許偉杰,趙愛蓮,劉德弟

(1.浙江農林大學 經濟管理學院,浙江 杭州 311300;2.文成縣現代農業(yè)與康養(yǎng)產業(yè)研究院,浙江 溫州 325300;3.文成縣大峃鎮(zhèn)龍川小學,浙江 溫州 325300)

一、引言和文獻綜述

近年來,隨著我國經濟的快速發(fā)展、社會主要矛盾的轉變,人民群眾對美好生活的向往與需求愈發(fā)強烈,然而與民眾追求不相符的是由于化肥、農藥等農業(yè)化學品超標使用,所導致農產品質量安全事件如青島毒韭菜、海南毒豌豆的頻頻曝光,已成為社會關注的焦點[1]。很顯然傳統(tǒng)的高投入、高產出、高污染的粗放型生產模式已不能滿足消費者對綠色優(yōu)質農產品的需要,在這樣的背景下,綠色農業(yè)逐漸映入大眾的眼簾。綠色農業(yè)是指充分運用先進的科學技術、工業(yè)裝備和管理理念,以促進農產品、生態(tài)、資源安全和提高農業(yè)綜合經濟效益的協(xié)調、統(tǒng)一為目標,以倡導農產品標準化為手段,推動人類社會和經濟全面、協(xié)調和持續(xù)發(fā)展的農業(yè)模式。另一方面,我國農業(yè)生產正發(fā)生著歷史性變化,作為新型農業(yè)經營主體的家庭農場,引領現代農業(yè)發(fā)展的作用日益凸顯,據不完全統(tǒng)計,截至2021年底,全國共有家庭農場超過390萬家[2]。因此,在我國竭力實現“質量興農、綠色興農”的背景下,研究家庭農場綠色生產技術的采用就顯得尤為重要。

圍繞家庭農場綠色生產的問題引起了專家學者的關注,王世堯等、劉錚等研究發(fā)現綠色生產技術如測土配方施肥、秸稈還田等技術的采用,通過提高化肥的利用率,帶來農作物的增產增效[3-4]。從理論上來看家庭農場經營者作為“理性經濟人”,其采用綠色生產技術的決策受到預期收益以及機會成本的影響[5],[6]97,但在實際生產中,家庭農場的經營者受認知因素的制約,其綠色生產技術是否采用不僅受到生產意愿的影響,而且更多地受到社會因素的影響[7]。我國農村作為一個“差序格局”的社會,農戶由于自身經濟稟賦有限,受教育程度較低,加之農村基礎設施建設落后,從而導致大多數農業(yè)經營者信息滯后,還是沿用傳統(tǒng)的生產方式,憑借自身經驗施肥、施藥和焚燒秸稈等[8]。長此以往,我國的農業(yè)生產陷入了農業(yè)經濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境破壞的惡性循環(huán)中,而社會資本可以緩解由農戶自身狀況所帶來的信息約束,增加其綠色生產技術采用的概率。經營主體通過社會資本進行技術學習,可獲得有效的農業(yè)技術信息,對增加其知識積累、提高技術采納行為具有顯著的正向影響[9-10]。社會資本能夠通過內部成員間的合作,減少外部性的干預如成本、資金束縛等問題,并有效緩解風險沖擊,從而為其提供風險保障,是推動家庭農場采用新技術的另一重要渠道[11-12]。由此可知,農戶可通過社會資本來緩解其資金約束降低技術采用風險、增強農戶之間的學習效應?？梢?社會資本對家庭農場等經營主體生產技術的采用具有不容忽視的影響。因此,從社會資本視角探討其綠色生產技術的采用具有一定的現實意義。

二、理論分析和研究假設

自從社會資本一詞出現以來,國內外研究者從不同角度其進行了界定和衡量,為本研究提供了借鑒和參考。結合學界的研究成果,將社會資本界定為:一種社會關系,包括社會結構的某些方面,主要包含了信任、規(guī)范、關系網絡等方面,在一定程度上可以幫助結構中的個體達成目的。在本研究中主要從社會網絡、社會規(guī)范、社會參與三個角度分析社會資本對家庭農場綠色生產技術采用的影響。

