草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呦履翍?hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離研究

摘要：

畜牧業(yè)是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重要支柱產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)畜牧業(yè)綠色發(fā)展是今后農(nóng)牧業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、農(nóng)牧業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的著力點(diǎn)與主攻方向。在新一輪草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?shí)施背景下，基于新疆昭蘇縣277個(gè)牧戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic-ISM模型探索影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的顯著性因素及其層次結(jié)構(gòu)。結(jié)果表明：57%的樣本牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為發(fā)生悖離；性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模、牧業(yè)收入、草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知、技術(shù)可獲得性、補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度及牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施等因素對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離存在顯著影響；進(jìn)一步剖析影響因素間層級(jí)結(jié)構(gòu)后發(fā)現(xiàn)，性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模和補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度是深層根源因素，牧業(yè)收入、技術(shù)可獲得性是中層間接因素，而草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知及牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施是表層直接因素。據(jù)此提出加強(qiáng)政策宣傳與扶持力度；增強(qiáng)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意識(shí)，激發(fā)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)的內(nèi)生動(dòng)力；強(qiáng)化綠色科技支撐，提供專(zhuān)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)；完善牧業(yè)配套設(shè)施，改善外源約束性條件等建議，以期促使牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿轉(zhuǎn)換為實(shí)際行為，實(shí)現(xiàn)綠色興牧、畜牧業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)；意愿與行為悖離；牧戶(hù)；草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)?/p>

中圖分類(lèi)號(hào)：F326.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：2095-5553 （2024） 04-0311-10

收稿日期：2022年8月23日" 修回日期：2022年12月27日

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（19BGL157）；新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目（XJAUGRI2022010）

第一作者：李淑敏，女，1998年生，新疆沙灣人，碩士研究生；研究方向?yàn)樾姓芾?。E-mail： 510366343@qq.com

通訊作者：馬瑛，女，1975年生，山東冠縣人，博士，教授；研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)資源環(huán)境、畜牧業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與政策。E-mail： xndmy@qq.com

Research on the deviation of green production intention and behavior of herdsmen under the context

of grassland subsidy and reward policy： Taking Zhaosu County， Xinjiang as an example

Li Shumin1， Su Xianghui2， Ma Ying1， Lin Wenji1， Zhao Heping3

（1. School of Public Administration， Xinjiang Agricultural University， Urumqi， 830052， China;

2. Management Committee of Yaxin Campus， Xinjiang Agricultural University， Urumqi， 830052， China;

3. Xinjiang Institute of Technology， Aksu， 843000， China）

Abstract：

Animal husbandry is an important pillar industry related to the national economy and people’s livelihood. Promoting the green development of animal husbandry is the focus and main direction of the future supply-side structural reform of agriculture and animal husbandry， high-quality development of agriculture and animal husbandry， and rural revitalization strategies. Under the background of the implementation of the new round of grassland compensation policy， based on the survey data of 277 herdsmen in Zhaosu County， Xinjiang， the Logistic-ISM model was used to explore the significant factors affecting herdsmen’s green production willingness and behavioral deviation， as well as the correlation and hierarchical structure of the factors. The results showed that 57% of the sample herdsmen’s green production intentions and behaviors were diverged. Factors such as gender， education level， grassland size， animal husbandry income， recognition of grassland reward policy， economic benefit recognition， technology availability， subsidies distribution timeliness and animal husbandry ecological infrastructure had a significant impact on herdsmen’s green production willingness and behavioral deviation. After further analysis of the logical hierarchy among the influencing factors， it was found that gender， education level， grassland size and subsidy distribution timeliness were the most important deep root factors， animal husbandry income and technology availability were the indirect factors at the middle level， while the recognition of grassland compensation policy， economic benefit and animal husbandry ecological infrastructure were the direct factors at the surface. On this basis， it is proposed to strengthen policy publicity and support， enhance the green production awareness of herdsmen， and stimulate the endogenous power of herdsmen’s green production， strengthen green technology support and provide professional technical guidance， improve animal husbandry supporting facilities and improve external constraints， so as to promote the conversion of green production intentions of herdsmen into actual behaviors， and realize the goal of green animal husbandry and green high-quality development of animal husbandry.

