是正態(tài)分布,導(dǎo)致對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)誤的計(jì)算只能是近似的,這增加了檢驗(yàn)結(jié)果犯第一類錯(cuò)誤的概率[36]。已有研究表明,偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap方法放松了對(duì)變量正態(tài)分布的要求,得到的置信區(qū)間比Sobel法更為精確,檢驗(yàn)力也更高[37]。故本研究采用非參數(shù)百分位Bootstrap方法檢驗(yàn)收入不確定性的中介效應(yīng)。

非參數(shù)百分位Bootstrap方法從總體樣本中有放回的多次重復(fù)抽取,獲得Bootstrap樣本,并構(gòu)造樣本分布區(qū)間,檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在。具體計(jì)算步驟如下:第1步,從研究樣本中有放回地抽取N次樣本容量為n的Bootstrap樣本,并在每次抽取中計(jì)算系數(shù)乘積的估計(jì)值β1.γ2,在本研究中,N=2 000,n=1 667。第2步,對(duì)計(jì)算出的N個(gè)β1γ2從小到大排列,構(gòu)成系數(shù)乘積序列B;第3步,以B序列為基礎(chǔ),確定第2.5和97.5百分位數(shù),以此兩分位數(shù)構(gòu)造中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間,若置信區(qū)間不包含0,則說(shuō)明中介效應(yīng)顯著。

1.3 變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.3.1變量選取

被解釋變量:有機(jī)肥持續(xù)采納行為。本研究將農(nóng)戶有機(jī)肥施用年限作為有機(jī)肥持續(xù)采納行為的代理變量。有機(jī)肥,指以工廠化形式腐熟發(fā)酵生成,再經(jīng)過(guò)造粒、脫水、包裝等制作工序形成的精制有機(jī)肥。精制有機(jī)肥經(jīng)過(guò)專業(yè)化生產(chǎn),能夠使肥料完全發(fā)酵腐熟,并徹底去除原料中的寄生蟲(chóng)卵和雜草種籽等病菌[38],減少了傳統(tǒng)農(nóng)家肥堆漚過(guò)程中因腐熟不完全導(dǎo)致的重金屬污染,更有助于改善環(huán)境和耕地質(zhì)量。在變量測(cè)度時(shí),為避免因人為間斷而高估施用年限,以農(nóng)戶“最近一次開(kāi)始持續(xù)使用年份”為開(kāi)始施用時(shí)間,計(jì)算持續(xù)施用年限。將未使用有機(jī)肥農(nóng)戶的“有機(jī)肥施用年限”賦值為0。

核心解釋變量:信息能力?？紤]到現(xiàn)實(shí)中農(nóng)戶信息能力主要體現(xiàn)在信息搜尋、處理和分享方面,借鑒已有研究的測(cè)度方法,從農(nóng)戶信息獲取能力、信息處理能力及信息共享能力3個(gè)維度設(shè)置了10個(gè)題項(xiàng)測(cè)度農(nóng)戶信息能力。所有測(cè)量題項(xiàng)均采用李克特5分量表賦值,1表示“非常不認(rèn)同”,5表示“非常認(rèn)同”,具體測(cè)量題項(xiàng)見(jiàn)表1。本研究采用因子分析法得到信息能力的綜合指標(biāo),主要步驟如下:首先,進(jìn)行模型適用性檢驗(yàn)。信息能力的KMO統(tǒng)計(jì)量值為0.839,Bartlett球形χ2檢驗(yàn)值為5 475.761(sig=0.000),表明信息能力適合做因子分析。其次,采用因子分析法選取特征值>1的作為公因子,確定因子個(gè)數(shù)為3個(gè)。最后,采用方差極大法進(jìn)行因子載荷矩陣旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示,分別有3個(gè)題項(xiàng)在公因子1,4個(gè)題項(xiàng)分別在公因子2和公因子3上有較大載荷,可分別解釋為信息獲取能力(Ia)、信息處理能力(Ip)以及信息共享能力(Is),其方差貢獻(xiàn)率分別為25.45%、23.46%和15.25%,累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為64.16%,最終得到農(nóng)戶信息能力變量(I)的綜合指標(biāo)為:

