張豐翼，顏廷武①，張俊飚

(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；3.湖北生態(tài)文明建設(shè)研究院，湖北 武漢 430070)

隨著發(fā)展階段轉(zhuǎn)變和居民消費(fèi)層次升級(jí)，中國(guó)過去增產(chǎn)導(dǎo)向型的農(nóng)業(yè)政策日益暴露出諸多弊端，農(nóng)業(yè)政策亟待加快向以綠色農(nóng)業(yè)為支撐的質(zhì)效導(dǎo)向型轉(zhuǎn)變[1]。綠色技術(shù)對(duì)于實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的綠色化轉(zhuǎn)型具有重要意義。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體，農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生重要影響。對(duì)于農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為，已有學(xué)者的研究主要集中在以下4個(gè)方面：(1)政府在技術(shù)推廣中具有重要作用[2-3]；(2)農(nóng)戶個(gè)人特征和家庭經(jīng)營(yíng)特征是制約農(nóng)戶采納新技術(shù)的重要原因，例如農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)厭惡及信息獲取能力、技術(shù)認(rèn)知以及稟賦約束等均能影響技術(shù)采納決策[4-6]；(3)市場(chǎng)等經(jīng)濟(jì)因素也是決定農(nóng)戶技術(shù)采納的重要誘導(dǎo)因素。賀梅英等[7]發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)預(yù)期銷售價(jià)格和市場(chǎng)預(yù)期收入對(duì)農(nóng)戶采納先進(jìn)技術(shù)具有促進(jìn)作用；尚燕等[8]認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)水平是制約農(nóng)戶自覺采用綠色化生產(chǎn)技術(shù)的重要因素；(4)此外，有學(xué)者從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與群體決策的視角切入，研究發(fā)現(xiàn)代際效應(yīng)和鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為也會(huì)產(chǎn)生顯著影響[9-11]。

已有文獻(xiàn)為筆者研究奠定了良好基礎(chǔ)，但是仍有進(jìn)一步拓展的必要。在現(xiàn)實(shí)生活中，個(gè)體在做出決策時(shí)難免會(huì)受到群體和其他個(gè)體行為的直接影響，這種行為人之間的相互影響被稱為社會(huì)互動(dòng)。中國(guó)社會(huì)的人際關(guān)系存在“他人取向”的特征[12]，血緣、親緣、地緣和業(yè)緣關(guān)系相互交織，農(nóng)戶更可能傾向于從社會(huì)互動(dòng)中獲得信息，做出決策[13]。已有研究已經(jīng)證明社會(huì)互動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、信貸償還、商業(yè)保險(xiǎn)購(gòu)買和養(yǎng)老保險(xiǎn)參與等活動(dòng)的影響[14-19]，但是反觀農(nóng)戶綠色技術(shù)采納的影響因素，目前的研究卻多聚焦于經(jīng)濟(jì)因素和政策手段，而較少探究農(nóng)戶決策的非獨(dú)立性和對(duì)他人的依賴性，對(duì)非經(jīng)濟(jì)因素和非政策手段作用發(fā)揮機(jī)制的討論尚不完全。將社會(huì)互動(dòng)與農(nóng)戶綠色技術(shù)采納結(jié)合的研究尚不充足，或僅從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、鄰里效應(yīng)等某一側(cè)面切入，而缺乏對(duì)社會(huì)互動(dòng)整體框架的機(jī)制分析。為解決以上問題，筆者擬重點(diǎn)開展以下3個(gè)方面研究：(1)基于湖北省1 004份實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Ordered Probit模型實(shí)證分析社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的影響以及作用機(jī)制，并采用工具變量條件混合過程估計(jì)法(CMP)處理可能存在的內(nèi)生性問題。(2)在對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為進(jìn)行整體探究的基礎(chǔ)上，通過比較分析進(jìn)一步揭示不同類型綠色技術(shù)受社會(huì)互動(dòng)影響的差異。(3)基于地形差異研究社會(huì)互動(dòng)對(duì)不同類型農(nóng)戶行為影響的異質(zhì)性。

