華春林　王涵可

信息獲取渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響研究——基于農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)視角

華春林王涵可

（西南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院四川綿陽(yáng)621010）

施用有機(jī)肥是改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要舉措。文章利用四川省內(nèi)1 382個(gè)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，通過(guò)因子分析法綜合評(píng)估農(nóng)戶的信息獲取渠道，運(yùn)用二元Logistic回歸模型分析不同信息獲取渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響，并考慮農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在信息渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：化肥銷售商店信息渠道與農(nóng)戶環(huán)境治理意愿對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為有著顯著影響，且農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在化肥銷售商店信息渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。我們應(yīng)加大力度利用化肥銷售商店傳遞商品有機(jī)肥信息、保證產(chǎn)品質(zhì)量、提高農(nóng)戶環(huán)境治理意愿進(jìn)而提高有機(jī)肥的使用量。

信息獲取渠道；有機(jī)肥施用行為；調(diào)節(jié)效應(yīng)；環(huán)境治理意愿

在全球范圍內(nèi)，地球表面30-50%的水體都已經(jīng)受到面源污染的影響，并且很大一部分面源污染屬于農(nóng)業(yè)面源污染，其中，約有74%分布于發(fā)展中國(guó)家[1]?；释度雽?duì)保障重要農(nóng)產(chǎn)品有效供給、提升糧食安全保障水平起到了關(guān)鍵作用。中國(guó)僅用全球8%的耕地生產(chǎn)了世界21%的糧食，然而生產(chǎn)過(guò)程中35%的化肥消耗量凸顯了農(nóng)業(yè)發(fā)展和環(huán)境之間的尖銳矛盾[2]。2020年，我國(guó)三大糧食作物化肥利用率較5年前提高了5個(gè)百分點(diǎn)，達(dá)40.2%，但目前中國(guó)化肥施用水平仍然超過(guò)發(fā)達(dá)國(guó)家公認(rèn)的225公斤/公頃的環(huán)境安全上限許多[3]。由于過(guò)量施用化肥導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)面源污染可以從三方面減緩：一是化肥投入總量的減少；二是化肥施用效率的提升；三是提高有機(jī)肥的施用比例[4]。有機(jī)肥是實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的重要支撐和實(shí)施國(guó)家糧食安全戰(zhàn)略的重要基礎(chǔ)，施用有機(jī)肥是改善地區(qū)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要舉措[5]。

2017年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部開(kāi)展果菜茶有機(jī)肥替代化肥行動(dòng)，全國(guó)共選取了100個(gè)示范縣進(jìn)行試點(diǎn)工作，取得了良好的經(jīng)濟(jì)生態(tài)效益。為鞏固和擴(kuò)大試點(diǎn)成果，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《2020年種植業(yè)工作要點(diǎn)》進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)要繼續(xù)推動(dòng)有機(jī)肥替代化肥，將果菜茶有機(jī)肥替代化肥試點(diǎn)實(shí)施范圍向長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶、黃河流域等區(qū)域傾斜。有機(jī)肥可分為自制生物有機(jī)肥與商品有機(jī)肥，自制生物有機(jī)肥在一定程度上可以解決化肥和農(nóng)藥帶來(lái)的負(fù)面影響[6]，然而目前農(nóng)村壯年農(nóng)戶數(shù)量較少，且沒(méi)有養(yǎng)殖足夠數(shù)量的家禽，這導(dǎo)致農(nóng)戶自制生物有機(jī)肥過(guò)程中存在原材料不足和勞動(dòng)力缺失等問(wèn)題，因此，本文以商品有機(jī)肥為例，研究農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為。我國(guó)商品有機(jī)肥市場(chǎng)并不能夠完全滿足農(nóng)戶的需求，其中還存在著諸多問(wèn)題，比如市場(chǎng)信息的不對(duì)稱不完全[7]、商品有機(jī)肥的推廣力度和使用比例偏低[8]等，最終導(dǎo)致環(huán)境友好型商品有機(jī)肥被常用化肥擠出市場(chǎng)。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人類生產(chǎn)生活方式逐漸走向全面數(shù)字化，信息獲取渠道也相應(yīng)拓展。農(nóng)戶的信息獲取渠道是否有利于緩解有機(jī)肥市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱和形成環(huán)境友好型生產(chǎn)行為？信息獲取渠道是否影響農(nóng)戶環(huán)境治理意愿？這些問(wèn)題的答案對(duì)于推進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施有重要意義，并且具有一定的迫切性。

