農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為決策：政策激勵還是價值認同？

余威震，羅小鋒①，唐 林，黃炎忠

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(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)

化肥的過量施用及其所造成的資源環(huán)境問題，已嚴(yán)重阻礙了我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，如何消除這一障礙因素成為當(dāng)前社會各界關(guān)注的焦點。施用有機肥可以有效減少化肥施用量，轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式是實現(xiàn)化肥減量目標(biāo)的重要手段[1-2]。為此，在當(dāng)前農(nóng)村生態(tài)環(huán)境和農(nóng)業(yè)發(fā)展綠色轉(zhuǎn)型的約束下，如何促進有機肥的施用成為社會各界關(guān)注的熱點話題?？v觀既有相關(guān)文獻，主要包括以下幾個方面：(1)有機肥施用的意愿與行為，當(dāng)前我國農(nóng)戶愿意施用有機肥的積極性并不高，而實際施用的農(nóng)戶比例則更低[3]，并且不少農(nóng)戶在施用意愿與行為上表現(xiàn)出悖離現(xiàn)象，即使有意愿也未能實際施用[4-5]。(2)有機肥施用的影響因素，當(dāng)前研究主要圍繞農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征、生產(chǎn)管理特征以及信息認知和獲取等維度進行深入探討[1-3,6]。(3)強調(diào)有機肥的功能屬性，將有機肥施用視為一種改良土壤肥力的長期投資和降低生產(chǎn)風(fēng)險的行為，并進一步探討農(nóng)地確權(quán)、土地政策穩(wěn)定性和農(nóng)業(yè)保險參保行為對有機肥施用的影響[3,7-8]。(4)有機肥與化肥的關(guān)系探討，WAITHAKA等[9]以肯尼亞為例，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶施用化肥與施用有機肥存在相互影響且具有內(nèi)生性的復(fù)雜關(guān)系。HOLDEN等[10]以馬拉維為例，指出化肥補貼不會對有機肥施用產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

作為一項典型的綠色技術(shù)，基于農(nóng)戶視角進行有機肥施用行為影響因素的研究不勝枚舉。遺憾的是，當(dāng)前學(xué)者們多側(cè)重于農(nóng)戶個體特征、經(jīng)營特征和政策激勵等因素，缺乏對價值認同的關(guān)注和探討。農(nóng)戶的生產(chǎn)價值觀在生態(tài)環(huán)境惡化與綠色發(fā)展理念的交互作用下不斷調(diào)整，逐漸形成與當(dāng)前社會相一致的綠色發(fā)展觀，而建立在共同價值觀基礎(chǔ)上的關(guān)系會對人的行為決策起到內(nèi)在激勵作用[11]。那么，綠色發(fā)展觀念的認同是否對農(nóng)戶綠色技術(shù)采納決策起到了關(guān)鍵性作用？現(xiàn)有研究較少關(guān)注這一點。不僅如此，在現(xiàn)有關(guān)于政策激勵對農(nóng)戶施藥行為的影響研究中，部分學(xué)者對稅收、補貼等政策手段作用的認識并不一致[12-13]。是否因缺乏考慮農(nóng)戶價值觀念的差異而導(dǎo)致研究結(jié)論的偏差，這有待于進一步驗證。基于此，利用湖北省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運用Logit模型、中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ偷冉?jīng)濟計量模型分析政策激勵、價值認同對農(nóng)戶有機肥施用行為的影響。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于筆者課題組2017年7—8月對湖北省武漢、黃岡、荊州、隨州和天門5市進行的農(nóng)戶隨機抽樣調(diào)查。調(diào)查區(qū)域的選擇主要出于以下幾個方面考慮：(1)樣本區(qū)域代表不同的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平，其中武漢、黃岡和荊州農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展較好，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比均在10%以上，而隨州和天門分別屬于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中等和較差2個層面；(2)樣本地區(qū)涵蓋湖北省多種地形地貌特征，其中武漢和黃岡屬于鄂東丘陵地形，荊州和天門地處江漢平原，隨州屬于鄂北崗地地形，可以有效考察不同地形特征下糧食作物的生產(chǎn)經(jīng)營情況。每個地市隨機選擇2～4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取2～4個村，共調(diào)查17個鄉(xiāng)鎮(zhèn)45個村，共計1 116份農(nóng)戶調(diào)查問卷。樣本區(qū)域農(nóng)戶以種植水稻、小麥和大豆等糧食經(jīng)濟作物為主，調(diào)查內(nèi)容涉及農(nóng)戶特征、種植投入產(chǎn)出和政策認知等。調(diào)查員以在校研究生為主，事前經(jīng)過一定時間培訓(xùn)，實際調(diào)查時以“一對一”訪談形式展開。經(jīng)篩選、剔除關(guān)鍵變量缺失或前后矛盾的問卷，獲得有效問卷1 086份，有效率為97.31%。