1 理論框架

DURLAUF等[20]研究認(rèn)為，社會(huì)互動(dòng)即個(gè)體偏好、期望和約束受到其他人特征和選擇的直接影響，從而形成行為人之間的相互影響、彼此依賴。在實(shí)證研究中，社會(huì)互動(dòng)又可區(qū)分為內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)2大類。

內(nèi)生互動(dòng)是一種伙伴效應(yīng)[21]，其對(duì)個(gè)體行為的影響主要通過獲得信息、交流感受和社會(huì)規(guī)范3個(gè)方面來(lái)體現(xiàn)[22-24]。首先，內(nèi)生互動(dòng)會(huì)促進(jìn)信息傳播。綠色技術(shù)有別于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術(shù)，受農(nóng)戶自身能力限制以及傳統(tǒng)種植習(xí)慣的影響，外加信息不完全等因素常常會(huì)影響農(nóng)戶的主觀風(fēng)險(xiǎn)判斷，最終影響農(nóng)戶的技術(shù)采納決策。但是，農(nóng)戶從參考群體處獲得的信息可以在一定程度上降低風(fēng)險(xiǎn)，這一信息獲取方式也可以被理解為是一種社會(huì)性學(xué)習(xí)。其次，與他人互動(dòng)的過程也是交流經(jīng)驗(yàn)和感受的過程。共同話題的探討和交流帶來(lái)的愉悅感會(huì)使得個(gè)體從孤立決策轉(zhuǎn)為公共決策，從而做出與他人相似的決策[22]。在綠色技術(shù)采納過程中，農(nóng)戶可能會(huì)傾向于采取和其他農(nóng)戶相似的技術(shù)采納決策，以期與他人交流時(shí)有更多的“談資”。最后，農(nóng)戶的決策可能受到社會(huì)規(guī)范的影響[23-24]。一方面，農(nóng)戶通過選擇與社會(huì)規(guī)范相符的技術(shù)采納策略，以保持和增加別人對(duì)他的尊重；另一方面，如果農(nóng)戶與已有社會(huì)規(guī)范相悖，其可能會(huì)受到其他人的批評(píng)和譴責(zé)。因此，為追求和群體的一致性或避免不一致帶來(lái)的懲罰，農(nóng)戶可能會(huì)做出與其他農(nóng)戶相似的技術(shù)采納決策。

情景互動(dòng)是一種榜樣作用，通常通過“好的結(jié)果”或“壞的結(jié)果”來(lái)影響行為人的決策，這種影響類似于模仿行為，體現(xiàn)的是結(jié)果的示范作用[18-19]。大部分農(nóng)戶屬于“風(fēng)險(xiǎn)厭惡型”，他們相信“眼見為實(shí)”，若其他農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的效果較好，則農(nóng)戶可能會(huì)效仿榜樣的做法。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)的研究焦點(diǎn)更多集中于內(nèi)生互動(dòng)，對(duì)情景互動(dòng)的探究相對(duì)較少[25]，但情景互動(dòng)也是社會(huì)互動(dòng)的一個(gè)重要方面，將情景互動(dòng)納入該文分析框架更能體現(xiàn)研究的完整性(圖1)。

圖1 分析框架圖示

2 材料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組在湖北省武漢、荊州、黃岡、隨州和天門5市進(jìn)行的農(nóng)村居民入戶抽樣調(diào)查結(jié)果，樣本區(qū)域代表不同的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，武漢、荊州和黃岡農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)較好，而隨州和天門農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后。此外，考慮到地形多樣性因素，樣本地區(qū)也涵蓋了不同的地形地貌特征，其中武漢、荊州和天門屬于平原地區(qū)，而隨州和黃岡地處丘陵地帶，以此來(lái)有效考察不同地形特征下農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)情況。