社會網絡對主要是通過緩解家庭農場主的信息約束來發(fā)揮作用。單個家庭農場主的收集處理信息的能力較弱,大部分農場主不經常接觸互聯(lián)網等通訊設備,主要依靠電視及新媒體等來獲得信息,但由于農業(yè)勞作繁重,農場主沒有過多的時間去觀看電視,從而獲得信息相對有限[13],而當農場獲得示范性稱號時,農場在日常生產經營中會經常和農業(yè)技術部門及科研人員進行溝通交流,從而獲得新技術的最新信息,從而促進其綠色生產技術的采用;另一方面,獲得示范農場稱號,可以幫助其認識更多的來自不同地方的農場主,不同區(qū)域農場主的交流互動進一步促進了農場經營者農業(yè)新技術知識的積累,使得農場主對農業(yè)新技術的認知發(fā)生改變,進而增加其采用綠色生產技術的概率。

社會規(guī)范主要是通過增強農場主綠色生產技術的學習效應和降低生產成本來實現。家庭農場在考慮是否采用綠色生產技術進行農業(yè)生產時,可能會受到附近其他農場主行為的推力和當地綠色生產技術采用鼓勵政策誘惑力的影響。家庭農場主要由傳統(tǒng)小農戶轉變而來,故而更多的農場主屬于“風險規(guī)避型”生產者,綠色生產技術作為新事物其能否幫助農場主獲益是一個未知數[6]96。因此,農場主是否采用綠色生產技術的決策行為會明顯受到附近其他農場主以及親戚朋友是否采用的影響,這在一定程度上增強了家庭農場主之間的學習效應。此外,倘若當地政府部門在綠色生產技術采用上有一定的鼓勵措施,農場主為了獲得該項收益及其他利益也會提升采用綠色生產技術的概率。

社會參與主要通過緩解家庭農場主綠色生產技術采用的技術約束來實現。家庭農場主與農業(yè)技術人員的聯(lián)系次數越多,越能夠緩解農場主對綠色生產技術的約束。個體農場主的自身素質如受教育水平、對新事物的接受能力存在差異,和農業(yè)技術人員頻繁的聯(lián)系能夠幫助其增加對綠色生產技術的特征、操作技能等方面知識,有助于增加其對綠色生產技術的認可度。此外,與農業(yè)技術人員的聯(lián)系次數越多,則進一步降低了綠色生產技術的學習難度,提高家庭農場主的采納積極性[14]。

鑒于此,提出如下三條假說:

假說1:社會網絡能夠促進家庭農場綠色生產技術采用。

假說2:社會規(guī)范能夠促進家庭農場綠色生產技術采用。

假說3:社會參與能夠促進家庭農場綠色生產技術采用。

三、數據來源、樣本點概況、變量設置及模型設定

(一)數據來源

本研究所用的數據來源于課題組2020年12月～2021年3月,對文成縣種植型家庭農場綠色生產技術采用狀況的調研,為確保樣本的代表性,本次調研范圍涵蓋了文成縣的南田鎮(zhèn)、二源鎮(zhèn)、百丈漈鎮(zhèn)、黃坦鎮(zhèn)、西坑鎮(zhèn)、珊溪鎮(zhèn)、巨嶼鎮(zhèn)、大峃鎮(zhèn)、玉壺鎮(zhèn)等9個鄉(xiāng)鎮(zhèn),共計調研180余個農場,在剔除部分關鍵信息缺失的問卷后,共獲得有效問卷165份,有效問卷率91.67%,與此同時為了保證數據的可靠性,本研究在初始階段采用SPSS25.0統(tǒng)計軟件進行信、效度檢驗。在信度檢驗方面,Cronbach’s Alpha系數為0.880,且單個潛變量的Cronbach’s Alpha信度系數也均在0.846以上,表明各個潛變量因子內部一致性較強,量表具有較好的信度;在效度檢驗方面,通過因子分析得出的KMO值為0.904,且Bartlett球形檢驗的近似卡方值1 271.426,在1%水平上顯著,說明文中數據的效度較高。

