石志恒 楊澤赟

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

近年來(lái),我國(guó)農(nóng)業(yè)高速發(fā)展并取得突出成就,農(nóng)藥、化肥的使用對(duì)其快速發(fā)展有著重要貢獻(xiàn),但也由此導(dǎo)致了嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)環(huán)境問(wèn)題?！兜诙稳珖?guó)污染源普查公報(bào)》(1)生態(tài)環(huán)境部、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部2020年6月9日以2020年第33號(hào)公告發(fā)布《第二次全國(guó)污染源普查公報(bào)》。https:∥www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk01/202006/t20200610_783547.html顯示,我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染排放量占全國(guó)排放總量的近50%?；瘜W(xué)品的大量投入,一方面造成土壤質(zhì)量下降、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力損失和產(chǎn)品質(zhì)量不安全等問(wèn)題,另一方面也造成農(nóng)業(yè)面源污染,對(duì)高質(zhì)量農(nóng)業(yè)發(fā)展造成極大威脅[1]。面對(duì)這一嚴(yán)峻形勢(shì),農(nóng)業(yè)農(nóng)村部于2018年制定《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術(shù)導(dǎo)則(2018—2030年)》全面推進(jìn)常規(guī)技術(shù)向綠色施肥技術(shù)轉(zhuǎn)型。與傳統(tǒng)化肥相比,有機(jī)肥是一種親環(huán)境的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料,可以極大程度改變農(nóng)業(yè)污染現(xiàn)狀[2]。所以,施用有機(jī)肥替代化肥以減少農(nóng)業(yè)面源污染已經(jīng)成為大眾共識(shí)。但是在實(shí)地調(diào)查過(guò)程中,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)普遍有施用有機(jī)肥的意愿,卻很少有農(nóng)戶(hù)將其真正落實(shí)到實(shí)際行動(dòng)中,即有機(jī)肥施用意愿和行為之間存在明顯的悖離。

目前,關(guān)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿、行為影響因素的研究主要集中在以下幾個(gè)方面:一是基于農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征方面,認(rèn)為農(nóng)戶(hù)的年齡[2]、受教育程度[3]、非農(nóng)就業(yè)[4]、務(wù)農(nóng)意愿[5]、耕地質(zhì)量[6]等是影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為的主要因素;二是基于農(nóng)戶(hù)認(rèn)知方面,認(rèn)為生態(tài)認(rèn)知[7]、綠色認(rèn)知[8]、經(jīng)濟(jì)感知[3]、有機(jī)肥效果認(rèn)知[9]等是影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為的主要因素;三是基于外部環(huán)境方面,認(rèn)為政府補(bǔ)貼[10]、技術(shù)環(huán)境[11]、農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售服務(wù)政策[12]等是影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為的主要因素。然而,在傳統(tǒng)的中國(guó)農(nóng)村社會(huì),農(nóng)戶(hù)具有“經(jīng)濟(jì)人”和“社會(huì)人”雙重身份,既受正式制度的約束,又受非正式制度的規(guī)范。社會(huì)資本作為一種典型的非正式制度,對(duì)農(nóng)戶(hù)個(gè)體的行為決策有著重要影響[13]。社會(huì)資本的概念最早由Bourdieu[14]正式提出,眾多國(guó)內(nèi)外學(xué)者在此基礎(chǔ)上進(jìn)行不斷豐富和補(bǔ)充。受到學(xué)界廣泛關(guān)注的是Putnam等[15]對(duì)社會(huì)資本的界定,他認(rèn)為,社會(huì)資本是“社會(huì)組織的特征,包括信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)?！笨v觀(guān)已有文獻(xiàn),學(xué)術(shù)界對(duì)社會(huì)資本的研究主要集中在宅基地退出[16-17]、生態(tài)治理[18]、耕地保護(hù)[19]、垃圾處理[20-21]、減貧效果評(píng)價(jià)[22]等領(lǐng)域。少有社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為的研究。綜上所述,應(yīng)將社會(huì)資本納入農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象的研究框架具體分析。