1.2 樣本特征

調(diào)查結(jié)果(表1)顯示，受訪者性別以男性居多，占樣本總數(shù)的56.35%。從受教育水平來看，有711人受教育水平≤6 a，占65.47%，有293人受教育水平>6～9 a，占26.98%，受教育水平>9 a的農(nóng)戶僅有82人，占比小于10%，這也反映出當(dāng)前農(nóng)戶整體受教育水平偏低。

表1 樣本基本特征

Table 1 Basic characteristics of samples

類型選項樣本量占比/%受訪者性別男61256.35女47443.65受教育水平≤6 a71165.47>6～9 a29326.98>9～12 a706.45>12 a121.10受訪者年齡≤30歲121.10>30～40歲353.22>40～50歲19217.68>50～60歲39736.56>60歲45041.44是否兼業(yè)是85778.91否22921.09農(nóng)業(yè)收入占比0～25%76170.07>25%～50%14613.44>50%～75%474.33>75%～100%13212.15種植面積≤0.33 hm245341.71>0.33～0.67 hm235933.06>0.67～1.00 hm214112.98>1.00～1.33 hm2625.71>1.33 hm2716.54

從年齡來看，絕大多數(shù)(78.00%)受訪農(nóng)戶超過50歲，僅有很少一部分(4.32%)農(nóng)戶年齡小于40歲，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化問題依然嚴(yán)峻。在農(nóng)戶兼業(yè)方面，78.91%的受訪農(nóng)戶有過非農(nóng)經(jīng)歷。單一的家庭收入結(jié)構(gòu)有所改變，農(nóng)業(yè)收入不足家庭總收入50%的受訪農(nóng)戶達907人，占83.51%，有70.07%的受訪農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入甚至不足家庭總收入的25%。從種植面積來看，仍以小規(guī)模種植為主，其中有453人種植面積小于0.33 hm2，占41.71%，有359人種植面積在0.33～0.67 hm2之間，占33.06%。

1.3 變量設(shè)置

1.3.1因變量

綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為。有機肥施用行為在我國上千年的農(nóng)業(yè)文明發(fā)展歷程中一直扮演著重要角色。如今在耕地質(zhì)量不斷下降、農(nóng)業(yè)面源污染日益加劇的時代背景下，有機肥的作用和地位重新被社會各界所重視，因此，選取有機肥施用行為作為綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為的具體表征。

1.3.2核心變量

政策激勵是核心變量之一，采取補貼政策是政府為提高農(nóng)戶生產(chǎn)積極性的最常用手段，并已有研究[14]證實補貼政策對農(nóng)戶行為可以起有效促進作用。政策宣傳可以通過廣播、宣傳冊和現(xiàn)場講解等形式，向農(nóng)戶傳遞農(nóng)村生態(tài)環(huán)境保護的重要性、有機肥施用方式和優(yōu)勢等內(nèi)容，多方面引導(dǎo)農(nóng)戶積極施用有機肥。法規(guī)約束作為一種正式的制度約束，利用行政處罰和經(jīng)濟處罰等方式，對農(nóng)戶非綠色生產(chǎn)行為起到良好規(guī)范作用，因此選取政策宣傳、政府補貼和法規(guī)約束3個變量。價值認同是另一關(guān)鍵變量?？紤]到有機肥在我國有較長的發(fā)展歷史，對我國農(nóng)業(yè)文明發(fā)展具有重要意義，因而從農(nóng)耕文明傳承和生態(tài)環(huán)境改善兩個方面來反映。同時，突出價值認同的過程性，強調(diào)農(nóng)戶的科學(xué)認知能力，以環(huán)境危機意識來反映。