一、文獻(xiàn)回顧

對(duì)于農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，肥料作為商品無(wú)法僅從外觀辨別質(zhì)量的優(yōu)劣，只能通過(guò)外部的信息渠道了解并使用有機(jī)肥，因此優(yōu)質(zhì)的信息獲取渠道對(duì)推動(dòng)農(nóng)戶有機(jī)肥使用和保證農(nóng)戶基本收益上顯得尤為重要。從有機(jī)肥的施用行為出發(fā)，很多影響有機(jī)肥施用行為的因素已經(jīng)被討論過(guò)，縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，由農(nóng)戶個(gè)體特征出發(fā)的影響因素有年齡、受教育程度[9]等，由農(nóng)戶家庭特征出發(fā)的影響因素有耕地面積[10]、務(wù)農(nóng)年限[11]等，除此之外，如國(guó)家政策[12]、市場(chǎng)約束[13]、社會(huì)資本[13]等外部因素對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為也有顯著影響。

農(nóng)業(yè)信息化進(jìn)程中，農(nóng)戶的信息獲取渠道對(duì)其最終生產(chǎn)決策有著至關(guān)重要的影響[14]，近年也有學(xué)者從農(nóng)戶信息獲取渠道出發(fā)研究其對(duì)生產(chǎn)決策的影響，如李曉靜等[15]通過(guò)參與電商的農(nóng)戶信息獲取渠道，指出大眾媒介和組織渠道均是影響農(nóng)戶電商銷售行為的主要因素；丁李立等[16]以食用菌種植戶的生產(chǎn)方式選擇為例，發(fā)現(xiàn)以電話和電視為代表的信息獲取渠道與以企業(yè)和合作社為代表的信息獲取渠道對(duì)食用菌種植戶是否選擇專業(yè)生產(chǎn)菌棒存在相反的影響。

綜上所述，已有研究大多將農(nóng)戶獲取信息渠道分為電話、電視、收音機(jī)或廣播、網(wǎng)絡(luò)媒體等，無(wú)論是有機(jī)肥施用行為的影響因素還是從農(nóng)戶信息獲取渠道研究其對(duì)生產(chǎn)決策的影響都已取得了較為顯著的成果，梳理文獻(xiàn)后不難發(fā)現(xiàn)較少有文獻(xiàn)關(guān)注到不同信息渠道對(duì)農(nóng)戶施肥行為的影響，實(shí)際上在農(nóng)戶做出施肥行為之前會(huì)面臨不同信息選擇的困境，在信息化之前農(nóng)戶大多選擇傳統(tǒng)信息渠道決定生產(chǎn)行為，信息渠道多元化給了農(nóng)戶更多的生產(chǎn)選擇，同時(shí)也給生產(chǎn)增加了不確定性，農(nóng)戶既可以選擇與親朋好友交換信息的傳統(tǒng)渠道，也可以選擇電視、手機(jī)、社群平臺(tái)等新型渠道接收相關(guān)的生產(chǎn)信息，從而會(huì)增加農(nóng)戶在施肥行為上選擇的不同可能性。農(nóng)戶是否選擇施用有機(jī)肥的行為決策一定程度上可以檢驗(yàn)國(guó)家層面宏觀政策的實(shí)施效果[17]，因此，本文利用四川省內(nèi)1 382份農(nóng)戶調(diào)研一手?jǐn)?shù)據(jù)，深入剖析影響農(nóng)戶商品有機(jī)肥施用行為的關(guān)鍵因素。本文的主要邊際貢獻(xiàn)在于：一是結(jié)合數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景，充分考慮信息渠道對(duì)農(nóng)戶行為的影響；二是拓展了農(nóng)戶意愿對(duì)行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究。