已有研究對(duì)本研究有重要啟發(fā),但仍有以下可待完善之處:一是已有關(guān)于農(nóng)戶(hù)意愿或行為的研究,多是從意愿或行為的單一角度進(jìn)行分析,鮮有將農(nóng)戶(hù)意愿與行為的悖離作為一個(gè)整體研究有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素;二是現(xiàn)有關(guān)于社會(huì)資本的文獻(xiàn)中,鮮有關(guān)于社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響的研究;三是社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離既可產(chǎn)生直接影響,又可通過(guò)信息可得性間接影響,但學(xué)術(shù)界目前還沒(méi)有探究其背后的傳導(dǎo)機(jī)制。四是已有關(guān)于農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用行為的研究多聚焦于果菜茶等經(jīng)濟(jì)作物,而糧食作物往往更具有高化肥強(qiáng)度的特征,但是卻鮮有文獻(xiàn)研究糧食作物的有機(jī)肥施用情況。鑒于此,本研究基于甘肅省實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù),借鑒學(xué)界學(xué)者對(duì)社會(huì)資本的定義[15,23],從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)范3個(gè)維度構(gòu)建社會(huì)資本指標(biāo)體系,利用二元Logit模型、中介效應(yīng)模型探究社會(huì)資本及各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響,同時(shí)驗(yàn)證信息可得性的中介效應(yīng),以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足,更好的促進(jìn)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿向行為轉(zhuǎn)化。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響

1)在農(nóng)村特有的經(jīng)濟(jì)、制度體制的影響下,農(nóng)戶(hù)進(jìn)行個(gè)體決策時(shí)通常受到信息不對(duì)稱(chēng)以及信任、規(guī)范缺失產(chǎn)生的道德風(fēng)險(xiǎn)的影響,致使個(gè)體行為決策產(chǎn)生不確定性[21,24-25]。因此,需要信息、知識(shí)儲(chǔ)備的支撐以避免因認(rèn)知差異而產(chǎn)生決策風(fēng)險(xiǎn)。王玉等[26]研究也表明,社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥替代化肥行為有顯著正向影響。據(jù)此,提出假設(shè):

H1:社會(huì)資本可以抑制農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生;

2)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是社會(huì)成員、組織之間形成的穩(wěn)定關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[27]。調(diào)查研究發(fā)現(xiàn),在缺乏政府技術(shù)推廣服務(wù)的農(nóng)村地區(qū),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)高密度、短傳播路徑的特征使其在農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納行為中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用[28]。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)主要通過(guò)信息傳遞機(jī)制對(duì)農(nóng)戶(hù)的采納意愿產(chǎn)生影響:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)加強(qiáng)了農(nóng)戶(hù)與親戚、朋友、鄰居的交流,隨著農(nóng)戶(hù)與親朋鄰里間交流次數(shù)和頻率的增加,增加了農(nóng)戶(hù)獲得優(yōu)質(zhì)信息的渠道從而減少了農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)肥的認(rèn)知偏差,降低了農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用的風(fēng)險(xiǎn)。因此,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)的農(nóng)戶(hù),有機(jī)肥施用意愿向行為轉(zhuǎn)化的可能性就越大。據(jù)此,提出假設(shè):

H1a:社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以抑制農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生;

3)社會(huì)信任是公民在固定環(huán)境內(nèi)長(zhǎng)期形成的一種相互信任關(guān)系,一般包括人際信任和制度信任。人際信任指以情感為紐帶形成的農(nóng)戶(hù)對(duì)親戚、鄰居的信任,制度信任指以制度、規(guī)范為基礎(chǔ)形成的農(nóng)戶(hù)對(duì)村干部、鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部及當(dāng)?shù)胤煞ㄒ?guī)的信任程度。基于對(duì)人際關(guān)系的信任,農(nóng)戶(hù)從信任的親朋鄰里處獲得有關(guān)有機(jī)肥施用的建議,農(nóng)戶(hù)自身往往更容易采納?；趯?duì)制度關(guān)系的信任,農(nóng)戶(hù)信任政府等權(quán)威機(jī)構(gòu),政府等權(quán)威機(jī)構(gòu)發(fā)布的有關(guān)綠色生產(chǎn)的法律法規(guī),農(nóng)戶(hù)也更容易遵守。據(jù)此,提出假設(shè):

H1b:社會(huì)信任可以抑制農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生;