表1 信息能力測(cè)試題項(xiàng)描述Table 1 Description of information competence test items

I=(0.254 5×Ia+0.234 6×Ip+
0.152 5×Is)/0.641 6

(12)

收入不確定性:借鑒已有研究[39-41]的做法,從方差視角衡量收入不確定性。測(cè)度方法如下:首先,根據(jù)家庭蔬菜種植人數(shù)、種植面積、種植年限及決策者年齡4個(gè)變量的25%、50%和75%分位數(shù),把樣本分為4個(gè)大類16個(gè)小類,在第1大類的4個(gè)分類變量中,<25%分位為第1小類,25%(含)～50%分位為第2小類,50%(含)～75%為第3小類,≥75%分位為第4小類;其次,分別計(jì)算各子類2021年蔬菜凈收入自然對(duì)數(shù)的組內(nèi)方差;最后將各農(nóng)戶的4個(gè)不同的組內(nèi)方差相加而得到收入不確定性。農(nóng)戶i的蔬菜經(jīng)營(yíng)收入不確定性Ci表示為:

Ci=var(rs1)+var(rl2)+var(ra3)+var(re4)

(13)

式中:var表示各組收入方差;r表示2021年農(nóng)戶蔬菜生產(chǎn)凈收入的對(duì)數(shù),下角標(biāo)s1表示農(nóng)戶i的收入位于在以種植面積為劃分標(biāo)準(zhǔn)的第1小類中,l2表示農(nóng)戶i的收入位于在以家庭勞動(dòng)力為劃分標(biāo)準(zhǔn)的第2小類中,a3表示農(nóng)戶i的收入位于在以決策者年齡為劃分標(biāo)準(zhǔn)的第3小類中,e4表示農(nóng)戶i的收入位于在以種植年限為劃分標(biāo)準(zhǔn)的第4小類中。

控制變量:包括家庭蔬菜生產(chǎn)決策者的個(gè)體特征、家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征和村莊特征3個(gè)層面。蔬菜生產(chǎn)決策者個(gè)體特征變量有:決策者年齡、性別、受教育年限、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、參與培訓(xùn)次數(shù)、蔬菜種植經(jīng)驗(yàn);家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征變量有:2021年蔬菜收入占家庭總收入比重、家庭中從事蔬菜生產(chǎn)人數(shù)、2021年蔬菜種植面積、種植品種類型、土地細(xì)碎化程度、地權(quán)穩(wěn)定性、穩(wěn)定的客戶數(shù)量及銷售穩(wěn)定程度;因在化肥減量增效方面,有機(jī)肥和農(nóng)家肥具有替代作用,選取村莊內(nèi)養(yǎng)殖場(chǎng)個(gè)數(shù)、村域互聯(lián)網(wǎng)普及率作為村莊特征變量,并控制地區(qū)層面變量。變量的具體定義及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of variables

1.3.2數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)為課題組2021年在我國(guó)2大蔬菜主產(chǎn)區(qū)6個(gè)省份的入戶調(diào)研數(shù)據(jù),包括黃淮海和環(huán)渤海設(shè)施蔬菜主產(chǎn)區(qū)的山東、河北、江蘇和河南4省,華南及西南冬春蔬菜主產(chǎn)區(qū)的四川和貴州2省。同時(shí),考慮到省內(nèi)蔬菜生產(chǎn)的空間差異,擴(kuò)大了省內(nèi)樣本分布的空間范圍,并重點(diǎn)關(guān)注了設(shè)施茄果類、露天葉菜類和根莖類3類蔬菜品種。6個(gè)省的信息化發(fā)展也具有差異和代表性。江蘇、山東和河南省信息化發(fā)展較好,2022年縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)排名前5,河北省有19個(gè)縣為全國(guó)數(shù)字鄉(xiāng)村百?gòu)?qiáng)縣,而四川省和貴州省的數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)排名較落后[42]。調(diào)研采用分層抽樣方法,在6個(gè)省份共選擇了14個(gè)市、28個(gè)縣(區(qū))、46個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)及81個(gè)村,共發(fā)放問(wèn)卷1 719份,在剔除無(wú)效問(wèn)卷和重要數(shù)據(jù)缺失問(wèn)卷之后,收回有效問(wèn)卷1 667份,問(wèn)卷有效率為97%。