二、理論分析與模型構(gòu)建

（一）理論分析

Guagnano[18]等提出態(tài)度—情境—行為理論，解釋了態(tài)度、情境和行為三者之間的關(guān)系，并指出個(gè)體的態(tài)度以及外界情境因素共同決定個(gè)體的行為決策，且態(tài)度因素或情景因素可以作為調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)對(duì)個(gè)體行為的影響。項(xiàng)朝陽(yáng)等[19]在研究社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶化肥農(nóng)藥減量技術(shù)采納的影響時(shí)，驗(yàn)證了農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知在社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶化肥農(nóng)藥建立技術(shù)采納的影響中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。從一般意義上講，農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿是指農(nóng)戶個(gè)體對(duì)農(nóng)村環(huán)境污染治理在心理上的支持程度。在農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)過(guò)程中，農(nóng)戶是否選擇使用有機(jī)肥的決策首先要經(jīng)過(guò)農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥的了解和認(rèn)知，這不僅包括農(nóng)戶對(duì)于有機(jī)肥具體使用的流程，還包括有機(jī)肥的使用是否能緩解過(guò)量投入傳統(tǒng)化肥對(duì)農(nóng)村緩解造成的壓力，有研究表明，有機(jī)肥替代化肥等綠色生產(chǎn)行為能夠?qū)崿F(xiàn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和資源環(huán)境的保護(hù)協(xié)同發(fā)展[20]，這正與農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿相吻合。在農(nóng)戶已經(jīng)可以從各種信息渠道獲取足夠數(shù)量和質(zhì)量信息的前提下，如果農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿越高，就越能促進(jìn)信息獲取渠道對(duì)其有機(jī)肥使用的正向影響[21]。基于以上分析構(gòu)建本文研究框架（圖1），并提出以下假設(shè)：

H1：人文信息獲取渠道可正向影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為。

H2：傳統(tǒng)信息獲取渠道可正向影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為。

H3：新型信息獲取渠道可正向影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為。

H4：農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿可正向影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為。

H5：農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿在信息獲取渠道對(duì)其有機(jī)肥施用行為的影響中存在正向調(diào)節(jié)作用。

圖1 理論分析框架圖

（二）模型構(gòu)建

根據(jù)前文的理論分析，信息獲取渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為有重要影響。本文將首先采用因子分析法計(jì)算農(nóng)戶信息獲取渠道得分；因變量農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為是二分類變量，因此采用二元Logistic回歸模型研究不同信息渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響，Logistic線性函數(shù)形式為：

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及指標(biāo)選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究數(shù)據(jù)源于課題組2021年8月和2022年1月在四川省內(nèi)開(kāi)展的入戶調(diào)查。四川省地貌東西區(qū)域差異較大，地形復(fù)雜多樣，考慮調(diào)查數(shù)據(jù)應(yīng)具有的典型性和代表性，課題組調(diào)研范圍包含四川省內(nèi)16個(gè)城市和2個(gè)自治州。共完成入戶調(diào)查問(wèn)卷1 485份，通過(guò)剔除無(wú)種植行為及空缺較多問(wèn)卷，最終有效問(wèn)卷1 382份，有效率93.06%。從受訪者個(gè)體特征看：受訪主要為男性（60.7%）、老年（平均年齡58歲）傳統(tǒng)小農(nóng)戶，受訪者受教育程度總體較低（初中及以下學(xué)歷占93.8%），家庭總收入不高（5萬(wàn)元以下占79.6%）?？傮w上，樣本具有較好的代表性。

（二）指標(biāo)選取

本文研究的有機(jī)肥施用行為即在生產(chǎn)過(guò)程中使用了商品有機(jī)肥，從問(wèn)卷調(diào)查中詢問(wèn)被調(diào)查者“您是否使用過(guò)商品有機(jī)肥”獲得，選擇“是”用1表示，選擇“否”則用0表示，結(jié)果為1說(shuō)明農(nóng)戶在生產(chǎn)過(guò)程中使用了商品有機(jī)肥，結(jié)果為0則表示農(nóng)戶沒(méi)有商品有機(jī)肥施用行為。