Keywords：

agricultural green production; willingness and behavior divergence; herdsmen; grassland subsidy and reward policy

0 引言

黨和國(guó)家始終重視“三農(nóng)三牧”工作，制定并實(shí)施了一系列保護(hù)草原生態(tài)和發(fā)展綠色興牧的重大舉措，力求推行農(nóng)牧業(yè)綠色生產(chǎn)方式與倡導(dǎo)農(nóng)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)行為，借助政策干預(yù)手段遏制草地生態(tài)退化、提高農(nóng)牧民生計(jì)水平兼顧畜牧業(yè)健康良好發(fā)展［1］。草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策（以下簡(jiǎn)稱(chēng)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)撸┦羌?lì)牧戶(hù)實(shí)施綠色生產(chǎn)行為，維持草地生態(tài)功能與促進(jìn)牧民增收的重要政策之一［2， 3］。綠色生產(chǎn)行為是行為主體集“經(jīng)濟(jì)—社會(huì)—生態(tài)”于一體，最大限度降低生產(chǎn)污染、資源能耗并追求綠色可持續(xù)發(fā)展方式的行為，是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型的重要支撐。牧戶(hù)既是綠色生產(chǎn)行為的主體，也是綠色生產(chǎn)技術(shù)的終端需求者，牧戶(hù)綠色生產(chǎn)采納意愿與行為決策有助于提升草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩纳鷳B(tài)與經(jīng)濟(jì)效益并推動(dòng)畜牧業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，但綠色生產(chǎn)采納意愿與實(shí)際采納行為的不一致性是現(xiàn)實(shí)中普遍存在的現(xiàn)象，二者的悖離一定程度上制約了畜牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展進(jìn)程，也不利于草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)吲c農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策的實(shí)施。因此，厘清新一輪草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呦履翍?hù)綠色生產(chǎn)采納意愿與行為悖離的原因是政策響應(yīng)與技術(shù)推廣的前提和基礎(chǔ)，加快牧戶(hù)實(shí)現(xiàn)牧業(yè)綠色生產(chǎn)發(fā)展是突破資源環(huán)境約束和產(chǎn)業(yè)發(fā)展瓶頸的必然選擇，也是畜牧業(yè)自身發(fā)展問(wèn)題倒逼下的客觀要求［4］。

一般而言，意愿是行為的前提，它會(huì)預(yù)示或促使行為的實(shí)現(xiàn)，而大量研究卻發(fā)現(xiàn)實(shí)際行為往往偏離意愿目標(biāo)的方向，最終導(dǎo)致二者之間產(chǎn)生了悖離［5］。目前學(xué)者們大多是根據(jù)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為的某種類(lèi)型展開(kāi)研究，發(fā)現(xiàn)在耕地保護(hù)［6］、綠肥種植［7］、綠色養(yǎng)殖生產(chǎn)［8］、生態(tài)耕種［9］、生物農(nóng)藥施用［10］及有機(jī)肥施用［11］等方面均存在意愿與行為悖離的現(xiàn)象。同時(shí)既有研究對(duì)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的原因也進(jìn)行深入探討，發(fā)現(xiàn)影響主體綠色生產(chǎn)意愿與行為不一致的因素主要體現(xiàn)在：宏觀層面上，政策因素、市場(chǎng)因素及外部環(huán)境等對(duì)農(nóng)戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離帶來(lái)不同程度的影響［12-14］；微觀層面上，農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征、家庭稟賦、認(rèn)知情感等也會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離［15-17］。此外部分學(xué)者認(rèn)為綠色生產(chǎn)信任程度、有效性感知及技術(shù)易用性等心理因素同樣在意愿與行為的轉(zhuǎn)化過(guò)程中發(fā)揮作用［18］，甚至造成二者差異。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)為牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離提供了參考價(jià)值，但仍存在以下問(wèn)題：（1）現(xiàn)有研究對(duì)綠色生產(chǎn)行為的研究多從農(nóng)戶(hù)某一特定或是少數(shù)幾種的綠色生產(chǎn)行為進(jìn)行探討，較少有綜合、系統(tǒng)的考量；（2）大多學(xué)者對(duì)種植農(nóng)戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為方面的研究關(guān)注度較高，缺乏對(duì)牧戶(hù)群體針對(duì)性研究，尤其是結(jié)合草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邔?duì)其綠色生產(chǎn)行為進(jìn)行分析的則更少，在內(nèi)容上存在片面性；（3）既有研究在剖析農(nóng)戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響因素時(shí)，多從單方面的因素進(jìn)行探討，鮮有基于多重因素約束的研究，缺少草補(bǔ)政策下牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離影響因素的借鑒內(nèi)容。基于此，本文選取典型的畜牧業(yè)縣市進(jìn)行實(shí)地調(diào)研，試圖從政策情境下運(yùn)用Logistic-ISM模型將牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為相結(jié)合，分析影響二者悖離的因素并進(jìn)一步探究各影響因素間的邏輯層次結(jié)構(gòu)，以期為激勵(lì)牧戶(hù)采納綠色生產(chǎn)行為和推進(jìn)畜牧業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展提供針對(duì)性的政策建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