2 信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納影響實(shí)證分析

2.1 模型估計(jì)結(jié)果

考慮到負(fù)二項(xiàng)回歸中,變量的邊際效應(yīng)有更好的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義[43],本研究使用邊際效應(yīng)衡量信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納的影響,估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。Alpha參數(shù)在95%的置信區(qū)間內(nèi)拒絕原假設(shè),說(shuō)明有機(jī)肥施用年限存在過(guò)度分散現(xiàn)象,選擇負(fù)二項(xiàng)回歸更為合理。表3基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果表明,信息能力在1%水平上對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納具有顯著正向影響,邊際效應(yīng)為0.740,即式(9)中的β1=0.740,表明信息能力每增加1單位,將使農(nóng)戶有機(jī)肥的施用年限增加0.740年,這與已有相關(guān)研究[44]結(jié)果一致。假說(shuō)1得到驗(yàn)證。農(nóng)戶信息能力越強(qiáng),生產(chǎn)和銷售端的信息量越豐富,與市場(chǎng)聯(lián)結(jié)也更為緊密,更容易破解有機(jī)肥投入的信息約束,實(shí)現(xiàn)有機(jī)產(chǎn)品的溢價(jià)效應(yīng),正向促進(jìn)有機(jī)肥持續(xù)采納。

控制變量的影響效果方面,決策者性別對(duì)其有機(jī)肥持續(xù)采納具有顯著正向影響,邊際效應(yīng)值為0.625,表明男性比女性更傾向于有機(jī)肥的持續(xù)使用。男性對(duì)農(nóng)資、耕地保護(hù)知識(shí)的掌握比女性更全面,且風(fēng)險(xiǎn)偏好一般較高,降低了其有機(jī)肥投入中斷的概率。另外,決策者受教育年限、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、參加培訓(xùn)次數(shù)及種植經(jīng)驗(yàn)均在1%水平上具有顯著正向影響。邊際效應(yīng)分別為0.139、0.247、0.105和0.064。農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng),對(duì)新事物嘗試意愿越強(qiáng),接觸有機(jī)肥的時(shí)間越早,從而正向促進(jìn)其持續(xù)采納。農(nóng)戶受教育程度越高,種植經(jīng)驗(yàn)越豐富,對(duì)有機(jī)肥的認(rèn)知也越全面,有助于降低間斷概率,實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)久投入。家庭從事蔬菜生產(chǎn)人數(shù)在1%水平上對(duì)有機(jī)肥持續(xù)采納具有顯著促進(jìn)作用,邊際效應(yīng)為0.570。家庭參與蔬菜生產(chǎn)勞動(dòng)力越豐富,生產(chǎn)的精細(xì)化程度越高,有機(jī)肥投入對(duì)產(chǎn)量和質(zhì)量的正向影響越容易實(shí)現(xiàn),從而正向刺激農(nóng)戶的持續(xù)采納。設(shè)施茄果類種植戶有機(jī)肥持續(xù)投入的年限更長(zhǎng)?？赡艿脑蛟谟谇压惛郊又蹈?農(nóng)戶更傾向于選擇高質(zhì)量生產(chǎn)要素以獲得更大的比較收益。地權(quán)穩(wěn)定性在10%水平上對(duì)有機(jī)肥持續(xù)采納具有顯著正向影響。地權(quán)越穩(wěn)定,農(nóng)戶越看重耕地的長(zhǎng)期收益,在生產(chǎn)中越注重對(duì)耕地的保護(hù)。

2.2 異質(zhì)性分析

為更加細(xì)致研究信息能力的影響,本研究進(jìn)一步從蔬菜品種類型、決策者受教育年限、年齡3個(gè)方面分樣本討論信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為的影響差異。其中,根據(jù)品種差異,將農(nóng)戶分為種植設(shè)施茄果類、露天葉菜類和露天根莖類3組;依據(jù)受教育程度,將農(nóng)戶劃分為受教育年限≤6年,6～9年和≥9年3組;根據(jù)全樣本農(nóng)戶年齡分布,以50%分位(52歲)為界,將農(nóng)戶分為年齡≤50%分位和>50%分位2組。各異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

