農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響因素及其空間效應*
——基于新疆農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)

盧 瑜,向平安,余 亮

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學商學院 長沙 410028; 2.長沙民政職業(yè)技術(shù)學院 長沙 410004; 3.湖南第一師范學院 長沙 410205)

中國農(nóng)業(yè)取得舉世矚目成就的同時,也產(chǎn)生了諸如農(nóng)業(yè)面源污染、土壤退化和優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品少等系列問題。為解決這些問題和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展,中國政府提出了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理念,并確定其為農(nóng)業(yè)發(fā)展的方向。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的根本路徑在于推行綠色生產(chǎn)方式。有機農(nóng)業(yè)是一種生產(chǎn)中不使用化學物質(zhì)和轉(zhuǎn)基因生物及其產(chǎn)物的綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式,是目前全球最受歡迎的替代農(nóng)業(yè)。自2005年頒布《有機產(chǎn)品》國家標準以來,中國有機農(nóng)業(yè)發(fā)展迅速,有機農(nóng)地面積已居世界第4位,而且發(fā)展?jié)摿θ跃薮?。在全國范圍推廣和發(fā)展有機農(nóng)業(yè),不僅可提升中國農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、改善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和滿足人民日益增長的消費需求,而且對促進農(nóng)戶增收的意義重大。然而,中國有機農(nóng)業(yè)發(fā)展也面臨挑戰(zhàn),表現(xiàn)在發(fā)展速度趨緩、不少有機生產(chǎn)者退出等方面。

農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的微觀主體,其有機農(nóng)業(yè)采納決策關(guān)乎有機農(nóng)業(yè)發(fā)展進程,揭示農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響因子及其作用機制對促進中國有機農(nóng)業(yè)發(fā)展不可或缺。已有許多文獻探討了影響農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的因素,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納決策受經(jīng)濟績效、外部環(huán)境(基礎(chǔ)設(shè)施、制度政策和社會規(guī)范等)、農(nóng)場特征以及農(nóng)戶自身因素(農(nóng)戶社會人口學特征、認知及態(tài)度等)等眾多因素的影響。然而,大多數(shù)文獻忽視了對有機農(nóng)業(yè)采納行為的空間效應分析,雖有少數(shù)歐美發(fā)達國家的學者借助空間分析技術(shù),利用州縣級、農(nóng)場級和地塊級數(shù)據(jù),探討了空間效應對有機農(nóng)業(yè)采納進程的作用,但對農(nóng)戶這一主要生產(chǎn)經(jīng)營主體采納有機農(nóng)業(yè)的空間影響機制的研究比較匱乏,這不利于洞悉農(nóng)戶間有機農(nóng)業(yè)擴散機制。本文通過構(gòu)建空間杜賓Probit模型,利用新疆農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),實證分析了農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響因素及空間效應,并進一步將各因素的空間效應分解為直接效應和空間溢出效應,洞悉農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響機制。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 空間杜賓Probit模型

農(nóng)戶行為不僅受自身因素影響,而且在一定的空間范圍內(nèi),受其他農(nóng)戶行為影響。為考察空間效應,本文將其作用機制區(qū)分為內(nèi)生交互效應和外生交互效應,構(gòu)建空間杜賓Probit模型:

式中:為×1階向量,表示農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為,為二元結(jié)果因變量;為因變量的空間滯后項,反映相鄰農(nóng)戶間有機農(nóng)業(yè)采納行為的空間內(nèi)生交互效應,為待估計的空間自回歸系數(shù),為預先設(shè)定的空間權(quán)重矩陣,反映農(nóng)戶的空間相鄰關(guān)系;反映農(nóng)戶自身特征變量對其有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響,其中為解釋變量向量,為待估計系數(shù)向量;為解釋變量的空間滯后項,反映空間外生交互效應,即相鄰農(nóng)戶的特征變量對觀測農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響,為待估參數(shù);為×1階誤差項向量。由于貝葉斯估計充分利用了先驗信息,比經(jīng)典估計更具優(yōu)勢,因此模型采用馬爾可夫鏈蒙特卡羅法貝葉斯估計。