1.3.3控制變量

控制變量具體定義和描述性特征見表2。

表2 變量定義和描述性特征

Table 2 Variable description and descriptive statistics

變量定義平均值標(biāo)準(zhǔn)差因變量 農(nóng)戶有機肥施用行為您在實際生產(chǎn)中是否施用有機肥?1=是;0=否0.3220.467核心變量 政策激勵 政策宣傳政府有關(guān)環(huán)保法規(guī)的宣傳教育對您很重要嗎?1～5:1=非常不重要,5=非常重要3.7520.934 政府補貼政府提供補貼對您開展綠色生產(chǎn)很重要嗎?1～5:1=非常不重要,5=非常重要3.8430.917 法規(guī)約束政府部門的法律法規(guī)對您生產(chǎn)行為的影響如何?1～5:1=非常小,5=非常大3.6220.926 價值認同 環(huán)境危機意識您認為農(nóng)業(yè)面源污染形勢嚴(yán)峻嗎?1～5:1=非常不同意,5=非常同意2.6961.085 生態(tài)環(huán)境改善施用有機肥對改善環(huán)境作用顯著嗎?1～5:1=非常不同意,5=非常同意3.6921.011 農(nóng)耕文明傳承發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)是對傳統(tǒng)農(nóng)耕文明的傳承嗎?1～5:1=非常不同意,5=非常同意3.8320.759控制變量 個體特征 性別1=男;0=女0.5640.496 受教育水平以實際受教育年限(年)為準(zhǔn)5.7813.503 務(wù)農(nóng)年限以實際務(wù)農(nóng)年限(年)為準(zhǔn)37.54613.048 兼業(yè)情況1=是;0=否0.7890.408 家庭特征 種植面積以實際耕種面積(hm2)為準(zhǔn)0.6040.674 土肥變化趨勢1=變差;2=變好;3=沒什么變化2.3840.841 農(nóng)業(yè)收入占比農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例(%)0.2640.304 生產(chǎn)要素獲取是否可方便獲得有機肥等綠色生產(chǎn)要素?1=是;0=否0.4250.494地區(qū)變量1=黃岡;2=荊州;3=隨州;4=天門;5=武漢2.9281.374

從個體特征和家庭經(jīng)營特征2個方面選取控制變量。其中，個體特征主要包括性別、受教育水平、務(wù)農(nóng)年限和兼業(yè)情況4個變量。一般來說，男性勞動者長期承擔(dān)生產(chǎn)性勞動，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更了解；而農(nóng)戶務(wù)農(nóng)年限越長，表明其務(wù)農(nóng)經(jīng)驗越豐富，對有機肥的優(yōu)勢和施用方式也更了解。受教育水平高，并有過非農(nóng)兼業(yè)的農(nóng)戶，對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的理解和接受能力越強，進而表現(xiàn)出更高的積極性。家庭經(jīng)營特征主要包括種植面積、土肥變化趨勢、農(nóng)業(yè)收入占比和生產(chǎn)要素獲取4個變量。相較于化肥，提高同等肥力需要施用更多有機肥，對于種植面積大的農(nóng)戶而言，需要付出更多勞動力，因而可能會表現(xiàn)出較低的施用積極性；對于認為土壤肥力變好的農(nóng)戶而言，自然不愿施用有機肥，以節(jié)約勞動力和資金投入。農(nóng)業(yè)收入占比高，表明農(nóng)業(yè)在家庭經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中占據(jù)重要地位，農(nóng)戶為可持續(xù)發(fā)展更愿意施用有機肥。此外，對地區(qū)變量也進行控制。

1.4 模型構(gòu)建

考慮到農(nóng)戶有機肥施用行為選項為“是”和“否”，屬于典型的二分類變量，而用于分析選擇性問題常見的模型包括Probit模型和Logit模型等，筆者選擇Logit模型對各影響因素進行分析。具體模型為

p(Y=1|P,V,X)=φ(β1P+β2V+γX)。

(1)