4)社會(huì)規(guī)范指在生活地區(qū)形成的一種行為規(guī)范或行為指導(dǎo)(不具備法律效力),用于約束自身行為或者維護(hù)社會(huì)秩序[29]。在以“人情”為特征的中國(guó)農(nóng)村社會(huì),人們普遍希望獲得周?chē)说恼J(rèn)可與尊重,所以會(huì)做群體中大多數(shù)人贊同的事情,而不做大多數(shù)人反對(duì)的事情[30]。農(nóng)戶(hù)遵守社會(huì)規(guī)范,是農(nóng)戶(hù)個(gè)人釋放的與其他農(nóng)戶(hù)合作的信號(hào),目的是為了在未來(lái)可能的條件下獲得周?chē)r(nóng)戶(hù)的幫助并從中獲益。當(dāng)周?chē)蠖鄶?shù)農(nóng)戶(hù)認(rèn)為應(yīng)該施用有機(jī)肥時(shí),農(nóng)戶(hù)自身為了更好的融入群體以便日后獲取大家的幫扶,農(nóng)戶(hù)會(huì)選擇遵從集體中大多數(shù)人的行為而施用有機(jī)肥,促使有機(jī)肥施用意愿向行為的轉(zhuǎn)化。據(jù)此,提出假設(shè):

H1c:社會(huì)規(guī)范可以抑制農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生。

1.2 社會(huì)資本對(duì)信息可得性的影響

信息可得性指農(nóng)戶(hù)有無(wú)豐富的信息收集渠道,即農(nóng)戶(hù)信息獲取渠道的數(shù)量[31]。在農(nóng)業(yè)技術(shù)采納理論中,社會(huì)資本和信息可得性是研究農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納行為的兩個(gè)重要視角。社會(huì)資本主要通過(guò)信任與人情機(jī)制和信息共享機(jī)制對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生影響[32]。擁有豐富社會(huì)資本的農(nóng)戶(hù),與周?chē)H戚朋友溝通交流頻繁,對(duì)親朋鄰里的信任度高,其信息獲取渠道的數(shù)量自然更多。據(jù)此,提出假設(shè):

H2:社會(huì)資本可以增加農(nóng)戶(hù)的信息可得性;

H2a:社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以增加農(nóng)戶(hù)的信息可得性;

H2b:社會(huì)信任可以增加農(nóng)戶(hù)的信息可得性;

H2c:社會(huì)規(guī)范可以增加農(nóng)戶(hù)的信息可得性。

1.3 信息可得性在社會(huì)資本影響農(nóng)戶(hù)施用有機(jī)肥中具有中介效應(yīng)

農(nóng)戶(hù)信息可得性越強(qiáng),越容易掌握充分完整的有機(jī)肥施用信息,有機(jī)肥施用意愿向行為轉(zhuǎn)化的可能性越大。信息可得性對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿向行為轉(zhuǎn)化的影響主要通過(guò)信息積累和信息獲取兩個(gè)方面。農(nóng)戶(hù)通過(guò)信息積累提高自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能,通過(guò)信息獲取減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中技術(shù)不確定性問(wèn)題。社會(huì)資本作為一種潛在的資本,對(duì)農(nóng)戶(hù)信息獲取有著重要的影響。社會(huì)資本可以拓展農(nóng)戶(hù)獲取信息的來(lái)源和渠道,提高農(nóng)戶(hù)認(rèn)知,降低其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。鄭黎陽(yáng)等[31]研究表明,農(nóng)戶(hù)的社會(huì)資本越豐富,信息可得性就越強(qiáng),技術(shù)采納行為越容易。農(nóng)戶(hù)通過(guò)自身社會(huì)資本的積累,其獲取信息渠道的數(shù)量不斷增加,可以全面了解有機(jī)肥施用技術(shù),進(jìn)而促使其有機(jī)肥施用意愿向行為轉(zhuǎn)化。據(jù)此,提出假設(shè):

H3:信息可得性在社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3a:信息可得性在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3b:信息可得性在社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3c:信息可得性在社會(huì)規(guī)范對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用。

1.4 關(guān)系理論模型圖

構(gòu)建了“社會(huì)資本—信息可得性—農(nóng)戶(hù)施用有機(jī)肥意愿與行為悖離”模型圖,如圖1所示:

圖1 理論模型

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2021年7—9月在甘肅省定西、隴南、天水、慶陽(yáng)和平?jīng)鍪?市的實(shí)地調(diào)研。以上5市是甘肅省糧食作物種植的主要產(chǎn)區(qū),以種植小麥、玉米為主。與果菜茶等經(jīng)濟(jì)作物相比,小麥、玉米等大田作物經(jīng)濟(jì)附加值低,施用有機(jī)肥成本高,農(nóng)戶(hù)在其生產(chǎn)過(guò)程中往往選擇施用化肥而忽視有機(jī)肥,由此造成了嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)環(huán)境污染。因此,本研究選擇以上5市作為樣本地區(qū),研究農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離。本次調(diào)研采用隨機(jī)抽樣和分層抽樣相結(jié)合的方式。首先在每個(gè)市隨機(jī)抽取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),其次在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2～3個(gè)自然村,最后在每個(gè)村隨機(jī)選取20～30戶(hù)農(nóng)戶(hù)。為使調(diào)查數(shù)據(jù)有效、可靠,正式調(diào)研前采用預(yù)調(diào)研的方法進(jìn)行部分?jǐn)?shù)據(jù)的收集,以此來(lái)發(fā)現(xiàn)初期問(wèn)卷存在的問(wèn)題。最終共發(fā)放900份問(wèn)卷,對(duì)調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行整理后共得到730個(gè)有效樣本。需要說(shuō)明的是,本課題的研究對(duì)象是農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離,因此樣本篩選的前提是有施用有機(jī)肥意愿的農(nóng)戶(hù)。調(diào)查內(nèi)容主要包括:農(nóng)戶(hù)個(gè)人基本信息、家庭基本信息、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況、社會(huì)資本情況、信息獲取情況以及農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為等。

樣本特征:戶(hù)主年齡主要分布在35～65歲,占比86.8%。整體受教育水平偏低,初中及以下學(xué)歷占比為75.1%。農(nóng)戶(hù)家庭中,3人及以下家庭勞動(dòng)力人數(shù)占比69.5%,平均每戶(hù)收入為4.3萬(wàn)元;生計(jì)方式中21%的農(nóng)戶(hù)以純農(nóng)業(yè)種植為主,13.8%的農(nóng)戶(hù)以家庭養(yǎng)殖兼種植為主,52.6%的農(nóng)戶(hù)以半農(nóng)半工為主;每戶(hù)農(nóng)戶(hù)平均擁有0.8 hm2耕地。

2.2 變量選取

2.2.1被解釋變量

借鑒郭清卉等[2]的研究,將農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離界定為“有施用有機(jī)肥的意愿但無(wú)具體施用有機(jī)肥行為”的現(xiàn)象。將愿意且實(shí)際施用有機(jī)肥的農(nóng)戶(hù)賦值為0,表明其意愿與行為未發(fā)生悖離;將愿意但沒(méi)有施用有機(jī)肥的農(nóng)戶(hù)賦值為1,表明其意愿與行為發(fā)生悖離。本研究之所以不考慮沒(méi)有施用意愿的農(nóng)戶(hù),是因?yàn)橐庾R(shí)是行為的先導(dǎo),且本次調(diào)研中沒(méi)有出現(xiàn)有施用有機(jī)肥行為卻沒(méi)有施用有機(jī)肥意愿的情況。

2.2.2核心解釋變量

據(jù)前述理論分析,本研究核心的自變量為農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本,并選取社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)范對(duì)其進(jìn)行度量。借鑒朱慶瑩等[33]的研究,采用“與親戚交流頻率”、“與街坊鄰居交流頻率”和“與朋友們交流頻率”“與村干部交流頻率”等4個(gè)指標(biāo)表示社會(huì)網(wǎng)絡(luò);借鑒何可等[28]的研究,采用“對(duì)親戚信任程度”和“對(duì)村民信任程度”、“對(duì)村干部信任程度”和“對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部信任程度”等4個(gè)指標(biāo)表示社會(huì)信任;借鑒石志恒等[29]研究,用“親戚是否采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“朋友是否采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“鄰居是否采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“好友認(rèn)為我在生產(chǎn)中應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“鄰居認(rèn)為我在生產(chǎn)中應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“親戚認(rèn)為我在生產(chǎn)中應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”等6個(gè)指標(biāo)表示社會(huì)規(guī)范。社會(huì)資本指標(biāo)測(cè)度及賦值見(jiàn)表1。

