曾楊梅， 張俊飚①， 何 可

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 湖北 武漢 430070； 2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心， 湖北 武漢 430070)

近年來，我國農(nóng)業(yè)在快速發(fā)展的同時(shí)，農(nóng)業(yè)資源污染問題日益凸顯，尤其是耕地污染引起的耕地質(zhì)量下降，成為威脅我國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全和人體健康的重要因素[1]。目前，化肥不合理施用是導(dǎo)致耕地污染、耕地質(zhì)量下降的重要原因之一[2]。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體，農(nóng)戶采用有機(jī)肥不僅有利于耕地質(zhì)量改善，有利于我國“到2020年化肥使用量零增長”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，還有利于我國農(nóng)業(yè)的綠色、可持續(xù)發(fā)展[3]。因此，明確農(nóng)戶對有機(jī)肥的采用意愿及其影響因素，已成為當(dāng)前改善農(nóng)業(yè)耕地質(zhì)量、保障糧食安全所面臨的重要課題。

目前，學(xué)界對有機(jī)肥采用影響因素的研究已相對成熟，且主要集中在3個(gè)方面。一是研究個(gè)人與家庭特征對農(nóng)戶采用有機(jī)肥的影響。研究顯示，在個(gè)人特征中，年齡、受教育水平和技術(shù)培訓(xùn)經(jīng)歷[4]等是影響農(nóng)戶施用有機(jī)肥的重要因素；在家庭特征中，土地經(jīng)營規(guī)模[5]、非種植業(yè)收入占總收入的比例[6]和農(nóng)業(yè)收入[7]等均顯著影響農(nóng)戶對有機(jī)肥的采用意愿。二是研究農(nóng)地使用權(quán)對農(nóng)戶采用有機(jī)肥的影響。研究顯示，農(nóng)地使用權(quán)的穩(wěn)定性會(huì)提高農(nóng)戶對土地長期投資的意愿[8]。此外，農(nóng)地使用權(quán)確權(quán)能夠顯著提高農(nóng)戶對有機(jī)肥的施用率和施用量[9]。三是探討其他因素對農(nóng)戶采用有機(jī)肥的影響。蔡榮等[10]研究發(fā)現(xiàn)，銷售合同、生產(chǎn)合同以及對有機(jī)肥認(rèn)知程度是影響農(nóng)戶有機(jī)肥采用量的重要因素。

雖然以上研究為筆者工作的開展提供了基礎(chǔ)，但仍存在進(jìn)一步細(xì)化的空間：一是已有研究主要探究個(gè)人和家庭特征對稻農(nóng)采用有機(jī)肥的影響，較少系統(tǒng)考察多維度家庭資本對稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿的影響，這在一定程度上制約了相關(guān)研究內(nèi)容的系統(tǒng)性；二是稻農(nóng)對有機(jī)肥采用意愿方面的大樣本調(diào)查較少，使得相關(guān)研究深入分析不足。為此，筆者基于對湖北省隨州市、天門市和武漢市新洲區(qū)稻農(nóng)調(diào)查所獲取的544份微觀數(shù)據(jù)，通過建立二元Logistic模型，從多維度家庭資本視角出發(fā)，系統(tǒng)分析人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本和自然資本對稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿的影響，以期為推動(dòng)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展等相關(guān)政策的制定與實(shí)施提供參考。

1 概念界定與研究假說

1.1 概念界定

有機(jī)肥的定義分為兩類：廣義有機(jī)肥指以有機(jī)物為主的自然肥料，主要包括農(nóng)作物秸稈、畜禽糞便和生活垃圾；狹義有機(jī)肥指通過相關(guān)科學(xué)工藝流程而生產(chǎn)的工業(yè)有機(jī)肥，如商品有機(jī)肥等[11]。需特別指出的是，筆者研究中有機(jī)肥特指工業(yè)商品有機(jī)肥。堆漚肥、綠肥不在此研究范圍之內(nèi)。