1.1.2 閾值距離和空間權(quán)重矩陣設(shè)定

鄰里農(nóng)戶間的相互影響可能隨距離增加而衰減,且當農(nóng)戶之間的距離超過某個特定閾值時,鄰里間的相互影響可以忽略,因此建立地理閾值距離倒數(shù)空間權(quán)重矩陣:

式中:w為空間權(quán)重矩陣,d為農(nóng)戶與農(nóng)戶之間的地理距離,為閾值距離。采用ArcGIS距離帶計算得到每個樣本農(nóng)戶至少有1個鄰居的閾值距離區(qū)間為1.5～4.0 km,這與已有研究顯示農(nóng)戶技術(shù)采用行為溢出效應的合理閾值距離為2～3 km的結(jié)論基本一致。為獲得穩(wěn)健的估計結(jié)果,本文基于1.5 km、2.0 km、2.5 km、3.0 km、3.5 km和4.0 km的閾值距離設(shè)定不同的空間權(quán)重矩陣進行模型估計,然后選擇后驗概率最高的模型進行參數(shù)估計。

1.2 樣本與數(shù)據(jù)來源

1.2.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2020年7月—2021年8月間課題組對新疆農(nóng)戶的問卷調(diào)查。新疆有機農(nóng)業(yè)集聚程度高,尤其在有機林果業(yè)、有機牛羊和高山湖魚類養(yǎng)殖以及有機棉花和青飼料種植的集聚發(fā)展優(yōu)勢突出。研究區(qū)域的有機農(nóng)業(yè)采納較為集中,能夠確保參與調(diào)查的農(nóng)戶處于決策狀態(tài)和能夠給予決策過程的有效信息。此外,新疆是典型的綠洲生態(tài)脆弱區(qū),從微觀視角解析該地農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響機制,對促進農(nóng)業(yè)生態(tài)適宜性較差地區(qū)有機農(nóng)業(yè)發(fā)展能提供有益借鑒。

為確保樣本的代表性,降低地域、品種等帶來的多種環(huán)境因素對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響,調(diào)研區(qū)域只包括南疆和北疆地區(qū)有機林果、有機種植和有機養(yǎng)殖發(fā)展較好的區(qū)域。樣本農(nóng)戶采取分階段抽樣選取: 首先采取判斷抽樣選取調(diào)研樣本區(qū)縣,接著采取配額抽樣抽取樣本農(nóng)戶。具體調(diào)查地點和樣本分布如表1。調(diào)查分為兩個階段。先是以巴州和伊犁的5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)開展問卷預調(diào)查,在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)采用判斷抽樣法選取10個農(nóng)戶進行調(diào)查,并根據(jù)預調(diào)查情況修改完善問卷。然后,采用配額抽樣法對農(nóng)戶開展正式調(diào)查。共發(fā)放550份問卷,回收有效問卷516份,回收率為93.82%。問卷調(diào)查包括社會資本、政府政策和農(nóng)戶個體3個層面的內(nèi)容。

表1 新疆調(diào)查區(qū)域及主要特征Table 1 Xinjing survey area and its main characteristics

1.2.2 受訪農(nóng)戶情況

516份有效問卷中,271份來自南疆,北疆地區(qū)有245份(表2)。處于國家有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)的樣本261份,占比51%。受訪農(nóng)戶從事林果業(yè)、種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)分別占比43.6%、33.7%和22.7%,與其在新疆農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的份額基本一致。采納有機農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶為306戶,占比59.3%。從戶主性別來看,女性占51.2%,男性占48.8%。文化程度大專以上的樣本占25.6%,5.8%的樣本農(nóng)戶為小學及以下文化程度,68.6%樣本農(nóng)戶文化程度為初、高中。從戶主年齡來看,均值為41.7歲,以中年勞動力為主。家庭勞動力數(shù)量為2.6。家庭經(jīng)營農(nóng)地面積均值為6.3 hm,規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營戶占比13.2%,大部分為中等經(jīng)營規(guī)模戶。70%以上的農(nóng)戶家庭年收入低于10萬元,67.5%農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入占比50%以上。54.1%農(nóng)戶加入農(nóng)民合作組織,34.3%農(nóng)戶有農(nóng)業(yè)企業(yè)采購合同保障,農(nóng)戶生產(chǎn)由分散化、兼業(yè)化向?qū)I(yè)化、組織化發(fā)展。整體而言,農(nóng)戶樣本特征分布與新疆第3次農(nóng)業(yè)普查的統(tǒng)計結(jié)果基本吻合,有代表性。