(二)樣本點概況

文成縣位于浙江省南部山區(qū),溫州市西南部,飛云江中上游。東鄰瑞安市,南界平陽、蒼南縣,西倚泰順、景寧縣,北接青田縣。土地總面積1 296.44km2,占溫州市土地總面積的10.7%,境內以山地和丘陵為主要的地貌類型,其中山地面積占全縣總面積的82.5%,地勢自西北向東南傾斜,素有“八山一水一分田”的稱謂。2022年,全縣農作物種植面積為175km2,糧食種植面積71.01km2,糧食作物產值1.31億元,建成糧食生產功能區(qū)28km2、現代農業(yè)園區(qū)61.33km2。根據實踐調研得知,截至2022年末,全縣共有注冊登記家庭農場632家,其中南田鎮(zhèn)、珊溪鎮(zhèn)和黃坦鎮(zhèn)分別有184家、114家和97家,三鎮(zhèn)家庭農場登記數占全縣總數的57.92%。

從經營的類型來看,文成縣家庭農場經營的類型主要為種植業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)以及種養(yǎng)結合業(yè)4種,其中種植型的農場數量達到428家,占總數的67.72%;其他三類農場僅為204家?？傮w來看,因文成境內海拔較高,處于多山地帶,晝夜溫差較大適合種植水果、蔬菜以及水稻等農作物,故而種植型的家庭農場較多。從家庭農場綠色生產技術采用的狀況來看,首先,有57%的農場主采用測土配方施肥技術,而有43%的農場未采用該項技術,這說明測土配方施肥技術當地的利用率并不是太高。其次,有64%的家庭農場采用了綠色有機肥,僅有36%的農場未采用,這說明有機肥的采用率較高,有機肥的獲取較為便利,農村的動物可以生產,而且對農作物的增產效果更好、更有利于增強土地肥力,故而采用率較高。最后,有57%的農場采用秸稈還田技術,而未選擇該技術的農場占比達到43%,這說明樣本家庭農場在生產廢料的處理方式上還不夠合理,部分農場沒有意識到生產廢料的價值,并沒有采用循環(huán)利用的方式進行處理?？傮w來看,這三種綠色生產技術在家庭農場中均有不同程度的采用,采用率最高的是綠色有機肥,而測土配方施肥技術和秸稈還田技術采用率持平,未來政府部門應制定相應的政策來促進綠色生產技術在家庭農場中的采用,推進綠色農業(yè)的發(fā)展。

(三)變量設置

1.因變量

在基準回歸方面,通過對調查數據匯總,進而得到每個樣本家庭農場綠色生產技術采用的數量,以此來反映家庭農場綠色生產技術采用的程度作為本研究的因變量,該變量是一個介于0～3之間的計數型變量;在穩(wěn)健性檢驗方面,借鑒楊志海的研究,將調查問卷中“家庭農場經營者如何施肥、有機肥采用情況以及如何處理農業(yè)生產廢料”等三個問題進行轉化,得到“是否采用測土配方施肥技術”“是否采用綠色有機肥”和“是否采用秸稈還田技術”三個變量作為模型的因變量[15]。

2.自變量和控制變量

自變量主要包含:核心解釋變量,即社會資本,主要包括社會網絡、社會規(guī)范和社會參與;社會網絡參考楊芳的研究成果,采用“是否為示范性家庭農場”來測度[16];社會規(guī)范借鑒慕宏杰的研究成果,采用“附近農場是否采用綠色生產技術”和“是否有綠色生產技術采用的鼓勵措施”來測度[17];社會參與的測度主要參考熊愛華和宋婷婷的做法,采用“農場主與農業(yè)技術人員聯(lián)系的次數”來衡量,并使用李克特5級量表法來反映[18]?？刂谱兞恐饕獜膫€體特征、家庭特征和其他因素等方面選取,具體變量的定義及統(tǒng)計見表1。

