石志恒 楊澤赟

(1.蘭州財經(jīng)大學 農(nóng)林經(jīng)濟管理學院,蘭州 730020;2.蘭州財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院,蘭州 730020)

近年來,我國農(nóng)業(yè)高速發(fā)展并取得突出成就,農(nóng)藥、化肥的使用對其快速發(fā)展有著重要貢獻,但也由此導致了嚴重的農(nóng)業(yè)環(huán)境問題。《第二次全國污染源普查公報》(1)生態(tài)環(huán)境部、國家統(tǒng)計局、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部2020年6月9日以2020年第33號公告發(fā)布《第二次全國污染源普查公報》。https:∥www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk01/202006/t20200610_783547.html顯示,我國農(nóng)業(yè)面源污染排放量占全國排放總量的近50%?；瘜W品的大量投入,一方面造成土壤質量下降、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力損失和產(chǎn)品質量不安全等問題,另一方面也造成農(nóng)業(yè)面源污染,對高質量農(nóng)業(yè)發(fā)展造成極大威脅[1]。面對這一嚴峻形勢,農(nóng)業(yè)農(nóng)村部于2018年制定《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術導則(2018—2030年)》全面推進常規(guī)技術向綠色施肥技術轉型。與傳統(tǒng)化肥相比,有機肥是一種親環(huán)境的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料,可以極大程度改變農(nóng)業(yè)污染現(xiàn)狀[2]。所以,施用有機肥替代化肥以減少農(nóng)業(yè)面源污染已經(jīng)成為大眾共識。但是在實地調查過程中,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶普遍有施用有機肥的意愿,卻很少有農(nóng)戶將其真正落實到實際行動中,即有機肥施用意愿和行為之間存在明顯的悖離。

目前,關于農(nóng)戶有機肥施用意愿、行為影響因素的研究主要集中在以下幾個方面:一是基于農(nóng)戶個體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征方面,認為農(nóng)戶的年齡[2]、受教育程度[3]、非農(nóng)就業(yè)[4]、務農(nóng)意愿[5]、耕地質量[6]等是影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的主要因素;二是基于農(nóng)戶認知方面,認為生態(tài)認知[7]、綠色認知[8]、經(jīng)濟感知[3]、有機肥效果認知[9]等是影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的主要因素;三是基于外部環(huán)境方面,認為政府補貼[10]、技術環(huán)境[11]、農(nóng)產(chǎn)品銷售服務政策[12]等是影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的主要因素。然而,在傳統(tǒng)的中國農(nóng)村社會,農(nóng)戶具有“經(jīng)濟人”和“社會人”雙重身份,既受正式制度的約束,又受非正式制度的規(guī)范。社會資本作為一種典型的非正式制度,對農(nóng)戶個體的行為決策有著重要影響[13]。社會資本的概念最早由Bourdieu[14]正式提出,眾多國內外學者在此基礎上進行不斷豐富和補充。受到學界廣泛關注的是Putnam等[15]對社會資本的界定,他認為,社會資本是“社會組織的特征,包括信任、規(guī)范和網(wǎng)絡?！笨v觀已有文獻,學術界對社會資本的研究主要集中在宅基地退出[16-17]、生態(tài)治理[18]、耕地保護[19]、垃圾處理[20-21]、減貧效果評價[22]等領域。少有社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為的研究。綜上所述,應將社會資本納入農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象的研究框架具體分析。

已有研究對本研究有重要啟發(fā),但仍有以下可待完善之處:一是已有關于農(nóng)戶意愿或行為的研究,多是從意愿或行為的單一角度進行分析,鮮有將農(nóng)戶意愿與行為的悖離作為一個整體研究有機肥施用意愿與行為悖離的影響因素;二是現(xiàn)有關于社會資本的文獻中,鮮有關于社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的研究;三是社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離既可產(chǎn)生直接影響,又可通過信息可得性間接影響,但學術界目前還沒有探究其背后的傳導機制。四是已有關于農(nóng)戶有機肥施用行為的研究多聚焦于果菜茶等經(jīng)濟作物,而糧食作物往往更具有高化肥強度的特征,但是卻鮮有文獻研究糧食作物的有機肥施用情況。鑒于此,本研究基于甘肅省實地調研數(shù)據(jù),借鑒學界學者對社會資本的定義[15,23],從社會網(wǎng)絡、社會信任和社會規(guī)范3個維度構建社會資本指標體系,利用二元Logit模型、中介效應模型探究社會資本及各維度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響,同時驗證信息可得性的中介效應,以期彌補現(xiàn)有研究的不足,更好的促進農(nóng)戶有機肥施用意愿向行為轉化。