表2 新疆調(diào)查區(qū)受訪農(nóng)戶的基本情況Table 2 Basic information of farmers interviewed in Xinjiang survey area

1.3 變量選取

1.3.1 因變量

將農(nóng)戶是否采納有機農(nóng)業(yè)的行為作為被解釋變量。本文有機農(nóng)業(yè)采納行為是指按國家有機產(chǎn)品標準生產(chǎn)并通過認證的行為,如果農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè),賦值為1; 農(nóng)戶未采納有機農(nóng)業(yè),賦值為0。

1.3.2 解釋變量

農(nóng)戶行為受到社會、政府和個體等多方因素的綜合影響,因此本文主要分析社會資本、政府政策和農(nóng)戶個體3個維度的影響因素對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響。

1)社會資本。新制度經(jīng)濟學主張人的行為受社會資本因素的影響。社會資本通常會影響信息的可獲得性、交易成本和經(jīng)營風險,對于農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為具有重要影響。農(nóng)戶社會資本表現(xiàn)為與親朋鄰里之間及與當?shù)氐霓r(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社和專業(yè)協(xié)會等組織之間的關(guān)系,依附于人際交往或社會組織之中,以信任為基礎(chǔ),以關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為載體,以互惠合作為內(nèi)容。鑒于此,本文從社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會規(guī)范3個維度來衡量農(nóng)戶社會資本(表3)。

表3 社會資本變量說明及其賦值Table 3 Explanation and assignment of social capital

首先,社會網(wǎng)絡(luò)通過信息交流傳播、金融 、人力與物質(zhì)資本方面的互惠支持和互動學習等機制對農(nóng)戶技術(shù)采納決策產(chǎn)生影響。本文借鑒楊志海和曠浩源的做法,從信息獲取、互動學習和互惠支持3個方面設(shè)計題項以詮釋農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)特征。選擇“從親朋友鄰、示范戶、企業(yè)或合作組織獲得信息的難易程度”反映信息獲取、“與親朋友鄰、示范戶、企業(yè)或合作組織互動交流頻繁程度”反映互動學習、“從親朋友鄰、示范戶、企業(yè)或合作組織獲得人力、資金和培訓等支持的便捷程度”反映互惠支持。所有題項均采用李克特5點量表測量。此外,不同維度社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為影響的異質(zhì)性也是本文關(guān)注的重點,因此,將農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)細分為鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)兩個維度。

其次,社會信任可促進合作,降低市場各類主體的機會主義行為,有效降低市場交易費用,對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為具有重要影響。本文借鑒衛(wèi)龍寶等的量表來測量社會信任。

此外,社會規(guī)范主要通過價值引導和社會認同兩個方面影響農(nóng)戶行為。社會規(guī)范在有機農(nóng)業(yè)采納決策中的作用也得到證實,其影響甚至超過對利潤的考慮。本文參考李芬妮等的量表,選取“鄰里親朋、示范戶和推廣人員的推薦是否會影響我采用有機農(nóng)業(yè)”反映價值導向,選取“鄰里親朋、示范戶和政府部門均認同和重視有機農(nóng)業(yè)的采用和推廣”反映社會認同。

2)公共政策。有機農(nóng)業(yè)有顯著正外部性,有文獻認為有必要內(nèi)在化外部性以促進農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)。由于公共物品的產(chǎn)權(quán)界定成本高,市場機制在解決有機農(nóng)業(yè)外部性方面失靈,需要公共政策的介入。公共政策通常通過引導、激勵與約束等措施對農(nóng)戶行為產(chǎn)生影響。本文參考許佳彬等的量表來測量政府的引導政策、激勵政策和約束政策的影響(表4)。