1.2 研究假說

家庭作為最基本的社會(huì)單元，其資本狀況會(huì)影響個(gè)人和家庭的思想、行為選擇和實(shí)踐活動(dòng)[12]。家庭資本是家庭成員及整個(gè)家庭共享的可被使用的資源，主要包括人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本和自然資本[13]。

人力資本。人力資本是家庭成員投資的產(chǎn)物，是知識(shí)、技能、經(jīng)驗(yàn)和健康的綜合，主要包括體力和智力兩個(gè)方面[14]。其中，體力主要包括勞動(dòng)力數(shù)量、家庭成員健康狀況等。智力則主要包括受教育水平和技術(shù)培訓(xùn)。其中，受教育水平越高的農(nóng)戶對有機(jī)肥社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效應(yīng)的認(rèn)知程度通常較高，更有可能采納有機(jī)肥；技術(shù)培訓(xùn)可以有效地提高農(nóng)戶對有機(jī)肥等技術(shù)的專業(yè)認(rèn)知水平，是其學(xué)習(xí)、掌握有機(jī)肥施用的重要途徑之一[15]。據(jù)此，筆者提出研究假說1(H1)：家庭人力資本越豐富，稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿越強(qiáng)。

經(jīng)濟(jì)資本。作為家庭資本的重要內(nèi)容之一，經(jīng)濟(jì)資本是家庭以貨幣形式存在的、可轉(zhuǎn)化為產(chǎn)權(quán)形式的資本[16]。已有研究主要以家庭經(jīng)濟(jì)水平如家庭總收入、決策者月均收入、農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例等衡量家庭經(jīng)濟(jì)資本。研究顯示，農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)水平是影響其技術(shù)采用意愿的重要因素。其中，決策者月均收入越高的農(nóng)戶對良種及栽培技術(shù)等的需求越大[17]；家庭成員平均收入越高的農(nóng)戶對新技術(shù)的采用意愿就越強(qiáng)[18]；通常，農(nóng)業(yè)收入占比越高，說明農(nóng)業(yè)是家庭主要的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)[19]，這類農(nóng)戶對有機(jī)肥等農(nóng)業(yè)技術(shù)的重視程度也較高。據(jù)此，筆者提出研究假說2(H2)：家庭經(jīng)濟(jì)資本越豐富，稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿越強(qiáng)。

社會(huì)資本。家庭社會(huì)資本存在于社會(huì)結(jié)構(gòu)中，是家庭在信任、規(guī)范和責(zé)任等基礎(chǔ)上建立的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[20]。其中，家庭政治背景(如家庭成員是否為干部)是衡量家庭社會(huì)資本的重要指標(biāo)[21]。一方面，與技術(shù)供給、環(huán)境管理等部門的較多聯(lián)系會(huì)使農(nóng)戶獲得更多可支配的資源和信息，為其采用有機(jī)肥提供了可能；另一方面，家庭成員干部身份所具有的“帶頭示范”效應(yīng)會(huì)增強(qiáng)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用意愿。此外，加入農(nóng)業(yè)合作社為農(nóng)戶提供了良好的平臺(tái)，有利于提高其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的組織性和計(jì)劃性[22]，在拓寬其獲得農(nóng)業(yè)技術(shù)等資源渠道的同時(shí)，提高其技術(shù)采用意愿。據(jù)此，筆者提出研究假說3(H3)：家庭社會(huì)資本越豐富，稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿就越強(qiáng)。

自然資本。家庭自然資本是生計(jì)資源流及相關(guān)服務(wù)的統(tǒng)稱[23]，包括農(nóng)村基本經(jīng)營制度規(guī)定的農(nóng)戶可用的承包地、自留地等[24]。耕地作為家庭自然資本的重要內(nèi)容，主要包括耕地?cái)?shù)量和質(zhì)量兩個(gè)方面。就耕地?cái)?shù)量而言，一方面，土地經(jīng)營規(guī)模的大小會(huì)影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入。已有研究證實(shí)，土地經(jīng)營規(guī)模越大，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)的需求越強(qiáng)[25]。另一方面，耕地細(xì)碎化程度會(huì)影響農(nóng)業(yè)耕地規(guī)模化經(jīng)營[26]，進(jìn)而影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)技術(shù)采用。就耕地質(zhì)量而言，土壤肥沃程度是農(nóng)戶施肥多少與施肥種類的直接衡量標(biāo)準(zhǔn)。一般地，家庭耕地土壤肥力越好，農(nóng)戶對有機(jī)肥的采用意愿就越低；反之，則越高。據(jù)此，筆者提出研究假說4(H4)：家庭自然資本越豐富，稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿就越弱。