意愿是行為的先導(dǎo)，從采納意愿到最終生產(chǎn)行為的發(fā)生，需要經(jīng)歷“認(rèn)識(shí)—實(shí)踐—認(rèn)識(shí)”的過(guò)程，這其中受到多種因素的交互影響，最終可能會(huì)造成意愿與行為的悖離。農(nóng)戶(hù)行為理論認(rèn)為農(nóng)戶(hù)作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，意愿與行為遵循個(gè)人與家庭特征的研究假設(shè)，“利潤(rùn)最大化”是驅(qū)使其意愿向行為轉(zhuǎn)化的一項(xiàng)基本準(zhǔn)則［19， 20］。在改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)與推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，農(nóng)戶(hù)一旦感知綠色生產(chǎn)要素的投入能帶來(lái)較高的收益與產(chǎn)出，則會(huì)毫不猶豫地追求較高的利潤(rùn)回報(bào)率，此時(shí)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行生產(chǎn)要素配置和經(jīng)營(yíng)決策的經(jīng)濟(jì)行為是完全理性的。但同時(shí)農(nóng)戶(hù)也具備“社會(huì)人”屬性，其綠色生產(chǎn)行為是社會(huì)因素與個(gè)人因素綜合影響的結(jié)果［21］，農(nóng)戶(hù)往往會(huì)趨利避害地做出綠色生產(chǎn)決策，此時(shí)農(nóng)戶(hù)又是有限理性的。草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)呤菍?duì)保護(hù)草原生態(tài)行為者給予經(jīng)濟(jì)等補(bǔ)償以及為取得保護(hù)成效的人員給予一定補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)的政策，因此在此情景下農(nóng)戶(hù)綠色生產(chǎn)決策不僅是一種經(jīng)濟(jì)行為，更是一種社會(huì)行為，綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離是短期經(jīng)濟(jì)利益與長(zhǎng)期生態(tài)利益之間矛盾的體現(xiàn)。此外，農(nóng)戶(hù)認(rèn)知特征和外在環(huán)境因素同樣也是影響農(nóng)戶(hù)行為的主要因素之一［22］。本文基于理論分析并參考相關(guān)研究［20， 23］，從牧戶(hù)個(gè)體特征、家庭稟賦特征、認(rèn)知特征及外部環(huán)境特征等4個(gè)維度探討牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響因素。

1.1 牧戶(hù)個(gè)體特征

個(gè)體特征包括性別、年齡、受教育程度。性別差異決定不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工，男性更了解牧業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況，對(duì)采納牧業(yè)綠色生產(chǎn)行為更趨于理性［24］。年齡越大的牧戶(hù)對(duì)牧業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)驗(yàn)豐富，但理念相對(duì)保守，對(duì)牧業(yè)綠色生產(chǎn)持觀望態(tài)度的居多。受教育程度越高的牧戶(hù)對(duì)草補(bǔ)政策、綠色生產(chǎn)認(rèn)知及新技術(shù)的接受能力越強(qiáng)，會(huì)更愿意嘗試牧業(yè)綠色生產(chǎn)。由此假設(shè)：性別差異會(huì)引起牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離；年齡、受教育程度對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)的意愿與行為悖離有負(fù)向作用。

