不同代際傳遞方式對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響*

曾楊梅, 張俊飚, 何 可

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不同代際傳遞方式對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響*

曾楊梅, 張俊飚**, 何 可

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心 武漢 430070)

在我國(guó)以“家庭關(guān)系”為核心的傳統(tǒng)農(nóng)耕文化大背景下, 稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿是否受家庭內(nèi)部代際傳遞因素的影響?既有研究尚未給出相應(yīng)的證據(jù)。鑒于此, 利用在湖北省實(shí)地調(diào)查獲得的563份有效微觀數(shù)據(jù), 運(yùn)用二元Logistic模型, 重點(diǎn)分析了互動(dòng)性代際傳遞與示范性代際傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響。研究發(fā)現(xiàn): 1)樣本農(nóng)戶中, 52.93%的稻農(nóng)愿意施用有機(jī)肥; 2)互動(dòng)性傳遞程度每提升1個(gè)層次, 稻農(nóng)愿意施用有機(jī)肥的概率會(huì)下降10.10%, 而示范型傳遞程度每提升1個(gè)層次, 稻農(nóng)愿意施用有機(jī)肥的概率會(huì)提升20.64%; 同時(shí), 示范性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響會(huì)隨互動(dòng)性傳遞影響程度的下降而顯著增強(qiáng); 3)互動(dòng)性傳遞、示范型傳遞及其交互項(xiàng)是影響中青年組稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥施用意愿的重要因子, 而老年組稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿主要受交互項(xiàng)的影響; 4)稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿還受土壤肥力、教育水平、農(nóng)業(yè)年收入、風(fēng)險(xiǎn)感知、政策滿意度的影響。因此, 要正確引導(dǎo)父代采用相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的正向示范效應(yīng), 弱化父代務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)對(duì)稻農(nóng)的消極影響; 適當(dāng)加大教育投入, 發(fā)展低風(fēng)險(xiǎn)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù), 充分發(fā)揮政府在技術(shù)支持中的引領(lǐng)作用, 進(jìn)而促進(jìn)有機(jī)肥等綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣應(yīng)用。

代際傳遞; 互動(dòng)性傳遞; 示范性傳遞; 有機(jī)肥; 稻農(nóng); 施有機(jī)肥意愿

一段時(shí)期以來(lái), 大量農(nóng)業(yè)化學(xué)品生產(chǎn)資料的過(guò)度使用使我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染, 尤其是耕地污染等問(wèn)題日益突出[1]。據(jù)估計(jì),當(dāng)前我國(guó)受污染耕地約1 000萬(wàn)hm2, 占全國(guó)耕地總面積的1/10以上[2],而化肥不合理施用是造成這一結(jié)果的重要原因。統(tǒng)計(jì)顯示, 2016年,我國(guó)化肥施用量達(dá)0.598億t,是2010年的107.59%[3],利用率卻較低[4],未被利用的化肥極大地增加了土壤中氮、鉻等污染物的含量。為緩解化肥過(guò)量施用引起的耕地污染等問(wèn)題, 國(guó)家農(nóng)業(yè)部提出“沃土工程”建設(shè), 鼓勵(lì)農(nóng)民增施有機(jī)肥; 與此同時(shí), 及時(shí)確立“到2020年實(shí)現(xiàn)農(nóng)作物化肥使用量零增長(zhǎng)”的目標(biāo)。為盡快改善耕地資源環(huán)境, 2017年“中央一號(hào)文件”更是明確推出“開(kāi)展有機(jī)肥替代化肥試點(diǎn),促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)本增效”的發(fā)展思路,有條件的地區(qū)可將“有機(jī)肥積造等配套設(shè)施納入高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田設(shè)施范圍”。因此, 探究農(nóng)戶施用有機(jī)肥的影響因素,不僅有利于加快有機(jī)肥的推廣和實(shí)施、緩解耕地污染等問(wèn)題,還有利于推進(jìn)國(guó)家相關(guān)政策的“軟著陸”,對(duì)保障糧食安全, 促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展等均具有重大意義。

