石志恒 張可馨

(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)

在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中，農(nóng)戶粗放的農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式依舊普遍存在，由此帶來的資源消耗以及環(huán)境污染問題日益顯現(xiàn)[1]。在這一嚴(yán)峻形勢下，轉(zhuǎn)變農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，改善農(nóng)村人居環(huán)境已從社會邊緣逐漸成為公眾共識[2-3]。綠肥作為一種清潔的有機(jī)肥源，不僅具有降低生產(chǎn)成本、提高作物產(chǎn)量的經(jīng)濟(jì)功能，還具有提高土壤肥力、調(diào)節(jié)土壤養(yǎng)分、改善作物生長環(huán)境等環(huán)境功能。對于面臨水資源短缺、土壤貧瘠、水土流失嚴(yán)重等問題的西北旱地農(nóng)業(yè)區(qū)，推進(jìn)綠肥種植成為改善生態(tài)環(huán)境、提高經(jīng)濟(jì)效益、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要策略選擇[4]。2017年在《耕地質(zhì)量提升行動方案》政策文件中，我國高度重視綠肥種植推廣工作，提出要建立以綠肥種植為手段的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展模式，同時把綠肥種植列為耕地質(zhì)量提升的重點建設(shè)項目[5]。然而，在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段農(nóng)戶綠肥種植意愿普遍較高，但行為的落實相對較低，農(nóng)戶參與綠肥種植行為的積極性并不高。在當(dāng)前推動農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型以及實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的宏觀背景下，深入揭示農(nóng)戶綠肥種植“高意愿、低行為”的影響因素，對引導(dǎo)農(nóng)戶綠肥種植意愿向?qū)嶋H行為的有效轉(zhuǎn)變具有重要的現(xiàn)實意義。

已有研究表明促進(jìn)農(nóng)戶綠肥種植是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生態(tài)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵。李福奪等[6]在研究農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為時認(rèn)為，只有合并綠肥種植的內(nèi)在和外部條件加強(qiáng)農(nóng)戶綠肥種植的福利認(rèn)知和示范效應(yīng)，培養(yǎng)綠肥種植責(zé)任感，共同促進(jìn)綠肥種植行為習(xí)慣的形成，才能實現(xiàn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)型；李坦等[7]通過實證分析了資源稟賦、環(huán)境變化感知對綠肥支付意愿的影響，發(fā)現(xiàn)耕地質(zhì)量、文化程度與親友交流頻繁程度等因素對農(nóng)戶綠肥支付意愿有顯著作用。另外，相較于沒有接受過生態(tài)補(bǔ)償?shù)霓r(nóng)戶，接受過生態(tài)補(bǔ)償?shù)霓r(nóng)戶綠肥種植行為慣性更大，生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶綠肥種植行為有顯著的激勵作用[8]。也有學(xué)者運用經(jīng)濟(jì)學(xué)原理和社會學(xué)分析框架，分別從農(nóng)戶年齡、身體狀況、文化程度等個體特質(zhì)；耕地面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況等家庭稟賦狀況；社區(qū)環(huán)境、政府規(guī)制、社會規(guī)范等外部因素詮釋影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的機(jī)理和現(xiàn)實邏輯[9-11]。余威震等[12]認(rèn)為，年齡、從眾心理、土壤肥力、種植規(guī)模、農(nóng)戶綠色認(rèn)知差異等是影響悖離的重要原因，從眾心理、種植規(guī)模等家庭稟賦因素是影響悖離的根本因素。郭清卉等[13]在研究農(nóng)戶行為時，發(fā)現(xiàn)周圍親戚、朋友或街坊鄰居的采納行為會顯著降低農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離程度，當(dāng)周圍施用有機(jī)肥的農(nóng)戶較多時，農(nóng)戶會更容易與周圍人行為保持一致；黃炎忠等[14]認(rèn)為技術(shù)環(huán)境、政府補(bǔ)貼政策、宣傳程度是影響農(nóng)戶意愿與行為悖離的關(guān)鍵因素，要多關(guān)注農(nóng)戶利益為農(nóng)戶綠色生產(chǎn)經(jīng)營營造良好的政策與市場環(huán)境。孫前路等[15]認(rèn)為在以鄰里關(guān)系為基礎(chǔ)的農(nóng)村，社會規(guī)范對農(nóng)戶參與環(huán)境整治意愿與行為具有重要影響。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，在動機(jī)理論、行為理論和心理效益理論的指導(dǎo)下學(xué)者們對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)型進(jìn)行了大量的分析。但尚存在一些不足：1)已有針對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的文獻(xiàn)，多是從意愿或行為的影響因素進(jìn)行分析，將農(nóng)戶行為與意愿的悖離作為一個整體進(jìn)行研究分析的文獻(xiàn)較少。2)多數(shù)研究在探討資源稟賦對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響時，只選取資源稟賦的部分變量，且未將農(nóng)戶綠肥種植悖離納入家庭稟賦的統(tǒng)一框架，研究缺乏系統(tǒng)性。3)在研究資源稟賦、社會規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響時，多探討其直接作用，缺乏從資源稟賦異質(zhì)性視角下分析社會規(guī)范對農(nóng)戶意愿向行為轉(zhuǎn)化的作用機(jī)制?；诖耍狙芯坷酶拭C省644戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，將資源稟賦、社會規(guī)范納入理論框架中，分析影響農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的因素，并基于資源稟賦異質(zhì)性視角探討社會規(guī)范影響農(nóng)戶綠肥種植意愿向行為轉(zhuǎn)化中的作用機(jī)制，進(jìn)一步厘清影響農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的主要因素及其機(jī)理，以期為引導(dǎo)農(nóng)戶綠肥種植行為提供一定的理論支撐。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 資源稟賦對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響