就種植品種類型而言,信息能力對(duì)3類品種種植戶的有機(jī)肥持續(xù)采納均在1%水平上具有顯著影響,從邊際效應(yīng)絕對(duì)值大小看,對(duì)葉菜類種植的影響最大,估計(jì)值為1.238(回歸2),對(duì)根莖類種植的影響次之,邊際效應(yīng)值為1.028(回歸3),對(duì)茄果類種植的影響最小,估計(jì)值為0.487(回歸1)。造成組間影響差異的原因可能在于茄果類生長(zhǎng)周期一般較長(zhǎng),對(duì)耕地質(zhì)量要求更高等種植特點(diǎn)增強(qiáng)了農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥投入的需求,從而削弱了信息能力的影響。同理,葉菜類種植周期較短,根莖類蔬菜附加值較低等特點(diǎn)增強(qiáng)了信息能力在農(nóng)戶有機(jī)肥施用中的作用。

就決策者年齡而言,信息能力對(duì)年齡≤50%分位群體(回歸4)及>50%分位群體(回歸5)的有機(jī)肥持續(xù)采納行為均在1%水平上具有顯著正向影響,影響邊際效應(yīng)值表明,信息能力每增加1單位,分別使2個(gè)群體有機(jī)肥施用年限提高0.808和0.662年。年齡較大者農(nóng)戶的信息能力影響程度較小的原因可能在于,雖然借助互聯(lián)網(wǎng)等技術(shù)提升了自身獲取和分享信息的便捷性,但在信息利用和理解方面仍存在困難,將獲取的信息運(yùn)用到生產(chǎn)中的效率比年輕群體更低。這也說(shuō)明在信息技術(shù)普及的情況下,雖然大多數(shù)農(nóng)戶信息能力顯著提升,但對(duì)年齡較大的信息獲取弱勢(shì)群體仍存在一定程度的信息應(yīng)用鴻溝。

就決策者受教育年限而言,信息能力對(duì)3組農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為的影響均在1%水平具有顯著正向影響,其中對(duì)受教育年限≥9年的農(nóng)戶影響最大(回歸8),對(duì)受教育年限為6～9年的農(nóng)戶影響次之(回歸7),對(duì)受教育年限≤6年農(nóng)戶影響最小(回歸6),影響的邊際效應(yīng)值分別為0.789、0.757和0.626,表明信息能力每增加1單位,將使3個(gè)群體農(nóng)戶的有機(jī)肥施用年限分別增加0.789、0.757和0.626年。群體間影響異質(zhì)性的原因可能在受教育程度較高的農(nóng)戶,更容易理解獲取到信息,從而更大發(fā)揮信息能力的影響。影響的異質(zhì)性也表明農(nóng)戶信息能力提升,可以彌補(bǔ)正規(guī)教育造成的知識(shí)差距,縮小農(nóng)戶間的信息鴻溝,現(xiàn)有研究[45]也佐證了該觀點(diǎn)的合理性。

2.3 收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4?；诜菂?shù)Bootstrap方法得出的信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為影響的總效應(yīng)系數(shù)為0.580,在1%水平上顯著,這與基準(zhǔn)回歸中估計(jì)系數(shù)的方向和大小基本一致,進(jìn)一步驗(yàn)證了本研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 The result of mediating effect test of income uncertainty

估計(jì)結(jié)果表明,信息能力在1%水平對(duì)收入不確定性具有顯著抑制作用,收入不確定性對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為在1%水平上具有顯著負(fù)向影響。信息能力的直接效應(yīng)在1%水平上顯著,表明收入不確定性為部分中介效應(yīng)。收入不確定性的間接效應(yīng)為0.035,占總效應(yīng)的6.082%,在1%水平上顯著。鑒于此,假說(shuō)2成立。