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

該研究數(shù)據(jù)源于2016年7—8月在湖北省武漢市新洲區(qū)、隨州市以及天門市開展的實(shí)地調(diào)查。3個(gè)地區(qū)分別位于湖北省的東北部、北部和中部，均為亞熱帶季風(fēng)氣候區(qū)，光照、水等自然資源豐富，水稻等農(nóng)作物種植歷史悠久。調(diào)研方法為隨機(jī)抽樣法，即分別在3個(gè)地區(qū)隨機(jī)抽取3個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，在各個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機(jī)選取1～4個(gè)村并在每個(gè)村隨機(jī)入戶調(diào)查。此次調(diào)查對象以水稻種植戶為主，在開展調(diào)查之前，調(diào)查員先向受訪者解釋有機(jī)肥的含義，以保證問卷質(zhì)量。此次調(diào)查共收回問卷634份，剔除前后邏輯矛盾、重要數(shù)據(jù)缺失等問卷90份，共獲得有效樣本544份，有效率為85.80%，其中，新洲區(qū)、隨州市和天門市的有效樣本數(shù)占比分別為31.57%、31.39%和37.04%。

2.2 樣本特征

所有樣本中，與女性受訪者相比，男性受訪者數(shù)量占有效樣本數(shù)的比例較大，為71.69%；≤40歲、>40～60歲、>60歲的受訪者數(shù)量分別占有效樣本數(shù)的5.33%、61.40%和33.27%；家庭勞動(dòng)力人數(shù)在4人及以下的占樣本總數(shù)的89.34%，而5人及以上僅占10.66%，即大部分受訪者家庭勞動(dòng)力人數(shù)較少；家庭成員平均受教育水平為1～6 a的占比與>6～9 a的占比相當(dāng)，分別為42.46%和40.44%，其次是平均受教育年限>9 a的占比，為11.95%，而家庭成員平均受教育水平為0的占比最低，僅為5.15%，說明大部分受訪者家庭成員的平均受教育水平偏低。

2.3 模型選擇

該研究的被解釋變量Y為“稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿”，為二分類變量。為此，構(gòu)建二元Logistic回歸模型以分析多維度家庭資本對Y的影響。在二元Logistic模型中，假設(shè)有n個(gè)觀測樣本，Y為隨機(jī)因變量，取值為“0”(不愿意采用)或“1”(愿意采用)，X(i=1,2,…,n)為與Y相關(guān)的獨(dú)立自變量。用P表示稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率，則Logistic概率函數(shù)的計(jì)算公式為

(1)

Z=b0+b1X1+b2X2+…+bnXn+εi

(2)

2.4 變量設(shè)置

2.4.1關(guān)鍵自變量

(1)人力資本。通過家庭勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)和家庭人均受教育水平來衡量。其中，勞動(dòng)力數(shù)量是一種體力投資，是家庭人力資本的數(shù)量表示，具體指2015年家庭勞動(dòng)力人數(shù)；農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)和人均受教育水平是對家庭勞動(dòng)力的質(zhì)量考量。(2)經(jīng)濟(jì)資本。通過農(nóng)業(yè)年收入、農(nóng)業(yè)年收入占總收入的比例來衡量。其中，農(nóng)業(yè)年收入是農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入的直觀反映，具體指2015年家庭農(nóng)業(yè)年收入。農(nóng)業(yè)年收入占比是對農(nóng)業(yè)在家庭中重要性的考量，從側(cè)面反映稻農(nóng)對有機(jī)肥的重視程度。(3)社會(huì)資本。通過是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社和家庭成員是否是國家公職人員或村干部來衡量。其中，農(nóng)民專業(yè)合作社等農(nóng)村組織是重要關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信息資源的載體[21]，農(nóng)戶對其的參與與否會(huì)影響農(nóng)戶對有機(jī)肥的認(rèn)知，進(jìn)而影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為。家庭成員是否是國家公職人員或村干部是一種政治層面的社會(huì)資本，與普通農(nóng)戶相比，有國家公職人員或村干部的農(nóng)戶擁有更廣闊的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和更多的信息資源。(4)自然資本。通過土地經(jīng)營規(guī)模、耕地細(xì)碎化程度和土壤肥力來衡量。其中，土地經(jīng)營規(guī)模是家庭耕地自然資本的面積表示，耕地細(xì)碎化程度是家庭耕地自然資本的數(shù)量表示，而土壤肥力則是家庭耕地自然資本的質(zhì)量表示。