針對(duì)有機(jī)肥施用的主題, 學(xué)術(shù)界已展開(kāi)了系統(tǒng)研究, 并取得了豐碩成果, 研究?jī)?nèi)容主要包括以下幾個(gè)方面: 1)有機(jī)肥施用的重要性研究。有研究指出, 作為化肥的替代品, 有機(jī)肥具有環(huán)境友好的基本特性[5], 合理施用有機(jī)肥不僅可以協(xié)調(diào)土壤營(yíng)養(yǎng), 提高土壤肥力[6], 還有助于實(shí)現(xiàn)農(nóng)田固碳減排的目標(biāo),有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展[7]。2)有機(jī)肥和化肥的施用差異及相互影響研究。有研究證實(shí),化肥和有機(jī)肥在施用量上具有此消彼長(zhǎng)的關(guān)系[8], 但也有學(xué)者認(rèn)為, 有機(jī)肥施用量和化肥施用量間存在互補(bǔ)關(guān)系[9], 且有機(jī)肥替代部分化肥, 可提高土壤養(yǎng)分含量, 顯著增加作物產(chǎn)量[10]。3)農(nóng)戶施用有機(jī)肥的影響因素研究。有研究證明, 農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥的施用量受家畜擁有量的影響[11], 而年齡、受教育程度、非農(nóng)收入比例[12]、土壤肥力[8]等是農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的重要影響因素。

既有研究雖為本文研究提供了參考和借鑒, 但仍有進(jìn)一步拓展的空間: 現(xiàn)有研究盡管從多角度出發(fā)探究農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響因素, 但較少關(guān)注有機(jī)肥施用主體——農(nóng)民與家庭成員之間關(guān)系的影響。事實(shí)上, 農(nóng)民與家庭成員之間的相互影響尤其是父代對(duì)當(dāng)前農(nóng)民的影響是左右其個(gè)體意愿和行為的重要因素[13-14], 忽視這種關(guān)系探究農(nóng)戶意愿和行為的影響因素具有一定程度的片面性。為此, 本文嘗試以代際傳遞理論為指導(dǎo), 基于湖北省隨州市、武漢市新洲區(qū)和天門(mén)市對(duì)水稻種植農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查所獲得的563份數(shù)據(jù), 探討互動(dòng)性傳遞與示范性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響, 并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建互動(dòng)性傳遞與示范性傳遞的交互項(xiàng), 分析二者是否存在交互作用以及這種交互作用如何影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿, 以此明確在既有條件下, 如何通過(guò)鼓勵(lì)代際交流及正確引導(dǎo)父代技術(shù)采用的正向示范效應(yīng), 推動(dòng)有機(jī)肥的推廣與實(shí)施, 加快綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的發(fā)展。

1 概念界定與研究假說(shuō)

1.1 概念界定

1)代際傳遞的概念界定。目前, 學(xué)者們對(duì)“代際傳遞”概念的理解各異。一般地, 代際傳遞被認(rèn)為是家庭內(nèi), 父代在能力、觀念、行為習(xí)慣等方面對(duì)子代的影響[15]。Heckler等[16]將其定義為“家庭中, 父母在價(jià)值觀和行為等方面對(duì)子女的影響”; 而Shah等[13]則認(rèn)為, 代際傳遞是“在家庭生活中形成的思想、觀念、習(xí)慣、處事方式等呈現(xiàn)出的代際傳承現(xiàn)象”。20世紀(jì)70年代, 代際傳遞的概念又被賦予了新內(nèi)涵, 包括父母將自身在消費(fèi)過(guò)程中形成的觀點(diǎn)和技巧等傳遞給子女的現(xiàn)象。目前, 有學(xué)者的研究已證實(shí)子女的消費(fèi)習(xí)慣和行為受父母消費(fèi)習(xí)慣和行為的影響[17]。基于此, 本文認(rèn)為, 代際傳遞是指子代在行為方式、生活習(xí)慣、思想觀念等方面受父代影響的現(xiàn)象。

2)有機(jī)肥的概念界定。有機(jī)肥的定義有廣義和狹義之分, 廣義有機(jī)肥泛指以有機(jī)物為主的自然肥料[18], 即農(nóng)家肥, 主要包括農(nóng)業(yè)廢棄物(如作物秸稈、畜禽糞便等)、生活垃圾(如廚余垃圾等); 狹義有機(jī)肥主要指經(jīng)過(guò)相關(guān)科學(xué)工藝流程生產(chǎn)出的精致肥料, 也謂工業(yè)有機(jī)肥, 如企業(yè)、公司經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)的商品有機(jī)肥等[18]。本文的有機(jī)肥主要指狹義上以有機(jī)物為原料的通過(guò)科學(xué)工藝流程生產(chǎn)出來(lái)的商品有機(jī)肥。與傳統(tǒng)糞肥相比, 此類有機(jī)肥經(jīng)過(guò)堆制、高溫、厭氧等加工工藝制成, 具有無(wú)害化以及改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境和提高經(jīng)濟(jì)效益的功效[19]。