1 理論分析與研究假設

1.1 社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響

1)在農(nóng)村特有的經(jīng)濟、制度體制的影響下,農(nóng)戶進行個體決策時通常受到信息不對稱以及信任、規(guī)范缺失產(chǎn)生的道德風險的影響,致使個體行為決策產(chǎn)生不確定性[21,24-25]。因此,需要信息、知識儲備的支撐以避免因認知差異而產(chǎn)生決策風險。王玉等[26]研究也表明,社會資本對農(nóng)戶有機肥替代化肥行為有顯著正向影響。據(jù)此,提出假設:

H1:社會資本可以抑制農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生;

2)社會網(wǎng)絡是社會成員、組織之間形成的穩(wěn)定關系網(wǎng)絡[27]。調查研究發(fā)現(xiàn),在缺乏政府技術推廣服務的農(nóng)村地區(qū),社會網(wǎng)絡高密度、短傳播路徑的特征使其在農(nóng)戶技術采納行為中發(fā)揮著至關重要的作用[28]。社會網(wǎng)絡主要通過信息傳遞機制對農(nóng)戶的采納意愿產(chǎn)生影響:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中,社會網(wǎng)絡加強了農(nóng)戶與親戚、朋友、鄰居的交流,隨著農(nóng)戶與親朋鄰里間交流次數(shù)和頻率的增加,增加了農(nóng)戶獲得優(yōu)質信息的渠道從而減少了農(nóng)戶對有機肥的認知偏差,降低了農(nóng)戶有機肥施用的風險。因此,社會網(wǎng)絡發(fā)達的農(nóng)戶,有機肥施用意愿向行為轉化的可能性就越大。據(jù)此,提出假設:

H1a:社會網(wǎng)絡可以抑制農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生;

3)社會信任是公民在固定環(huán)境內長期形成的一種相互信任關系,一般包括人際信任和制度信任。人際信任指以情感為紐帶形成的農(nóng)戶對親戚、鄰居的信任,制度信任指以制度、規(guī)范為基礎形成的農(nóng)戶對村干部、鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部及當?shù)胤煞ㄒ?guī)的信任程度?；趯θ穗H關系的信任,農(nóng)戶從信任的親朋鄰里處獲得有關有機肥施用的建議,農(nóng)戶自身往往更容易采納。基于對制度關系的信任,農(nóng)戶信任政府等權威機構,政府等權威機構發(fā)布的有關綠色生產(chǎn)的法律法規(guī),農(nóng)戶也更容易遵守。據(jù)此,提出假設:

H1b:社會信任可以抑制農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生;

4)社會規(guī)范指在生活地區(qū)形成的一種行為規(guī)范或行為指導(不具備法律效力),用于約束自身行為或者維護社會秩序[29]。在以“人情”為特征的中國農(nóng)村社會,人們普遍希望獲得周圍人的認可與尊重,所以會做群體中大多數(shù)人贊同的事情,而不做大多數(shù)人反對的事情[30]。農(nóng)戶遵守社會規(guī)范,是農(nóng)戶個人釋放的與其他農(nóng)戶合作的信號,目的是為了在未來可能的條件下獲得周圍農(nóng)戶的幫助并從中獲益。當周圍大多數(shù)農(nóng)戶認為應該施用有機肥時,農(nóng)戶自身為了更好的融入群體以便日后獲取大家的幫扶,農(nóng)戶會選擇遵從集體中大多數(shù)人的行為而施用有機肥,促使有機肥施用意愿向行為的轉化。據(jù)此,提出假設:

H1c:社會規(guī)范可以抑制農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的發(fā)生。

1.2 社會資本對信息可得性的影響

信息可得性指農(nóng)戶有無豐富的信息收集渠道,即農(nóng)戶信息獲取渠道的數(shù)量[31]。在農(nóng)業(yè)技術采納理論中,社會資本和信息可得性是研究農(nóng)戶技術采納行為的兩個重要視角。社會資本主要通過信任與人情機制和信息共享機制對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生影響[32]。擁有豐富社會資本的農(nóng)戶,與周圍親戚朋友溝通交流頻繁,對親朋鄰里的信任度高,其信息獲取渠道的數(shù)量自然更多。據(jù)此,提出假設:

H2:社會資本可以增加農(nóng)戶的信息可得性;

H2a:社會網(wǎng)絡可以增加農(nóng)戶的信息可得性;

H2b:社會信任可以增加農(nóng)戶的信息可得性;

H2c:社會規(guī)范可以增加農(nóng)戶的信息可得性。

1.3 信息可得性在社會資本影響農(nóng)戶施用有機肥中具有中介效應

農(nóng)戶信息可得性越強,越容易掌握充分完整的有機肥施用信息,有機肥施用意愿向行為轉化的可能性越大。信息可得性對農(nóng)戶有機肥施用意愿向行為轉化的影響主要通過信息積累和信息獲取兩個方面。農(nóng)戶通過信息積累提高自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能,通過信息獲取減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中技術不確定性問題。社會資本作為一種潛在的資本,對農(nóng)戶信息獲取有著重要的影響。社會資本可以拓展農(nóng)戶獲取信息的來源和渠道,提高農(nóng)戶認知,降低其生產(chǎn)經(jīng)營風險。鄭黎陽等[31]研究表明,農(nóng)戶的社會資本越豐富,信息可得性就越強,技術采納行為越容易。農(nóng)戶通過自身社會資本的積累,其獲取信息渠道的數(shù)量不斷增加,可以全面了解有機肥施用技術,進而促使其有機肥施用意愿向行為轉化。據(jù)此,提出假設:

H3:信息可得性在社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3a:信息可得性在社會網(wǎng)絡對農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3b:信息可得性在社會信任對農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3c:信息可得性在社會規(guī)范對農(nóng)戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用。

1.4 關系理論模型圖

構建了“社會資本—信息可得性—農(nóng)戶施用有機肥意愿與行為悖離”模型圖,如圖1所示:

圖1 理論模型

2 數(shù)據(jù)來源與研究設計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于課題組2021年7—9月在甘肅省定西、隴南、天水、慶陽和平?jīng)鍪?市的實地調研。以上5市是甘肅省糧食作物種植的主要產(chǎn)區(qū),以種植小麥、玉米為主。與果菜茶等經(jīng)濟作物相比,小麥、玉米等大田作物經(jīng)濟附加值低,施用有機肥成本高,農(nóng)戶在其生產(chǎn)過程中往往選擇施用化肥而忽視有機肥,由此造成了嚴重的農(nóng)業(yè)環(huán)境污染。因此,本研究選擇以上5市作為樣本地區(qū),研究農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離。本次調研采用隨機抽樣和分層抽樣相結合的方式。首先在每個市隨機抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn),其次在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取2～3個自然村,最后在每個村隨機選取20～30戶農(nóng)戶。為使調查數(shù)據(jù)有效、可靠,正式調研前采用預調研的方法進行部分數(shù)據(jù)的收集,以此來發(fā)現(xiàn)初期問卷存在的問題。最終共發(fā)放900份問卷,對調查問卷進行整理后共得到730個有效樣本。需要說明的是,本課題的研究對象是農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離,因此樣本篩選的前提是有施用有機肥意愿的農(nóng)戶。調查內容主要包括:農(nóng)戶個人基本信息、家庭基本信息、生產(chǎn)經(jīng)營狀況、社會資本情況、信息獲取情況以及農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為等。

