農(nóng)戶異質(zhì)性會(huì)影響綠色非正式制度效力嗎？
——來自湖北省799個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

李芬妮，張俊飚，何可，羅斯炫

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北武漢，430070； 2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北武漢，430070)

一、引言

綠色非正式制度是一種旨在激發(fā)人們綠色發(fā)展意識(shí)、推廣綠色生產(chǎn)生活方式的制度安排[1]，其作為實(shí)現(xiàn)新時(shí)代中國(guó)特色綠色發(fā)展的重要保障之一[1]，不僅在引導(dǎo)農(nóng)戶建設(shè)農(nóng)村生態(tài)文明、培育綠色發(fā)展理念、穩(wěn)定社會(huì)秩序等方面扮演著重要角色[2-4]，而且能在正式制度較難顧及的領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)對(duì)規(guī)范經(jīng)濟(jì)主體綠色行為的有效補(bǔ)充[1]。2018年，充分發(fā)揮村規(guī)民約等綠色非正式制度的積極作用、以綠色發(fā)展引領(lǐng)鄉(xiāng)村振興等相關(guān)內(nèi)容更被寫入中央一號(hào)文件，成為構(gòu)建鄉(xiāng)村治理新體系、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略舉措。在這一背景下，明晰綠色非正式制度在當(dāng)前農(nóng)村社會(huì)中的效力現(xiàn)狀，對(duì)于提升鄉(xiāng)村治理績(jī)效、推進(jìn)鄉(xiāng)村基層建設(shè)至關(guān)重要。然而，隨著人口與信息流動(dòng)性的增強(qiáng)，相對(duì)封閉的傳統(tǒng)農(nóng)村被徹底打破，非正式制度的作用空間發(fā)生異化；加之農(nóng)民群體不斷分化，農(nóng)戶利益訴求趨于多元，綠色非正式制度逐漸陷入“形同虛設(shè)”的困境，在引導(dǎo)、規(guī)范與約束農(nóng)戶行為上的效力日漸式微[4-6]。

針對(duì)綠色非正式制度效力逐漸弱化的原因，學(xué)者們從內(nèi)容空洞[4]、與正式制度沖突[5]、合意成本上升[6]及違規(guī)成本降低[7]等方面進(jìn)行了闡述，但上述分析的研究視角往往基于綠色非正式制度本身，未將目光聚焦到綠色非正式制度的作用對(duì)象——農(nóng)戶身上，同時(shí)，這些研究大多基于農(nóng)戶是同質(zhì)的前提假設(shè)，缺乏對(duì)現(xiàn)實(shí)中農(nóng)戶異質(zhì)性的足夠關(guān)注。事實(shí)上，農(nóng)戶異質(zhì)性是一種普遍現(xiàn)象[8]，指的是農(nóng)戶在資源稟賦上的不平等。農(nóng)戶異質(zhì)性的普遍性使得任何制度安排都需要對(duì)其予以慎重考量[9]，因此，綠色非正式制度理想效力的實(shí)現(xiàn)離不開對(duì)農(nóng)戶異質(zhì)性的把握。具體來說，農(nóng)戶在資源稟賦上廣泛存在的個(gè)體差異導(dǎo)致不同農(nóng)戶面臨不同約束條件，不同約束條件必然造成個(gè)體間表現(xiàn)出差異化的行為目標(biāo)與選擇，由此，不同農(nóng)戶響應(yīng)綠色非正式制度的積極性及程度也就千差萬別。換而言之，非正式制度在異質(zhì)性農(nóng)戶身上會(huì)產(chǎn)生差異化的作用效力[10]，如若忽略農(nóng)戶異質(zhì)性，將無法完全解釋綠色非正式制度效力參差不齊甚至不盡如人意的內(nèi)在原因。那么，綠色非正式制度效力是否受農(nóng)戶異質(zhì)性的影響？其具體影響如何？上述問題的答案，對(duì)于增強(qiáng)綠色非正式制度的目標(biāo)指向性和有效性以及實(shí)現(xiàn)綠色非正式制度效力的不斷提升具有重要作用。