表1 社會(huì)資本測(cè)度

用SPSS26軟件對(duì)社會(huì)資本各觀(guān)測(cè)指標(biāo)進(jìn)行因子分析并提取特征根>1的公因子,共得到4個(gè)公因子,依次是社會(huì)信任(G1)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(G2)、描述性社會(huì)規(guī)范(G3)和命令性社會(huì)規(guī)范(G4),各方差貢獻(xiàn)率依次是19.886%、18.677%、18.135%、17.226%,累積貢獻(xiàn)率為73.925%。最后,通過(guò)因子得分(G1、G2、G3、G4)和各因子方差貢獻(xiàn)率計(jì)算出社會(huì)規(guī)范和農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本的綜合得分,計(jì)算方式為:社會(huì)規(guī)范=(18.135%×G3+17.226%×G4)/(18.135+17.226)%;社會(huì)資本綜合得分=(19.886%×G1+18.677%×G2+18.135%×G3+17.226%×G4)/73.925%。

2.2.3中介變量

參考鄭黎陽(yáng)等[31]的觀(guān)點(diǎn),以農(nóng)戶(hù)獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)信息的渠道數(shù)量來(lái)度量農(nóng)戶(hù)的信息可得性。問(wèn)卷設(shè)計(jì)中詢(xún)問(wèn)農(nóng)戶(hù)“您通常通過(guò)幾個(gè)渠道獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)信息?”主要包括親友渠道、合作社組織渠道、政府渠道、企業(yè)渠道、報(bào)刊渠道、電視渠道、手機(jī)渠道和電腦渠道等。

2.2.4控制變量

為防止變量缺失導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果估計(jì)不準(zhǔn)確,參照相關(guān)文獻(xiàn)的研究,選取農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征和外部力量等4個(gè)維度14個(gè)具體指標(biāo)作為控制變量。具體變量說(shuō)明如表2所示。

表2 變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1Logistic模型

由于有機(jī)肥施用意愿與行為悖離只有“發(fā)生悖離”和“未發(fā)生悖離”兩種情況,是典型的二值變量,所以本研究選取二元Logit模型對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象進(jìn)行考察。具體表達(dá)式如下:

(1)

式中:Pi為農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的概率;y表示農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象:若農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為發(fā)生悖離,則y=1,反之為0;i代表第i個(gè)農(nóng)戶(hù)。y是變量X、S的線(xiàn)性組合,即:

yi=a0+βXi+θSi

(2)

式中:X為控制變量;S為社會(huì)資本變量;a0為常數(shù)項(xiàng),β、θ為模型待估系數(shù)。

對(duì)式(1)和(2)進(jìn)行處理,得到二元Logit模型的表達(dá)式:

(3)

式中:εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.3.2中介效應(yīng)模型

由于被解釋變量是二分類(lèi)變量,參照劉紅云等[34]對(duì)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法,構(gòu)建模型如下:

Y′=i1+cX+ε1

(4)

Y″=i2+c′X+bM+ε2

(5)

M=i3+aX+ε3

(6)

(7)

(8)

式中:M為中介變量信息可得性;X為社會(huì)資本;Y′為農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離;Y″為加入信息可得性后的農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離;a為X對(duì)M的影響;b為M對(duì)Y″的影響;c為X對(duì)Y′的影響;c′為加入中介變量后X對(duì)Y″的影響;ε1、ε2、ε3為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于系數(shù)b與a、c與c′屬于不同尺度,借鑒MacKinnon等[35]研究對(duì)待估系數(shù)進(jìn)行等量尺化,等量尺化計(jì)算公式如下:

(9)

(10)

(11)

式中:bstd、cstd和c′std為等量尺化后的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù),利用原始數(shù)據(jù)計(jì)算SD(M)、SD(X),SD(Y′)、SD(Y″)計(jì)算公式如下:

(12)

SD(Y″)=

(13)

(14)

式中:Mp為中介效應(yīng)占比,abstd為中介效應(yīng)量。

3 結(jié)果與分析

3.1基準(zhǔn)模型回歸分析

3.1.1社會(huì)資本及各維度的影響

首先,檢驗(yàn)核心自變量間是否存在多重共線(xiàn)性。綜合所有檢驗(yàn)結(jié)果,VIF值遠(yuǎn)小于3,說(shuō)明各自變量間相互獨(dú)立,可以進(jìn)行進(jìn)一步回歸。其次,使用Stata15.0軟件對(duì)被解釋變量、解釋變量及控制變量進(jìn)行Logit模型回歸,結(jié)果如表3。其中,模型(1)是檢驗(yàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響,模型(2)是其邊際效應(yīng)。模型(3)和(4)從社會(huì)資本3個(gè)維度分別檢驗(yàn)其對(duì)農(nóng)戶(hù)施用有機(jī)肥意愿與行為悖離的影響及其邊際效應(yīng)?？傮w來(lái)看,模型擬合程度較好,說(shuō)明社會(huì)資本與農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。