2.4.2控制變量

已有研究顯示，受訪者性別、年齡、技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知水平和國家農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策等均對其有機(jī)肥等農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納有影響[27]。因此，為更加明晰因變量與關(guān)鍵自變量之間的關(guān)系，選取受訪者性別、年齡、風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和糧食補(bǔ)貼政策滿意度作為控制變量。各變量賦值及描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

表1變量賦值及描述性統(tǒng)計(jì)

Table1Variabledescriptionanddefinition

變量變量名稱變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差因變量采用意愿是否愿意采用有機(jī)肥:是=1;否=00.4670.499關(guān)鍵變量 人力資本勞動(dòng)力數(shù)量(HC1)家庭勞動(dòng)力人數(shù)3.0021.369農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)(HC2)家庭是否接受過農(nóng)業(yè)新技術(shù)培訓(xùn)服務(wù):是=1;否=00.1010.302受教育水平(HC3)家庭成員平均受教育年限(a)6.8613.031 經(jīng)濟(jì)資本農(nóng)業(yè)年收入(EC1)家庭農(nóng)業(yè)年收入(萬元)1.1351.060農(nóng)業(yè)年收入占比(EC2)家庭農(nóng)業(yè)年收入占年總收入比例0.3180.331 社會(huì)資本農(nóng)民專業(yè)合作社(SC1)是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社:是=1;否=00.0610.239國家公職人員或村干部(SC2)家庭成員是否為國家公職人員或村干部:是=1;否=00.0660.249 自然資本土地經(jīng)營規(guī)模(NC1)2015年家庭實(shí)際耕地面積(hm2)0.4200.266耕地細(xì)碎化程度(NC2)2015年家庭耕地的實(shí)際塊數(shù)(塊)5.1233.203土壤肥力(NC3)家庭耕地的肥沃程度:較好=1;較差=00.2940.456控制變量性別(GE)受訪者性別:男=1;女=00.7170.451年齡(AG)受訪者實(shí)際周歲(a)56.2769.596風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知(RI)感知采用農(nóng)業(yè)新技術(shù)的風(fēng)險(xiǎn)程度:較高=1;較低=00.4520.498政策滿意度(PI)感知糧食直接補(bǔ)貼政策滿意度:比較滿意=1;比較不滿意=00.2850.452

3 家庭資本對稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿的影響分析

3.1 稻農(nóng)對有機(jī)肥采用意愿的現(xiàn)狀分析

稻農(nóng)對有機(jī)肥采用意愿的現(xiàn)狀統(tǒng)計(jì)見表2。

表2稻農(nóng)對有機(jī)肥采用意愿的現(xiàn)狀

Table2Situationofricefarmers′willingnesstoadoptorganicfertilizer

變量名稱類別愿意不愿意人數(shù)比例/%人數(shù)比例/%性別男性19850.7719249.23女性5636.369863.64年齡≤40歲1241.381758.62>40～50歲5244.076655.93>50～60歲10850.0010850.00>60歲8245.309954.70受教育水平0932.141967.861～6 a10545.4512654.55>6 a14049.1214550.88全體25446.6929053.31