調(diào)查采用分層逐級(jí)抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合方法，具體過程如下：首先，調(diào)研組在考慮當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等因素基礎(chǔ)上，在每個(gè)市選取1～2個(gè)縣(區(qū))；其次，采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方法在每個(gè)縣(區(qū))選取1～3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；再次，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇2～4個(gè)行政村；最后，在每個(gè)樣本村隨機(jī)選取約20位農(nóng)戶進(jìn)行面對(duì)面問卷訪談。調(diào)研問卷從基本情況、綠色生產(chǎn)技術(shù)與管理、社會(huì)互動(dòng)與環(huán)境認(rèn)知等方面較為全面地考察目前農(nóng)村綠色化發(fā)展和農(nóng)戶科技需求情況。調(diào)查涵蓋了17個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)45個(gè)村，共計(jì)1 116份農(nóng)戶樣本問卷，剔除關(guān)鍵信息漏答等無(wú)效問卷，可用于該研究的有效問卷為1 004份，其中水稻種植戶675份，小麥種植戶152份，棉花種植戶79份，黃豆種植戶50份，其他作物(1)其他作物主要包括花生、油菜、玉米、蔬菜和芝麻等。種植戶48份。

從樣本農(nóng)戶的基本特征來(lái)看，受訪者主要為小學(xué)以下受教育程度的中老年男性，其中男性受訪者占比56.27%，女性占比43.73%，年齡不小于50歲的受訪者占總數(shù)的83.18%，接受初中以及以上教育的農(nóng)戶僅占35.77%；家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積大部分在0.67 hm2以下，占72.96%；大部分受訪者家庭勞動(dòng)力人數(shù)在5人以下，家庭年收入主要集中在10萬(wàn)元以下，占比為78.55%。從農(nóng)作物種類來(lái)看，農(nóng)戶種植最多的是水稻，占比為67.23%。從樣本地區(qū)分布來(lái)看，農(nóng)戶在5個(gè)城市之間的分布較為均衡?？傮w來(lái)說，樣本農(nóng)戶表現(xiàn)出受教育程度較低、年齡較大、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積較小和收入水平不高等特征，這與我國(guó)目前農(nóng)村現(xiàn)狀較為一致。樣本農(nóng)戶基本特征見表1。

表1 樣本農(nóng)戶基本特征Table 1 Basic characteristics of sample farmers

2.2 變量設(shè)置

(1)因變量。為了量化分析農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為及其程度，將農(nóng)戶所采納綠色技術(shù)的數(shù)量作為衡量指標(biāo)，借鑒相關(guān)研究[10,26-27]以及結(jié)合農(nóng)業(yè)農(nóng)村部“一控兩減三基本”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)目標(biāo)，該研究涉及的綠色技術(shù)主要包括耕作、施肥、施藥、灌溉和廢棄物管理5大類，這些技術(shù)囊括了產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后的基本環(huán)節(jié)，符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際。具體來(lái)看，綠色耕作技術(shù)主要包括少耕、免耕播種技術(shù)，適度深松技術(shù)，同套復(fù)種及輪作技術(shù)；綠色施肥技術(shù)主要包括施用有機(jī)肥和測(cè)土配方施肥技術(shù)；綠色施藥技術(shù)主要包括施用生物農(nóng)藥、燈光誘殺害蟲和高效噴霧技術(shù)；綠色灌溉技術(shù)包括襯渠灌溉和管道節(jié)水灌溉；廢棄物管理技術(shù)包括秸稈還田、秸稈回收制沼氣和使用可降解或可回收厚農(nóng)膜。農(nóng)戶只要采納某一種或者多種具體技術(shù)就被認(rèn)為其采納了相應(yīng)類別的綠色技術(shù)。

由表2可知，未采納任何技術(shù)的農(nóng)戶占比為8.86%，而采納5種技術(shù)的農(nóng)戶占比僅為2.29%。采納廢棄物管理技術(shù)的農(nóng)戶占比最高，而采納綠色施藥和綠色施肥技術(shù)的農(nóng)戶相對(duì)較少。大部分農(nóng)戶或多或少采納了1或2種綠色生產(chǎn)技術(shù)，但是整體來(lái)看采納程度并不很高，除廢棄物管理技術(shù)外，其余技術(shù)的采納人數(shù)均未超過50%。