現(xiàn)有研究成果為本文奠定了良好的基礎(chǔ)，具有重要的啟發(fā)與借鑒意義，但仍有待完善：第一，從研究對(duì)象來看，以往研究大多聚焦于異質(zhì)性對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)、公共事務(wù)自主治理等村莊集體行動(dòng)的影響[11-13]，缺乏對(duì)綠色非正式制度效力的討論，尤其在綠色非正式制度成為鄉(xiāng)村環(huán)境治理重要抓手的背景下，探討綠色非正式制度的效力及其影響因素誠(chéng)有必要。第二，從研究?jī)?nèi)容來看，學(xué)者們已普遍意識(shí)到農(nóng)戶異質(zhì)性的重要性，但大多從農(nóng)戶異質(zhì)性的整體維度出發(fā)[12]，較少給予經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性、社會(huì)異質(zhì)性等子維度足夠的關(guān)注；此外，探討經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性的交互作用的文獻(xiàn)還相對(duì)有限?；诖?，本文利用湖北省799 個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)，以綠色非正式制度效力為研究對(duì)象，實(shí)證分析農(nóng)戶異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的影響，并從經(jīng)濟(jì)與社會(huì)兩個(gè)維度的異質(zhì)性出發(fā)，嘗試分析二者對(duì)綠色非正式制度效力的影響路徑與交互作用，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，為改善綠色非正式制度效力、提升鄉(xiāng)村治理水平提供有益的參考。

二、概念界定、理論分析與研究假說

(一)概念界定

曼瑟爾·奧爾森(Mancur Olson)在《集體行動(dòng)的邏輯》一書中將異質(zhì)性定義為資源分配不均等程度[14]，因此，本文的農(nóng)戶異質(zhì)性指的是農(nóng)戶在資源稟賦上的不平等，包括經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性等方面[15-16]。從相關(guān)文獻(xiàn)來看，制度效力包括質(zhì)與量?jī)煞矫娴膬?nèi)容，前者指制度是否對(duì)人的行為發(fā)生現(xiàn)實(shí)影響，后者指制度對(duì)人的行為的現(xiàn)實(shí)影響程度[17-18]。由于綠色非正式制度是綠色發(fā)展制度的重要組成部分[19]，旨在激發(fā)人們的綠色發(fā)展意識(shí)、推廣綠色生產(chǎn)生活方式、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展目標(biāo)[1]，由此，綠色非正式制度效力的概念可以從制度效力引申出來，指的是綠色非正式制度所號(hào)召的事項(xiàng)，如綠色生產(chǎn)，是否實(shí)現(xiàn)了農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)朝綠色化方向轉(zhuǎn)變及其影響程度?？紤]到直接詢問農(nóng)戶綠色非正式制度號(hào)召的綠色生產(chǎn)行為對(duì)其影響較為主觀、片面，本文使用更為客觀的指標(biāo)，以農(nóng)戶在綠色非正式制度作用下實(shí)際參與綠色生產(chǎn)行為的數(shù)量，即農(nóng)戶響應(yīng)綠色非正式制度并參與綠色生產(chǎn)行為的程度予以表征。

(二)理論分析與研究假說

綠色非正式制度能否獲得理想效力取決于農(nóng)戶之間的合作能否順利達(dá)成[20]，而“合作要求從參與群體中最異質(zhì)性要求中求得通約”[21]。在現(xiàn)實(shí)生活中，理性農(nóng)戶通常以追求自身利益最大化為目標(biāo)[11]，但農(nóng)戶異質(zhì)性的普遍存在導(dǎo)致不同農(nóng)戶面臨著不同的約束條件，不同約束條件進(jìn)一步引發(fā)個(gè)體產(chǎn)生差異化的最優(yōu)目標(biāo)[23]，造成不同農(nóng)戶在同一綠色非正式制度影響下將做出不同的策略選擇，農(nóng)戶們難以在行為響應(yīng)上達(dá)成一致，綠色非正式制度效力的差異由此產(chǎn)生。因此，農(nóng)戶異質(zhì)性將對(duì)綠色非正式制度效力產(chǎn)生重要影響。