核心解釋變量包括農(nóng)戶的信息獲取渠道與環(huán)境治理意愿。在考察信息獲取渠道對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響中，調(diào)查問(wèn)卷中將信息渠道類別分為人文渠道、傳統(tǒng)渠道和新型渠道，其中人文渠道包括村干部、親戚朋友和其他村民。傳統(tǒng)渠道包括當(dāng)?shù)貓?bào)紙、當(dāng)?shù)仉娨曅侣?、?dāng)?shù)刂醒胄侣?、化肥銷售商店和收音機(jī)（村里廣播），新型渠道包括網(wǎng)絡(luò)媒體和社群平臺(tái)（如微博、微信），由于單一信息渠道選擇指標(biāo)對(duì)于農(nóng)戶施肥行為的局限性[22]，基于此，在每個(gè)渠道的基礎(chǔ)上使用多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)[23]，將信息渠道的評(píng)價(jià)從是否利用該渠道獲取信息、從該渠道獲取信息的難易程度、從該渠道獲取信息的信息量、該渠道提供信息的專業(yè)性和可信度以及該渠道是否應(yīng)負(fù)責(zé)傳遞信息這6個(gè)角度進(jìn)行分析，其中每個(gè)維度的數(shù)據(jù)來(lái)源由調(diào)查問(wèn)卷中給出的與該渠道相關(guān)的問(wèn)題所獲得，具體指標(biāo)評(píng)價(jià)體系見(jiàn)表1。為避免過(guò)多的變量影響模型的整體擬合度，因此本文從所有類別的信息渠道中每一類別選出一個(gè)信息渠道作為代表，在實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)村干部與農(nóng)戶的信息傳遞頻次較高，具有較好的代表性，因此在人文類別中選用村干部信息渠道，相應(yīng)地，傳統(tǒng)類別選用化肥銷售商店渠道，新型類別選用社群平臺(tái)渠道。使用因子分析法計(jì)算該類渠道的綜合指數(shù)作為自變量，以研究該信息渠道的綜合評(píng)價(jià)對(duì)農(nóng)戶施肥行為的影響。

農(nóng)戶環(huán)境治理意愿則通過(guò)“您是否愿意參加農(nóng)業(yè)污染問(wèn)題治理？”“您是否愿意支持國(guó)家對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)造成污染進(jìn)行處罰？”“您是否愿意支持國(guó)家實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染稅收？”等5個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量，具體測(cè)量體系及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2，其中我們以5個(gè)題項(xiàng)取均值來(lái)表征農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿，而農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿的均值為3.25，表明被調(diào)研農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的治理意愿水平一般。

考慮到影響農(nóng)戶施用綠色化肥的因素比較多，結(jié)合以往文獻(xiàn)，本文加入了一些可能影響農(nóng)戶施用綠色化肥行為的變量，具體包括：農(nóng)戶的個(gè)體特征，如年齡、性別、受教育程度、務(wù)農(nóng)年限等，除基本控制變量外，本文還加入了農(nóng)戶家庭的總收入以反映該農(nóng)戶使用商品有機(jī)肥的成本。其中核心解釋變量中三類渠道的信息評(píng)價(jià)綜合指數(shù)的計(jì)算在下一部分詳細(xì)介紹，具體各變量的含義與描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

表1 信息渠道評(píng)價(jià)體系

表2 農(nóng)戶環(huán)境治理意愿描述性統(tǒng)計(jì)

表3 變量定義及樣本描述性統(tǒng)計(jì)

變量類別變量名稱定義及賦值均值標(biāo)準(zhǔn)差 被解釋變量是否使用綠色化肥1=是；0=否0.2500.434 核心解釋變量村干部信息評(píng)價(jià)綜合指數(shù)（F1）“是否選用該渠道”“從該渠道獲取信息的難易程度”“從該渠道獲取的信息量”“該渠道提供信息的專業(yè)度”“該渠道提供信息的可信度”“該渠道是否負(fù)責(zé)傳遞信息”2.8230.775 化肥銷售商店信息評(píng)價(jià)綜合指數(shù)（F2）3.2590.836 社群平臺(tái)信息評(píng)價(jià)綜合指數(shù)（F3）2.1010.846 調(diào)節(jié)變量農(nóng)戶環(huán)境治理意愿1=非常不愿意；2=比較不愿意；3=一般；4=比較愿意；5=非常愿意3.250.618 控制變量年齡X1戶主的實(shí)際年齡/歲58.84011.206 性別X20=女；1=男0.6070.487 務(wù)農(nóng)年限X3戶主的實(shí)際務(wù)農(nóng)時(shí)間/年37.52014.322 受教育程度X40=小學(xué)及以下；1=初中；2=高中；3=大學(xué)專科；4=大學(xué)本科；5=碩士及以上0.4200.696 家庭總收入X51=500元以下；2=5 000-10 000元；3=1-2萬(wàn)元；4=2-5萬(wàn)元；5=5萬(wàn)元以上1.6200.871