表2 農(nóng)戶綠色技術(shù)采納情況Table 2 The adoption of green technologies by farmers

(2)自變量。根據(jù)前文分析，選取“是否利用互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)、親朋鄰居和農(nóng)技人員等渠道進(jìn)行學(xué)習(xí)”作為獲得信息的測(cè)量指標(biāo)，以“村民對(duì)我的綠色生產(chǎn)、生活行為影響很大”作為交流感受的測(cè)量指標(biāo)，以“不良生活及生產(chǎn)行為將受到村民的批評(píng)教育”作為社會(huì)規(guī)范的測(cè)量指標(biāo)，以“如果周圍農(nóng)戶采用效果好，我會(huì)考慮采用農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)”作為情景互動(dòng)的測(cè)量指標(biāo)。

(3)控制變量。從受訪者的個(gè)體特征、家庭經(jīng)營(yíng)特征和土地特征3個(gè)方面引入控制變量。各變量詳細(xì)情況見表3。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果Table 3 Variable definitions and descriptive statistical analysis results

2.3 模型設(shè)定

該研究中因變量為農(nóng)戶所采納的綠色技術(shù)數(shù)量，數(shù)量不同，采納程度也不同，對(duì)于這類明顯遞進(jìn)關(guān)系采用Ordered Probit模型進(jìn)行評(píng)估較為合適。其基本回歸模型為

Y*=αX1+βX2+γX3+δX4+θZ+ε。

(1)

式(1)中，Y*為不可觀測(cè)的潛變量；X1為獲得信息變量；X2為交流感受變量；X3為社會(huì)規(guī)范變量；X4為情景互動(dòng)變量；Z為控制變量；α、β、γ、δ和θ為待估系數(shù)；ε為服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的擾動(dòng)項(xiàng)?？捎^測(cè)的農(nóng)戶綠色技術(shù)采納變量Y和不可觀測(cè)的潛變量Y*之間存在以下關(guān)系：

(2)

式(2)中，r0、r1、r2、r3和r4分別為農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為變量的未知分割點(diǎn)，且r0

p(Y=0|X)=Φ(r0-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)，

(3)

p(Y=1|X)=Φ(r1-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)-Φ(r0-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)，

(4)

p(Y=2|X)=Φ(r2-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)-Φ(r1-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)，

(5)

p(Y=3|X)=Φ(r3-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)-Φ(r2-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)，

(6)

p(Y=4|X)=Φ(r4-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)-Φ(r3-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)，

(7)

p(Y=5|X)=1-Φ(r4-αX1-βX2-γX3-δX4-θZ)。

(8)

式(3)～(8)中，Φ為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計(jì)密度函數(shù)。Ordered Probit模型參數(shù)估算采用極大似然估計(jì)法。

3 結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

Ordered Probit模型回歸結(jié)果見表4。由表4可知，通過實(shí)證結(jié)果可以看出，在加入其他控制變量后，內(nèi)生互動(dòng)中獲得信息、社會(huì)規(guī)范和情景互動(dòng)3個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為產(chǎn)生顯著影響?；貧w方程卡方檢驗(yàn)值在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明回歸方程整體擬合效果較好。

表4 Ordered Probit模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of Ordered Probit Model

獲得信息在5%顯著水平上對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為產(chǎn)生顯著正向影響，這可能是由于農(nóng)戶受自身素質(zhì)約束、缺少必要信息等原因，農(nóng)戶對(duì)綠色技術(shù)不如對(duì)傳統(tǒng)技術(shù)那樣了解，對(duì)綠色技術(shù)的掌握程度相對(duì)較低，而互聯(lián)網(wǎng)以及親朋好友、農(nóng)技人員可以通過社會(huì)互動(dòng)過程為農(nóng)戶提供必要信息和傳授相關(guān)知識(shí)，這會(huì)提升農(nóng)戶對(duì)綠色技術(shù)的掌握程度，提高農(nóng)戶自身能力，降低新技術(shù)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，因而獲得必要信息后，農(nóng)戶可能更有信心和把握去采納綠色技術(shù)。