1.2 研究假說(shuō)

家庭, 作為初級(jí)群體, 其成員之間具有其他群體無(wú)法比擬的特殊關(guān)系, 尤其是在社會(huì)化過(guò)程中, 基于血緣的親子關(guān)系會(huì)對(duì)子代的價(jià)值觀、習(xí)慣、行為方式等產(chǎn)生最為直接和深遠(yuǎn)的影響[20]。在個(gè)人觀念形成的過(guò)程中, 父代通過(guò)直接示范、交流強(qiáng)化等方式, 把其觀念態(tài)度傳遞給子代, 是子代觀念和行為形成與發(fā)展過(guò)程中的“重要他人”[21]?？傮w來(lái)看, 家庭中子代主要通過(guò)兩種途徑向父代學(xué)習(xí), 一是通過(guò)觀察父母的行為而產(chǎn)生的模仿性學(xué)習(xí), 二是在與父母溝通、言語(yǔ)交流的互動(dòng)過(guò)程中產(chǎn)生的強(qiáng)化學(xué)習(xí)[22]。

第1種途徑可稱為示范性傳遞, 即子代通過(guò)觀察父母的行為并將其納入自身經(jīng)驗(yàn)儲(chǔ)備中, 作為日后相關(guān)行為的內(nèi)部指導(dǎo)。依據(jù)阿爾伯特·班杜拉的社會(huì)學(xué)習(xí)理論, 個(gè)體社會(huì)學(xué)習(xí)的核心途徑是“觀察學(xué)習(xí)”或“模仿學(xué)習(xí)”[23], 即在觀察生活現(xiàn)象, 尤其是在觀察他人行為或示范原型的基礎(chǔ)上, 將其轉(zhuǎn)化成符號(hào)表征, 并加以儲(chǔ)備, 內(nèi)化為自己認(rèn)知的一部分[24]。在家庭中, 若觀察過(guò)父代采用相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù), 則子代稻農(nóng)施用有機(jī)肥的意愿一般較強(qiáng), 反之則反。據(jù)此, 本文提出如下假設(shè):

假說(shuō)1: 示范性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥的施用意愿有顯著影響。

第2種途徑可稱為互動(dòng)性傳遞,即子代通過(guò)與父母溝通、交流, 將父母的經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)內(nèi)化為自身認(rèn)知的過(guò)程。一旦有了這些經(jīng)驗(yàn)和認(rèn)知儲(chǔ)備, 子代的意愿和行為在發(fā)生時(shí)會(huì)不自覺(jué)地受其影響[22]。父代的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)是父代在務(wù)農(nóng)實(shí)踐過(guò)程中, 通過(guò)個(gè)人的直觀感受而獲得的對(duì)務(wù)農(nóng)的認(rèn)識(shí)和感覺(jué)。在家庭內(nèi)部, 若父代的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)偏重于追求產(chǎn)量, 則與父代交流相關(guān)務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)可能會(huì)弱化稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿; 相反, 若父代的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)偏重于追求耕地保護(hù)及可持續(xù)發(fā)展, 則與父代交流相關(guān)務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)可能會(huì)強(qiáng)化稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。據(jù)此, 本文提出如下假設(shè):

假說(shuō)2: 互動(dòng)性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥的施用意愿有顯著影響。

此外, 在家庭內(nèi)部, 示范性傳遞和互動(dòng)性傳遞有可能同時(shí)發(fā)生。結(jié)合假說(shuō)1和假說(shuō)2, 當(dāng)示范性傳遞和互動(dòng)性傳遞共存時(shí), 二者可能存在交互作用, 從而影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿, 但影響方向有待進(jìn)一步甄別。據(jù)此, 本文提出如下假設(shè):

假說(shuō)3: 示范性傳遞和互動(dòng)性傳遞的交互作用對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥的施用意愿有顯著影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