四、實(shí)證分析

（一）基于因子分析法的信息評(píng)價(jià)因子計(jì)算

因子分析的相關(guān)性檢驗(yàn)。將村干部渠道的數(shù)據(jù)導(dǎo)入到SPSS軟件中，使用因子分析法進(jìn)行分析，得到的KMO檢驗(yàn)和Bartlett檢驗(yàn)如表4所示，KMO值=0.760，對(duì)于KMO的值大于0.7，且Bartlett球型檢驗(yàn)結(jié)果顯著，可以進(jìn)行因子分析。

表4 因子分析的適用性檢驗(yàn)

KMO取樣適切性量數(shù)0.760 Bartlett 的球形度檢驗(yàn)近似卡方2 408.145 自由度15 顯著性0.000

公因子提取。本文采用主成分分析法提取信息評(píng)價(jià)的公共因子，當(dāng)因子的特征值大于1的時(shí)候被提取，因子1和因子2的特征值均大于1，其累積的方差貢獻(xiàn)率為65.976%，將其命名為信息數(shù)量因子（Fa1）和信息質(zhì)量因子（Fa2），說(shuō)明這兩個(gè)因子可以對(duì)村干部信息獲取渠道的評(píng)價(jià)做出較好的解釋（表5）。

公因子得分。公因子提取出之后，需要計(jì)算兩個(gè)公因子的得分，根據(jù)因子的得分系數(shù)矩陣（表6）計(jì)算因子得分。公因子得分函數(shù)[24]如下：

其中x1為“是否會(huì)利用該渠道獲取信息”；x2為“難易程度”；x3為“信息量”；x4為“專業(yè)性”；x5為“可信度”；x6為“該渠道是否應(yīng)該傳遞信息”。

表5 總方差解釋

成份初始特征值提取平方和載入 合計(jì)方差的%累積%合計(jì)方差的%累積% 成分1Fa12.80246.70446.7042.80246.70446.704 成分2Fa21.15619.27265.9761.15619.27265.976 成分3Fa30.74312.3878.356 成分4Fa40.5168.60486.96 成分5Fa50.4257.08794.046 成分6Fa60.3575.954100

表6 成分得分系數(shù)矩陣

成份 12 是否會(huì)利用該渠道獲取信息（x1）0.446-0.147 難易程度（x2）0.3450.008 信息量（x3）0.445-0.122 專業(yè)性（x4）0.0030.391 可信度（x5）-0.1230.515 該渠道是否負(fù)責(zé)傳遞信息（x6）-0.1450.463

綜合指數(shù)計(jì)算，基于上述因子的得分，可以計(jì)算村干部信息渠道的綜合指數(shù)，而兩個(gè)公因子對(duì)綜合指數(shù)的解釋能力是有差異的，每個(gè)因子的方差權(quán)重也不相同，可以構(gòu)建出綜合指數(shù)的計(jì)算方程：

在式（4）中，46.704%和19.272%分別是兩個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率，65.976%為兩個(gè)公因子總的權(quán)重，通過(guò)計(jì)算可以得到最終村干部信息渠道的綜合指數(shù)。

本文研究的信息渠道來(lái)源有10個(gè)，將選取代表剩余的2個(gè)渠道使用因子分析法重復(fù)以上過(guò)程，經(jīng)檢驗(yàn)，余下2個(gè)渠道的因子適用性檢驗(yàn)的KMO值和Bartlett檢驗(yàn)滿足要求，且均可以提取出所檢驗(yàn)渠道的數(shù)量因子和質(zhì)量因子并計(jì)算該渠道的綜合指數(shù)，由于篇幅限制不再贅述。