式(1)中，p為行為發(fā)生概率；Y為農(nóng)戶有機肥施用行為，Y=1表示農(nóng)戶在實際生產(chǎn)中施用了有機肥；P和V分別為政策激勵和價值認同維度的變量；X為相應(yīng)的控制變量；β和γ分別為對應(yīng)變量的系數(shù)估計量；φ為邏輯分布的概率函數(shù)，采用極大似然法進行估計。

此外，為進一步檢驗價值認同在價值引導(dǎo)型政策激勵手段(政策宣傳和法規(guī)約束)與農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為之間的中介效應(yīng)以及經(jīng)濟激勵型政策激勵手段(政府補貼)對價值認同與農(nóng)戶綠色技術(shù)采納行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)，筆者分別采用IACOBUCCI[15]提出的適用于分類變量的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ秃蜏刂吟氲萚16]提出的層次回歸分析法進行實證檢驗。

2 結(jié)果與分析

2.1 不同地市農(nóng)戶有機肥施用行為差異分析

通過對各地市農(nóng)戶有機肥施用行為的統(tǒng)計分析(表3)可知，僅有32.23%的農(nóng)戶施用有機肥，反映出在當(dāng)前生產(chǎn)環(huán)境下農(nóng)戶施用有機肥的積極性并不高。

從各地市來看，隨州市樣本農(nóng)戶的有機肥施用比例最高，為54.67%；其次為武漢市(32.28%)和天門市(29.17%)；黃岡市(24.88%)和荊州市(22.14%)樣本農(nóng)戶有機肥施用情況最不樂觀。由于不同地區(qū)在資源稟賦、種植習(xí)慣等方面存在差異，這在一定程度上導(dǎo)致農(nóng)戶有機肥施用行為的差異。

表3 農(nóng)戶有機肥施用行為的地區(qū)差異

Table 3 Differences of organic fertilizer application behavior among farmers in different cities

地區(qū)是否施用有機肥是否頻數(shù)占比/%頻數(shù)占比/%黃岡5124.8815475.12荊州5822.1420477.86隨州11754.679745.33天門6329.1715370.83武漢6132.2812867.72合計35032.2373667.77

2.2 政策激勵、價值認同與農(nóng)戶有機肥施用行為的回歸分析

多重共線性檢驗結(jié)果(表4)顯示，各變量方差膨脹因子(VIF)均小于3，處于合理范圍內(nèi)，表明各變量不存在嚴(yán)重的共線性問題。為檢驗結(jié)果穩(wěn)健性，同時利用二元Probit模型(模型2)進行相關(guān)回歸，各變量的顯著性和方向與二元Logit模型(模型1)結(jié)果相比并無實質(zhì)性變化，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。以下分析根據(jù)Logit模型結(jié)果展開。

(1)政策激勵的影響。首先，政策宣傳系數(shù)為-0.212，且通過5%水平的顯著性檢驗，表明政策宣傳對農(nóng)戶有機肥施用行為具有顯著負向作用，這與傳統(tǒng)認識存在一定偏差，但也說明政府對農(nóng)戶進行相關(guān)環(huán)保法規(guī)的宣傳與農(nóng)戶有機肥施用行為之間并沒有必然的因果關(guān)系，盡管部分農(nóng)戶認為政策宣傳對其有重要影響，但可能因在政策認知上存在偏差以及受限于生產(chǎn)條件，未能表現(xiàn)出有機肥施用行為。其次，政府補貼變量系數(shù)為0.197，且通過5%水平的顯著性檢驗。相較于化肥，施用有機肥需要支出更多成本，而這一行為的正外部性無法得到合適補償，作為理性小農(nóng)，其施用有機肥的積極性必受打擊。一旦政府對農(nóng)戶額外成本支出或正外部性進行經(jīng)濟補償，追求利潤最大化的農(nóng)戶很有可能對此表現(xiàn)出較高積極性[14]。最后，法規(guī)約束變量系數(shù)為0.156，且通過10%水平的顯著性檢驗，表明法規(guī)約束對農(nóng)戶有機肥施用行為也起到正向促進作用。一般而言，以《化肥使用零增長行動方案》為代表的環(huán)保法規(guī)的出臺，是為了更好地規(guī)范和引導(dǎo)農(nóng)戶減少化肥用量，積極施用有機肥。事實也證明，相關(guān)法規(guī)的出臺確實促進了農(nóng)戶積極施用有機肥，起到一定的引導(dǎo)和規(guī)范作用。