樣本特征:戶主年齡主要分布在35～65歲,占比86.8%。整體受教育水平偏低,初中及以下學歷占比為75.1%。農(nóng)戶家庭中,3人及以下家庭勞動力人數(shù)占比69.5%,平均每戶收入為4.3萬元;生計方式中21%的農(nóng)戶以純農(nóng)業(yè)種植為主,13.8%的農(nóng)戶以家庭養(yǎng)殖兼種植為主,52.6%的農(nóng)戶以半農(nóng)半工為主;每戶農(nóng)戶平均擁有0.8 hm2耕地。

2.2 變量選取

2.2.1被解釋變量

借鑒郭清卉等[2]的研究,將農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離界定為“有施用有機肥的意愿但無具體施用有機肥行為”的現(xiàn)象。將愿意且實際施用有機肥的農(nóng)戶賦值為0,表明其意愿與行為未發(fā)生悖離;將愿意但沒有施用有機肥的農(nóng)戶賦值為1,表明其意愿與行為發(fā)生悖離。本研究之所以不考慮沒有施用意愿的農(nóng)戶,是因為意識是行為的先導,且本次調研中沒有出現(xiàn)有施用有機肥行為卻沒有施用有機肥意愿的情況。

2.2.2核心解釋變量

據(jù)前述理論分析,本研究核心的自變量為農(nóng)戶社會資本,并選取社會網(wǎng)絡、社會信任和社會規(guī)范對其進行度量。借鑒朱慶瑩等[33]的研究,采用“與親戚交流頻率”、“與街坊鄰居交流頻率”和“與朋友們交流頻率”“與村干部交流頻率”等4個指標表示社會網(wǎng)絡;借鑒何可等[28]的研究,采用“對親戚信任程度”和“對村民信任程度”、“對村干部信任程度”和“對鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部信任程度”等4個指標表示社會信任;借鑒石志恒等[29]研究,用“親戚是否采取綠色環(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”、“鄰居是否采取綠色環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“好友認為我在生產(chǎn)中應該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“鄰居認為我在生產(chǎn)中應該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”、“親戚認為我在生產(chǎn)中應該采取環(huán)保的生產(chǎn)方式”等6個指標表示社會規(guī)范。社會資本指標測度及賦值見表1。

表1 社會資本測度

用SPSS26軟件對社會資本各觀測指標進行因子分析并提取特征根>1的公因子,共得到4個公因子,依次是社會信任(G1)、社會網(wǎng)絡(G2)、描述性社會規(guī)范(G3)和命令性社會規(guī)范(G4),各方差貢獻率依次是19.886%、18.677%、18.135%、17.226%,累積貢獻率為73.925%。最后,通過因子得分(G1、G2、G3、G4)和各因子方差貢獻率計算出社會規(guī)范和農(nóng)戶社會資本的綜合得分,計算方式為:社會規(guī)范=(18.135%×G3+17.226%×G4)/(18.135+17.226)%;社會資本綜合得分=(19.886%×G1+18.677%×G2+18.135%×G3+17.226%×G4)/73.925%。

2.2.3中介變量

參考鄭黎陽等[31]的觀點,以農(nóng)戶獲取農(nóng)業(yè)技術信息的渠道數(shù)量來度量農(nóng)戶的信息可得性。問卷設計中詢問農(nóng)戶“您通常通過幾個渠道獲取農(nóng)業(yè)技術信息?”主要包括親友渠道、合作社組織渠道、政府渠道、企業(yè)渠道、報刊渠道、電視渠道、手機渠道和電腦渠道等。

2.2.4控制變量

為防止變量缺失導致實證結果估計不準確,參照相關文獻的研究,選取農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征和外部力量等4個維度14個具體指標作為控制變量。具體變量說明如表2所示。

表2 變量說明及描述性統(tǒng)計

2.3 模型構建

2.3.1Logistic模型

由于有機肥施用意愿與行為悖離只有“發(fā)生悖離”和“未發(fā)生悖離”兩種情況,是典型的二值變量,所以本研究選取二元Logit模型對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象進行考察。具體表達式如下:

(1)

式中:Pi為農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的概率;y表示農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象:若農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為發(fā)生悖離,則y=1,反之為0;i代表第i個農(nóng)戶。y是變量X、S的線性組合,即:

yi=a0+βXi+θSi

(2)