交流感受在1%顯著水平上對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，交流的愉悅感來(lái)自于農(nóng)戶對(duì)共同話題的探討和交流，其很大程度上取決于整個(gè)參考農(nóng)戶群體的采納行為。若整體上綠色技術(shù)采納行為并不普遍，則農(nóng)戶在綠色技術(shù)面前均不會(huì)表現(xiàn)出過多的積極性。因此，交流感受產(chǎn)生負(fù)向影響的原因可能是目前綠色技術(shù)在農(nóng)戶中并不是非常普及，絕大多數(shù)農(nóng)戶只采納了較少數(shù)量的綠色技術(shù)，甚至還有農(nóng)戶沒有采納任何綠色技術(shù)，如此，群體的共同話題更偏向于“少采納綠色技術(shù)”，采納綠色技術(shù)多的農(nóng)戶在群體中反而會(huì)因缺少“共同語(yǔ)言”和“同道中人”而造成心理上的失落。所以，越想要在社會(huì)互動(dòng)中和別人交流感受的農(nóng)戶越在意其他農(nóng)戶的行為，其越會(huì)傾向于做出與其他農(nóng)戶相似的決策，即少采納綠色技術(shù)。

社會(huì)規(guī)范對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的影響不顯著?？赡艿脑蚴?，社會(huì)規(guī)范只有被激活才能發(fā)揮作用，而可能激活社會(huì)規(guī)范的因素有個(gè)人規(guī)范、信任和感知行為能力[28]。社會(huì)規(guī)范可以理解為群體中個(gè)體之間相互信任的程度。在信任的基礎(chǔ)上，農(nóng)戶若感知到不采納綠色技術(shù)面臨的社會(huì)輿論壓力較大，社會(huì)規(guī)范便會(huì)內(nèi)化為個(gè)人規(guī)范，從而對(duì)農(nóng)戶行為產(chǎn)生影響。但是，目前農(nóng)村地區(qū)存在著信任受到?jīng)_擊以及現(xiàn)代規(guī)范體系尚未建立健全等問題[29]。由于貧富差距，農(nóng)戶之間生活質(zhì)量出現(xiàn)差異化，出于利益考慮的因素越來(lái)越多，傳統(tǒng)信任基礎(chǔ)出現(xiàn)了松動(dòng)，群體期望對(duì)農(nóng)戶行為的約束有所減弱，社會(huì)規(guī)范未能順利內(nèi)化為個(gè)人規(guī)范，從而影響社會(huì)規(guī)范在農(nóng)戶中發(fā)揮積極作用。

情景互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為在1%顯著水平上有正向顯著影響，可能的原因是農(nóng)戶非常相信“眼見為實(shí)”，情景互動(dòng)作為一種榜樣效應(yīng)，可以讓農(nóng)戶親眼看到采納綠色技術(shù)所產(chǎn)生的效果以及技術(shù)本身的易用性和穩(wěn)定性等特征，這有助于降低農(nóng)戶的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)，提高農(nóng)戶采納綠色技術(shù)的積極性。

3.2 內(nèi)生性討論

社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的作用過程可能受到內(nèi)生性的影響。交流感受、社會(huì)規(guī)范和情景互動(dòng)指農(nóng)戶自身與周圍群體的互動(dòng)比較，主要體現(xiàn)了農(nóng)戶周圍群體的特征，因而這3個(gè)變量產(chǎn)生內(nèi)生性的可能性較低，而農(nóng)戶通過社會(huì)互動(dòng)進(jìn)行信息獲取和社會(huì)性學(xué)習(xí)極有可能出現(xiàn)內(nèi)生性問題，即并不是因?yàn)檗r(nóng)戶從社會(huì)互動(dòng)中獲得相應(yīng)信息而選擇采納綠色技術(shù)，而是因?yàn)椴杉{綠色技術(shù)更需要提高自身能力和水平，從而促使農(nóng)戶不斷學(xué)習(xí)。針對(duì)可能存在的內(nèi)生性問題，該研究擬采用工具變量法來(lái)解決。選取同一村莊內(nèi)其他農(nóng)戶獲得信息的均值作為工具變量，這是因?yàn)檗r(nóng)村社會(huì)作為“熟人社會(huì)”，農(nóng)戶之間社會(huì)學(xué)習(xí)情況會(huì)相互影響，即滿足工具變量相關(guān)性的要求。但是，其他農(nóng)戶的社會(huì)互動(dòng)情況與該農(nóng)戶的綠色技術(shù)采納情況無(wú)關(guān)，即滿足工具變量外生性的要求。由于農(nóng)戶綠色技術(shù)采納情況和獲得信息情況都是離散變量，因此采用ROODMAN[30]提出的條件混合過程(conditional mixed process，CMP)方法對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)。