農(nóng)戶異質(zhì)性包含諸多方面，其中，經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性是兩個(gè)最重要的維度[8,11,16]。經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性指的是農(nóng)戶在耕地、勞動(dòng)力和收入等資源稟賦上的差異[8,11,16]。研究發(fā)現(xiàn)，響應(yīng)綠色非正式制度號(hào)召、參與綠色生產(chǎn)行為往往始于個(gè)別農(nóng)戶的強(qiáng)烈意愿與持續(xù)推動(dòng)，但由于經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性將加劇不平等[23]并誘發(fā)出農(nóng)戶分層[24]，造成低經(jīng)濟(jì)水平農(nóng)戶對(duì)高經(jīng)濟(jì)水平農(nóng)戶存在抵觸情緒與低水平信任[8]，從而削弱了低經(jīng)濟(jì)水平農(nóng)戶響應(yīng)及參與的積極性。此外，經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性越大，農(nóng)戶就響應(yīng)綠色非正式制度、達(dá)成綠色生產(chǎn)共識(shí)的交易成本更高，難度更大[8]，由此，農(nóng)戶之間難以達(dá)成一致，綠色非正式制度亦較難取理想效力。與之相反，較小的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性意味著每個(gè)農(nóng)戶擁有類似的激勵(lì)與偏好[12]，農(nóng)戶在響應(yīng)綠色非正式制度號(hào)召、參與綠色生產(chǎn)行為上達(dá)成合作的協(xié)調(diào)成本較低[25]，更容易形成一致的成本承擔(dān)與收益分配機(jī)制，從而更有利于綠色非正式制度效力的發(fā)揮?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H1：農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力。

社會(huì)異質(zhì)性是指農(nóng)戶在社會(huì)資本、宗教信仰、受教育水平等方面的差異[8,11,13,16]。學(xué)者們就社會(huì)異質(zhì)性的負(fù)向影響已達(dá)成一致性意見，認(rèn)為農(nóng)戶的社會(huì)異質(zhì)性容易導(dǎo)致群體內(nèi)部缺乏信任和理解[8]，使得農(nóng)戶產(chǎn)生自我疏離感，對(duì)所處村莊的制度缺乏認(rèn)同感，參與村莊事務(wù)的積極性不高。這在一定程度上增加了農(nóng)戶在響應(yīng)綠色非正式制度號(hào)召、參與綠色生產(chǎn)達(dá)成一致的難度，不利于綠色非正式制度獲得理想效力。與之相反，社會(huì)異質(zhì)性越小，農(nóng)戶之間的社會(huì)關(guān)聯(lián)越高、聯(lián)系越緊密，向心力與凝聚力越強(qiáng)[26]，“搭便車”的投機(jī)行為也越少[27]。農(nóng)戶具備更強(qiáng)的主體意識(shí)，對(duì)于參與村莊事務(wù)的積極性與主動(dòng)性更高，更愿意響應(yīng)號(hào)召、參與綠色生產(chǎn)行為，從而使得綠色非正式制度更易于取得理想效力?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：農(nóng)戶的社會(huì)異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力。

農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性或存在一定的交互作用。具體來說，較大的社會(huì)異質(zhì)性意味著農(nóng)戶群體中存在社會(huì)資本較多、宗教信仰多元、受教育水平較高的個(gè)體，這類農(nóng)戶往往可以通過鄉(xiāng)鄰鄉(xiāng)親、村干部以及同宗教教友等社會(huì)關(guān)系資源獲取關(guān)于綠色非正式制度現(xiàn)狀等村務(wù)信息以及勞動(dòng)力、土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)用物資等綠色生產(chǎn)信息，并憑借自身較強(qiáng)的學(xué)習(xí)與認(rèn)知能力掌握農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技能，從而緩解自身勞動(dòng)力短缺、耕地資源不足、農(nóng)業(yè)增收增產(chǎn)乏力等問題，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)。而部分社會(huì)資本較少、宗教信仰相同、受教育水平較低的群體，因相對(duì)缺乏穩(wěn)定而緊密的社會(huì)資源與較高水平的文化素質(zhì)，逐漸在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中趨于劣勢(shì)，從而制約了自身經(jīng)濟(jì)水平的提升。長(zhǎng)此以往，社會(huì)異質(zhì)性將加大農(nóng)戶之間的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性，使得農(nóng)戶們愈發(fā)難以在響應(yīng)號(hào)召并參與綠色生產(chǎn)行為上達(dá)成共識(shí)，從而不利于綠色非正式制度理想效力的實(shí)現(xiàn)。因此，農(nóng)戶的社會(huì)異質(zhì)性會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的負(fù)向影響?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H3：經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的影響存在負(fù)向交互作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于課題組2017年7—8月對(duì)湖北省天門市、黃岡市、隨州市、武漢市和荊州市5 個(gè)區(qū)域的實(shí)地調(diào)查。作為我國(guó)重要的農(nóng)業(yè)大省和著名的商品糧基地，湖北省具有一定的區(qū)域代表性；而上述調(diào)研地區(qū)不僅位于湖北省的核心地帶，同時(shí)受綠色非正式制度的影響較為明顯，因而在研究綠色非正式制度效力方面具有較好的代表性①。本次調(diào)研采取分層逐級(jí)抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，先在每個(gè)縣(市)隨機(jī)選取3～4 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再在每個(gè)樣本鎮(zhèn)隨機(jī)選取2～3 個(gè)樣本村，最后在每個(gè)村隨機(jī)選取10 戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研。調(diào)研采取調(diào)研人員與農(nóng)戶“一對(duì)一”訪談的形式展開，問卷內(nèi)容涉及家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況、綠色非正式制度狀況、綠色生產(chǎn)認(rèn)知、意愿及行為等方面。最終，剔除未回收、農(nóng)戶漏答或中途停止作答等無效問卷外，適用于本研究目的的有效問卷共799 份。