(2)價值認同的影響。首先，環(huán)境危機意識系數(shù)值為0.172，且通過5%水平的顯著性檢驗，說明隨著農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)面源污染形勢認識越來越清晰，所反映出的環(huán)境危機意識越強，其有機肥施用行為的可能性就越大?？赡艿慕忉尀?，在強調(diào)綠色發(fā)展的社會環(huán)境中，農(nóng)戶逐漸意識到農(nóng)業(yè)面源污染的嚴(yán)竣性，對當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式進行反思以及對綠色生產(chǎn)方式的主流認同，而有機肥作為化肥的一種有效替代，在危機意識、生存壓力下產(chǎn)生的責(zé)任感和行動力，使得農(nóng)戶更有可能實際施用有機肥。其次，生態(tài)環(huán)境改善系數(shù)為0.578，且通過1%水平的顯著性檢驗，說明農(nóng)戶越能意識到施用有機肥在改善生態(tài)環(huán)境上的重大作用，其表現(xiàn)出有機肥施用行為的可能性就越大。作為一種綠色生產(chǎn)技術(shù)，施用有機肥在促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展及人地和諧等方面具有重大意義，當(dāng)農(nóng)戶對有機肥的認識不再單是經(jīng)濟性層面時，便是與全社會強調(diào)的綠色生產(chǎn)理念形成一致的時候，這也就是一個內(nèi)化的過程，并通過有機肥施用的實際行為外化表現(xiàn)出來[17]。

表4 模型回歸結(jié)果

Table 4 Model regression results

變量Logit模型(模型1)Probit模型(模型2)系數(shù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng)系數(shù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng)個體特征 性別-0.1070.156-0.020-0.0650.092-0.021 受教育水平0.0160.0230.0030.0100.0140.003 務(wù)農(nóng)年限0.012?0.0060.002?0.007?0.0040.002? 兼業(yè)情況0.2330.2110.0440.1320.1240.041經(jīng)營特征 種植面積0.0050.0080.0010.0030.0050.001 土肥變差(以“沒什么變化”為參照)-0.379??0.178-0.069??-0.227??0.106-0.069?? 土肥變好(以“沒什么變化”為參照)0.0420.2170.0080.0440.1270.014 農(nóng)業(yè)收入占比0.4990.2930.0940.2680.1740.084 生產(chǎn)要素獲取0.0480.1750.0090.0310.1030.010政策激勵 政策宣傳-0.212??0.104-0.040-0.128??0.062-0.040?? 政府補貼0.197??0.0990.037??0.116??0.0580.036?? 法規(guī)約束0.156?0.0960.029?0.0880.0570.028價值認同 環(huán)境危機意識0.172??0.0680.032??0.098??0.0410.031?? 生態(tài)環(huán)境改善0.578???0.0870.108???0.347???0.0510.109??? 農(nóng)耕文明傳承0.0640.1030.0120.0270.0620.009常數(shù)項-5.090???0.746—-2.957???0.423—地區(qū)控制變量已控制已控制卡方值126.44???139.27???偽R20.1150.116

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

2.3 價值認同在價值引導(dǎo)型政策手段與農(nóng)戶行為關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗

作為價值引導(dǎo)型政策手段，無論是政策宣傳，還是法規(guī)約束，其目的均是希望通過一定方式和手段，直接或間接地實現(xiàn)綠色發(fā)展的有關(guān)信息、價值理念的傳遞[18]，從而促進農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)理念的理解和認同，具有一定價值引導(dǎo)效應(yīng)，即價值引導(dǎo)型政策手段通過價值認同的中介效應(yīng)影響農(nóng)戶有機肥施用行為。