表3 模型估計(jì)結(jié)果

由表(3)可知,社會(huì)資本及各維度均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)且影響為負(fù),假設(shè)H1、H1a、H1b、H1c得證,具體分析如下:

1)社會(huì)資本在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),且在其他條件不變的情況下,社會(huì)資本水平每提高一個(gè)單位,農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象減少21.7%。相較于其他變量,社會(huì)資本指標(biāo)的回歸系數(shù)最大,表明社會(huì)資本對(duì)悖離現(xiàn)象的作用效果最為明顯,是產(chǎn)生有機(jī)肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象的主要原因。

2)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),且在其他條件不變的情況下,社會(huì)網(wǎng)絡(luò)每提高一個(gè)單位,農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離減少4.7%。主要原因是,農(nóng)戶(hù)的學(xué)歷普遍偏低,獲取信息主要依賴(lài)于自身形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò),正是通過(guò)親朋鄰里之間的交流才有機(jī)會(huì)獲取關(guān)于有機(jī)肥技術(shù)及綠色生產(chǎn)的政策信息。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平高的農(nóng)戶(hù)可以得到更多關(guān)于有機(jī)肥技術(shù)的信息,減少其行為決策的不確定性,并且社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中施用有機(jī)肥的農(nóng)戶(hù)越多,隨著村民彼此之間交流的增加,越有利于農(nóng)戶(hù)添加有機(jī)肥,從而減少意愿與行為的悖離。

3)社會(huì)信任在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),且在其他條件不變的情況下,社會(huì)信任每提高一個(gè)單位,農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離減少4.1%。主要原因是,中國(guó)是一個(gè)講究“圈子”的人情社會(huì),農(nóng)戶(hù)通過(guò)長(zhǎng)期與親朋鄰里的社會(huì)互動(dòng),形成自己的“圈子”,并且在與他們不斷相處的過(guò)程中逐漸形成對(duì)他們的信任。基于信任關(guān)系,看到圈中其他農(nóng)戶(hù)施用有機(jī)肥獲得更高的產(chǎn)量且這種方式更有利于保護(hù)環(huán)境,農(nóng)戶(hù)自身就會(huì)主動(dòng)信任他們并采取和其他“圈中”農(nóng)戶(hù)相一致的做法。

4)社會(huì)規(guī)范在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),且在其他條件不變的情況下,社會(huì)規(guī)范每提高一個(gè)單位,農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離減少13.1%。主要原因是,在以地緣、業(yè)緣為基礎(chǔ)的傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì),農(nóng)戶(hù)間互動(dòng)較為頻繁,且大都存在從眾心理,行為決策容易受到周?chē)说挠绊?。農(nóng)戶(hù)會(huì)做周?chē)速澩氖虑槎蛔鲋車(chē)朔磳?duì)的事情,以此釋放一種與其他農(nóng)戶(hù)“合作”的信號(hào),以便尋求日后的合作機(jī)會(huì)來(lái)獲取自身利益的最大化。當(dāng)大多數(shù)農(nóng)戶(hù)認(rèn)為施用有機(jī)肥可以獲得更高的產(chǎn)量,且對(duì)環(huán)境保護(hù)更有利時(shí),農(nóng)戶(hù)自身為了更好的融入群體也會(huì)嘗試這一生產(chǎn)方式以便加強(qiáng)自己良好的社會(huì)聲望,從而獲得日后其他農(nóng)戶(hù)的幫助。