1.2 家庭稟賦特征

家庭稟賦特征包括務(wù)農(nóng)年限、牧業(yè)收入、草場(chǎng)規(guī)模及牧草地細(xì)碎化程度。家庭牧業(yè)收入越高意味著牧戶(hù)對(duì)牧業(yè)生產(chǎn)的依賴(lài)性和關(guān)注度就越高［25］，但對(duì)于牧業(yè)綠色生產(chǎn)行為的實(shí)際采納會(huì)綜合考慮其資源稟賦情況，再進(jìn)一步做出決策。牧戶(hù)從事牧業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間越長(zhǎng)，說(shuō)明牧戶(hù)對(duì)牧業(yè)生產(chǎn)特征了解更多，其牧業(yè)生產(chǎn)行為較穩(wěn)定，從而采納牧業(yè)綠色生產(chǎn)行為的可能性越小。草補(bǔ)政策意在兼顧草地生態(tài)環(huán)境的同時(shí)統(tǒng)籌發(fā)展高質(zhì)量畜牧業(yè)，牧業(yè)生產(chǎn)的物質(zhì)基礎(chǔ)是牧草地，其規(guī)模與投入減量型綠色生產(chǎn)行為呈U型關(guān)系，與技術(shù)采用型綠色生產(chǎn)行為呈正比例關(guān)系［26］，草場(chǎng)規(guī)模越大意味著牧業(yè)綠色生產(chǎn)成本也越高，規(guī)模較大的牧戶(hù)考慮到長(zhǎng)期利益時(shí)會(huì)更愿意采納牧業(yè)綠色生產(chǎn)行為；而規(guī)模較小的牧戶(hù)會(huì)出于風(fēng)險(xiǎn)與投入回報(bào)率的考慮，綠色生產(chǎn)行為概率較低。牧草地越分散會(huì)增加牧戶(hù)的運(yùn)輸成本，牧戶(hù)采納綠色生產(chǎn)的可能性越低。由此假設(shè)：務(wù)農(nóng)年限與牧草地細(xì)碎化程度對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離有正向作用；牧業(yè)收入與草場(chǎng)規(guī)模會(huì)影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離但方向不確定。

1.3 認(rèn)知特征

認(rèn)知特征包括風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知、草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知及綠色生產(chǎn)重要性認(rèn)知。農(nóng)戶(hù)綠色行為決策會(huì)受其對(duì)事物認(rèn)知能力的影響［27］。當(dāng)牧業(yè)綠色生產(chǎn)收益與風(fēng)險(xiǎn)并存時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)越大越不會(huì)采納綠色生產(chǎn)行為［28］，但當(dāng)牧戶(hù)對(duì)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咴搅私狻?duì)綠色生產(chǎn)的收益與效率越滿意并認(rèn)為綠色生產(chǎn)對(duì)牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展有益時(shí)，牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿向行為轉(zhuǎn)化越容易。由此假設(shè)：風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離有正向作用；草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知及綠色生產(chǎn)重要性認(rèn)知均對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離有負(fù)向作用。

1.4 外部環(huán)境特征

外部環(huán)境特征包括鄰里間相互交流、技術(shù)可獲取性、補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度、信貸可得性及牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施。資源環(huán)境問(wèn)題是牧戶(hù)實(shí)行綠色生產(chǎn)時(shí)需考慮的環(huán)境背景，為實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展，政府傾向于政策宣傳、綠色生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)、給予各類(lèi)補(bǔ)貼來(lái)鼓勵(lì)牧戶(hù)采納綠色生產(chǎn)行為，金融機(jī)構(gòu)也會(huì)為綠色生產(chǎn)提供貸款支持。在政府與市場(chǎng)“兩把手”的推動(dòng)下，牧戶(hù)能及時(shí)獲取牧業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)、生產(chǎn)補(bǔ)貼及貸款信息，主動(dòng)與鄰里經(jīng)常交流經(jīng)驗(yàn)，對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的推廣及施用起到促進(jìn)作用［20］。此外牧戶(hù)認(rèn)為牧業(yè)生態(tài)配套措施越完善，其采納綠色生產(chǎn)行為的意愿就越強(qiáng)烈［9］。由此假設(shè)：以上外部環(huán)境特征對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與模型構(gòu)建