資源稟賦是農(nóng)戶家庭參與社會經(jīng)濟(jì)活動過程中擁有的能夠在社會空間生存的外在條件[16]。農(nóng)戶生產(chǎn)行為決策很大程度上取決于自身資源稟賦的狀況，而農(nóng)戶綠肥種植是一項需要投入一定人力、物力、財力的長期性經(jīng)濟(jì)投資。作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，農(nóng)戶在受家庭資源稟賦約束的狀態(tài)下會對綠肥種植的持久收入預(yù)期值降低，進(jìn)而導(dǎo)致一部分農(nóng)戶形成低采納的綠色生產(chǎn)方式[17]。根據(jù)資源稟賦作用領(lǐng)域及轉(zhuǎn)化效率的不同，將農(nóng)戶資源稟賦劃分為：文化資本、社會資本、自然資本、經(jīng)濟(jì)資本與物質(zhì)資本。文化資本主要指農(nóng)戶受教育程度等優(yōu)勢[18]；社會資本指農(nóng)戶社會資源的獲取程度，農(nóng)戶之間進(jìn)行生產(chǎn)信息交流和互助能力能有效抑制信息不對稱的現(xiàn)象[19]；自然資本包括農(nóng)戶耕地資源及受自然災(zāi)害情況等，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高度依賴自然條件，地形狀況和受災(zāi)程度會極大減少農(nóng)戶綠肥種植的難度[20]；經(jīng)濟(jì)資本是在一定程度代表整個家庭所擁有財富和行為能力的總和，家庭資本充裕與否會影響農(nóng)戶的實踐決策[21]；物質(zhì)資源稟賦是農(nóng)戶生產(chǎn)生活的重要保障，以農(nóng)戶生產(chǎn)活動所需的機(jī)械設(shè)備和設(shè)施為主，可提高農(nóng)戶耕作能力和生產(chǎn)經(jīng)營效率[22]。因此，本研究提出假設(shè)：

H1: 農(nóng)戶資源稟賦水平的提升可以抑制農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離。