(二)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

表1顯示了調(diào)查樣本的基本特征。不難發(fā)現(xiàn)，調(diào)查對(duì)象以男性為主，年齡大多分布于51～60 歲，受教育程度普遍偏低，接受小學(xué)及以下教育的農(nóng)戶占61.70%，受過高中及以上教育的農(nóng)戶僅為8.76%，83.35%的農(nóng)戶是兼業(yè)戶。家庭特征方面，60.33%的農(nóng)戶居住在平原地形村莊，83.10%的農(nóng)戶家里沒有黨員或干部，78.22%的農(nóng)戶耕地面積在10 畝以下，家庭規(guī)模多以3～5 人的中小型家庭為主，占比達(dá)53.57%，家庭年收入集中在1 萬～5 萬元。根據(jù)《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒2017》②，2016年湖北省農(nóng)村居民平均每戶經(jīng)營(yíng)耕地面積為8.24 畝，家庭可支配收入為4.86 萬元，戶均常住人口為2.89 人，由此來看，本文研究樣本基本符合湖北農(nóng)村現(xiàn)實(shí)情況，具有一定代表性。

(三)變量設(shè)定

本文的被解釋變量為綠色非正式制度效力，使用農(nóng)戶響應(yīng)綠色非正式制度并參與綠色生產(chǎn)行為的程度予以表征。參考聯(lián)合國(guó)環(huán)境規(guī)劃署關(guān)于綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告[28]及相關(guān)研究[29]，本文以農(nóng)戶參與深耕深松、輪/套/間作、有機(jī)肥、生物農(nóng)藥、襯渠灌溉、秸稈還田6種核心技術(shù)的個(gè)數(shù)予以表征。農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)行為的數(shù)量越多，意味著農(nóng)戶響應(yīng)綠色非正式制度的程度越高，綠色非正式制度效力越好。

表2統(tǒng)計(jì)了農(nóng)戶響應(yīng)綠色非正式制度的程度。不難發(fā)現(xiàn)，在綠色非正式制度作用下，27.53%的農(nóng)戶僅參與了1 種綠色生產(chǎn)行為，參與2 種、3 種、4 種和5種綠色生產(chǎn)行為的農(nóng)戶分別占31.79%、18.90%、10.64%和1.38%。由此可見，盡管絕大多數(shù)農(nóng)戶都參與了綠色生產(chǎn)，但均停留在低水平的響應(yīng)層面，綠色非正式制度的效力并不理想，尚存在一定的提升空間。

本文的核心解釋變量為農(nóng)戶異質(zhì)性，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性兩方面來衡量。借鑒已有研究[13]，本文對(duì)經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性變量設(shè)定了耕地面積異質(zhì)性、勞動(dòng)力人口異質(zhì)性和農(nóng)業(yè)收入異質(zhì)性3 個(gè)具體指標(biāo)，分別使用同一村莊內(nèi)農(nóng)戶家庭耕地面積、家庭勞動(dòng)力數(shù)和農(nóng)業(yè)收入的標(biāo)準(zhǔn)差來測(cè)度[13,30]。本文運(yùn)用因子分析法，對(duì)表征經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性的3 個(gè)具體指標(biāo)進(jìn)行降維，計(jì)算求得“經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性”。