表4 公共政策變量說明及其賦值Table 4 Explanation and assignment of public policy

3)農(nóng)戶自身因素。農(nóng)戶認知、資源稟賦和社會人口學特征等已被證實是影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的重要變量。參考黃炎忠等的做法,從利益認知、前景認知、風險認知和行為能力認知4個維度設(shè)計題項測量農(nóng)戶對于有機農(nóng)業(yè)的認知,其中利益認知從經(jīng)濟績效、生態(tài)效益、社會效益3個維度綜合衡量; 社會人口學特征選取戶主性別、年齡、文化程度和風險偏好等4個指標,其中風險偏好的度量參考楊志海的量表和方法。資源稟賦選取家庭勞動力資源總數(shù)、家庭年總收入和經(jīng)營農(nóng)地面積等3個指標(表5)。

表5 農(nóng)戶自身因素變量說明及其賦值Table 5 Explanation and assignment of farmers’ individual factors

4)區(qū)位變量。獲取農(nóng)戶的空間位置,構(gòu)建空間滯后項以分析有機農(nóng)業(yè)采納過程中的空間效應。將是否來自南疆定義為一個虛擬變量,檢驗氣候、土壤等自然生態(tài)條件對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響。將是否來自國家有機產(chǎn)品認證示范(創(chuàng)建)區(qū)[簡稱示范(創(chuàng)建)區(qū)]定義為另一個虛擬變量,檢驗示范創(chuàng)建舉措對有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響(表6)。

表6 區(qū)位變量說明及其賦值Table 6 Explanation and assignment of location variables

1.4 信度和效度檢驗

鑒于農(nóng)戶認知、社會資本和政府政策3個變量的數(shù)據(jù)通過問卷調(diào)查采集獲得,構(gòu)建模型實證分析之前需進行信度和效度檢驗,以確保研究結(jié)果的可靠性。采用因子分析檢驗問卷效度,結(jié)果顯示KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)值為0.801,巴特利球體檢驗的值為0,可以進一步進行因子分析。具體結(jié)果如表7所示,其中CR值均大于0.6,AVE值均大于0.5,表明數(shù)據(jù)具有良好的結(jié)構(gòu)效度。采用系數(shù)分析問卷信度,各潛變量中除前景認知、信息共享和價值導向3個潛變量的系數(shù)在0.7～0.8區(qū)間外,其他潛變量的系數(shù)均大于0.8,可見調(diào)查數(shù)據(jù)的信度較高。

表7 新疆農(nóng)戶調(diào)查問卷的信度和效度檢驗Table 7 Reliability and validity of the farmers’ survey questionnaire in Xinjiang

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計

有機農(nóng)戶和常規(guī)農(nóng)戶特征變量的描述統(tǒng)計及差異顯著性檢驗結(jié)果(連續(xù)變量使用獨立樣本檢驗,分類變量采用卡方檢驗)顯示: 有機農(nóng)戶與常規(guī)農(nóng)戶在有機農(nóng)業(yè)認知、社會網(wǎng)絡(luò)(組織)、社會規(guī)范和社會信任、激勵政策、是否加入合作組織和區(qū)位方面均存在顯著差異(＜0.05),風險偏好和引導政策在10%的顯著性水平下存在差異,而在約束政策、資源稟賦、人口特征、是否有合同保障等方面沒有顯著差異(表8)。

表8 有機農(nóng)戶和常規(guī)農(nóng)戶的描述性統(tǒng)計和差異顯著性檢驗結(jié)果Table 8 Descriptive statistics and significance test results of organic farmers and conventional farmers

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示有機農(nóng)戶較常規(guī)農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)有積極的認知,更愿意通過社會網(wǎng)絡(luò)獲得有機農(nóng)業(yè)的相關(guān)信息并實現(xiàn)互動學習和互惠支持,更積極加入農(nóng)民合作組織成員,更易受到價值導向和社會認同的影響,同類農(nóng)戶間的社會信任程度更高。從政府政策來看,引導政策和激勵政策對有機農(nóng)戶和常規(guī)農(nóng)戶的影響存在差異,但約束政策并無顯著差異。這意味著農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為需要更多的正向引導和補貼支持等激勵措施,并非倒逼式的管制政策。來自示范(創(chuàng)建)區(qū)的有機農(nóng)戶比非示范(創(chuàng)建)區(qū)的多,間接反映示范(創(chuàng)建)區(qū)建設(shè)促進農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)。此外,有機農(nóng)戶更多來自南疆,較少來自北疆,表明生態(tài)適宜性差并不構(gòu)成有機農(nóng)業(yè)發(fā)展的障礙。