1.2 社會規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的直接影響

社會規(guī)范是一個群體或團(tuán)體中成員在以道德、聲譽(yù)等為標(biāo)準(zhǔn)的行為準(zhǔn)則中，形成的互惠、約束機(jī)制[23]。Asghar等[24]認(rèn)為，社會規(guī)范是由外部監(jiān)管形成的使人們通過相互間模仿來避免受到來自社會道德譴責(zé)、輿論壓力以及預(yù)期懲罰的一種約束。李成龍等[25]認(rèn)為，社會規(guī)范包括外部激勵，獎勵制度作為農(nóng)戶行為產(chǎn)生的重要動力，可以內(nèi)化農(nóng)戶個人意識。Rezaei等[26]認(rèn)為，社會規(guī)范是通過互動內(nèi)化強(qiáng)化人們內(nèi)在的責(zé)任感，使人們認(rèn)為自身有義務(wù)按此行動的非正式制度。趙秋倩等[27]則認(rèn)為，社會規(guī)范作為社會群體成員行動意識、動機(jī)等心理特征的可接受或不可接受的價值標(biāo)準(zhǔn)。不同的學(xué)者對社會規(guī)范界定的側(cè)重點不同,從已有研究可以看出社會規(guī)范具有以下屬性：1)價值引導(dǎo)，從心理學(xué)角度分析，中國農(nóng)村社會是以血緣、宗族、地緣關(guān)系中形成的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，農(nóng)戶在相互交往中親戚朋友的認(rèn)知與期望對其行為傾向具有顯著影響，引導(dǎo)農(nóng)戶價值取向的轉(zhuǎn)變是不可忽視的變量[28]。2)互動內(nèi)化，長期生活于固定地域內(nèi)的普通農(nóng)戶在生產(chǎn)實踐中普遍存在從眾心理和群體認(rèn)同感，周圍人的做法對個體的意愿與行為有重要影響，農(nóng)戶在生產(chǎn)活動中為維護(hù)個人的名譽(yù)與利益，會習(xí)慣性模仿學(xué)習(xí)其他人生產(chǎn)行為，并形成彼此之間的行為準(zhǔn)則，從而獲得歸屬感[29]。3)制度規(guī)范，社會規(guī)范的執(zhí)行以非正式制裁為保障，社會制裁和獎勵對農(nóng)戶生產(chǎn)行為起到有效的懲戒、監(jiān)督和激勵作用，對于不遵守“規(guī)則”的農(nóng)戶外界譴責(zé)與輿論壓力也會促使農(nóng)戶綠肥種植行為[30]。因此，提出如下假設(shè)：

H2:價值引導(dǎo)負(fù)向作用于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。

H3:互動內(nèi)化負(fù)向作用于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。

H4:制度規(guī)范負(fù)向作用于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。

1.3 資源稟賦異質(zhì)性下社會規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響

感知價值理論表明，農(nóng)戶行為是基于感知價值的結(jié)果，農(nóng)戶擁有的稟賦不同會使農(nóng)戶對使用某一特定行為所感知到的難易程度、風(fēng)險程度，以及對預(yù)期收益的認(rèn)可程度會不同，從而引起不同程度的采納行為[31]。然而隨著現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的推進(jìn)，農(nóng)戶本質(zhì)不再局限于“理性小農(nóng)”，同時也具備“社會人”的雙重特性，對感知價值的評判將納入農(nóng)戶對道德責(zé)任感的情感考量以及對特定情景的依賴和約束，農(nóng)戶對感知價值也會作出新的綜合評判，其對不同稟賦農(nóng)戶綠肥種植行為影響程度也會存在差異[32]。朱月季等[33]在研究農(nóng)戶技術(shù)采納行為時認(rèn)為資源稟賦和社會規(guī)范是影響技術(shù)采納的重要外部因素，在“熟人社會”這一特定背景下，受教育水平高以及家庭資源多的農(nóng)戶更注重與周圍人進(jìn)行信息交互，其對社會規(guī)范的遵從度較高，農(nóng)戶新技術(shù)采納行為受到社會規(guī)范的潛在約束力也會更大。肖慧婷等[34]在分析稟賦差異對林地流轉(zhuǎn)行為影響時，認(rèn)為人際資本會影響交易成本，人際資本高的農(nóng)戶家庭受周圍人行為的影響較大，在道德責(zé)任感的驅(qū)使下農(nóng)戶行為會趨向于和周圍人保持一致。黃曉慧等[35]認(rèn)為農(nóng)戶在充分發(fā)揮資源稟賦優(yōu)勢狀態(tài)下，行為還會受情景因素制約，隨著補(bǔ)貼政策的調(diào)整以及政府支持力度的加大，其在不同稟賦家庭中發(fā)揮不同作用，為有效彌補(bǔ)資源稟賦差異引起的行為不同現(xiàn)象，需要根據(jù)外部因素變化做出相應(yīng)調(diào)整，并在一定程度上促進(jìn)農(nóng)戶充分利用自身優(yōu)勢進(jìn)行綠色生產(chǎn)。根據(jù)上述研究，可總結(jié)社會規(guī)范在不同稟賦家庭中發(fā)揮的作用效果不同，對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響程度也會不同。因此，本研究提出以下假設(shè)：

H5:資源稟賦異質(zhì)性下價值引導(dǎo)對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響程度不同。