基于IACOBUCCI[15]提出的中介效應(yīng)檢驗方法和步驟，最終檢驗結(jié)果見表5。環(huán)境危機意識、生態(tài)環(huán)境改善和農(nóng)耕文明傳承在政策宣傳與農(nóng)戶有機肥施用行為之間起中介作用。當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)常見的政策宣傳內(nèi)容為耕地質(zhì)量保護、化肥減量施用等方面，其目的主要在普及相關(guān)政策實施的背景、目的和要求，在這一過程中農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的認知能力逐漸增強，并對目前的生產(chǎn)經(jīng)營方式進行反思和轉(zhuǎn)變。因此，通過政策宣傳，可以提高農(nóng)戶環(huán)境危機意識和生態(tài)環(huán)境改善認知水平，使其表現(xiàn)出更高的施用有機肥的可能性。

生態(tài)環(huán)境改善在政策執(zhí)行與農(nóng)戶有機肥施用行為之間也起到中介作用。政策執(zhí)行力度嚴(yán)，可以有效避免因要素市場混亂導(dǎo)致農(nóng)戶產(chǎn)生不信任、抵觸的心理情緒，真正認識到施用有機肥對改善當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境具有顯著功效，最終影響農(nóng)戶有機肥施用行為。

表5 價值認同的中介效應(yīng)檢驗

Table 5 The mediating effect test of value identity

變量環(huán)境危機意識生態(tài)環(huán)境改善農(nóng)耕文明傳承政策宣傳2.228?5.980?2.279?政策執(zhí)行1.6722.866?1.286

*表示中介效應(yīng)檢驗值的絕對值大于1.96，中介效應(yīng)顯著。

2.4 經(jīng)濟激勵型政策手段在價值認同與農(nóng)戶行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

作為經(jīng)濟激勵型政策手段，政府補貼具有典型的經(jīng)濟激勵效應(yīng)，會通過影響農(nóng)業(yè)要素投入數(shù)量來影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出[19]。作為一個“經(jīng)濟人”，農(nóng)戶首先考慮的是利潤最大化，即使認同農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)，仍不愿施用有機肥。但是，當(dāng)農(nóng)戶認為施用有機肥可以獲得一定政府補貼時，價值認同程度提高，其施用有機肥的積極性提升，實現(xiàn)經(jīng)濟效益與價值追求的統(tǒng)一。

在對相關(guān)變量進行中心化處理的基礎(chǔ)上，利用層次回歸分析法實證檢驗了經(jīng)濟激勵型政策對價值認同與農(nóng)戶有機肥施用行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)(表6)?；谀Ｐ?的回歸結(jié)果，政府補貼與環(huán)境危機意識的交叉項通過顯著性檢驗，且系數(shù)符號與環(huán)境危機意識系數(shù)符號相一致，即政府補貼增強了環(huán)境危機意識與農(nóng)戶有機肥施用行為的正向關(guān)系。即當(dāng)政府提供補貼時，農(nóng)戶有機肥施用行為受到環(huán)境危機意識的直接影響加大，農(nóng)戶表現(xiàn)出更高的施用可能性，這也進一步證實了政府補貼對農(nóng)戶行為有較強的促進作用。但是，政府補貼在生態(tài)環(huán)境改善、農(nóng)耕文明傳承與農(nóng)戶有機肥施用行為之間未能起到調(diào)節(jié)作用，這也間接反映出在綠色生產(chǎn)發(fā)展轉(zhuǎn)型初期，政府補貼的作用較有限，只有當(dāng)農(nóng)戶意識到環(huán)境危機存在時才能發(fā)揮一定作用。

表6 經(jīng)濟激勵型政策手段的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

Table 6 Moderating effect of economic incentive policy means

變量加入交互項的回歸模型(模型3)系數(shù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤邊際效應(yīng)經(jīng)濟激勵型政策手段 政府補貼0.0960.0910.018價值認同 環(huán)境危機意識0.147??0.0690.028 生態(tài)環(huán)境改善0.556???0.0850.104 農(nóng)耕文明傳承0.0330.1070.006 政府補貼?環(huán)境危機意識0.113?0.0680.021? 政府補貼?生態(tài)環(huán)境改善0.0550.0810.010 政府補貼?農(nóng)耕文明傳承-0.0740.091-0.014控制變量已控制卡方值124.13???偽R20.114