表1 調(diào)查樣本的基本特征

表2 農(nóng)戶響應(yīng)綠色非正式制度的程度

借鑒已有研究[13]，本文對(duì)社會(huì)異質(zhì)性變量設(shè)定了社會(huì)資本異質(zhì)性、宗教信仰異質(zhì)性和受教育水平異質(zhì)性3 個(gè)具體指標(biāo)；其中，社會(huì)資本異質(zhì)性采用村莊層面農(nóng)戶與鄉(xiāng)鄰鄉(xiāng)親、村干部打交道頻率及信任程度的因子分析結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)差來體現(xiàn)，宗教信仰異質(zhì)性采用村莊宗教信仰農(nóng)戶數(shù)排名前三位宗教的占比計(jì)算Blau指數(shù)來度量，受教育水平異質(zhì)性采用同一村莊內(nèi)農(nóng)戶受教育年限的標(biāo)準(zhǔn)差來測(cè)度[13,31]。本文運(yùn)用因子分析法，對(duì)表征社會(huì)異質(zhì)性的3 個(gè)具體指標(biāo)進(jìn)行降維，計(jì)算求得“社會(huì)異質(zhì)性”。

進(jìn)一步，本文對(duì)“經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性”和“社會(huì)異質(zhì)性”進(jìn)行等權(quán)重加總再取平均，求得“農(nóng)戶異質(zhì)性”。為排除干擾，本文還設(shè)置了性別、年齡、兼業(yè)情況、家里是否有黨員或村干部、村莊地形、綠色生產(chǎn)行為成本、綠色生產(chǎn)行為效益及地區(qū)虛擬變量8 個(gè)控制變量。所有變量的具體含義與賦值見表3。

(四)模型選擇

本文的因變量為綠色非正式制度效力，取值為0、1、2、3、4、5，存在明顯的遞進(jìn)關(guān)系。對(duì)于這類有序多分類變量，本文選擇Ordered Probit 模型進(jìn)行分析。模型的基本形式為：

式(1)中，y*為不可觀測(cè)的潛變量；EH為經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性變量；SH為社會(huì)異質(zhì)性變量；X為表3中所列的控制變量；α、β、δ為待估系數(shù)；ε為擾動(dòng)項(xiàng)。進(jìn)一步地，在(1)式中加入EH與SH的乘積項(xiàng)，以檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性的交互作用?？捎^測(cè)到綠色非正式制度效力y和不可觀測(cè)的潛變量y*之間存在以下關(guān)系，見式(2)：

式(2)中，r0、r1、r2、r3、r4為y*的切點(diǎn)，且r0＜r1＜r2＜r3＜r4。因變量y取哪一個(gè)值取決于潛變量y*與切點(diǎn)之間的關(guān)系。由此得到農(nóng)戶未參與、參與1 種、參與2 種、參與3 種、參與4 種、參與5 種綠色生產(chǎn)行為的概率如式(3)：

表3 變量的含義與賦值

式(3)中，Φ 為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累計(jì)密度函數(shù)。Ordered Probit 模型參數(shù)采用極大似然估計(jì)法估計(jì)。

四、實(shí)證分析

(一)農(nóng)戶異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的影響

表4為Ordered Probit 模型回歸結(jié)果。其中，方程1 只引入控制變量，方程2 在方程1 的基礎(chǔ)上引入了農(nóng)戶異質(zhì)性，方程3 的解釋變量為經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性，方程4 是表征經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性和社會(huì)異質(zhì)性的6個(gè)具體指標(biāo)的回歸結(jié)果?？傮w來看，模型中各變量的系數(shù)符號(hào)基本一致，顯著性水平也未發(fā)生變化，各方程的卡方檢驗(yàn)值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，偽R 方有明顯提高，表明模型擬合效果較好。