由表2可知，男性稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率為50.77%，大于女性稻農(nóng)的概率(36.36%)；年齡分組數(shù)據(jù)表明，>50～60歲的稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率最大，為50.00%，而≤40歲的稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率略低，為41.38%；受教育水平分組數(shù)據(jù)顯示，隨著家庭平均受教育水平的提高，稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率從32.14%提升至49.12%。

3.2 模型估計(jì)結(jié)果

采用二元Logistic模型(在模型回歸前，考慮到所設(shè)自變量之間可能存在多重共線性，先對自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，容差最小值為0.624，最大值為1.603，說明自變量之間的多重共線性程度不嚴(yán)重，能夠滿足回歸要求)，通過強(qiáng)行進(jìn)入策略，共建立6個(gè)方程。其中，方程(1)～(5)均通過強(qiáng)行進(jìn)入策略構(gòu)建，方程(1)～(4)為在未考慮控制變量條件下，人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本和自然資本分別對因變量的獨(dú)立影響效應(yīng)。方程(5)則綜合了4類家庭資本變量對因變量的整體影響。此外，考慮到其他因素可能對因變量有影響，方程(6)是在方程(5)的基礎(chǔ)上引入控制變量，反映了在引入其他因素后自變量對因變量的影響，回歸結(jié)果見表3。由表3可知，方程(1)～(5)的虛擬判定系數(shù)分別為0.016、0.020、0.019、0.021和0.070，即可知經(jīng)濟(jì)資本的解釋力略優(yōu)于社會(huì)資本，社會(huì)資本的解釋力優(yōu)于人力資本，而自然資本的解釋力略優(yōu)于經(jīng)濟(jì)資本，4種資本的組合解釋力更強(qiáng)。方程(6)的虛擬判定系數(shù)為0.084，優(yōu)于方程(5)的解釋力。

由于方程(6)是綜合4類家庭資本與其他因素的回歸結(jié)果，且經(jīng)過了多重共線性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果更科學(xué)、嚴(yán)謹(jǐn)。據(jù)此，以下主要對方程(6)的回歸結(jié)果進(jìn)行分析。

(1)人力資本的影響。人力資本對農(nóng)戶有機(jī)肥采用意愿的影響是綜合的。納入控制變量后，勞動(dòng)力數(shù)量在95%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?，綜合邊際效應(yīng)可知，在其他條件不變的情況下，家庭勞動(dòng)力數(shù)量每增加1人，稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率會(huì)提高3.270%?？赡艿慕忉屖?，家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入越富足，越傾向于采用以有機(jī)肥為核心的綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)。家庭平均受教育水平在95%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?，綜合邊際效應(yīng)可知，在其他條件不變的情況下，家庭平均受教育水平每提升一個(gè)層次，稻農(nóng)愿意采用有機(jī)肥的概率會(huì)提高1.646%?？赡艿慕忉屖?，由于家庭平均受教育水平較高的稻農(nóng)，較能意識(shí)到有機(jī)肥所帶來的經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益，因此對有機(jī)肥的采用意愿較強(qiáng)。據(jù)此，H1得到部分驗(yàn)證。

表3稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿影響因素的二元Logistic回歸結(jié)果

Table3Binaryregressionresultsoffactorsinfluencingricefarmers′willingnesstoadoptorganicfertilizer