為了解稻農(nóng)在水稻種植過(guò)程中對(duì)有機(jī)肥的施用意愿情況, 課題組選擇位于長(zhǎng)江中下游地區(qū)的水稻種植大省——湖北省進(jìn)行調(diào)研。調(diào)研開(kāi)展于2016年7—8月, 地點(diǎn)為隨州市、武漢市新洲區(qū)以及天門(mén)市。根據(jù)3地區(qū)的水稻種植、地形地貌等特征, 結(jié)合研究目的及可行性等因素, 課題組采用隨機(jī)抽樣法, 在新洲區(qū)選取三店街、徐古鎮(zhèn)、李集鎮(zhèn)作為調(diào)查區(qū)域; 在隨州市選取安居鎮(zhèn)、萬(wàn)店鎮(zhèn)和淅河鎮(zhèn)為調(diào)查區(qū)域; 在天門(mén)市選取橫林鎮(zhèn)、汪場(chǎng)鎮(zhèn)和張港鎮(zhèn)為調(diào)查區(qū)域。此后, 在各鎮(zhèn)隨機(jī)選取幾個(gè)村并隨機(jī)入戶調(diào)查, 共涉及的村有三店村、董椿村、謝店村等20個(gè)村莊。在調(diào)查之前, 調(diào)查成員需先解釋有機(jī)肥的含義, 以防止理解偏差影響問(wèn)卷質(zhì)量。此次調(diào)研共獲得問(wèn)卷634份, 剔除數(shù)據(jù)缺失、重要問(wèn)題漏答等問(wèn)卷71份, 共獲得有效問(wèn)卷563份, 有效率為88.80%。武漢市新洲區(qū)、隨州市和天門(mén)市的有效問(wèn)卷分別為173份、181份、209份, 各占有效樣本總數(shù)的30.73%、32.15%、37.12%。

2.2 模型選擇

本文重點(diǎn)探討代際傳遞因素對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響。鑒于此, 本文的被解釋變量為“稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿”, 并將“愿意”賦值為“1”, “不愿意”賦值為“0”。由此, 本文所用模型的一般形式為:

稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿=(代際傳遞因素、個(gè)人特征因素、家庭特征因素、其他因素)+(隨機(jī)干擾項(xiàng)) (1)

一般地, 在線性模型中, 個(gè)人特征會(huì)“線性”地影響被解釋變量[25], 進(jìn)而引起影像問(wèn)題。但Brock等[26]的研究證明, 非線性模型如Logit、Probit可避免這種問(wèn)題。為此, 本文運(yùn)用包含交互項(xiàng)的Binary Logistic模型測(cè)度代際傳遞因素對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響。其表達(dá)式為:

2.3 變量設(shè)置

1)因變量。根據(jù)研究目的, 構(gòu)建Binary Logistic模型, 因變量是稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥施用意愿的(0, 1)變量。

2)關(guān)鍵自變量。正如理論部分所述, 本文的關(guān)鍵自變量為代際傳遞因素。其中, 互動(dòng)性傳遞為是否受與父代交流務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)影響的(0, 1)變量; 示范性傳遞為是否觀察過(guò)父代采用相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的(0, 1)變量。

3)控制變量。已有研究表明, 個(gè)人特征中, 性別、年齡和受教育水平是農(nóng)戶技術(shù)采用意愿和行為的重要影響因素[28-29]; 蔡榮等[7]通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模和非農(nóng)收入比重均顯著正向影響農(nóng)戶施肥行為, 而家庭勞動(dòng)力數(shù)量則對(duì)農(nóng)戶施肥行為有負(fù)向影響。此外, 郭清卉等[30]發(fā)現(xiàn), 鄰居是否施肥等“鄰里效應(yīng)”是影響農(nóng)戶增施有機(jī)肥的重要因素。不僅如此, 馬驥[8]基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù), 發(fā)現(xiàn)接受過(guò)培訓(xùn)指導(dǎo)的農(nóng)戶會(huì)少施化肥, 而持規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的農(nóng)戶會(huì)多施化肥; 舒暢等[31]通過(guò)研究證實(shí), 獲得補(bǔ)貼對(duì)種植戶施用商品有機(jī)肥有顯著正向影響。據(jù)此, 為避免可能的遺漏變量對(duì)回歸結(jié)果造成影響, 本文選取被調(diào)查者個(gè)人特征、家庭特征、“鄰里效應(yīng)”特征、個(gè)人認(rèn)知因素(包括風(fēng)險(xiǎn)感知、政策滿意度)和技術(shù)培訓(xùn)作為控制變量。需指出的是: 一方面, 如前所述, 本文中的有機(jī)肥特指“以有機(jī)物為原則的通過(guò)科學(xué)工藝流程生產(chǎn)出來(lái)的商品有機(jī)肥”, 而商品有機(jī)肥的制作過(guò)程有其統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn), 即執(zhí)行農(nóng)業(yè)部行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)NY525—2012[19], 因此, 本文未將“有機(jī)肥質(zhì)量”納入控制變量; 另一方面, 本文所選擇的“技術(shù)培訓(xùn)”變量能夠在一定程度上反映農(nóng)技推廣水平[32], 因此, 本文也未將“農(nóng)技部門(mén)推廣”納入控制變量。具體而言, 本文選擇的各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析見(jiàn)表1。