H6:資源稟賦異質(zhì)性下互動內(nèi)化對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響程度不同。

H7:資源稟賦異質(zhì)性下制度規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響程度不同。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 數(shù)據(jù)來源

甘肅是北方地區(qū)種植綠肥飼草較早的省份之一，隴南、定西和平?jīng)鍪械鹊馗歉拭C省綠肥種植的重要發(fā)展地區(qū)，其種植結(jié)構(gòu)豐富、品種類別多樣，主要推廣間作、套種、混種等技術(shù)，實現(xiàn)了用地與養(yǎng)地相結(jié)合。因此，本研究以隴南、定西和平?jīng)鍪械?個市，共9個鄉(xiāng)鎮(zhèn)24個村作為典型代表區(qū)域，并于2019年7—12月對該區(qū)域進(jìn)行入戶調(diào)研。調(diào)查內(nèi)容包括：該地區(qū)農(nóng)戶綠肥種植“高意愿、低行為”狀況、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營、家庭稟賦以及社會規(guī)范狀況等。本次調(diào)查共發(fā)放問卷700份，剔除核心數(shù)據(jù)缺失的問卷，得到有效問卷644份，有效率為92%。在農(nóng)戶家庭中，3人以上勞動力占總樣本29.8%，表明目前農(nóng)戶家庭勞動力人數(shù)較少；有非農(nóng)收入的農(nóng)戶家庭占比91.3%，說明多數(shù)農(nóng)戶家庭除從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外，有其他兼業(yè)；主要親屬是黨員和村干部的占16%和11.6%；此外，加入農(nóng)村合作社的農(nóng)戶家庭較少，占比38.4%。

2.2 變量選擇及描述性統(tǒng)計

2.2.1因變量

本研究聚焦于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離現(xiàn)象，因此將“愿意且有行為”賦值為0，表明農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為沒有發(fā)生悖離；將“愿意但沒有行為”賦值為1，表明農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為發(fā)生悖離。由表1統(tǒng)計結(jié)果可知，農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的均值為0.85，說明目前農(nóng)戶綠肥種植采納行為并不樂觀，農(nóng)戶“高意愿、低行為”現(xiàn)象普遍存在。

表1 變量說明及描述性Table 1 variable description and description

2.2.2自變量

資源稟賦，本研究借鑒相關(guān)學(xué)者觀點[19-21]，選擇“受教育程度”衡量文化資本這一指標(biāo)；“主要親屬是否是黨員”、“主要親屬是否是村干部”、“是否加入農(nóng)村合作社”描述社會資本；“有無自然災(zāi)害”描述自然資本；“是否有非農(nóng)收入”、“可承擔(dān)的風(fēng)險程度”描述經(jīng)濟(jì)資本；“水利設(shè)施完善程度”描述物質(zhì)資本。

社會規(guī)范，在以“圈子主義”為核心的農(nóng)村社會中，親戚朋友鄰居的感知行為會影響個體的實際生產(chǎn)行為，本研究借鑒郭清卉等[36]選擇“親戚是否采取綠色環(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、朋友是否采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”來衡量互動內(nèi)化這一變量。借鑒暢倩等[37]選取“親戚認(rèn)為我應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式、好友認(rèn)為我應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式、村政府支持我參與到農(nóng)村環(huán)境治理中”描述價值引導(dǎo)；在描述制度規(guī)范這一指標(biāo)時，借鑒肖鈺等[38]觀點，選取“政府是否對低碳化種植有鼓勵措施、當(dāng)?shù)厥欠駥r(nóng)業(yè)面源污染行為進(jìn)行處罰、政府是否有對專業(yè)化生產(chǎn)有補(bǔ)貼”來描述。

2.3 模型設(shè)定

Logistic模型可以解決自變量非正態(tài)問題，適用于非線性情況。本研究中的因變量即“農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離”為二分類變量，故采用二元Logistic模型。如下為二元Logistic模型的一般形式為:

(1)

式中：pi為每個回歸方程中，因變量即農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的概率，α為常數(shù)項，xij為影響因素，βij為相應(yīng)的回歸系數(shù)。

3 結(jié)果與分析

本研究運用SPSS26.0對觀測變量進(jìn)行信度檢驗，結(jié)果顯示問卷整體克朗巴哈系數(shù)值大于0.6，可認(rèn)為數(shù)據(jù)具有較高的可靠性。在效度檢驗中，KMO值為0.721，大于0.6，Bartlett球形檢驗近似卡方值在1%水平下顯著，表明變量效度較高。