式中:X為控制變量;S為社會資本變量;a0為常數(shù)項,β、θ為模型待估系數(shù)。

對式(1)和(2)進行處理,得到二元Logit模型的表達式:

(3)

式中:εi為隨機誤差項。

2.3.2中介效應模型

由于被解釋變量是二分類變量,參照劉紅云等[34]對中介效應的檢驗方法,構建模型如下:

Y′=i1+cX+ε1

(4)

Y″=i2+c′X+bM+ε2

(5)

M=i3+aX+ε3

(6)

(7)

(8)

式中:M為中介變量信息可得性;X為社會資本;Y′為農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離;Y″為加入信息可得性后的農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離;a為X對M的影響;b為M對Y″的影響;c為X對Y′的影響;c′為加入中介變量后X對Y″的影響;ε1、ε2、ε3為隨機誤差項。

由于系數(shù)b與a、c與c′屬于不同尺度,借鑒MacKinnon等[35]研究對待估系數(shù)進行等量尺化,等量尺化計算公式如下:

(9)

(10)

(11)

式中:bstd、cstd和c′std為等量尺化后的標準化系數(shù),利用原始數(shù)據(jù)計算SD(M)、SD(X),SD(Y′)、SD(Y″)計算公式如下:

(12)

SD(Y″)=

(13)

(14)

式中:Mp為中介效應占比,abstd為中介效應量。

3 結果與分析

3.1基準模型回歸分析

3.1.1社會資本及各維度的影響

首先,檢驗核心自變量間是否存在多重共線性。綜合所有檢驗結果,VIF值遠小于3,說明各自變量間相互獨立,可以進行進一步回歸。其次,使用Stata15.0軟件對被解釋變量、解釋變量及控制變量進行Logit模型回歸,結果如表3。其中,模型(1)是檢驗社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響,模型(2)是其邊際效應。模型(3)和(4)從社會資本3個維度分別檢驗其對農(nóng)戶施用有機肥意愿與行為悖離的影響及其邊際效應?？傮w來看,模型擬合程度較好,說明社會資本與農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離之間存在著較強的相關關系。

表3 模型估計結果

由表(3)可知,社會資本及各維度均通過顯著性檢驗且影響為負,假設H1、H1a、H1b、H1c得證,具體分析如下:

1)社會資本在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會資本水平每提高一個單位,農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象減少21.7%。相較于其他變量,社會資本指標的回歸系數(shù)最大,表明社會資本對悖離現(xiàn)象的作用效果最為明顯,是產(chǎn)生有機肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象的主要原因。

2)社會網(wǎng)絡在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會網(wǎng)絡每提高一個單位,農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離減少4.7%。主要原因是,農(nóng)戶的學歷普遍偏低,獲取信息主要依賴于自身形成的社會網(wǎng)絡,正是通過親朋鄰里之間的交流才有機會獲取關于有機肥技術及綠色生產(chǎn)的政策信息。社會網(wǎng)絡水平高的農(nóng)戶可以得到更多關于有機肥技術的信息,減少其行為決策的不確定性,并且社會網(wǎng)絡中施用有機肥的農(nóng)戶越多,隨著村民彼此之間交流的增加,越有利于農(nóng)戶添加有機肥,從而減少意愿與行為的悖離。

3)社會信任在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會信任每提高一個單位,農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離減少4.1%。主要原因是,中國是一個講究“圈子”的人情社會,農(nóng)戶通過長期與親朋鄰里的社會互動,形成自己的“圈子”,并且在與他們不斷相處的過程中逐漸形成對他們的信任?；谛湃侮P系,看到圈中其他農(nóng)戶施用有機肥獲得更高的產(chǎn)量且這種方式更有利于保護環(huán)境,農(nóng)戶自身就會主動信任他們并采取和其他“圈中”農(nóng)戶相一致的做法。