表1 變量的定義及統(tǒng)計描述

(四)模型構建

1.泊松回歸模型

由于本研究中綠色生產技術采用程度,是用家庭農場綠色生產技術使用的個數來衡量,屬于計數型的變量,故而使用泊松回歸模型實證分析社會資本對家庭農場綠色生產技術采用程度的影響。相應的泊松回歸模型設置如下:

(1)

ln(E(Z))=lnλ=α+∑βiCi+∑γjXj+ε

(2)

式中,Z代表采用家庭農場綠色生產技術,λ為其采用綠色生產技術的種類數,Ci為核心解釋變量家庭農場主的社會資本狀況,Xi為影響家庭農場綠色生產技術的其他因素,包括戶主個人特征、戶主家庭特征、其他因素;α為截距;βi核心解釋變量社會資本的回歸系數;γj控制變量的回歸系數;ε為隨機誤差項。

2.二元Probit回歸模型

由于本研究中家庭農場采用綠色生產技術,主要使用是否采用測土配方肥技術、是否采用綠色有機肥、是否采用秸稈還田技術3種指標來衡量,其結果分為“采用”和“未采用”2種行為結果,屬于二分類離散行為。因此,借鑒朱萌等的做法,通過構建二元Probit回歸模型,該模型能夠估計出家庭農場對不同綠色農業(yè)生產技術采用行為的回歸結果[19]。

二元Probit模型設定如下:

步驟1 選擇一個參考點(x0,y0)建立直角坐標系。假定第i個機組WTi的坐標為(xi,yi),之后根據風電場的風電機組布置排列來確定每個風機的原始坐標。

Y*=P(Yi=1|X)=φ(BXi)

(3)

其中,式(3)中Y*表示家庭農場綠色生產技術采用的潛變量,代表家庭農場有采用測土配方施肥技術、綠色有機肥和秸稈還田技術的行為,P(Yi=1|X)代表在給定X的情況下,家庭農場分別采用以上三種綠色生產技術的概率,X為解釋變量的向量,主要包括農場主的社會資本狀況、個體特征、家庭特征和其他因素等;φ表示標準正態(tài)分布的積累分布函數,B表示待估參數向量;i表示第i個觀測樣本。

四、實證結果分析

(一)社會資本對家庭農場綠色生產技術采用的影響

在利用泊松回歸模型,檢驗社會資本對家庭農場綠色生產技術采用的影響之前,為排除變量之間共線性對估計結果造成影響,本研究對解釋變量進行多重共線性檢驗,研究發(fā)現模型的方差膨脹因子(VIF)的最大值為3.86,平均值為1.99,所有變量方差膨脹因子均小于10,表明變量之間并不存在多重共線性。此外,通過BP異方差檢驗,發(fā)現P=0.248,拒絕模型存在異方差的原假設,說明其不存在異方差。但為了進一步增加估計結果的準確性,在進行泊松回歸時,仍采用穩(wěn)健標準誤進一步消除異方差對估計結果的影響。