3.1 農(nóng)戶資源稟賦強(qiáng)度測算

利用SPSS 26.0軟件對資源稟賦強(qiáng)度進(jìn)行測算，得到Bartlett球形檢驗近似卡方值在1%水平下顯著，資源稟賦的KMO值為0.605，適用于因子分析。為使因子分析結(jié)果更具經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，通過因子旋轉(zhuǎn)得到特征根大于1的3個公因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為48.24%。其中，累計方差貢獻(xiàn)率為16.964%、16.906%和14.369%。根據(jù)各因子得分(G1、G2、G3)和各因子方差貢獻(xiàn)率，得到資源稟賦變量的綜合值。計算方式為:資源稟賦強(qiáng)度=(16.964%×G1+16.906%×G2+14.369%×G3)/48.24%。得到綜合指標(biāo)值的均值為0.000 25。

3.2 結(jié)果分析

3.2.1模型基準(zhǔn)回歸分析

運用SPSS 26.0對模型進(jìn)行二元Logistic回歸分析，首先納入農(nóng)戶資源稟賦，再依次引入社會規(guī)范3個維度的指標(biāo)，得到模型1～4，模型5是將資源稟賦和社會規(guī)范同時納入模型后得到的結(jié)果。在各模型顯著性水平中，P值均小于0.05，說明模型有意義。結(jié)果見表2。

表2 模型結(jié)果估計Table 2 Estimation of model results

1)家庭稟賦對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響。由模型5可知，“主要親屬是否是黨員”在10%的顯著性水平下負(fù)向影響農(nóng)戶綠肥種植悖離。表明政治身份是個人能力的體現(xiàn)，其對信息更為敏感，能夠充分認(rèn)識到不環(huán)保行為對生態(tài)的損害，也會引導(dǎo)周圍人積極參與綠肥種植，因此主要親屬是黨員身份的農(nóng)戶更愿意增加對綠肥種植的投入。“是否加入農(nóng)村合作社”在5%的檢驗水平下顯著，且方向為負(fù)。說明農(nóng)戶在社會活動中進(jìn)行互助不僅可獲得更多群眾信息，降低綠肥種植風(fēng)險，且農(nóng)戶參與合作社有利于村干部實施統(tǒng)一的監(jiān)督管理，能夠有效約束和規(guī)范農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為?！八O(shè)施完善程度”在10%的顯著性水平下負(fù)向影響農(nóng)戶綠肥種植悖離，綠肥種植消耗農(nóng)戶大量的成本和時間精力，水利設(shè)施完善程度在一定程度上減少農(nóng)戶綠肥種植的物質(zhì)阻礙，為農(nóng)戶帶來便利的種植條件。由此可見，農(nóng)戶資源稟賦水平的提升可以抑制農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離。假設(shè)1成立。

2)社會規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響?！坝H戚認(rèn)為我應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“村政府支持我參與到農(nóng)村環(huán)境治理中”均通過顯著性檢驗，且系數(shù)為負(fù)。說明農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中看重他人的看法，其他人對綠色生產(chǎn)行為的支持態(tài)度會促使農(nóng)戶形成良好的責(zé)任意識，這種責(zé)任意識便會驅(qū)使農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)。假設(shè)2成立?！班従邮欠癫扇【G色環(huán)保的生產(chǎn)方式”在5%的負(fù)向檢驗水平下顯著。說明地域為基礎(chǔ)的農(nóng)戶與鄰居之間的交流和聯(lián)系較為頻繁，在羊群效應(yīng)下一定范圍內(nèi)農(nóng)戶的生產(chǎn)行為達(dá)到高度趨同性。此外，在獵奇心理下，當(dāng)周圍農(nóng)戶都認(rèn)為這一生產(chǎn)行為可減少成本或提高農(nóng)業(yè)收入，也會使得農(nóng)戶愿意對這一生產(chǎn)行為進(jìn)行嘗試。假設(shè)3成立。“政府對專業(yè)化生產(chǎn)補(bǔ)貼”均通過了10%的顯著性檢驗，且負(fù)向作用于農(nóng)戶綠肥種植悖離現(xiàn)象。表明社會規(guī)范能夠從思想意識層面鼓勵促進(jìn)農(nóng)戶行為的產(chǎn)生，補(bǔ)貼政策形成的經(jīng)濟(jì)刺激為農(nóng)戶帶來收益以彌補(bǔ)農(nóng)戶種植行為所損失的閑暇或機(jī)會成本。農(nóng)戶在面對這種制度規(guī)范時，綠肥種植行為則是利益最大化的最優(yōu)選擇。因此假設(shè)4成立。