表1 稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響因素變量的含義與描述性統(tǒng)計(jì)分析

3 結(jié)果與分析

3.1 不同代際傳遞組稻農(nóng)的有機(jī)肥施用意愿

表2為不同代際傳遞類型稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥施用意愿的描述統(tǒng)計(jì)。由表2可知, 整體看來(lái), 稻農(nóng)愿意施用有機(jī)肥的占比為52.93%, 略高于不愿意施用有機(jī)肥的占比(47.07%)?；?dòng)性傳遞類型稻農(nóng)中, 愿意施用有機(jī)肥的占比為48.34%, 略低于非互動(dòng)性傳遞組稻農(nóng)愿意施用有機(jī)肥的占比(55.68%); 示范性傳遞類型稻農(nóng)中, 愿意施用有機(jī)肥的占比為68.66%, 大于非示范性傳遞組稻農(nóng)中愿意施用有機(jī)肥的占比(50.81%)。

表2 不同代際傳遞組稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿

3.2 稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響自變量的多重共線性檢驗(yàn)

在模型回歸前, 考慮到所設(shè)自變量之間可能存在內(nèi)部相關(guān)關(guān)系, 先對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。表3是以互動(dòng)性傳遞為被解釋變量, 其他自變量為解釋變量的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明, 容差最小值為0.611, 遠(yuǎn)大于0.1; VIF最大值為1.637, 遠(yuǎn)小于10, 即自變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

表3 稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響因素變量的多重共線性檢驗(yàn)

1)容差是VIF的倒數(shù), 是多重共線性量度指標(biāo)之一。一般地, 容差值的范圍在(0, 1), 當(dāng)容差值小于0.1, 即認(rèn)為存在共線性問(wèn)題。2)VIF(方差膨脹因子)是多重共線性重要的量度指標(biāo)。一般地, VIF≥10, 即認(rèn)為存在較為嚴(yán)重的多重共線性。1) Tolerance is the reciprocal of VIF and one of the multiple collinearity metrics. In general, the range of tolerance is (0, 1), and when the tolerance is less than 0.1, the multicollinearity problem exists. 2) VIF (variance inflation factor) is an important measurement index of multicollinearity. In general, when VIF≥10, serious multicollinearity problem exists.

3.3 稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響模型估計(jì)結(jié)果分析

鑒于模型及變量的選擇, 本研究選用Stata 12統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)所選變量進(jìn)行逐步估計(jì)。首先, 僅將互動(dòng)性傳遞和控制變量作為解釋變量納入方程(1); 其次, 僅將示范性傳遞和控制變量作為解釋變量納入方程(2); 再次, 將互動(dòng)性傳遞、示范性傳遞和控制變量作為解釋變量納入方程(3); 最后, 將互動(dòng)性傳遞、示范性傳遞、交互項(xiàng)與控制變量作為解釋變量納入方程(4)。各模型回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

結(jié)合表4中方程(1)-(4)可知, 4個(gè)模型的Prob>chi2, 顯著性水平均為0.000, 說(shuō)明模型整體擬合效果較好。此外, 由各模型回歸結(jié)果可知, 代際傳遞因素顯著影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。

3.3.1 未考慮交互項(xiàng)的回歸結(jié)果分析

方程(3)為不包含交互項(xiàng)變量的其他解釋變量綜合回歸結(jié)果, 其結(jié)果比方程(1)、(2)更加可靠, 因此, 這里主要對(duì)方程(3)的結(jié)果進(jìn)行分析。