2.2 空間杜賓Probit模型分析結(jié)果

2.2.1 空間依賴性與優(yōu)選模型識別

表9顯示了基于不同閥值距離空間權(quán)重矩陣的6個模型的后驗模型概率和對應的空間自回歸系數(shù)值。閾值距離為1.5 km的模型后驗模型概率最高,是適合本文數(shù)據(jù)樣本的優(yōu)選模型。隨著閾值距離的增加,空間自回歸系數(shù)值逐漸縮小且顯著性下降。優(yōu)選模型值為0.39,且在＜1%的水平具有統(tǒng)計顯著性,表明新疆農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為存在空間依賴性,可構(gòu)建空間計量模型對有機農(nóng)業(yè)采納行為進行分析。

表9 空間依賴性檢驗和模型比較Table 9 Spatial dependence test and model comparison

2.2.2 空間杜賓Probit模型估計結(jié)果

表10為空間杜賓Probit模型的估計結(jié)果。整體而言,模型的達到89.88%,Wald chi的值為0.00,模型系數(shù)的聯(lián)合顯著性較高,模型擬合度較好。

表10 空間杜賓Probit模型估計結(jié)果Table 10 Results of the spatial Durbin Probit model

1)有機農(nóng)業(yè)采納的影響因素

從社會資本因素來看,鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)估計值均為正,且分別通過了＜5%和＜1%水平的顯著性檢驗,表明鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)有正向影響。社會規(guī)范的系數(shù)為正且通過＜1%水平的顯著性檢驗,表明社會規(guī)范在農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納采用決策中起著重要的作用。社會信任的回歸系數(shù)亦為正,且通過了＜5%水平的顯著性檢驗,表明社會信任對有機農(nóng)業(yè)采納行為具有正向影響。

從政策因素來看,引導政策和激勵政策的系數(shù)為正,且在＜5%水平顯著,而約束政策未通過顯著性檢驗,表明引導政策和激勵政策顯著影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為,而約束政策對有機農(nóng)業(yè)采納行為不存在顯著影響。

從個體因素來看,農(nóng)戶認知、勞動力數(shù)量、年齡、風險偏好、是否加入合作組織和是否有合同保障的回歸系數(shù)為正,且均通過了＜5%水平的顯著性檢驗; 而文化程度、農(nóng)地面積、家庭年收入和性別的回歸系數(shù)并未通過顯著性檢驗。

從區(qū)位來看,示范(創(chuàng)建)區(qū)具有正效應,在＜1%水平顯著。來自南疆地區(qū)的回歸系數(shù)為正,通過＜5%水平的顯著性檢驗,表明南疆地區(qū)農(nóng)戶更可能采納有機農(nóng)業(yè)。

2)有機農(nóng)業(yè)采納的空間效應

空間自回歸系數(shù)為0.3911,且通過＜1%的顯著性檢驗,表明相鄰農(nóng)戶間有機農(nóng)業(yè)采納存在正向的內(nèi)生交互效應,即當鄰里采納有機農(nóng)業(yè),農(nóng)戶更有可能采納有機農(nóng)業(yè)。約束政策、收入、農(nóng)地面積、性別、年齡、文化程度、風險偏好和是否為南疆農(nóng)戶等特征變量的空間滯后項系數(shù)均未通過顯著性檢驗,而社會網(wǎng)絡(luò)、社會規(guī)范、社會信任、引導政策、激勵政策、農(nóng)戶認知、勞動力、加入合作組織、有合同保障和來自示范區(qū)等變量的空間滯后項系數(shù)均為正值且均顯著,表明農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為確實受到鄰里相關(guān)特征變量的影響,相鄰農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納行為存在空間外生交互效應。