4)社會規(guī)范在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會規(guī)范每提高一個單位,農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離減少13.1%。主要原因是,在以地緣、業(yè)緣為基礎的傳統(tǒng)農(nóng)村社會,農(nóng)戶間互動較為頻繁,且大都存在從眾心理,行為決策容易受到周圍人的影響。農(nóng)戶會做周圍人贊同的事情而不做周圍人反對的事情,以此釋放一種與其他農(nóng)戶“合作”的信號,以便尋求日后的合作機會來獲取自身利益的最大化。當大多數(shù)農(nóng)戶認為施用有機肥可以獲得更高的產(chǎn)量,且對環(huán)境保護更有利時,農(nóng)戶自身為了更好的融入群體也會嘗試這一生產(chǎn)方式以便加強自己良好的社會聲望,從而獲得日后其他農(nóng)戶的幫助。

3.1.2控制變量的影響

個體特征中,農(nóng)戶年齡對悖離現(xiàn)象有顯著負向影響?？赡艿脑蚴悄挲g大的農(nóng)戶對土地有更深的感情和依賴性,對增施化肥帶來的負面影響的判斷更為敏銳,因此年齡大的農(nóng)戶更傾向于施用有機肥。受教育程度對悖離現(xiàn)象有顯著負向影響。一般來說,與學歷水平較低的農(nóng)戶相比,高學歷的農(nóng)戶更了解有機肥技術且有綠色化生產(chǎn)的意識,會主動施用有機肥,減少悖離的發(fā)生。家庭特征方面,外出務工人數(shù)對悖離有顯著正向影響。一般來說,施用有機肥需要運輸,費時費力。隨著外出務工人數(shù)的增加,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力數(shù)量減少,施用有機肥的成本增加,農(nóng)戶則更傾向于施用化肥代替有機肥從而彌補從事農(nóng)業(yè)的勞動力的缺失。外部力量方面,有無綠色高效技術服務推廣的補貼對悖離有顯著負向影響?？赡艿脑蚴鞘┯糜袡C肥成本高,見效慢。如果政府有關于綠色生產(chǎn)方面的政策補貼,會降低農(nóng)戶施用有機肥的邊際成本,促進其有機肥施用意愿向行為轉化。

3.1.3穩(wěn)健性檢驗

為檢驗回歸結果的穩(wěn)健性,采用替換模型、改變社會資本變量計算方式等方法再次對實驗數(shù)據(jù)進行檢驗,結果如表4。模型(5)為改變社會資本變量計算方式的方法,將前述社會網(wǎng)絡中“是否經(jīng)常與朋友交流”、“是否經(jīng)常與街坊交流”用“是否經(jīng)常在空閑時間社交”替換;社會信任中加入“對政府法律法規(guī)實施的信任程度”,并對改變后的變量進行Logit回歸。模型(6)為社會資本及各維度影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的Probit模型檢驗。在上述2個模型中,社會資本影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的系數(shù)雖然有大小上的差異,但是核心變量均通過了顯著性檢驗,且系數(shù)方向也與上述回歸結果保持一致,表明前述實證結果是穩(wěn)健的,上述結論依然成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗

3.2 信息可得性的中介效應結果檢驗

考慮到中介效應模型的穩(wěn)健性,為檢驗信息可得性在社會資本各維度影響下的中介作用,參照陳霞等[27]、王恒等[36]做法,將社會資本各維度單獨納入回歸模型進行檢驗。由于前述已分析了社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響,因此表5是社會資本各維度分別對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的檢驗。由表3和5可知,社會資本及其各維度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離均有顯著負向影響。表6是社會資本及各維度對信息可得性影響的檢驗。由表6可知,社會資本、社會網(wǎng)絡、社會信任、社會規(guī)范均在1%統(tǒng)計水平上對信息可得性有顯著正向影響,即社會資本及其各維度的提高都會增加農(nóng)戶的信息可得性。假設H2、H2a、H2b、H2c得證。