2.1 研究區(qū)概況

昭蘇縣位于新疆伊犁哈薩克自治州西南部，屬大陸性溫帶山區(qū)半干旱半濕潤(rùn)冷涼型氣候，共有可利用草地面積563khm2，其中優(yōu)質(zhì)和良等草場(chǎng)占草地總面積的96%，且該縣是新疆唯一沒(méi)有荒漠草地的縣，選其為調(diào)研地點(diǎn)具有代表性和參考價(jià)值。作為新疆典型的草原畜牧業(yè)生產(chǎn)區(qū)和自治區(qū)重點(diǎn)畜牧業(yè)生產(chǎn)縣，全縣共轄4鎮(zhèn)6鄉(xiāng)，2021年全縣地區(qū)生產(chǎn)總值514 628萬(wàn)元，比2020年增長(zhǎng)6.3%，其中畜牧業(yè)產(chǎn)值達(dá)到156 192萬(wàn)元，增長(zhǎng)17.2%，年末牲畜存欄量89.42萬(wàn)頭（只），出欄量51.38萬(wàn)頭（只）。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于新疆昭蘇縣的實(shí)地調(diào)研，微觀牧戶(hù)樣本采取典型配合調(diào)查與分層隨機(jī)抽樣相結(jié)合方式，與牧戶(hù)一對(duì)一深度訪談，并依據(jù)牧戶(hù)實(shí)際回答情況填寫(xiě)問(wèn)卷。理論上說(shuō)，牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離可分為以下兩種形式：一是“有意愿無(wú)行為”，二是“無(wú)意愿有行為”，但在實(shí)際調(diào)研中發(fā)現(xiàn)“無(wú)意愿有行為”現(xiàn)象極少，因此樣本篩選前提是有綠色生產(chǎn)意愿的牧戶(hù)，調(diào)研總共發(fā)放314份問(wèn)卷，在剔除數(shù)據(jù)缺失樣本與存在明顯邏輯錯(cuò)誤樣本后，最終統(tǒng)計(jì)有綠色生產(chǎn)意愿的有效問(wèn)卷277份，有效回收率88.22%。

在277份有效樣本中，受訪者約93.14%為男性，是因?yàn)榇蠖嗄行宰鳛閼?hù)主，在牧業(yè)生產(chǎn)中擔(dān)任主要角色；牧戶(hù)平均年齡為47歲，且務(wù)農(nóng)年限在10年及以上的牧戶(hù)超過(guò)樣本總數(shù)的78%，牧業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)相對(duì)豐富；大多數(shù)牧戶(hù)為初中及中專(zhuān)學(xué)歷，受教育程度普遍偏低。樣本牧戶(hù)符合現(xiàn)階段新疆牧區(qū)基本情況，代表性較強(qiáng)。

2.3 變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

綠色生產(chǎn)行為是集資源節(jié)約、環(huán)境友好、生態(tài)保育、質(zhì)量高效為一體的可持續(xù)行為系統(tǒng)［29］。而牧戶(hù)綠色生產(chǎn)行為是指在“綠色發(fā)展”理念指導(dǎo)下，畜牧業(yè)綠色發(fā)展過(guò)程中的生產(chǎn)環(huán)節(jié)既要注重牧業(yè)生產(chǎn)效率，又要重視畜產(chǎn)品安全生產(chǎn)與農(nóng)牧區(qū)生態(tài)環(huán)境的保護(hù)，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量、高標(biāo)準(zhǔn)、高效率的現(xiàn)代畜牧業(yè)生產(chǎn)方式，促進(jìn)畜牧業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)與實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展所采納的行為。圍繞草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)邇?nèi)容并結(jié)合研究區(qū)草原畜牧業(yè)所面臨的現(xiàn)實(shí)困境，本文將牧戶(hù)綠色生產(chǎn)行為界定為飼草料改良行為、牲畜良種繁育行為、畜禽糞污資源化利用行為及退化草地修復(fù)行為。