2.2.3 空間效應分解

為揭示各影響因素對有機農(nóng)業(yè)采納行為影響的邊際效應,進一步將各因素的空間效應分解為直接效應和空間溢出效應(表11)。示范區(qū)、加入合作組織、社會網(wǎng)絡(luò)(組織網(wǎng)絡(luò))、社會規(guī)范、是否有合同保障、社會信任、風險偏好、勞動力、引導政策、激勵政策、南疆農(nóng)戶(所屬地區(qū))、社會網(wǎng)絡(luò)(鄰里)、農(nóng)戶認知和年齡均對有機農(nóng)業(yè)采納行為有正向影響,且總效應依序遞減。

表11 空間效應分解結(jié)果Table 11 Decomposition results of spatial effect

所有變量的直接效應均大于空間溢出效應,這表明農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為主要受自身特征變量的直接影響。其中,空間溢出效應顯著的變量包括示范區(qū)、合同保障、合作組織、社會網(wǎng)絡(luò)(組織網(wǎng)絡(luò))、社會規(guī)范、社會信任、引導政策、激勵政策、社會網(wǎng)絡(luò)(鄰里)、勞動力和農(nóng)戶認知,尤其是示范區(qū)和合作組織的間接效應遠大于其他變量,表明這些變量的空間溢出效應不容忽視。

3 討論

3.1 農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響因素

3.1.1 社會資本與農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)

3類社會資本因素均影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納,其中社會網(wǎng)絡(luò)的拓展顯著提高了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)的采用可能性。值得注意的是,不同維度社會網(wǎng)絡(luò)的作用存在較大差異,產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納正向作用大于鄰里網(wǎng)絡(luò)?？赡艿慕忉屖青徖锞W(wǎng)絡(luò)因其信任半徑小而發(fā)揮重要作用,但對于技術(shù)密集型的有機農(nóng)業(yè),產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)在給農(nóng)戶提供技術(shù)、市場等方面的信息以及金融、人力和技術(shù)方面的支持有優(yōu)勢。

社會規(guī)范和社會信任均對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納有正向作用。如果社會認同農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為,他們就更有可能采用有機農(nóng)業(yè),這一結(jié)論也得到了其他研究的證據(jù)支持。農(nóng)戶對鄰里親朋、當?shù)剞r(nóng)業(yè)企業(yè)和合作組織等信任程度越高,相互之間的互動交流越頻繁,互動交流使農(nóng)戶能夠高效地獲取市場、知識和技術(shù)信息,知識和技術(shù)的溢出提高了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平,此外市場各方的信任機制在一定程度上降低了交易費用,改善了經(jīng)濟績效,有助于促進農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機農(nóng)業(yè)。

3.1.2 公共政策與農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)

引導政策和激勵政策正向促進了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納,而約束政策對農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)作用并不顯著,這與部分學者的研究結(jié)論一致?？赡艿慕忉屖?

1)有機農(nóng)業(yè)顯著的生態(tài)環(huán)境效益,政府適時開展有機農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)環(huán)境治理等方面的宣傳推廣工作,可提高農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)的認知和環(huán)境意識,提高農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的意愿。

2)采納有機農(nóng)業(yè)需增加資本、技術(shù)和勞動力方面的投入且面臨產(chǎn)量風險,尤其在為期2～3年的轉(zhuǎn)換期,政府向農(nóng)戶提供財政補貼,可降低農(nóng)戶投入、改善經(jīng)濟績效,調(diào)動農(nóng)戶有機生產(chǎn)的積極性。

3)約束規(guī)制政策旨在通過管制性措施倒逼農(nóng)戶減少常規(guī)生產(chǎn)行為,但農(nóng)戶不采用有機農(nóng)業(yè)并不一定會對當?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境產(chǎn)生負面影響,不在其約束范圍內(nèi)。因此,約束規(guī)制型政策在促進農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為方面會差強人意。

3.1.3 農(nóng)戶個體因素與有機農(nóng)業(yè)采納行為

正如預期,農(nóng)戶認知對有機農(nóng)業(yè)采納具有正向影響,這與已有文獻的結(jié)論一致。農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)的認知程度越高,其對有機農(nóng)業(yè)效益、前景、易用性和有用性的感知更加積極正面,農(nóng)戶更傾向于采用有機農(nóng)業(yè)。