變量名稱方程(1)方程(2)方程(3)方程(4)方程(5)方程(6)邊際效應(yīng)1)人力資本 勞動(dòng)力數(shù)量(HC1)0.141??(0.063)0.148??(0.067)0.148??(0.068)3.270%??(0.015) 農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)(HC2)-0.214(0.293)-0.306(0.327)-0.316(0.332)-7.000%(0.073) 受教育水平(HC3)0.076???(0.029)0.062??(0.030)0.074??(0.032)1.646%??(0.007)經(jīng)濟(jì)資本 農(nóng)業(yè)年收入(EC1)0.348???(0.100)0.278???(0.106)0.230??(0.106)5.106%??(0.023) 農(nóng)業(yè)年收入占比(EC2)-0.044(0.289)0.245(0.324)0.293(0.318)6.492%(0.070)社會(huì)資本 農(nóng)民專業(yè)合作社(SC1)0.512(0.365)0.709?(0.414)0.786?(0.439)17.412%?(0.096) 國家公職人員或村干部(SC2)1.277???(0.394)1.333???(0.445)1.330???(0.442)29.470%???(0.095)自然資本 土地經(jīng)營規(guī)模(NC1)1.269???(0.379)0.684(0.439)0.740?(0.440)16.393%?(0.097) 耕地細(xì)碎化程度(NC2)-0.062?(0.032)-0.071??(0.036)-0.073??(0.035)-1.613%??(0.008) 土壤肥力(NC3)-0.429??(0.193)-0.567???(0.203)-0.490??(0.208)-10.866%??(0.045)控制變量 性別(GE)0.454??(0.209)10.063%??(0.046) 年齡(AG)0.008(0.010)0.172%(0.002) 風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知(RI)0.023(0.200)0.502%(0.044) 政策滿意度(PI)-0.435??(0.191)-9.634%??(0.042)對數(shù)似然函數(shù)值(Log likelihood)-369.756-368.198-368.535-367.918-349.613-344.351P值0.0090.0010.0010.001<0.001<0.001虛擬判定系數(shù)(Pseudo R2)0.0160.0200.0190.0210.0700.084χ2統(tǒng)計(jì)量(LRχ2)11.63014.40013.87016.14046.24057.520

***、**和*分別表示自變量在99%、95%和90%置信水平上顯著。括號內(nèi)數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)誤。1)基于方程(6)。

(2)經(jīng)濟(jì)資本的影響。經(jīng)濟(jì)資本對稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿的影響主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)年收入的影響。具體而言，納入控制變量后，農(nóng)業(yè)年收入在95%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?，綜合邊際效應(yīng)可知，在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)年收入每提高一個(gè)層次，稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿會(huì)提高5.106%?？赡艿慕忉屖牵r(nóng)業(yè)年收入越高的稻農(nóng)因?yàn)橛薪?jīng)濟(jì)資本，對糧食種植的期望越大，從而越愿意嘗試施用有機(jī)肥以增加收入。據(jù)此，H2得到部分驗(yàn)證。

(3)社會(huì)資本的影響。納入控制變量后，農(nóng)民專業(yè)合作社在90%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?，綜合邊際效應(yīng)可知，與其他農(nóng)戶相比，參加專業(yè)合作社的稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿會(huì)提高17.412%?？赡艿慕忉屖?，參加農(nóng)民專業(yè)合作社的稻農(nóng)受到合作社相關(guān)農(nóng)業(yè)服務(wù)的影響，對有機(jī)肥的了解更透徹，因此，對有機(jī)肥有較高的采用意愿。國家公職人員或村干部在99%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?，綜合邊際效應(yīng)可知，與其他農(nóng)戶相比，有國家公職人員或村干部的稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿會(huì)提高29.470%?？赡艿慕忉屖牵袊夜毴藛T或村干部的農(nóng)戶意味著其與國家行政人員聯(lián)系更密切，對“化肥零增長”等相關(guān)政策更了解，為響應(yīng)國家倡導(dǎo)實(shí)施的有機(jī)肥政策，此類稻農(nóng)會(huì)以身作則，帶頭示范，進(jìn)而表現(xiàn)出對有機(jī)肥的偏好。據(jù)此，H3得到驗(yàn)證。

(4)自然資本的影響。納入控制變量后，家庭土地經(jīng)營規(guī)模在90%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?；土地分散程度、土壤肥力均?5%的置信水平上顯著且作用方向均為負(fù)。具體而言，在其他條件不變的情況下，家庭土地經(jīng)營規(guī)模每擴(kuò)大一個(gè)層次，稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿會(huì)提高16.393%；土地分散程度每提高一個(gè)等級，稻農(nóng)對有機(jī)肥采用意愿會(huì)降低1.613%；土壤肥力每提高一個(gè)等級，稻農(nóng)對有機(jī)肥采用意愿會(huì)降低10.866%。可能的解釋是，土地經(jīng)營規(guī)模較大的稻農(nóng)一般以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作為主要收入來源[28]，與其他農(nóng)戶相比，對能提高土壤肥力的有機(jī)肥有更強(qiáng)的采用意愿。而耕地細(xì)碎化不利于農(nóng)業(yè)技術(shù)的規(guī)?；瘜?shí)施，在一定程度上制約稻農(nóng)采用有機(jī)肥的意愿。家庭耕地土壤肥力越好，不需要投入其他生產(chǎn)要素就能獲得較為可觀的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，在小農(nóng)經(jīng)濟(jì)條件下，稻農(nóng)一般不會(huì)再增加額外開銷施用有機(jī)肥。據(jù)此，H4得到驗(yàn)證。