1.農(nóng)戶異質(zhì)性

由表4中方程2 可知，農(nóng)戶異質(zhì)性在方程2 中10%的置信水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)戶異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力，農(nóng)戶的異質(zhì)性越小，綠色非正式制度的效力越理想。

2.經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性

由表4中方程3 可知，經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性在方程3 中1%的置信水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，由此假設(shè)1 得以成立，即經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性越小，綠色非正式制度的效力越理想。

進(jìn)一步探究經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性各具體指標(biāo)的影響，由表4中方程4 可知，農(nóng)業(yè)收入異質(zhì)性在方程4 中1%的置信水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入異質(zhì)性越小，綠色非正式制度推動(dòng)其參與綠色生產(chǎn)行為的效力越好?？赡艿脑蚴牵谵r(nóng)業(yè)收入異質(zhì)性較大的群體中，不同農(nóng)業(yè)收入水平的農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)的參與偏好及需求存在較大差異。高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶因?qū)r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性較強(qiáng)，更期望從響應(yīng)號(hào)召、參與綠色生產(chǎn)中獲得收益回報(bào)，而低農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶則傾向于將有限的資源配置到務(wù)工等非農(nóng)工作中。這就增加了農(nóng)戶們?cè)诰G色生產(chǎn)行為響應(yīng)上達(dá)成一致的難度，使得綠色非正式制度難以發(fā)揮有效效力。

3.社會(huì)異質(zhì)性

由表4中方程3 的結(jié)果可知，社會(huì)異質(zhì)性在方程3 中5%的置信水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，由此假設(shè)2得以成立，即社會(huì)異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力，農(nóng)戶的社會(huì)異質(zhì)性越小，綠色非正式制度的效力越理想。

進(jìn)一步探究社會(huì)異質(zhì)性各具體指標(biāo)的影響，由表4中方程4 可知，社會(huì)資本異質(zhì)性在方程4 中5%的置信水平上負(fù)向顯著，表明農(nóng)戶的社會(huì)資本異質(zhì)性越小，綠色非正式制度推動(dòng)其參與綠色生產(chǎn)行為的效力越好。這可能是因?yàn)?，較小的社會(huì)資本異質(zhì)性有助于減少農(nóng)戶之間的交流障礙，降低內(nèi)部交易成本，提升整體凝聚力[13]，從而推動(dòng)農(nóng)戶在響應(yīng)綠色非正式制度、參與綠色生產(chǎn)行為上達(dá)成共同意愿。由表4中方程4可知，宗教信仰異質(zhì)性在方程4 中5%的置信水平上負(fù)向顯著，表明農(nóng)戶的宗教信仰異質(zhì)性越小，綠色非正式制度推動(dòng)其參與綠色生產(chǎn)行為的效力越好。可能的解釋是，宗教在一定程度上會(huì)造成農(nóng)戶集體行動(dòng)的隔離，農(nóng)戶或因宗教信仰的不同而出現(xiàn)心理距離[13]，社會(huì)信任水平亦隨之降低[32]，從而不利于合作的達(dá)成，影響了綠色非正式制度的有效施行。由表4中方程4 可知，受教育水平異質(zhì)性在方程4 中5%的置信水平上負(fù)向顯著，表明農(nóng)戶的受教育水平異質(zhì)性越大，綠色非正式制度效力越不理想。可能的解釋是，受教育水平的差異容易造成價(jià)值觀的多樣化，這種多樣性在一定程度上會(huì)削弱農(nóng)戶的心理認(rèn)同，降低人際信任水平[33]，從而導(dǎo)致農(nóng)戶在行為響應(yīng)上難以同其他農(nóng)戶達(dá)成一致，不利于理想綠色非正式制度效力的取得。