（二）二元Logistic模型回歸結(jié)果

本文使用SPSS27. 0軟件對(duì)相關(guān)的調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，在確保數(shù)據(jù)不存在主觀錄入失誤和缺失值的前提下對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到自變量之間的VIF值均小于5，根據(jù)葉堂林等[25]的研究，VIF小于10則可以判斷各解釋變量之間不存在顯著的多重共線性。同時(shí)，由于農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為是二分類變量，所以本文采用二元Logistic模型，將三類信息獲取渠道指數(shù)、農(nóng)戶環(huán)境治理意愿、相關(guān)控制變量等逐步納入模型，并估計(jì)信息獲取渠道指數(shù)、農(nóng)戶環(huán)境治理意愿對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為的影響。其中，模型1不加任何控制變量，對(duì)核心解釋變量進(jìn)行分析；模型2基于模型1加入相關(guān)控制變量進(jìn)行分析；由于在模型2中只有化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為有顯著正向影響，因此在模型3中對(duì)化肥銷售商店綜合指數(shù)、農(nóng)戶環(huán)境治理意愿進(jìn)行中心化處理的基礎(chǔ)上，只加入化肥銷售商店綜合指數(shù)和農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的交互項(xiàng)、探究農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。核心自變量和控制變量納入模型中使用最大似然估計(jì)進(jìn)行回歸，通過(guò)回歸結(jié)果顯示，卡方檢驗(yàn)值Sig.值為0.001，充分表明模型構(gòu)建顯著成立，擬合度檢驗(yàn)中P值均大于0.05，表明模型的擬合效果較好。具體運(yùn)行結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 模型估計(jì)結(jié)果

變量類型變量名稱模型1模型2模型3 系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤 核心變量F10.0540.090.0580.0910.0450.092 F20.464***0.0860.484***0.0870.483***0.087 F3-0.0490.077-0.0160.081-0.0220.082 農(nóng)戶環(huán)境治理意愿0.216**0.1040.237**0.1050.203**0.107 控制變量年齡X1---0.017*0.01-0.018*0.01 性別X2--0.261**0.1360.277**0.137 務(wù)農(nóng)年限X3--0.023***0.0080.023***0.008 受教育程度X4--0.0760.0990.0690.1 家庭總收入X5---0.0420.052-0.0390.052 調(diào)節(jié)變量F2*農(nóng)戶環(huán)境治理意愿----0.33***0.129 常數(shù)Prob>chi2偽R2-3.413***0.464-3.534***0.631-3.361***0.624 42.00955.97762.572 0.0740.0990.110

注：1)*、**、***分別表示各變量在10%、5%、1%的水平上顯著; 2)“-”表示該變量未放入模型進(jìn)行回歸

（三）結(jié)果分析

1. 農(nóng)戶獲取信息渠道結(jié)果分析

在模型3中，除社群平臺(tái)信息評(píng)價(jià)綜合指數(shù)的系數(shù)為負(fù)外，村干部信息評(píng)價(jià)指數(shù)和化肥銷售商店信息評(píng)價(jià)指數(shù)的系數(shù)都為正，且化肥銷售商店信息評(píng)價(jià)指數(shù)通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明從化肥銷售商店渠道獲取信息對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥有顯著正向影響?？赡艿脑蚴?，從農(nóng)戶個(gè)體特征描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，農(nóng)戶整體的年齡偏大，受教育程度偏低，在購(gòu)買化肥和獲取有機(jī)肥信息更傾向于選擇傳統(tǒng)的化肥銷售商店，因此化肥銷售商店所傳遞信息的數(shù)量和質(zhì)量和農(nóng)戶化肥施用行為之間存在顯著的關(guān)系。農(nóng)戶施用有機(jī)肥可以有效地改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的污染問(wèn)題，政府從化肥銷售商店渠道入手宣傳環(huán)境保護(hù)和污染治理的政策，強(qiáng)化農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)認(rèn)知的可行性會(huì)更高。因此，回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H1的合理性。

村干部信息評(píng)價(jià)指數(shù)的影響并不顯著，可能的原因是，從村干部信息評(píng)價(jià)指數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)中可以看出，隨著信息化的發(fā)展，農(nóng)戶從村干部渠道獲取的有機(jī)肥信息越來(lái)越少，逐漸被其他信息所取代，因此對(duì)于有機(jī)肥施用行為來(lái)說(shuō)并不顯著。而社群平臺(tái)信息評(píng)價(jià)綜合指數(shù)系數(shù)為負(fù)，原因可能是農(nóng)戶整體并不依賴于現(xiàn)代媒體設(shè)備獲取信息，甚至排斥此渠道，因此提高該渠道信息的數(shù)量和質(zhì)量難以對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為發(fā)揮作用，甚至起到反作用。這里假設(shè)H2、H3并未得到驗(yàn)證。