在上述檢驗的基礎上,本研究采用STATA15.1統(tǒng)計軟件檢驗社會資本對家庭農場綠色生產技術采用程度的泊松回歸模型進行估計,估計結果見表2。

表2 基準回歸結果及發(fā)生率比

根據表2的回歸結果,可以得出如下結論:第一,在社會網絡方面,從“是否為示范性家庭農場”的變量來看,該變量在5%的水平上通過顯著性檢驗,對家庭農場綠色生產技術的采用呈現正向顯著影響,且在其他條件不變的情況下,獲得示范性稱號的家庭農場,在綠色生產技術的采用數量上相較于普通農場會增加24.9%,主要原因是示范性家庭農場的評選在綠色生產上有一定的硬性要求。此外,該類農場主往往具有更廣闊的人脈關系,在信息資源獲取方面具有一定的優(yōu)勢,通過社會網絡緩解了信息約束,從而促進了綠色生產技術的采用。第二,在社會規(guī)范方面,“附近農場是否采用綠色生產技術”該變量在1%的水平上通過顯著性檢驗,這說明倘若附近家庭農場采用了綠色生產技術進行生產,會促進樣本家庭農場綠色生產技術采用的概率,且在其他條件不變的情況下,能夠使樣本農場在綠色生產技術采用的數量了增加20.5%,主要原因是附近農場主率先采用綠色生產技術,對于農場主來說會在一定的程度上降低新技術采用的風險,從而達到風險共擔的狀態(tài),使他們增加對新技術的信任水平。此外,農場主會進行相互間的模仿從而增強了學習效應,間接促進其綠色生產技術的采用;從“是否有綠色生產鼓勵措施”,在1%的水平上通過顯著性檢驗,對綠色生產技術采用的程度呈正向顯著影響,可能的原因是當地通過各種形式如現金補貼、免費技術指導等方式可以減輕家庭農場主的經濟負擔,降低成本。第三,在社會參與方面,從“農場主與農業(yè)技術人員聯(lián)系的次數”來看,該變量的系數符號均為正,在1%的水平上通過顯著性檢驗,對家庭農場綠色生產技術采用的程度呈正向顯著影響。同時,從該變量的發(fā)生率比來分析,該變量的發(fā)生率比為1.194,這說明在其他因素不變的情況下,家庭農場主與農業(yè)技術人員聯(lián)系的次數每增加1%,其綠色生產技術采用的數量增加19.4%,最有可能的原因是,家庭農場主與農技人員聯(lián)系能夠通過增強社會資本,進而增強技術的學習效應,減少信息不對稱等約束,直接提升技術成功使用的概率,進而促進其綠色生產技術采用的程度。

(二)社會資本對農場綠色生產技術采用類型的影響

依據前文的結果,可知社會資本能夠顯著促進家庭農場綠色生產技術的采用數量。在本部分,本研究繼續(xù)驗證上述結果的穩(wěn)健性,對上文中的因變量進行拆分,分為“是否采用測土配方施肥技術”“是否采用綠色有機肥”“是否采用秸稈還田技術”三類。同時,采用二元Probit模型進行回歸分析,計算社會資本對其影響的邊際效應,以此檢驗基準模型的穩(wěn)健性。社會資本對家庭農場是否采用綠色生產技術二元Probit模型回歸邊際效應結果,見表3。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

從表3可以看出,模型1～3的PseudoR2值分別達到0.818、0.501和0.816,這說明模型估計結果對因變量的解釋能力較強。社會網絡對家庭農場是否采用綠色生產技術的影響,以下是對二元Probit模型估計結果的解釋:

首先,從“是否為示范性家庭農場”的角度上看,在其他條件不變的情況下,獲得示范性家庭農場稱號的農場,對測土配方施肥技術、綠色有機肥和秸稈還田技術的采用均具有促進作用。三者分別在1%、10%和10%的水平上通過顯著性檢驗。其中,相較于非示范性家庭農場,示范性家庭農場測土配方施肥技術的采用率增加14.3%;綠色有機肥的采用率增加10%;而秸稈還田技術的采用率則增加5.9%。

其次,從“附近其他農場是否采用綠色生產技術”這一變量來看,其對測土配方施肥技術、綠色有機肥以及秸稈還田技術呈正向影響且分別在1%、1%和10%的水平上通過顯著檢驗。這說明,在其他條件不變的情況下,附近農場采用綠色生產技術能夠使樣本家庭農場增加綠色生產技術的概率。其中,測土配方施肥技術增加15%、綠色有機肥增加24.1%、秸稈還田技術增加9.4%。而“對綠色生產的鼓勵措施”這一變量,能顯著促進家庭農場測土配方施肥技術、綠色有機肥和秸稈還田技術的使用率,主要原因是鼓勵措施能夠減輕農場主的經營成本同時增加其對綠色生產技術的信任度。