表4 Ordered Probit 模型回歸結(jié)果

4.控制變量

兼業(yè)情況在方程4 中1%的置信水平上正向顯著，表明綠色非正式制度推動(dòng)純農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)行為的效力越好。相較于大部分時(shí)間都在外地工作的兼業(yè)戶，純農(nóng)戶因長(zhǎng)期生活與停留在村中，對(duì)非正式制度等村務(wù)的了解及參與程度更高，更容易受到綠色非正式制度的影響、參與到綠色生產(chǎn)中。家里是否有黨員或村干部在方程4 中5%的置信水平上正向顯著，表明綠色非正式制度對(duì)家庭中有黨員或村干部的農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)行為的作用效力較好。綠色非正式制度的順利實(shí)施離不開村干部和黨員的表率作用，家里有黨員或村干部的農(nóng)戶更容易受到輻射作用，響應(yīng)綠色非正式制度。村莊地形在方程4 中5%的置信水平上負(fù)向顯著，表明綠色非正式制度對(duì)山地丘陵地形的農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)行為的作用效力較好?？赡艿慕忉屖?，相較于地形為平原的村莊，地形為山地丘陵的村莊的封閉性以及熟人社會(huì)程度較高，更有利于綠色非正式制度效力的發(fā)揮。

(二)經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性的交互作用

為探究經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性的交互作用，本文進(jìn)一步引入經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性的交互項(xiàng)?？紤]到交互項(xiàng)與原變量之間可能存在較高的相關(guān)性，在構(gòu)建交互項(xiàng)之前，本文先對(duì)原變量進(jìn)行中心化處理，即將原變量分別減去其均值后，再進(jìn)行回歸。表5為交互作用結(jié)果，可以看出，卡方檢驗(yàn)值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明模型擬合效果較好。進(jìn)一步由表5可知，經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的影響存在交互作用，假設(shè)3 得以成立。社會(huì)異質(zhì)性會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的負(fù)向影響，社會(huì)異質(zhì)性越大，經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的負(fù)向作用越明顯。

表5 交互作用結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證上述結(jié)果的穩(wěn)定性，本文從平滑樣本奇異值和替換模型兩方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？紤]微觀調(diào)研時(shí)，農(nóng)戶可能策略性“低報(bào)”或禮貌性“高報(bào)”其真實(shí)想法，從而使得調(diào)查樣本出現(xiàn)首尾奇異值。為消除特異值對(duì)回歸結(jié)果的不利影響，本文運(yùn)用winsorize方法對(duì)樣本上下5%的特異值進(jìn)行平滑處理后重新回歸[34]。表6為平滑樣本奇異值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，各方程的卡方檢驗(yàn)值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，偽R 方有明顯提高，平滑樣本奇異值的回歸結(jié)果與表4回歸結(jié)果相似，表明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。進(jìn)一步，本文采用Ordered Logit 模型替代Ordered Probit 模型進(jìn)行重新回歸。表7為替換模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，各方程的卡方檢驗(yàn)值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，偽R 方有明顯提高，替換模型的回歸結(jié)果與表4回歸結(jié)果相似，表明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果——平滑樣本奇異值

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果——替換模型

五、結(jié)論與啟示

基于農(nóng)戶異質(zhì)性視角，文章利用湖北省799 份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，借助Ordered Probit 模型，探討了農(nóng)戶異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的影響。結(jié)果表明：①當(dāng)前綠色非正式制度的效力并不理想，尚存在一定的提升空間；②農(nóng)戶異質(zhì)性是影響綠色非正式制度效力的關(guān)鍵，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性越小，綠色非正式制度引導(dǎo)其參與綠色生產(chǎn)行為的效力越理想。經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性中，綠色非正式制度對(duì)農(nóng)業(yè)收入異質(zhì)性越小的農(nóng)戶的作用效力較好；社會(huì)異質(zhì)性中，農(nóng)戶的社會(huì)資本異質(zhì)性、宗教信仰異質(zhì)性以及受教育水平異質(zhì)性越小，綠色非正式制度引導(dǎo)其參與綠色生產(chǎn)行為的效力越好。③經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性與社會(huì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的影響存在交互作用，社會(huì)異質(zhì)性會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性對(duì)綠色非正式制度效力的負(fù)向影響。

區(qū)別于以往研究，本文的著力點(diǎn)在于解釋農(nóng)戶異質(zhì)性如何影響綠色非正式制度效力。綠色非正式制度效力理想與否依賴于農(nóng)戶之間的合作能否順利達(dá)成。而從根源上看，異質(zhì)性即指農(nóng)戶在資源稟賦與約束條件上的差異，差異化過大的農(nóng)戶群體將缺失“可通約性”。由此，異質(zhì)性越大，農(nóng)戶越難在行為響應(yīng)上達(dá)成一致，綠色非正式制度在引導(dǎo)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)上的難度越高，最終導(dǎo)致綠色非正式制度效力越發(fā)不佳。相反，在異質(zhì)性較低的農(nóng)戶群體中，由于農(nóng)戶之間的資源稟賦與約束條件大同小異，農(nóng)戶的預(yù)期目標(biāo)與行為決策類似，其協(xié)調(diào)成本相對(duì)較低，因此，綠色非正式制度更容易發(fā)揮作用，效力水平也更為理想。