3.2.2資源稟賦異質(zhì)性下社會規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響

本研究借鑒連玉君等[39]，通過Bootstrap法檢驗分組回歸后的組間系數(shù)差異，來分析社會規(guī)范在資源稟賦異質(zhì)性下對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響作用。具體方法為：1)在進(jìn)行回歸前，需對資源稟賦差異進(jìn)行定義，使用因子分析法對資源稟賦這一潛變量進(jìn)行測度，得到農(nóng)戶資源稟賦強(qiáng)度的綜合指標(biāo)值，指標(biāo)值越大說明農(nóng)戶資源稟賦情況越好，按綜合指標(biāo)值的均值將農(nóng)戶資源稟賦分為高、低兩組，其中高組(m1)為農(nóng)戶資源稟賦值高于均值組，低組(m2)為農(nóng)戶資源稟賦值低于均值組。2)在每一次模擬時，從總樣本中隨機(jī)抽取m1和m2，并定義為高稟賦組、低稟賦組。3)對兩組數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸，估計兩組中的系數(shù)值。4)對方法2和3重復(fù)進(jìn)行1 000次，得到P值后和回歸系數(shù)值進(jìn)行對比，證實結(jié)果的穩(wěn)健性。如表3和表4所示。

表3 資源稟賦異質(zhì)性模型結(jié)果估計Table 3 Estimation of different resource endowment models

表4 Bootstrap檢驗P值結(jié)果Table 4 Bootstrap tests P-value results

在價值引導(dǎo)中，“村政府支持我參與到農(nóng)村環(huán)境治理中”在高組通過了1%的檢驗，在低組中沒有通過檢驗?！坝H戚認(rèn)為我應(yīng)該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”在高、低組中均通過了顯著性水平檢驗，影響系數(shù)分別為-0.527、-0.427，親戚的價值引導(dǎo)在高組中的系數(shù)影響作用更明顯。說明價值引導(dǎo)在高稟賦家庭中影響作用更強(qiáng)，可能原因為：相較于低稟賦家庭，高稟賦家庭的生態(tài)認(rèn)知水平高，且自身具備一定的綠色生產(chǎn)知識，有意愿和能力實施綠肥種植，通過外界支持會更加確定綠肥種植的行為決策，價值引導(dǎo)在高稟賦家庭的作用更大。根據(jù)Bootstrap法得到的P值與結(jié)果基本一致，進(jìn)一步證實了上述差異在統(tǒng)計上的顯著性。因此，資源稟賦異質(zhì)性下價值引導(dǎo)對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離影響程度不同，假設(shè)5成立。

在互動內(nèi)化中，“朋友是否采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”在高組家庭中通過了10%的顯著性檢驗，在低組中沒有通過檢驗；“親戚采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“鄰居采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”在低稟賦家庭中均通過了5%的顯著性檢驗，在高組中沒有通過檢驗。說明低稟賦家庭受親戚、鄰居行為影響較大，高稟賦家庭受周圍朋友行為影響大。根據(jù)實地調(diào)研可知，對于物資相較于匱乏、長期生活在固定地域內(nèi)的低稟賦農(nóng)戶來說，親戚鄰居是他們交往較為密切的群體；而高稟賦家庭不受物資等其他方面困擾，可通過電話或互聯(lián)網(wǎng)等更快捷的方式實現(xiàn)與朋友之間的來往，并獲得更豐富、準(zhǔn)確的資源和信息。結(jié)果與Bootstrap檢驗結(jié)果基本一致，假設(shè)6成立。