基于本文研究目的及理論分析，選取牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為是否悖離為被解釋變量并探討二者悖離的影響因素，詳見(jiàn)表1。

參考相關(guān)研究［30］，牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為是否悖離的判定方法為：將個(gè)體相對(duì)應(yīng)的4種牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為分別賦值累加，按照意愿累加值與相對(duì)應(yīng)的行為累加值做差處理方法，其差值為二者間的悖離情況，以差值絕對(duì)值的均值為劃分依據(jù)，絕對(duì)值差值小于均值說(shuō)明意愿與行為之間不存在悖離，記作0；絕對(duì)值差值大于均值表明兩者之間存在悖離，記作1。解釋變量可歸類(lèi)為牧戶(hù)個(gè)體特征、家庭稟賦特征、認(rèn)知特征及外部環(huán)境特征四個(gè)維度。

2.4 模型構(gòu)建

2.4.1 Logistic回歸模型

由于牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離是典型二元決策問(wèn)題，且悖離取值為0和1的二分類(lèi)變量，因此采用Logistic回歸模型來(lái)討論不同因素對(duì)二分類(lèi)變量的影響。模型設(shè)定如式（1）所示。

Pi=

lnPi1-Pi=β0+∑nj=1βjxij+ε

（1）

式中：

Pi——

第i個(gè)牧戶(hù)發(fā)生綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的概率；

β0——截距項(xiàng)參數(shù)；

βj——

第j個(gè)自變量的回歸系數(shù)，表示解釋變量對(duì)因變量的影響方向及程度；

xij——

影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的各項(xiàng)因素；

ε——隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.4.2 ISM模型

解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）是最早由Warfield提出的探究復(fù)雜社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)、識(shí)別系統(tǒng)關(guān)鍵因素及研究因素間關(guān)聯(lián)層次性，并采用有向圖直觀反映各因素間關(guān)聯(lián)關(guān)系和層次結(jié)構(gòu)的有效工具［31， 32］。影響因素之間既獨(dú)立又相互作用，由此形成影響結(jié)構(gòu)多層次化，因此本文運(yùn)用ISM模型進(jìn)一步解析影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離關(guān)鍵因素間的邏輯層級(jí)結(jié)構(gòu)。具體操作步驟如下［33］。

1）" 確定顯著因素間鄰接矩陣R。基于Logistic回歸模型確定影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的關(guān)鍵因素集合Si（i=0，1，2，3，…，k），S0表示牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離情況，因素間鄰接矩陣R的構(gòu)成元素定義如式（2）所示。

Rij=

1 （Si與Sj有關(guān)系）

0 （Si與Sj無(wú)關(guān)系）

（2）

i=0，1，2，…，k;j=0，1，2，…，k

2）" 確定因素間的可達(dá)矩陣，如式（3）所示。

M

=（R+I）λ+1=（R+I）λ

≠（R+I）λ-1…≠（R+I）2≠（R+I）

（3）

2≤λ≤k

式中：

I——

單位矩陣，采用布爾運(yùn)算法則進(jìn)行矩陣冪運(yùn)算。

3）" 劃分各因素的階層。M由可達(dá)集P（Si）和前因集Q（Si）構(gòu)成，分別表示可達(dá)矩陣Si中所有矩陣元素mij為1的列要素組合及行要素組合，如式（4）所示。

P（Si）={Si|mij=1}，

Q（Si）={Si|mij=1}

（4）

進(jìn)一步通過(guò)Matlab14a軟件確定從頂層到底層的因素，如式（5）所示。

L1=

{Si|P（Si）∩Q（Si）=P（Si）

i=0，1，2，…，k}

（5）

式（5）中，頂層（L1）的影響因素確定后，在原可達(dá)矩陣M中刪除L1中因素對(duì)應(yīng)的行與列，依次重復(fù)式（4）～式（5）的步驟，依次類(lèi)推得到其他層次因素，構(gòu)建層次結(jié)構(gòu)T。最后用有向箭頭連接同層次及相鄰層次的因素，得到影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離因素的邏輯層級(jí)結(jié)構(gòu)圖。

3 結(jié)果與分析

3.1 多重共線性檢驗(yàn)