在國(guó)家實(shí)施“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”的背景下，如何充分發(fā)揮綠色非正式制度的積極作用將成為提高鄉(xiāng)村治理績(jī)效、構(gòu)建鄉(xiāng)村治理新體系的關(guān)鍵所在。本文的政策啟示在于：

第一，考慮到農(nóng)戶異質(zhì)性是影響綠色非正式制度效力的關(guān)鍵，故在現(xiàn)實(shí)中，應(yīng)充分理解農(nóng)戶異質(zhì)性普遍存在這一客觀事實(shí)。具體來說，一方面，設(shè)計(jì)與完善村規(guī)民約等非正式制度內(nèi)容時(shí)，需綜合考慮村莊當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，注重結(jié)合農(nóng)戶的異質(zhì)性特征；另一方面，建立具有不同異質(zhì)性水平的村民自治小組，兼顧效率與規(guī)則公平。

第二，實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力，故應(yīng)適當(dāng)考慮降低農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性。具體來說，應(yīng)通過大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、引導(dǎo)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)增收以及穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格和確保農(nóng)產(chǎn)品供求均衡等方式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶收入的不斷增長(zhǎng)，并逐步縮小人們的收入差距。

第三，研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)異質(zhì)性顯著負(fù)向影響綠色非正式制度效力，故應(yīng)適當(dāng)考慮降低農(nóng)戶社會(huì)異質(zhì)性。具體來說，政府應(yīng)加大對(duì)老人協(xié)會(huì)、專業(yè)合作社等多元化農(nóng)村基層組織的建設(shè)，組織開展文藝匯演等群眾性文娛活動(dòng)，為農(nóng)戶創(chuàng)造一個(gè)培育與增加社會(huì)資本的機(jī)會(huì)；村干部和黨員等基層工作人員也應(yīng)加強(qiáng)與社區(qū)群眾的聯(lián)系互動(dòng)，努力提升社會(huì)信任水平，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶社會(huì)資本的增加，并逐漸縮小人們的社會(huì)資本差距。同時(shí)，推動(dòng)宗教活動(dòng)規(guī)范有序開展，為農(nóng)戶搭建起良性交流與溝通的平臺(tái)，增加農(nóng)戶的互動(dòng)與認(rèn)同。此外，還應(yīng)大力發(fā)展農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)教育，通過知識(shí)講座、網(wǎng)絡(luò)直播、微信公眾號(hào)等新興多媒體渠道，拓寬農(nóng)戶的知識(shí)面，強(qiáng)化勞動(dòng)技能培訓(xùn)，從而彌補(bǔ)農(nóng)戶的受教育水平差距。

注釋：

① 資料來源：曾都區(qū)：村規(guī)民約催生好風(fēng)氣，清廉隨州網(wǎng)，http://www.szlz.gov.cn/html/2017/sldt_0410/5668.html；狠剎“人情風(fēng)”：因地制宜出實(shí)招村規(guī)民約破舊俗，荊州新聞，http://0716.58xw.net/news/show-3062.html；天門鄖西338 個(gè)村將河流保護(hù)寫進(jìn)村規(guī)民約，湖北日?qǐng)?bào)，http://www.hubei.gov.cn/zwgk/xsqxw/201712/t20171227_1238154.shtml；【誠(chéng)信建設(shè)萬里行】百姓制定村規(guī)民約 與個(gè)人誠(chéng)信信息掛鉤，信用黃岡，http://huanggang.hbcredit.gov.cn/xyzx/shjj/201807/t2018071 3_37698.shtml；武漢市推動(dòng)農(nóng)村移風(fēng)易俗樹文明鄉(xiāng)風(fēng)，湖北慈善公益網(wǎng)，http://www.sohu.com/a/211011766_219531。

② 資料來源：湖北省統(tǒng)計(jì)局《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒2017》。