表5 各維度單獨對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的回歸分析

表6 社會資本及各維度單獨對信息可得性影響的回歸分析

進一步,表7是將社會資本及各維度分別和信息可得性對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的回歸結果,結果表明社會資本及各維度、信息可得性均對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離產(chǎn)生顯著負向影響,且加入信息可得性變量后,社會資本和各維度系數(shù)的標準化數(shù)值均有不同程度的下降,表明社會資本及各維度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響中,信息可得性均具有正向部分中介效應。即社會資本及各維度不僅直接影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離,而且還通過信息可得性間接影響農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離,假說H3、H3a、H3b、H3c得證。表8是利用前述公式計算得到的標準化系數(shù)及中介效應占比。從中介效應占比來看,社會資本對悖離的影響中,信息可得性的中介效應占比為33.52%;各維度對悖離現(xiàn)象的影響中,信息可得性的中介效應從大到小依次為:社會信任(42.24%)>社會網(wǎng)絡(42.03%)>社會規(guī)范(17.75%)。綜上所述,農(nóng)戶擁有的社會資本越豐富,其獲取信息的渠道數(shù)量就越多,越容易了解有機肥技術,促使其施肥意愿向行為轉化。

表7 社會資本、信息可得性對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的回歸分析

表8 標準化系數(shù)及效應結果

4 討 論

有機肥替代傳統(tǒng)化肥是農(nóng)業(yè)“降本、提質、增效”目標實現(xiàn)的重要途徑[37]。與傳統(tǒng)化肥相比,有機肥具有典型的投入大、見效慢、成本高的特點。因此,農(nóng)戶施用有機肥后能否增加收入是影響悖離的一個重要原因。現(xiàn)有研究表明,農(nóng)戶在施用有機肥后,收入水平會有所提升[38],但是完善的農(nóng)產(chǎn)品市場競爭是收入效應增加的重要保障。在傳統(tǒng)的中國農(nóng)村社會,農(nóng)戶多是基于地緣、血緣關系進行群體性活動,社會網(wǎng)絡、信任等社會資本對其行為會產(chǎn)生重要影響。因此,討論社會資本背景下如何提高農(nóng)戶的收入效應,或是解決農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離,促進其進行綠色化生產(chǎn)的有效途徑。

5 結論與建議

本研究以有機肥施用意愿與行為悖離為研究對象,利用甘肅省730份調研數(shù)據(jù),運用二元Logit模型和中介效應模型分析了社會資本及其各維度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響和作用機理。得出以下結論:1)樣本區(qū)農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為存在悖離,悖離平均發(fā)生率為22.3%。2)社會資本對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離有顯著負向影響,農(nóng)戶社會資本水平越高,越有可能將有機肥施用意愿轉化為行為。3)社會資本各維度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離均有顯著負向影響,但邊際效應有所不同,效應從大到小依次為:社會規(guī)范(13.1%)>社會網(wǎng)絡(4.7%)>社會信任(4.1%)。4)信息可得性在社會資本及各維度對農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響中均存在中介效應,社會資本及各維度可通過信息可得性的增加抑制農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離現(xiàn)象的發(fā)生。

根據(jù)以上結論,本研究提出如下建議:1)加大對農(nóng)戶社會資本的培育力度,使其在農(nóng)戶有機肥施用意愿與行為悖離中發(fā)揮重要作用。鼓勵農(nóng)戶參加社會活動和社區(qū)組織,在參加活動的過程中,加強親朋鄰里間的交流,提升其網(wǎng)絡資本;加強村鎮(zhèn)干部建設,切實解決村民實際問題,提升農(nóng)戶的信任資本;完善村規(guī)民約,形成具有地方特色的農(nóng)村社會規(guī)范和道德約束,提升農(nóng)戶的規(guī)范資本。2)拓展農(nóng)戶獲取信息渠道的來源和數(shù)量。從農(nóng)村獲取外界信息相對閉塞的角度出發(fā),政府等相關部門應該通過各種形式的培訓活動、多種渠道為農(nóng)戶提供有關有機肥施用等綠色生產(chǎn)的相關知識,例如:可以利用電視、互聯(lián)網(wǎng)絡(抖音、快手等)制作有關綠色生產(chǎn)的專題視頻,使農(nóng)戶切實感受到綠色化生產(chǎn)的好處,從而自覺的將綠色化生產(chǎn)的意愿轉化為行為,減少悖離的發(fā)生。