2. 農(nóng)戶環(huán)境治理意愿結(jié)果分析

在模型3中，農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在5%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正。這表明農(nóng)戶環(huán)境治理意愿越高，則越有可能在生產(chǎn)中采用有機(jī)肥行為。這其實(shí)不難理解，有機(jī)肥作為綠色生產(chǎn)行為的一種具有有機(jī)質(zhì)含量高、養(yǎng)分不易流失、利用率高等特點(diǎn)，其對(duì)于環(huán)境質(zhì)量的改善，提高農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)有著突出貢獻(xiàn)，農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿越高，代表農(nóng)戶在生產(chǎn)中更加注意生產(chǎn)行為對(duì)環(huán)境是否造成影響，就越有可能采用環(huán)境友好的綠色生產(chǎn)行為。假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

3. 控制變量結(jié)果分析

控制變量中有顯著影響的是農(nóng)戶年齡與務(wù)農(nóng)年限，年齡表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，而務(wù)農(nóng)年限則表現(xiàn)為正相關(guān)，分別通過(guò)了10%、1%水平的顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明農(nóng)戶的年齡越大，在生產(chǎn)中使用商品有機(jī)肥的可能性就越小?？赡艿脑蚴?，農(nóng)戶的年齡越大，在生產(chǎn)中采取的化肥種類相對(duì)更加固定，較難接受新的化肥品種，思想觀念在短時(shí)間內(nèi)較難改變，因此年齡越大越難接受在生產(chǎn)中使用有機(jī)肥作為替代。而務(wù)農(nóng)年限越長(zhǎng)則更有可能使用有機(jī)肥，這與年齡并不沖突，務(wù)農(nóng)時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)使用不同種類的化肥帶來(lái)的產(chǎn)量區(qū)別以及環(huán)境污染的認(rèn)知相對(duì)就越高，就越有助于增進(jìn)其對(duì)生態(tài)環(huán)境的了解，由于有機(jī)肥可以帶來(lái)產(chǎn)量的增加以及限制農(nóng)業(yè)面源污染的優(yōu)點(diǎn)，因此更容易在生產(chǎn)中選擇商品有機(jī)肥。

4. 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

在模型4中，加入化肥銷售商店綜合指數(shù)和農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的交互項(xiàng)，進(jìn)一步考察農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為了方便系數(shù)的解釋，在進(jìn)行回歸之前，對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行去中心化處理。由表7可知，化肥銷售商店綜合指數(shù)和農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的交互項(xiàng)在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在1%的水平上顯著正向調(diào)節(jié)化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為的影響。假設(shè)H5成立。為檢驗(yàn)農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為影響中的調(diào)節(jié)作用，本研究進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體采用Hayes[26]編制的SPSS宏（Process程序）進(jìn)行分析。由表8可知，化肥銷售商店綜合指數(shù)組別中，無(wú)論是低水平組（M-1SD）還是均值組（M）和高水平組（M+1SD），Bootstrap 95%置信區(qū)間上下限都不包含0。由檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)得，農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在化肥銷售商店綜合指數(shù)影響農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為的過(guò)程中調(diào)節(jié)作用顯著，表明農(nóng)戶環(huán)境治理意愿在化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為的影響中具有正向調(diào)節(jié)作用，再次驗(yàn)證了二元Logistic回歸分析結(jié)果中農(nóng)戶環(huán)境治理意愿正向調(diào)節(jié)化肥銷售商店綜合指數(shù)對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為的影響。

表8 調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

F2效應(yīng)值Boot標(biāo)準(zhǔn)誤BootCI下限BootCI上限調(diào)節(jié)作用的顯著性 eff1(M-1SD)0.2560.1140.0330.480顯著 eff2(M)0.4770.0810.3190.636顯著 eff3(M+1SD)0.6980.1090.4860.911顯著