首先, 互動(dòng)性傳遞在5%的水平上顯著, 且負(fù)向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿(Coef.=-0.461), 綜合邊際效應(yīng)可知, 在其他條件不變的情況下, 與父代交流過(guò)相關(guān)務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)的稻農(nóng), 愿意施用有機(jī)肥的概率會(huì)下降10.10%。由樣本統(tǒng)計(jì)可知, 被訪者的平均年齡為56.75歲, 且45歲以上稻農(nóng)占樣本總量的87.39%, 這表明, 大部分稻農(nóng)的父代出生于20世紀(jì)中期。在這個(gè)時(shí)期, 農(nóng)民生活水平普遍較低, 溫飽問(wèn)題尚未解決。因此, 這一時(shí)期的水稻種植以增產(chǎn)為主, 換言之, 父代積累的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)偏重于追求產(chǎn)量和提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出, 而非保護(hù)耕地質(zhì)量。因此, 屬于互動(dòng)性傳遞的稻農(nóng), 由于受父代以增產(chǎn)為目標(biāo)務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)的影響, 因而對(duì)有機(jī)肥有較低的施用意愿。據(jù)此, 假說(shuō)2得到驗(yàn)證。

表4 稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響因素的二元Logistic回歸結(jié)果

***、**和*分別表示自變量在1%、5%和10%水平下顯著。括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。***, ** and * indicate significance at 1%, 5% and 10% levels， respectively. Data in the parentheses are deviations.

其次, 示范性傳遞在1%的水平上顯著, 且正向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿(Coef.=0.942), 綜合邊際效應(yīng)可知, 在其他條件不變的情況下, 觀察父代采用過(guò)相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的稻農(nóng), 愿意施用有機(jī)肥的概率會(huì)提升20.639%。這表明, 父代對(duì)相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用行為對(duì)子女有明顯的示范效應(yīng), 觀察父代采用過(guò)相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的稻農(nóng), 傾向于效仿父代對(duì)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用行為, 進(jìn)而表現(xiàn)出對(duì)有機(jī)肥的偏好。因此, 示范性傳遞正向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。據(jù)此, 假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

3.3.2 考慮交互項(xiàng)的回歸結(jié)果分析

方程(4)為考慮交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。由此回歸結(jié)果可知, 互動(dòng)性傳遞仍在5%的水平上顯著, 且仍負(fù)向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿(Coef.=-0.433); 示范性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響不顯著, 但系數(shù)仍為正; 交互項(xiàng)變量在1%的水平上顯著, 且正向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿(Coef.=2.821)。這表明, 示范性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響會(huì)隨著互動(dòng)性傳遞影響程度的下降而顯著增強(qiáng)?？赡艿慕忉屖? 隨著父代相關(guān)務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)影響程度的減弱, 稻農(nóng)受父代以增產(chǎn)為目標(biāo)的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)的影響越小, 這使得示范性傳遞可以充分正向影響稻農(nóng)有機(jī)肥的施用意愿。據(jù)此, 假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

具體到方程(4), 受教育水平、土壤肥力、農(nóng)業(yè)年收入、風(fēng)險(xiǎn)感知和政策滿意度是影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥施用意愿的重要因素。其中, 受教育水平和農(nóng)業(yè)年收入分別在1%、10%的水平上顯著, 且均正向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿?？赡艿慕忉屖? 受教育水平越高、家庭農(nóng)業(yè)年收入越好的稻農(nóng), 一方面由于對(duì)有機(jī)肥所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)和環(huán)境效應(yīng)的認(rèn)知程度較高, 另一方面因?yàn)閾碛刑岣吒刭|(zhì)量的經(jīng)濟(jì)資本, 因而越愿意嘗試以有機(jī)肥為代表的綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)。相反, 土壤肥力、風(fēng)險(xiǎn)感知、政策滿意度分別在5%、1%、10%的水平上顯著, 且均負(fù)向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿?？赡苁怯捎谕寥婪柿υ胶? 農(nóng)戶一般不需要改變生產(chǎn)要素投入就能獲得可觀的產(chǎn)出; 作為小規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體, 稻農(nóng)風(fēng)險(xiǎn)抵御能力較弱, 因而在技術(shù)選擇方面一般遵循“安全第一”的原則[33]; 不僅如此, 農(nóng)戶所得到的糧食補(bǔ)貼直接彌補(bǔ)了其施用有機(jī)肥所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益。所以, 土壤肥力越好、風(fēng)險(xiǎn)感知越強(qiáng)、對(duì)糧食政策滿意度越高的稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿越低。

3.4 代際傳遞因素對(duì)不同年齡組稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響的差異

為進(jìn)一步明確代際傳遞因素對(duì)中青年組、老年組稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響的差異, 本文依據(jù)何可等[34]的研究, 將60歲以上的男性和55歲以上的女性歸為老年組, 剩余樣本為中青年組, 對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸估計(jì)?；貧w結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 中青年組和老年組稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿影響因素的回歸結(jié)果

***、**和*分別表示自變量在1%、5%和10%的水平下顯著; 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。***, ** and * indicate significance at 1%, 5% and 10% levels, respectively. Data in the parentheses are deviations.