綜上所述,通過轉換因變量后,研究發(fā)現社會資本對家庭農場綠色生產技術采用仍存在正向顯著作用,由此可知基準模型的結果具有穩(wěn)健性同時也驗證了假說1、2、3。

(三)社會資本對家庭農場綠色生產技術采用的群體差異

根據前文的分析結果可知,社會資本會顯著影響家庭農場綠色生產技術的采用,但社會資本是否會因家庭農場的不同,而導致綠色生產技術的選擇存在差異呢?正如夏雯雯等、冀縣卿等研究發(fā)現,家庭農場經營農作物的種類和農場的經營面積均會對其綠色生產技術采用產生一定的影響[20-21]。故而,本研究從家庭農場的規(guī)模、農場經營的作物類型進行群體差異討論。自變量與因變量的選取及模型的設定同基準回歸,在此不做過多贅述。

1.對家庭農場經營規(guī)模的群體差異

在農場經營規(guī)模方面,劉暢等人研究發(fā)現家庭農場的經營面積達到一定的規(guī)模,其在生產資料的獲取及勞動力的雇傭方面相較于小規(guī)模經營者存在一定的優(yōu)勢,故而規(guī)模經營農場更傾向于采用綠色生產技術[22]。那么,社會資本對家庭農場綠色生產技術采用上會因規(guī)模的不同而產生差異嗎?為此,本研究將樣本劃分為較小規(guī)模農場和較大規(guī)模農場,以2.67hm2作為分界線,采用泊松回歸模型,來分析經營規(guī)模異質性對家庭農場綠色生產技術采用的影響,見表4。

表4 經營規(guī)模異質性分析

從表4可以看出,社會資本對家庭農場綠色生產技術采用的數量,并未隨著經營規(guī)模的改變而產生顯著的變化。尤其是“附近農場是否采用綠色生產技術”和“農場主與農業(yè)技術人員聯(lián)系的次數”對較小規(guī)模和較大規(guī)模農場均在1%的水平上正向顯著影響家庭農場綠色生產技術的采用,這說明無論經營規(guī)模大小,社會資本對農場主的學習效應和緩解信息約束的功能不會發(fā)生改變;而是否為示范性家庭農場對經營規(guī)模較大的家庭農場影響雖為正,但未通過顯著性檢驗,可能的原因是樣本量太少所導致。

2.對家庭農場經營種類的群體差異

家庭農場經營種類的不同,也會對綠色生產技術采用產生差異。故而,依據調研樣本經營作物的不同將農場劃分為蔬菜水果種植型家庭農場和水稻及其他經濟作物種植型家庭農場。其中,蔬菜水果種植型農場有120個;水稻及其他經濟作物種植型農場45個。農場經營種類異質性的分析結果,見表5。

表5 經營種類異質性分析

研究發(fā)現社會資本對于蔬菜水果種植類農場的綠色生產技術采用均具有顯著的正向作用,而對于水稻及其它經濟作物種植類農場僅社會網絡較為顯著,這說明相對水稻及其他經濟作物種植類農場,社會資本對蔬菜水果種植類農場采用綠色生產技術的更為有效。

五、研究結論與政策建議

(一)結論

基于文成縣家庭農場綠色生產技術采用的調研數據,實證分析社會資本對家庭農場綠色生產技術采用的影響。首先,對社會網絡、社會規(guī)范和社會參與等因素影響家庭農場綠色生產技術采用的內在機理進行了理論分析,并提出了相關的理論假說。在此基礎上,通過構建泊松回歸模型,對相關理論假說進行了實證檢驗,發(fā)現“是否是示范性家庭農場”“附近農場是否采用綠色生產技術”“是否有綠色生產鼓勵措施”“農場主與農業(yè)技術人員聯(lián)系的次數”對家庭農場綠色生產技術采用有顯著的正向影響。其次,為檢驗實證結果的穩(wěn)健性,通過轉換因變量,將其設為“是否采用測土配方施肥技術”“是否采用綠色有機肥”和“是否采用秸稈還田技術”三類并采用二元Probit模型進行回歸分析,結果顯著社會資本仍然對家庭農場綠色生產技術采用有正向顯著影響。最后,進一步探究社會資本對不同經營規(guī)模、不同經營種類農場綠色生產技術采用影響的異質性,研究發(fā)現社會資本對家庭農場綠色生產技術的采用,依舊會存在一定的影響。