將“同一村莊中其他農(nóng)戶通過社會(huì)互動(dòng)獲得信息情況的均值”作為農(nóng)戶獲得信息的工具變量。由表5可知，CMP方法第1階段回歸結(jié)果顯示，其他農(nóng)戶獲得信息均值對(duì)該農(nóng)戶獲得信息在1%顯著水平上呈正相關(guān)，滿足工具變量相關(guān)性要求。進(jìn)一步來(lái)看，CMP方法估計(jì)結(jié)果中內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)atanhrho_12在1%水平上顯著，說明采用CMP方法得到的估計(jì)結(jié)果要優(yōu)于普通Ordered Probit模型的回歸結(jié)果。在糾正可能的內(nèi)生性問題后，獲得信息對(duì)農(nóng)戶技術(shù)采納行為的影響更為顯著，且系數(shù)明顯變大，若不處理內(nèi)生性問題則可能導(dǎo)致對(duì)模型結(jié)果的低估。

表5 CMP方法回歸結(jié)果Table 5 Regression results of CMP method

3.3 進(jìn)一步分析

(1)社會(huì)互動(dòng)對(duì)不同技術(shù)類型采納行為的影響。上述實(shí)證過程分析了社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的影響，然而這是將農(nóng)戶綠色技術(shù)采納情況作為一個(gè)整體納入模型中進(jìn)行研究，為探究社會(huì)互動(dòng)對(duì)不同綠色技術(shù)采納情況的影響是否存在差異，需對(duì)各綠色技術(shù)分別進(jìn)行回歸分析(表6)。

表6 社會(huì)互動(dòng)對(duì)不同綠色技術(shù)回歸估計(jì)結(jié)果Table 6 Regression estimation results of social interaction on different green technologies

由表6可知，內(nèi)生互動(dòng)中獲得信息變量幾乎對(duì)所有綠色技術(shù)采納都具有顯著影響。可見，社會(huì)互動(dòng)影響農(nóng)戶行為的一個(gè)重要途徑在于其可以為農(nóng)戶提供相應(yīng)的信息和知識(shí)。其次，情景互動(dòng)對(duì)綠色耕作技術(shù)和綠色施藥技術(shù)的采納行為有顯著正向影響，而綠色施藥、綠色施肥和廢棄物管理這3類技術(shù)受到交流感受的影響較為明顯。

(2)社會(huì)互動(dòng)影響綠色技術(shù)采納行為的地區(qū)異質(zhì)性。由于該研究所用數(shù)據(jù)來(lái)源于平原和丘陵2種不同地形區(qū)，地形地勢(shì)的不同會(huì)帶來(lái)交通運(yùn)輸和信息傳遞便利性的差異，進(jìn)而會(huì)影響農(nóng)戶獲取信息的便利性。因此，按地形分組，進(jìn)一步細(xì)化研究社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為影響的差異，回歸結(jié)果見表7。

表7 社會(huì)互動(dòng)對(duì)不同地形區(qū)農(nóng)戶行為影響的異質(zhì)性分析Table 7 Analysis of the heterogeneity of the impact of social interaction on the behavior of farmers in different topographical areas