結(jié)語(yǔ)

本文基于1 382實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，利用因子分析法和二元Logistic模型，實(shí)證分析了農(nóng)戶信息獲取渠道對(duì)有機(jī)肥使用行為的影響，并解析農(nóng)戶環(huán)境治理意愿對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出以下結(jié)論：第一，化肥銷售商店綜合評(píng)價(jià)指數(shù)、農(nóng)戶環(huán)境治理意愿顯著正向影響農(nóng)戶商品有機(jī)肥使用行為。結(jié)果表明農(nóng)戶從化肥銷售商店獲取的信息數(shù)量越多、質(zhì)量越高就越有可能在生產(chǎn)中使用有機(jī)肥。第二，農(nóng)戶性別與務(wù)農(nóng)年限對(duì)商品有機(jī)肥使用行為有顯著正向影響，年齡對(duì)商品有機(jī)肥使用有顯著負(fù)向影響。第三，農(nóng)戶的環(huán)境治理意愿對(duì)“化肥銷售商店綜合指數(shù)-農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為”的關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

根據(jù)本文研究結(jié)果，提出以下幾點(diǎn)建議：第一，考慮區(qū)域差異合理設(shè)置信息獲取渠道。本文研究結(jié)果表明化肥銷售商店對(duì)農(nóng)戶行為的影響高于廣播電視等傳統(tǒng)信息渠道，因此，可以在農(nóng)村區(qū)域考慮以化肥銷售商店為推廣宣傳中心，提高有機(jī)肥宣傳信息的數(shù)量和質(zhì)量。第二，嚴(yán)格監(jiān)管有機(jī)肥產(chǎn)品信息傳遞。信息不對(duì)稱是市場(chǎng)失靈的重要原因，應(yīng)嚴(yán)格把控信息渠道傳遞信息的專業(yè)性和可信度，落實(shí)監(jiān)督管理。對(duì)在有機(jī)肥市場(chǎng)上流通的商品有機(jī)肥進(jìn)行不定期抽檢，保證商家在售有機(jī)肥信息傳遞的真實(shí)性和專業(yè)性。第三，提高農(nóng)戶污染治理意愿。農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的提高，有助于提升其對(duì)環(huán)境問(wèn)題的科學(xué)認(rèn)識(shí)，促使其進(jìn)一步采納綠色生產(chǎn)行為，可通過(guò)增設(shè)村委會(huì)防范面源污染、保護(hù)生態(tài)環(huán)境等主題的講座或有機(jī)肥使用技術(shù)的培訓(xùn)，提高農(nóng)戶環(huán)境意識(shí)增加污染治理意愿。

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Research on the Influence of Farmers’ Information Acquisition Channel on Organic Fertilizer Application Behavior——A Perspective of Moderating Effect from Farmers’ Willingness of Environmental Protection

HUA Chunlin, WANG Hanke

（School of Economics and Management, Southwest University of Science and Technology, Mianyang 621010, Sichuan, China）

Organic fertilizer application is critical to improve the rural ecological environment and sustainable agricultural development. Based on the survey data of 1,382 farmers in Sichuan Province, this paper comprehensively evaluates farmers’ information acquisition channels through factor analysis, and analyzes the influence of different information acquisition channels on farmers’ use behavior of commodity organic fertilizer by binary Logistic regression model. The results illustrate: the information acquisition channel of fertilizer sales stores and farmers’ cognition of organic fertilizer significantly impacted farmers’ application of organic fertilizer. The transmission of organic fertilizer information through fertilizer sales stores should be intensified, and farmers’ awareness should be improved to increase the usage amount of organic fertilizer.

information acquisition channel, behavior of applying organic fertilizer, moderating effect, willingness of environmental protection

F327

A

1672-4860（2023）02-0025-09

2022-05-07

2022-09-12

華春林（1980-），女，漢族，湖北武漢人，副教授，博士。研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

王涵可（1998-），男，漢族，河南林州人，碩士在讀。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目：農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)業(yè)面源污染減量化行為研究—基于私人利益與污染價(jià)值聯(lián)結(jié)的視角，項(xiàng)目編號(hào)：72003158。

·感謝匿名審稿人對(duì)本文的建議，作者文責(zé)自負(fù)。