3.1.2控制變量的影響

個(gè)體特征中,農(nóng)戶(hù)年齡對(duì)悖離現(xiàn)象有顯著負(fù)向影響?？赡艿脑蚴悄挲g大的農(nóng)戶(hù)對(duì)土地有更深的感情和依賴(lài)性,對(duì)增施化肥帶來(lái)的負(fù)面影響的判斷更為敏銳,因此年齡大的農(nóng)戶(hù)更傾向于施用有機(jī)肥。受教育程度對(duì)悖離現(xiàn)象有顯著負(fù)向影響。一般來(lái)說(shuō),與學(xué)歷水平較低的農(nóng)戶(hù)相比,高學(xué)歷的農(nóng)戶(hù)更了解有機(jī)肥技術(shù)且有綠色化生產(chǎn)的意識(shí),會(huì)主動(dòng)施用有機(jī)肥,減少悖離的發(fā)生。家庭特征方面,外出務(wù)工人數(shù)對(duì)悖離有顯著正向影響。一般來(lái)說(shuō),施用有機(jī)肥需要運(yùn)輸,費(fèi)時(shí)費(fèi)力。隨著外出務(wù)工人數(shù)的增加,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量減少,施用有機(jī)肥的成本增加,農(nóng)戶(hù)則更傾向于施用化肥代替有機(jī)肥從而彌補(bǔ)從事農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)力的缺失。外部力量方面,有無(wú)綠色高效技術(shù)服務(wù)推廣的補(bǔ)貼對(duì)悖離有顯著負(fù)向影響?？赡艿脑蚴鞘┯糜袡C(jī)肥成本高,見(jiàn)效慢。如果政府有關(guān)于綠色生產(chǎn)方面的政策補(bǔ)貼,會(huì)降低農(nóng)戶(hù)施用有機(jī)肥的邊際成本,促進(jìn)其有機(jī)肥施用意愿向行為轉(zhuǎn)化。

3.1.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,采用替換模型、改變社會(huì)資本變量計(jì)算方式等方法再次對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表4。模型(5)為改變社會(huì)資本變量計(jì)算方式的方法,將前述社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中“是否經(jīng)常與朋友交流”、“是否經(jīng)常與街坊交流”用“是否經(jīng)常在空閑時(shí)間社交”替換;社會(huì)信任中加入“對(duì)政府法律法規(guī)實(shí)施的信任程度”,并對(duì)改變后的變量進(jìn)行Logit回歸。模型(6)為社會(huì)資本及各維度影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的Probit模型檢驗(yàn)。在上述2個(gè)模型中,社會(huì)資本影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的系數(shù)雖然有大小上的差異,但是核心變量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),且系數(shù)方向也與上述回歸結(jié)果保持一致,表明前述實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的,上述結(jié)論依然成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.2 信息可得性的中介效應(yīng)結(jié)果檢驗(yàn)

考慮到中介效應(yīng)模型的穩(wěn)健性,為檢驗(yàn)信息可得性在社會(huì)資本各維度影響下的中介作用,參照陳霞等[27]、王恒等[36]做法,將社會(huì)資本各維度單獨(dú)納入回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由于前述已分析了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響,因此表5是社會(huì)資本各維度分別對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響的檢驗(yàn)。由表3和5可知,社會(huì)資本及其各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離均有顯著負(fù)向影響。表6是社會(huì)資本及各維度對(duì)信息可得性影響的檢驗(yàn)。由表6可知,社會(huì)資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范均在1%統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)信息可得性有顯著正向影響,即社會(huì)資本及其各維度的提高都會(huì)增加農(nóng)戶(hù)的信息可得性。假設(shè)H2、H2a、H2b、H2c得證。

表5 各維度單獨(dú)對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響的回歸分析

表6 社會(huì)資本及各維度單獨(dú)對(duì)信息可得性影響的回歸分析

進(jìn)一步,表7是將社會(huì)資本及各維度分別和信息可得性對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的回歸結(jié)果,結(jié)果表明社會(huì)資本及各維度、信息可得性均對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離產(chǎn)生顯著負(fù)向影響,且加入信息可得性變量后,社會(huì)資本和各維度系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值均有不同程度的下降,表明社會(huì)資本及各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響中,信息可得性均具有正向部分中介效應(yīng)。即社會(huì)資本及各維度不僅直接影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離,而且還通過(guò)信息可得性間接影響農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離,假說(shuō)H3、H3a、H3b、H3c得證。表8是利用前述公式計(jì)算得到的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及中介效應(yīng)占比。從中介效應(yīng)占比來(lái)看,社會(huì)資本對(duì)悖離的影響中,信息可得性的中介效應(yīng)占比為33.52%;各維度對(duì)悖離現(xiàn)象的影響中,信息可得性的中介效應(yīng)從大到小依次為:社會(huì)信任(42.24%)>社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(42.03%)>社會(huì)規(guī)范(17.75%)。綜上所述,農(nóng)戶(hù)擁有的社會(huì)資本越豐富,其獲取信息的渠道數(shù)量就越多,越容易了解有機(jī)肥技術(shù),促使其施肥意愿向行為轉(zhuǎn)化。