由表5可知, 代際傳遞因素對(duì)中青年組稻農(nóng)和老年組稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響差異較大。

方程(5)中, 互動(dòng)性傳遞在1%的水平上顯著, 且負(fù)向影響中青年組稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿, 而示范性傳遞、交互項(xiàng)分別在10%、5%的水平上顯著, 且均正向影響中青年組稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。這表明代際傳遞因素對(duì)中青年稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿有顯著的綜合影響。方程(6)中, 交互項(xiàng)在1%的水平上顯著, 且正向影響老年組稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿, 而互動(dòng)性傳遞和示范性傳遞對(duì)老年組稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響均不顯著。

需指出的是, 由方程(5)可知, 在不考慮老年組樣本的前提下, 盡管中青年稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿受教育水平的影響, 但其邊際效應(yīng)均低于互動(dòng)性傳遞和交互項(xiàng)兩變量的邊際效應(yīng)?？赡艿慕忉屖? 樣本描述性統(tǒng)計(jì)表明, 被訪稻農(nóng)的平均受教育水平較低, 僅為6.905年, 這可能在一定程度上限制了稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的認(rèn)識(shí)。而且, 在我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)耕文化濃郁的農(nóng)村地區(qū), 家庭內(nèi)父代對(duì)稻農(nóng)個(gè)體有著深遠(yuǎn)的影響[22]。加之農(nóng)村地區(qū)相對(duì)封閉, 與外界信息溝通不暢, 因此, 與受教育水平相比, 中青年稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿受代際傳遞因素的影響更甚。

4 結(jié)論與啟示

基于對(duì)湖北省稻農(nóng)實(shí)地調(diào)研所獲得的563份微觀數(shù)據(jù), 本文重點(diǎn)分析了互動(dòng)性代際傳遞和示范性代際傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響。研究結(jié)果顯示: 1)樣本農(nóng)戶中, 超過(guò)一半(52.93%)的稻農(nóng)愿意施用有機(jī)肥。2)代際傳遞顯著地影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。其中, 互動(dòng)性傳遞顯著負(fù)向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿, 而示范型傳遞顯著正向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿; 構(gòu)造互動(dòng)性傳遞與示范性傳遞的交互項(xiàng)后, 示范性傳遞對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響會(huì)隨著互動(dòng)性傳遞影響程度的下降而顯著增強(qiáng)。3)分組回歸結(jié)果表明, 代際傳遞因素對(duì)中青年稻農(nóng)和老年稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響差異明顯。其中, 互動(dòng)性傳遞顯著負(fù)向影響中青年稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿, 而示范性傳遞和交互項(xiàng)均顯著正向影響中青年稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿; 對(duì)于老年稻農(nóng)而言, 其對(duì)有機(jī)肥的施用意愿僅顯著受交互項(xiàng)的正向影響。4)本文還發(fā)現(xiàn), 稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿還受土壤肥力、教育水平、農(nóng)業(yè)年收入、風(fēng)險(xiǎn)感知和政策滿意度等因素的影響。據(jù)此, 本研究提出以下幾點(diǎn)建議:

第一, 鼓勵(lì)代際間相互學(xué)習(xí), 充分發(fā)揮父代施用綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的示范帶動(dòng)效應(yīng)。隨著社會(huì)的進(jìn)步與發(fā)展, 家庭“代溝”問(wèn)題日益凸顯, 這不僅不利于農(nóng)戶家庭和諧, 更阻礙農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣和實(shí)施, 影響農(nóng)業(yè)發(fā)展。實(shí)證結(jié)果表明, 互動(dòng)性傳遞、示范性傳遞及二者的交互項(xiàng)等代際傳遞因素均顯著影響稻農(nóng), 尤其是中青年稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。因此, 應(yīng)重視家庭內(nèi)部代際傳遞因素對(duì)以有機(jī)肥為核心的綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的影響, 在弱化代際間務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)互動(dòng)負(fù)向影響的同時(shí), 正確引導(dǎo)父代采用相關(guān)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的正向示范效應(yīng), 進(jìn)而提高農(nóng)戶對(duì)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用率。