(二)政策建議

為有效地促進文成縣家庭農場綠色生產技術的采用,幫助其更好地健康發(fā)展,結合上述研究結論,提出以下幾條針對性的政策建議:

1.優(yōu)化家庭農場經營者的農業(yè)經營培訓體系

本研究發(fā)現,家庭農場經營者作為綠色生產技術采用的主體,農場主自身文化水平和技術認知是制約其技術采用的關鍵因素。因此,建議政府從以下幾個方面采取措施,優(yōu)化家庭農場經營者的農業(yè)經營培訓體系:一是在培訓資源上應積極與浙江省農科院、溫州市農科院以及省內涉農高等院校如浙江大學、浙江農林大學等對接,并結合家庭農場主的農業(yè)生產經營特點安排農業(yè)綠色生產技術的普及培訓課程。二是在培訓內容上除了普及綠色生產技術的基礎知識外,還需加強綠色生產技術實踐操作、運作原理的指導,切實提高家庭農場經營者的采用信心,減少實際生產中的信息不對稱性問題。三是在培訓形式上可以積極創(chuàng)新網絡教學、視頻教學等遠程教學方式,從而節(jié)約大量的時間成本。

2.提升家庭農場主的社會資本水平

本研究發(fā)現,獲得示范性稱號的家庭農場,其綠色生產技術的采用的概率較高。獲得示范性稱號的農場主就會有更為廣闊的人際關系網絡,能夠緩解其對綠色生產技術的信息約束,而現實中獲得示范性稱號的家庭農場比例不高。因此,建議政府部門從以下角度采取措施:一是引導農場主積極參與示范性家庭農場的評選,從而增強其與外界的聯(lián)系。二是在示范性農場評選中增加對綠色生產技術采用的硬性條件。三是通過科技特派員的介入,以科技項目為抓手,鼓勵村中威望較高的農場主如能人等率先采用綠色生產技術,為其他人做出表率,提高農場經營者的社會規(guī)范水平。

3.加強綠色生產技術的推廣普及

本研究發(fā)現,綠色生產技術涉及到多方面的內容,而家庭農場經營者往往對綠色生產技術掌握的不夠全面,進而阻礙了技術的推廣應用。對此,可以從以下幾個方面加以改進:一是文成縣農業(yè)部門可以以鄉(xiāng)鎮(zhèn)為單位指派若干個農業(yè)技術推廣專員對家庭農場主做詳細的講解,并建立長效指導機制定期上門服務實踐指導,以解決綠色生產技術操作難題。二是政府還可以設定相關的惠農補貼政策,針對率先采用綠色生產技術的農場經營者給予一定的現金補貼、農資購買補貼等,鼓勵家庭農場經營者積極地應用綠色生產技術去擴大種植范圍,用實際效果真正帶動其他經營者。

4.加強合作組織以及基層群眾自治組織的建設

重視發(fā)展和諧的農村社區(qū)組織,鼓勵農場經營者之間交流學習。農村社區(qū)組織是家庭農場經營者交流互動學習的最優(yōu)載體。一是通過培育和諧的農村社區(qū)組織,充分利用農村社區(qū)內部的“熟人社會”關系網絡[23],促進農場主彼此交流學習,提高農場經營者之間的信任程度,進而有助于提高農戶對綠色農業(yè)生產技術的學習和應用能力。二是政府還需關注農業(yè)專業(yè)合作社、農業(yè)協(xié)會等組織的發(fā)展,為其提供政策制度的保障,認可并支持基層社會組織的合法地位,創(chuàng)造各種優(yōu)惠政策,充分把握基層社會組織的示范帶動作用。