表7 社會(huì)資本、信息可得性對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響的回歸分析

表8 標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及效應(yīng)結(jié)果

4 討 論

有機(jī)肥替代傳統(tǒng)化肥是農(nóng)業(yè)“降本、提質(zhì)、增效”目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要途徑[37]。與傳統(tǒng)化肥相比,有機(jī)肥具有典型的投入大、見(jiàn)效慢、成本高的特點(diǎn)。因此,農(nóng)戶(hù)施用有機(jī)肥后能否增加收入是影響悖離的一個(gè)重要原因?，F(xiàn)有研究表明,農(nóng)戶(hù)在施用有機(jī)肥后,收入水平會(huì)有所提升[38],但是完善的農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是收入效應(yīng)增加的重要保障。在傳統(tǒng)的中國(guó)農(nóng)村社會(huì),農(nóng)戶(hù)多是基于地緣、血緣關(guān)系進(jìn)行群體性活動(dòng),社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、信任等社會(huì)資本對(duì)其行為會(huì)產(chǎn)生重要影響。因此,討論社會(huì)資本背景下如何提高農(nóng)戶(hù)的收入效應(yīng),或是解決農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離,促進(jìn)其進(jìn)行綠色化生產(chǎn)的有效途徑。

5 結(jié)論與建議

本研究以有機(jī)肥施用意愿與行為悖離為研究對(duì)象,利用甘肅省730份調(diào)研數(shù)據(jù),運(yùn)用二元Logit模型和中介效應(yīng)模型分析了社會(huì)資本及其各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響和作用機(jī)理。得出以下結(jié)論:1)樣本區(qū)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為存在悖離,悖離平均發(fā)生率為22.3%。2)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有顯著負(fù)向影響,農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本水平越高,越有可能將有機(jī)肥施用意愿轉(zhuǎn)化為行為。3)社會(huì)資本各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離均有顯著負(fù)向影響,但邊際效應(yīng)有所不同,效應(yīng)從大到小依次為:社會(huì)規(guī)范(13.1%)>社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(4.7%)>社會(huì)信任(4.1%)。4)信息可得性在社會(huì)資本及各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響中均存在中介效應(yīng),社會(huì)資本及各維度可通過(guò)信息可得性的增加抑制農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象的發(fā)生。

根據(jù)以上結(jié)論,本研究提出如下建議:1)加大對(duì)農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本的培育力度,使其在農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離中發(fā)揮重要作用。鼓勵(lì)農(nóng)戶(hù)參加社會(huì)活動(dòng)和社區(qū)組織,在參加活動(dòng)的過(guò)程中,加強(qiáng)親朋鄰里間的交流,提升其網(wǎng)絡(luò)資本;加強(qiáng)村鎮(zhèn)干部建設(shè),切實(shí)解決村民實(shí)際問(wèn)題,提升農(nóng)戶(hù)的信任資本;完善村規(guī)民約,形成具有地方特色的農(nóng)村社會(huì)規(guī)范和道德約束,提升農(nóng)戶(hù)的規(guī)范資本。2)拓展農(nóng)戶(hù)獲取信息渠道的來(lái)源和數(shù)量。從農(nóng)村獲取外界信息相對(duì)閉塞的角度出發(fā),政府等相關(guān)部門(mén)應(yīng)該通過(guò)各種形式的培訓(xùn)活動(dòng)、多種渠道為農(nóng)戶(hù)提供有關(guān)有機(jī)肥施用等綠色生產(chǎn)的相關(guān)知識(shí),例如:可以利用電視、互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)(抖音、快手等)制作有關(guān)綠色生產(chǎn)的專(zhuān)題視頻,使農(nóng)戶(hù)切實(shí)感受到綠色化生產(chǎn)的好處,從而自覺(jué)的將綠色化生產(chǎn)的意愿轉(zhuǎn)化為行為,減少悖離的發(fā)生。