由表7可知，與平原地區(qū)相比，丘陵地區(qū)農(nóng)戶受到社會(huì)互動(dòng)的影響更為明顯。丘陵地區(qū)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為會(huì)明顯受到獲得信息和情景互動(dòng)的正向影響，受到交流感受的負(fù)向影響程度較平原地區(qū)更小。此外，社會(huì)規(guī)范對(duì)于平原區(qū)農(nóng)戶產(chǎn)生正向影響，但對(duì)丘陵區(qū)農(nóng)戶產(chǎn)生負(fù)向影響。這體現(xiàn)出由于地形地勢(shì)更為復(fù)雜，丘陵地區(qū)農(nóng)戶對(duì)外交通聯(lián)系不方便，獲取信息和幫助的門檻較高，因此他們更依賴于內(nèi)部的社會(huì)互動(dòng)；同時(shí)也基于地形的阻隔，丘陵地區(qū)農(nóng)戶思想可能更為封閉，社會(huì)規(guī)范對(duì)這部分農(nóng)戶行為發(fā)揮約束作用更為不易。因此，在丘陵地區(qū)開展各種綠色技術(shù)培訓(xùn)、宣傳和互助活動(dòng)就顯得更為必要和緊迫。

4 結(jié)論與建議

利用湖北省武漢、荊州、黃岡、隨州和天門5市農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用Ordered Probit模型實(shí)證分析了社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的影響，得到以下結(jié)論：(1)社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的影響是通過內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)2個(gè)方面體現(xiàn)出來(lái)的。其中，社會(huì)學(xué)習(xí)是內(nèi)生互動(dòng)促進(jìn)綠色技術(shù)采納的主要原因，情景互動(dòng)發(fā)揮作用的主要來(lái)源為示范效應(yīng)。(2)社會(huì)互動(dòng)對(duì)不同類型技術(shù)的影響呈現(xiàn)一定差異性，獲得信息對(duì)所有類型技術(shù)的影響都較顯著，交流感受主要對(duì)綠色施藥、綠色施肥和廢棄物管理這3種技術(shù)的采納行為產(chǎn)生影響，而情景互動(dòng)的影響則在綠色耕作和綠色施藥技術(shù)的采納中體現(xiàn)得較明顯。(3)就地形而言，與平原地區(qū)相比，丘陵地形區(qū)農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為受到社會(huì)互動(dòng)的影響程度更大。

以上結(jié)論的政策含義在于，在目前綠色生產(chǎn)技術(shù)并沒有被廣泛采納的現(xiàn)實(shí)背景下，除了依靠經(jīng)濟(jì)、行政等常規(guī)手段外，社會(huì)互動(dòng)也可以作為激發(fā)農(nóng)戶實(shí)施綠色生產(chǎn)的重要選擇。為充分發(fā)揮社會(huì)互動(dòng)的積極作用，提出以下建議：(1)拓寬農(nóng)戶獲取信息的渠道。既要發(fā)揮電視、廣播、宣傳欄以及親朋好友之間信息共享等傳統(tǒng)信息傳播渠道的作用，又要重視短信息、開放式推薦平臺(tái)、短視頻等新興信息獲取方式的運(yùn)用。(2)充分發(fā)揮示范戶的榜樣帶動(dòng)作用。一方面，通過成立專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基地等方式搭建綠色技術(shù)示范平臺(tái)；另一方面，通過科技入戶、結(jié)對(duì)幫扶等方式建立示范戶與普通農(nóng)戶之間的聯(lián)結(jié)網(wǎng)絡(luò)。(3)強(qiáng)力營(yíng)造綠色技術(shù)采納氛圍。以“十佳農(nóng)民”“清潔農(nóng)戶”等評(píng)選活動(dòng)為載體，激發(fā)農(nóng)戶積極性，促使綠色技術(shù)成為農(nóng)戶之間交流的“新奇事”，逐步建立可持續(xù)發(fā)展的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境。(4)建立現(xiàn)代社會(huì)信任體系。設(shè)計(jì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為獎(jiǎng)懲機(jī)制，對(duì)于不良生產(chǎn)行為應(yīng)給予懲罰和制止。同時(shí)結(jié)合村莊實(shí)際建立信任評(píng)估與考核制度，推動(dòng)農(nóng)村信任體系的不斷完善和現(xiàn)代社會(huì)規(guī)范的建立健全。(5)在丘陵地區(qū)應(yīng)更加側(cè)重于實(shí)施有助于促進(jìn)社會(huì)互動(dòng)的綠色技術(shù)推廣方式，例如大力開辦農(nóng)民田間學(xué)校，加強(qiáng)各類媒體和干部下鄉(xiāng)宣傳的頻率等。