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

利用2017年湖北省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為的理論分析框架，探究政策激勵、價值認同對農(nóng)戶技術(shù)采納行為的影響。筆者研究發(fā)現(xiàn)：

(1)農(nóng)戶有機肥施用行為會受到多因素共同影響。在政策激勵方面，政策宣傳對農(nóng)戶有機肥施用行為有負向作用，而政府補貼和法規(guī)約束則表現(xiàn)出正向作用；在價值認同方面，環(huán)境危機意識和生態(tài)環(huán)境改善對農(nóng)戶有機肥施用行為均起到正向作用?？刂谱兞恐校r(nóng)業(yè)收入占比有正向作用，而土肥變化趨勢表現(xiàn)出負向影響。

(2)價值認同在價值引導(dǎo)型政策手段與農(nóng)戶有機肥施用行為之間發(fā)揮中介作用。具體而言，環(huán)境危機意識、生態(tài)環(huán)境改善和農(nóng)耕文明傳承在政策宣傳與農(nóng)戶有機肥施用行為之間起中介作用，生態(tài)環(huán)境改善在法規(guī)約束與農(nóng)戶有機肥施用行為之間起中介作用。

(3)經(jīng)濟激勵型政策手段在價值認同與農(nóng)戶有機肥施用行為之間發(fā)揮了增強的調(diào)節(jié)作用，即在農(nóng)戶形成一定價值認同的基礎(chǔ)上，政府補貼有助于提高農(nóng)戶有機肥施用的可能性。

3.2 建議

為進一步加快我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綠色轉(zhuǎn)型，協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護，提出如下建議：(1)創(chuàng)新發(fā)展以農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)為導(dǎo)向的綠色補貼，對開展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的農(nóng)戶實施合理補貼，增強農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的積極性。同時，因地制宜開展相關(guān)政策宣傳，以通俗易懂的方式進行，避免因宣傳方式不當(dāng)造成農(nóng)戶理解出現(xiàn)偏差，進而影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為決策。(2)積極開展當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)發(fā)展所面臨的形勢教育，培養(yǎng)農(nóng)戶的危機意識。普及農(nóng)業(yè)面源污染的相關(guān)知識，提高農(nóng)戶科學(xué)認知能力的同時糾正經(jīng)濟利益至上的錯誤思想認識。(3)轉(zhuǎn)變只注重技術(shù)如何使用的傳統(tǒng)技術(shù)推廣方式，將綠色技術(shù)的經(jīng)濟效益和生態(tài)效益有機結(jié)合，拓展農(nóng)技推廣的功能屬性，使農(nóng)戶認可綠色發(fā)展理念并形成綠色生產(chǎn)價值觀，從而促進農(nóng)戶積極采納綠色生產(chǎn)技術(shù)。

筆者從政策激勵、價值認同2個維度對農(nóng)戶有機肥施用行為進行了深入探討，所得出的結(jié)論對促進農(nóng)業(yè)面源污染治理和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有一定實際意義。但是，一方面，在一定程度上，僅以是否施用有機肥并不能完全有效反映農(nóng)戶的科學(xué)施肥情況，單一行為的改善(即施用有機肥)可能并不會對化肥減量起到顯著效果，若能進一步從氮磷鉀含量占比角度探討有機肥施用行為或許現(xiàn)實指導(dǎo)意義更為重大。另一方面，隨著消費者對優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的需求日益增加，如何利用市場需求推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的綠色化也是重要命題。作為理性經(jīng)濟人，農(nóng)戶以綠色生產(chǎn)方式獲得的農(nóng)產(chǎn)品可以實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)優(yōu)價時，自然會有更大的積極性施用有機肥。在這一過程中，農(nóng)戶是否可以及時了解優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的市場需求，優(yōu)質(zhì)優(yōu)價的市場環(huán)境又該如何營造，將直接決定市場經(jīng)濟作用的有效發(fā)揮情況。對于今后的研究，可以嘗試從科學(xué)設(shè)定技術(shù)行為和營造優(yōu)質(zhì)優(yōu)價市場環(huán)境2個方面做深入探討。