(5)控制變量的影響。受訪者性別在95%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)檎?，綜合邊際效應(yīng)可知，與女性相比，男性稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿會(huì)提高10.063%?？赡艿慕忉屖?，男性稻農(nóng)通常比女性更愿意嘗試新鮮事物。政策滿意度在95%的置信水平上顯著且作用方向?yàn)樨?fù)，綜合邊際效應(yīng)可知，受訪者對糧食補(bǔ)貼政策滿意度每提高一個(gè)等級，其對有機(jī)肥的采用意愿會(huì)降低9.634%?？赡艿慕忉屖?，作為小規(guī)模經(jīng)營主體，由于稻農(nóng)所得糧食補(bǔ)貼金額較低[29]，不足以彌補(bǔ)稻農(nóng)購買有機(jī)肥所需費(fèi)用，因此，盡管對補(bǔ)貼政策很滿意，但稻農(nóng)更傾向于施用普通化肥而非高價(jià)購買的有機(jī)肥。

4 結(jié)論與啟示

應(yīng)用二元Logistic模型，從人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、社會(huì)資本和自然資本4個(gè)維度出發(fā)，分析了家庭資本對稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿的影響。結(jié)果表明，納入控制變量后，在人力資本中，家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多、家庭平均受教育水平越高的稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿越強(qiáng)；在經(jīng)濟(jì)資本中，家庭農(nóng)業(yè)年收入越高的稻農(nóng)對有機(jī)肥有更高的采用意愿；在社會(huì)資本中，參加農(nóng)民專業(yè)合作社或者家庭有國家公職人員或村干部的稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿越強(qiáng)；在自然資本中，土地經(jīng)營規(guī)模越大、耕地細(xì)碎化程度越低、土壤肥力越差的稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿就越強(qiáng)。此外，女性稻農(nóng)或?qū)Z食補(bǔ)貼政策滿意度較高的稻農(nóng)對有機(jī)肥的采用意愿較低。

基于此，筆者提出如下政策啟示：一方面，應(yīng)高度重視家庭資本對稻農(nóng)有機(jī)肥采用意愿的影響。應(yīng)加強(qiáng)職業(yè)教育，提高稻農(nóng)對有機(jī)肥環(huán)境價(jià)值和經(jīng)濟(jì)價(jià)值的認(rèn)知水平；大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高農(nóng)戶收入尤其是農(nóng)業(yè)收入水平，提升其經(jīng)濟(jì)資本；在保證農(nóng)民專業(yè)合作社規(guī)范化運(yùn)作、強(qiáng)化其服務(wù)功能的同時(shí)，要鼓勵(lì)稻農(nóng)參加農(nóng)民專業(yè)合作社，還要鼓勵(lì)國家公職人員和村干部與農(nóng)戶保持緊密聯(lián)系，充分發(fā)揮他們在有機(jī)肥推廣與實(shí)施中的模范帶頭作用；完善土地流轉(zhuǎn)政策，推動(dòng)土地適度規(guī)模經(jīng)營的發(fā)展，鼓勵(lì)農(nóng)戶因地制宜地采用有機(jī)肥。另一方面，在推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的同時(shí)，應(yīng)合理完善糧食補(bǔ)貼與糧食價(jià)格的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，縮小糧食直補(bǔ)對農(nóng)民農(nóng)業(yè)技術(shù)采用的負(fù)向影響。