第二, 適當(dāng)加大教育投入, 注重提高農(nóng)戶對(duì)綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等效應(yīng)的認(rèn)知水平和采用能力。研究發(fā)現(xiàn), 受教育水平越高的稻農(nóng)越愿意施用有機(jī)肥, 但技術(shù)認(rèn)知和技術(shù)培訓(xùn)的影響作用卻不盡人意?；诖? 一方面, 要加大環(huán)境保護(hù)、綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)等相關(guān)知識(shí)的宣傳, 提高農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥等綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知水平; 另一方面, 要積極組織綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)服務(wù), 進(jìn)一步提高農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥的施用能力, 推動(dòng)有機(jī)肥等綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的發(fā)展。

第三, 重視技術(shù)創(chuàng)新, 充分發(fā)揮政府在技術(shù)支持中的引領(lǐng)作用。研究發(fā)現(xiàn), 風(fēng)險(xiǎn)感知和政策滿意度均顯著負(fù)向影響稻農(nóng)對(duì)有機(jī)肥的施用意愿。基于此, 一方面, 要大力發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)低、效果好的新型環(huán)保農(nóng)業(yè)技術(shù), 鼓勵(lì)農(nóng)戶因地制宜地采用綠色農(nóng)業(yè)技術(shù); 另一方面, 應(yīng)充分發(fā)揮政府在技術(shù)支持中的引領(lǐng)作用, 加大對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)采用的資金鼓勵(lì)和政策支持, 完善農(nóng)村寬帶、通信等基礎(chǔ)設(shè)施, 落實(shí)相關(guān)信息技術(shù)等政策, 確保農(nóng)業(yè)技術(shù)信息走進(jìn)千家萬(wàn)戶。

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The influence of intergenerational transmission of farming practices on organic fertilizer utilization willingness of rice producers*

ZENG Yangmei, ZHANG Junbiao**, HE Ke

(School of Economics and Management, Huazhong Agricultural University / Hubei Rural Development Research Center, Wuhan 430070, China)

In view of family based farming in China, the influence of intergenerational transmission of farm operation on rice producers’ attitude toward the use of organic fertilizer was studied. A survey was conducted in Hubei Province, and data obtained from 563 households were analyzed using Binary Logistic Model. The following observations were obtained: 1) 52.93% of the rice producers surveyed were willing to use organic fertilizer. 2) The likelihood for a rice producer to use organic fertilizer decreased in a slope of 0.101 with the level of interactive transmission up one grade, but increased with the level of demonstrative transmission up one grade in a slope of 0.206; the influence of demonstrative transmission was enhanced by weakened interactive transmission. 3) Young and middle-aged producers were influenced by both demonstrative and interactive transmissions independently or jointly, while elderly producers were influenced mainly when the transmissions were presented interactively. 4) Producers’ attitude was also affected by land fertility, education, income, perception of risks, and policy satisfaction. These observations suggested that a producer’s adoption of environmentally friendly practices in agriculture such as using organic fertilizer could be fostered by magnifying the positive effect of demonstrative transmission of parents’ behaviors, education, low risk technology introduction, and governmental support, thus promoting the application of green agricultural technologies, such as organic fertilizer.

Intergenerational transmission; Interactive transmission; Demonstrative transmission; Organic fertilizer; Rice producers; Willing to use organic fertilizer

, E-mail: zhangjb513@126.com

Aug. 1, 2018;

Nov. 5, 2018

10.13930/j.cnki.cjea.180723

F323.3; F204

A

2096-6237(2019)04-0644-10

張俊飚, 主要研究方向?yàn)橘Y源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。E-mail: zhangjb513@126.com

曾楊梅, 主要研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)。E-mail: yangmeiyes@163.com

2018-08-01

2018-11-05

* This study was supported by the National Natural Science Foundation of China (71333006, 71703051, 71503074) and the Key Program of Philosophy and Social Sciences Research, Ministry of Education of China (15JZD014).

* 國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71333006, 71703051, 71503074)和教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大攻關(guān)項(xiàng)目(15JZD014)資助

曾楊梅, 張俊飚, 何可. 不同代際傳遞方式對(duì)稻農(nóng)有機(jī)肥施用意愿的影響[J]. 中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)(中英文), 2019, 27(4): 644-653

ZENG Y M, ZHANG J B, HE K. The influence of intergenerational transmission of farming practices on organic fertilizer utilization willingness of rice producers[J]. Chinese Journal of Eco-Agriculture, 2019, 27(4): 644-653