在回歸分析前為避免自變量間相關(guān)性較高而影響模型估計(jì)結(jié)果，進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：容差最小值均大于0.1，Mean VIF（方差膨脹系數(shù)）1.64＜10，各變量的VIF值均小于5，表明各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，本文選取的指標(biāo)可進(jìn)行后續(xù)回歸分析。

3.2 牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響因素分析

運(yùn)用Stata16.0軟件對(duì)影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的因素構(gòu)建Logistic回歸模型，具體結(jié)果如表2所示，結(jié)果表明模型整體擬合優(yōu)度較好。

3.2.1 牧戶(hù)個(gè)體特征

由表2回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，受訪者的性別與受教育程度分別在10%和5%的顯著性水平下對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)采納意愿與行為的悖離有負(fù)向影響，且在同等條件下男性發(fā)生綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的可能性是女性的0.19倍，說(shuō)明男性會(huì)降低發(fā)生悖離的概率。作為牧業(yè)生產(chǎn)的主要決策者，男性長(zhǎng)期承擔(dān)牧業(yè)生產(chǎn)性勞動(dòng)，更了解牧業(yè)生產(chǎn)實(shí)際狀況，對(duì)牧業(yè)綠色生產(chǎn)行為的采納趨于理性，在綜合考慮自身具備的資源稟賦條件與綠色生產(chǎn)方式可能帶來(lái)潛在長(zhǎng)遠(yuǎn)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值后，會(huì)有較高的采納意愿并將付諸行動(dòng)。同樣牧戶(hù)的受教育程度越高，越能認(rèn)識(shí)到草原生態(tài)保護(hù)、綠色畜產(chǎn)品提質(zhì)增效的必要性，越愿意將牧業(yè)綠色生產(chǎn)意愿轉(zhuǎn)化為行為，其意愿與行為悖離的概率也會(huì)降低，這與假設(shè)一致。年齡負(fù)向影響意愿與行為悖離但不顯著，可能是樣本選取的年齡跨度較大，從事牧業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的群體存在代際間的連續(xù)。

3.2.2 家庭稟賦特征

草場(chǎng)規(guī)模在1%的顯著性水平下負(fù)向影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離，牧戶(hù)所承包的草場(chǎng)面積越大，牧業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)越大，那么牧業(yè)決策者對(duì)綠色生產(chǎn)的需求越大，悖離發(fā)生的可能性會(huì)降低。牧業(yè)收入在5%的顯著性水平下正向增加牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離發(fā)生的概率，意味著隨著牧戶(hù)牧業(yè)收入越高，悖離的可能性會(huì)增加，可能的原因是牧戶(hù)是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型人群，牧業(yè)是家庭經(jīng)濟(jì)收入的主要來(lái)源，綠色生產(chǎn)行為會(huì)帶來(lái)高收益的同時(shí)也帶來(lái)高風(fēng)險(xiǎn)，此時(shí)綠色生產(chǎn)行為是否采納則需要考慮到資源稟賦與風(fēng)險(xiǎn)承受能力等限制條件，就會(huì)導(dǎo)致意愿與行為的悖離。務(wù)農(nóng)年限與牧草地細(xì)碎化程度未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，實(shí)地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)大多數(shù)牧戶(hù)經(jīng)驗(yàn)相對(duì)豐富，生產(chǎn)模式較固定，且擁有牧草地的塊數(shù)多在3～4塊，規(guī)模化、機(jī)械化地開(kāi)展牧業(yè)綠色生產(chǎn)行為有一定難度。