現(xiàn)有文獻關(guān)于年齡對于農(nóng)戶采用可持續(xù)生產(chǎn)方式的結(jié)論不一,但本文發(fā)現(xiàn)年齡較大的農(nóng)戶更可能采用有機農(nóng)業(yè)?？赡艿慕忉屖悄挲g較大農(nóng)民的機會成本較低,愿意花更多時間從事如人工除草等勞動力密集型的做法,這恰恰是有機農(nóng)業(yè)所需要的。本文的另一結(jié)果—家庭勞動力資源更充足的農(nóng)戶更可能采用有機農(nóng)業(yè)—支持這一觀點。

本文發(fā)現(xiàn)風險厭惡程度低的農(nóng)戶更可能采用有機農(nóng)業(yè),這與其他文獻結(jié)論一致?？赡茉从谟袡C農(nóng)業(yè)相比常規(guī)農(nóng)業(yè)面臨更大的不確定性(如產(chǎn)量低、易受病蟲害及自然災害影響),風險偏好的個體往往會通過承擔高風險來博取高收益,具有先動性特征,因此風險偏好的農(nóng)戶通常更有可能采用有機農(nóng)業(yè)以實現(xiàn)更高利潤目標。

有研究表明農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)化組織(合作社成員和合同農(nóng)戶)程度越高,越有可能轉(zhuǎn)型有機農(nóng)業(yè),這與本文的分析結(jié)果一致。合作組織將分散的小規(guī)模農(nóng)戶有機整合,實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營,提高生產(chǎn)銷售效率,從而促進了有機農(nóng)業(yè)的推廣。

現(xiàn)有研究關(guān)于性別、文化程度收入和經(jīng)營農(nóng)地面積對有機農(nóng)業(yè)采納影響的結(jié)論較為混雜,尚未形成共識。而本文發(fā)現(xiàn)性別、文化程度、收入和農(nóng)地面積對有機農(nóng)業(yè)采納沒有顯著影響。可能的解釋是,伴隨有機農(nóng)業(yè)發(fā)展,有機農(nóng)業(yè)采納門檻逐步降低,農(nóng)戶文化程度帶來的阻礙隨之減少; 此外,伴隨農(nóng)戶組織化程度的提高,通過產(chǎn)業(yè)組織提供的各種形式的合作使得小規(guī)模農(nóng)戶面臨的市場、資金、技術(shù)等有機農(nóng)業(yè)采納障礙減少甚至消除,因此經(jīng)營規(guī)模和家庭年收入對有機農(nóng)業(yè)采納的影響并不顯著。

3.1.4 區(qū)位與農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納

本文發(fā)現(xiàn)認證示范(創(chuàng)建)區(qū)的農(nóng)戶更有可能采用有機農(nóng)業(yè)。這可能是認證示范(創(chuàng)建)區(qū)通過財政補貼、規(guī)范有機基地管理、發(fā)展和培育農(nóng)業(yè)經(jīng)濟合作組織改善了有機農(nóng)業(yè)經(jīng)營的外部環(huán)境,同時通過加大有機產(chǎn)品認證力度,規(guī)范市場準入,帶來溢價,提高有機產(chǎn)品市場認可度和市場競爭力,提高有機農(nóng)業(yè)經(jīng)營績效,促進了農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機農(nóng)業(yè)。

本文顯示南疆農(nóng)戶更有可能采用有機農(nóng)業(yè),表明農(nóng)業(yè)生態(tài)適宜性差并不是有機農(nóng)業(yè)發(fā)展的障礙,現(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)類似的證據(jù)?？赡艿慕忉屖悄辖貐^(qū)雖然面臨干旱、風沙和鹽堿等生態(tài)問題,但存在大量原生態(tài)待開墾土地,適宜于有機干果和有機棉花等種植基地的初始合理規(guī)劃(如利用林帶設(shè)置緩沖隔離帶),可杜絕有機生產(chǎn)基地周邊的工廠和居民生活等污染源,形成良好的種植環(huán)境,加之良好的種植技術(shù)與綜合管理,因此,轉(zhuǎn)向有機種植的機會成本較低。