在制度規(guī)范中，“當(dāng)?shù)厥欠駥r(nóng)業(yè)面源污染行為進(jìn)行處罰”在低稟賦家庭中以1%水平顯著，而在高稟賦家庭影響系數(shù)不顯著。原因可能為：政府的處罰政策會降低農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)生活質(zhì)量，使得稟賦不高的農(nóng)戶家庭面臨更多現(xiàn)實的經(jīng)濟(jì)壓力，因此以這種“強(qiáng)制度”方式來抑制低稟賦家庭的生產(chǎn)行為，對于低稟賦家庭來說約束作用更強(qiáng)。“政府是否有對專業(yè)化生產(chǎn)有補(bǔ)貼”在高低稟賦家庭中均通過了顯著性檢驗，影響系數(shù)分別為-0.555、-0.435，說明高稟賦組對政府專業(yè)化生產(chǎn)補(bǔ)貼措施更為敏感。孫艷等[40]在研究種植大戶的經(jīng)驗效率時，認(rèn)為不同的種植大戶在經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)等方面存在差異，種植大戶的生產(chǎn)力水平高于普通農(nóng)戶。也就表明相較于低稟賦家庭，高稟賦家庭有更多的資源去了解、學(xué)習(xí)并投入到專業(yè)化的生產(chǎn)中，政府的補(bǔ)貼政策更能夠激勵高稟賦家庭積極投入到綠肥種植中去，對高稟賦家庭生產(chǎn)行為影響也更明顯。結(jié)果與 Bootstrap檢驗結(jié)果基本一致，假設(shè)7成立。

4 結(jié)論與建議

本研究利用甘肅省644份農(nóng)戶樣本調(diào)查數(shù)據(jù)，通過二元Logit模型實證檢驗了資源稟賦、社會規(guī)范對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響作用，得出以下結(jié)論：

1)農(nóng)戶資源稟賦水平的提升能有效抑制農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。在社會資本中，主要親屬是黨員身份對農(nóng)戶綠肥種植意愿向行為的轉(zhuǎn)化有顯著正向影響，促進(jìn)農(nóng)戶加入農(nóng)村合作社能有效帶動農(nóng)戶綠肥種植行為的積極性。在物質(zhì)資本中，通過加強(qiáng)水利基礎(chǔ)設(shè)施可減少悖離現(xiàn)象。

2)社會規(guī)范中，價值引導(dǎo)、互動內(nèi)化和制度規(guī)范均負(fù)向作用于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離，能夠促進(jìn)農(nóng)戶綠肥種植意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化與落實。

3)社會規(guī)范對資源稟賦異質(zhì)性下農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離均具有負(fù)向影響。價值引導(dǎo)在高稟賦家庭中發(fā)揮的作用更大；互動內(nèi)化中，親戚鄰居的生產(chǎn)方式對低稟賦影響較大，朋友的生產(chǎn)方式對高稟賦家庭行為有重要影響；制度規(guī)范中，政府農(nóng)業(yè)面源污染行為的處罰措施對低稟賦家庭的約束作用更強(qiáng)，政府專業(yè)化生產(chǎn)補(bǔ)貼對高稟賦家庭的激勵作用更大。

基于上述研究結(jié)果，為促使農(nóng)戶采納綠肥種植種行為，實現(xiàn)意愿與行為的統(tǒng)一，本研究提出以下建議：1)加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，營造良好的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境。大力發(fā)展農(nóng)村合作社組織，鼓勵技術(shù)互鑒和生產(chǎn)互助為農(nóng)戶綠色生產(chǎn)活動提供可靠的服務(wù)保障工作，使得農(nóng)戶更有意識和能力充分發(fā)揮自身有利因素。2)通過強(qiáng)化輿論引導(dǎo)或政策支持，增進(jìn)農(nóng)戶之間的“信任互助”、“團(tuán)隊合作”，加強(qiáng)農(nóng)戶綠肥種植的認(rèn)知，改變農(nóng)戶傳統(tǒng)守舊的種植觀念，使農(nóng)戶真正認(rèn)識到綠肥種植帶來的環(huán)境價值、社會價值乃至經(jīng)濟(jì)價值。3)加大對環(huán)境污染行為的檢查監(jiān)督與處罰，調(diào)整經(jīng)濟(jì)激勵的補(bǔ)貼方式與補(bǔ)貼結(jié)構(gòu)，縮小農(nóng)戶收入差距，保障農(nóng)戶基礎(chǔ)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生活方式，鼓勵農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的行為方式。4)重視稟賦差異化的農(nóng)戶特征及家庭特征，對低稟賦群體應(yīng)采取對應(yīng)機(jī)制，有辦法的調(diào)整，在政策傾斜、資源配備、信息支撐等多方面給予支持，樹立典型，推動這類農(nóng)戶群體采納并實踐應(yīng)用。