2.4 內(nèi)生性問(wèn)題分析

信息能力與農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為之間可能因存在互為因果關(guān)系導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。如信息能力能夠豐富農(nóng)戶市場(chǎng)信息量,降低收益風(fēng)險(xiǎn)等,使農(nóng)戶傾向于有機(jī)肥采納;同時(shí),使用有機(jī)肥的農(nóng)戶,因?qū)ο嚓P(guān)知識(shí)及種植技術(shù)的要求較高,信息能力可能也較強(qiáng)。為此,本研究使用兩步法解決內(nèi)生性問(wèn)題。第1步,利用工具變量及其他控制變量對(duì)內(nèi)生解釋變量進(jìn)行OLS回歸,得到對(duì)應(yīng)殘差;第2步,利用內(nèi)生變量、第1步估計(jì)的殘差以及其他控制變量(不包含工具變量)對(duì)有機(jī)肥施用年限進(jìn)行負(fù)二項(xiàng)回歸。借鑒已有研究,工具變量選擇農(nóng)戶所在縣域其他行政村農(nóng)戶信息能力的平均值作為工具變量。受信息技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)影響,同一縣域農(nóng)戶的信息能力總體上具有一致性,且農(nóng)戶間信息能力具有溢出效應(yīng)。同時(shí),農(nóng)戶有機(jī)肥采納是根據(jù)自身信息能力和信息資源稟賦做出的決策,與縣域內(nèi)其他村莊農(nóng)戶的信息能力無(wú)關(guān),因此滿足了外生性條件。

第1階段的回歸結(jié)果見(jiàn)表5。工具變量在1%水平上對(duì)信息能力具有顯著正向影響,表明工具變量滿足相關(guān)性假設(shè);F統(tǒng)計(jì)量的值大于經(jīng)驗(yàn)值10,表明工具變量具有合理性。第2階段的回歸結(jié)果見(jiàn)表6,第1步回歸得到工具變量殘差值在1%的水平上顯著,聯(lián)合顯著檢驗(yàn)中的χ2統(tǒng)計(jì)量也在1%的水平上顯著,說(shuō)明信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為的影響中確實(shí)存在內(nèi)生性。對(duì)比工具變量法和基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知,兩者的估計(jì)結(jié)果在系數(shù)方向和顯著性上基本相同,這表明處理內(nèi)生性問(wèn)題后,信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為的促進(jìn)作用仍然穩(wěn)健。

表5 工具變量對(duì)信息能力影響的估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimated results of the effect of instrumental variables on information competence

表6 控制第1階段回歸殘差的信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納影響的估計(jì)結(jié)果Table 6 Estimated results of the effect of information competence to control stage 1 regression residuals on farmers’ sustained organic fertilizer adoption

3 結(jié)論與政策建議

面對(duì)化肥投入過(guò)量造成的面源污染等農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展難題,本研究以有機(jī)肥采納面臨的“信息不對(duì)稱”困境為研究的邏輯起點(diǎn),以信息能力在破解信息困境方面的積極作用為證據(jù)支點(diǎn),利用課題組在2個(gè)蔬菜主產(chǎn)區(qū)針對(duì)6個(gè)省的蔬菜種植戶調(diào)研數(shù)據(jù),采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型和非參數(shù)Bootstrap方法,就信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納的影響效果及差異給予呈現(xiàn)和闡釋。研究結(jié)果表明,信息能力對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥持續(xù)采納行為具有顯著正向影響,且收入不確定性在信息能力的影響中具有顯著中介效應(yīng),異質(zhì)性分析表明信息能力對(duì)年齡≤50%分位數(shù)、受教育年限為6～9年農(nóng)戶的影響最大。

針對(duì)研究結(jié)論,圍繞研究目標(biāo),提出以下幾點(diǎn)建議:1)借助互聯(lián)網(wǎng)等新技術(shù),開(kāi)展多種農(nóng)業(yè)技術(shù)宣傳推廣形式,拓寬農(nóng)戶信息獲取渠道,提高農(nóng)戶信息獲取能力,豐富農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)信息,使農(nóng)戶形成關(guān)于有機(jī)肥的科學(xué)認(rèn)知;2)采用培訓(xùn)、宣傳等方式,提高農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中的信息利用能力,鼓勵(lì)農(nóng)戶利用微信、抖音、快手等現(xiàn)代信息技術(shù)手段進(jìn)行宣傳銷售,拓展銷售網(wǎng)絡(luò),降低收入不確定性,實(shí)現(xiàn)有機(jī)肥持續(xù)采納的資金保障。3)針對(duì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的年齡較大者,開(kāi)發(fā)更易上手的軟件、提供信息技術(shù)培訓(xùn)等方式,破解因年齡帶來(lái)的“信息困境”問(wèn)題,使農(nóng)村所有群體共享信息紅利。