3.2 農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的空間效應

本文發(fā)現(xiàn)相鄰農(nóng)戶間有機農(nóng)業(yè)采納具有正向空間依賴性,農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為雖然主要受自身特征變量的直接影響,但鄰里相關(guān)特征變量的正向空間溢出效應不容忽視?？梢?農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為并非是獨立的,不僅受農(nóng)戶自身特征變量影響,也會受到鄰里的有機農(nóng)業(yè)采納行為及特征變量空間溢出效應的影響,存在內(nèi)生交互效應和外生交互效應兩種作用機制。這與Wollni等和王小楠等的研究結(jié)論一致。鄰里之間的信息交流、互動學習和行為示范會帶來知識溢出,降低交易成本和有機農(nóng)業(yè)風險認知,進而促進農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。

4 結(jié)論與展望

促使更多農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)是推動有機農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵。本文通過構(gòu)建空間杜賓Probit模型,探討了農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響因素及空間效應,研究結(jié)論是:

1)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為存在顯著的空間依賴性,社會網(wǎng)絡(luò)、社會規(guī)范、社會信任、風險偏好、引導政策、激勵政策、勞動力、農(nóng)戶認知、年齡、示范(創(chuàng)建)區(qū)、合作組織、合同保障和地域均對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為有顯著正向影響。

2)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為主要源于自身特征變量的直接效應,但是空間溢出效應亦不容忽視,尤其是示范(創(chuàng)建)區(qū)和合作組織的空間溢出效應顯著。

本文有3方面貢獻。首先,不僅分析了農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響因素,而且探討了其空間效應,這是以往文獻所缺乏的工作。其次,根據(jù)社會經(jīng)濟學中的社會資本理論,從社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會規(guī)范3個方面檢驗了社會資本對農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的影響,并對鄰里網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)組織網(wǎng)絡(luò)對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為的異質(zhì)性影響進行了分析,從而了解個體或集體力量在有機農(nóng)業(yè)擴散中的作用,有助于公共部門設(shè)計有機農(nóng)業(yè)支持政策。再次,以新疆為研究區(qū)域,可為綠洲生態(tài)脆弱地區(qū)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式的推廣研究提供經(jīng)驗借鑒。

本文的實踐啟示如下:

1)鑒于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為具有空間依賴性,支持政策可傾斜于有機農(nóng)業(yè)采納率高的區(qū)域,向當?shù)厥痉稇簟⒎N植大戶和農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)及農(nóng)民合作組織傾斜,充分利用示范溢出效應以及產(chǎn)業(yè)組織的帶動效應,帶動周邊農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)。

2)公共部門決策者可從政策、社會資本與農(nóng)戶個體3個維度的顯著影響因素入手,改善農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)環(huán)境?？赏ㄟ^加大宣傳推廣、財政、金融與技術(shù)支持,大力培育和發(fā)展農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)和農(nóng)民合作組織等產(chǎn)業(yè)組織,創(chuàng)建有機產(chǎn)品認證示范區(qū),提高農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)認知來促進農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)。

本文也存在一定局限,有待進一步研究。首先,受限于調(diào)研數(shù)據(jù)的局限,本研究僅獲取了新疆地區(qū)農(nóng)戶調(diào)研的截面數(shù)據(jù),使得研究結(jié)論的可推廣性受到一定局限。下一步將擴大調(diào)研區(qū)域,進行農(nóng)戶跟蹤調(diào)研,收集更多地區(qū)農(nóng)戶的動態(tài)面板數(shù)據(jù),構(gòu)建動態(tài)空間面板模型進行分析。其次,采用傳統(tǒng)計量分析局限于捕捉所有樣本案例的共性,考慮的是各影響因素的線性可加性影響,即變量的獨立影響效應,無法深入分析有機農(nóng)業(yè)采納行為的多重因素的協(xié)同效應,下一步將結(jié)合必要條件分析(NCA)和定性比較分析(QCA)方法,分析多重因素并發(fā)對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,增強對有機農(nóng)業(yè)采納行為的解釋。