3.2.3 認(rèn)知特征

牧戶(hù)認(rèn)知特征對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離均存在負(fù)向影響，其中草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知與經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知分別在1%和5%的顯著性水平下對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離產(chǎn)生負(fù)向作用。牧戶(hù)對(duì)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩恼J(rèn)知每增加一個(gè)單位時(shí)，悖離發(fā)生的概率就會(huì)下降20.9%，即牧戶(hù)對(duì)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叩南嚓P(guān)信息越了解，在牧業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中其綠色生產(chǎn)的意愿與行為越趨于一致，與假設(shè)一致。認(rèn)識(shí)到綠色生產(chǎn)能夠帶來(lái)經(jīng)濟(jì)效益提高的牧戶(hù)比不認(rèn)可的牧戶(hù)出現(xiàn)意愿與行為悖離現(xiàn)象的概率下降6.3%，飼草料改良、牲畜良種繁育等行為能進(jìn)一步優(yōu)化牧區(qū)人-草-畜生產(chǎn)要素配置和提高優(yōu)質(zhì)種畜供應(yīng)能力，畜禽糞污資源化利用、退化草地修復(fù)等行為在一定程度上改善了土壤結(jié)構(gòu)并提高了牧業(yè)綠色生產(chǎn)效率，這一系列綠色生產(chǎn)行為能夠?yàn)槟翍?hù)帶來(lái)可觀的牧業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，使其綠色生產(chǎn)意愿與行為達(dá)成一致，符合預(yù)期假設(shè)。但風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知、綠色生產(chǎn)重要性認(rèn)知沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是牧戶(hù)文化程度不高，加之從眾心理和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避思維導(dǎo)致其綠色發(fā)展意識(shí)不夠強(qiáng)烈。

3.2.4 外部環(huán)境特征

外部環(huán)境特征對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離均存在負(fù)向影響，符合預(yù)期假設(shè)。技術(shù)是制約牧戶(hù)采納綠色生產(chǎn)行為的重要因素，技術(shù)可獲得性在1%的顯著性水平下負(fù)向影響了牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離，即獲取綠色生產(chǎn)技術(shù)容易程度每提升一個(gè)單位，悖離發(fā)生的概率會(huì)降低5.3%，這是因?yàn)槭袌?chǎng)不對(duì)稱(chēng)性、信息滯后性現(xiàn)象普遍存在時(shí)，牧戶(hù)越早地了解和掌握綠色生產(chǎn)技術(shù)等信息，越有利于促進(jìn)綠色生產(chǎn)意愿向生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變，并且能夠在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中搶占先機(jī)。補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度在5%的顯著性水平下對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離產(chǎn)生負(fù)向作用，認(rèn)為補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)的牧戶(hù)比不認(rèn)可的牧戶(hù)發(fā)生意愿與行為悖離的概率會(huì)降低5.1%。

草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)吆湍翗I(yè)綠色生產(chǎn)行為具有正外部性，政府發(fā)放補(bǔ)貼可以為牧戶(hù)開(kāi)展綠色生產(chǎn)提供資金保障，有效降低了行為的風(fēng)險(xiǎn)和成本，且各類(lèi)補(bǔ)貼發(fā)放越及時(shí)，牧戶(hù)開(kāi)展飼草料改良、良種繁育、畜禽糞污資源化利用及退化草地修復(fù)等行為的可能性就越大，進(jìn)而綠色生產(chǎn)的意愿與行為的一致性程度越高。牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施在5%的顯著性水平下負(fù)向影響了牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。牧業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善程度每增加一個(gè)單位，牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為出現(xiàn)悖離的可能性會(huì)減少9.3%。牧業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施條件越完備，牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為產(chǎn)生偏差的可能性就會(huì)降低，有利于提高牧戶(hù)家庭的生產(chǎn)保障能力，從而推動(dòng)草原畜牧業(yè)規(guī)模化、標(biāo)準(zhǔn)化、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。鄰里間相互交流與信貸可得性對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的負(fù)向影響不顯著，實(shí)際調(diào)研中發(fā)現(xiàn)約67%的牧戶(hù)之間交流相對(duì)頻繁，但目前應(yīng)用不同綠色生產(chǎn)方式的牧戶(hù)占比不高，溝通交流有效性較低且示范性較弱；牧業(yè)貸款相較于農(nóng)業(yè)貸款限制條件多，主要體現(xiàn)在活畜抵押物難、信用工程建設(shè)緩慢、牧區(qū)基礎(chǔ)金融服務(wù)能力有待提高等方面。

3.3 牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離影響因素的邏輯層次結(jié)構(gòu)剖析

根據(jù)Logistic模型結(jié)果分析，篩選出了影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的9個(gè)顯著因素，依次用Si（i=1，2，…，9）表示，具體包括性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模、牧業(yè)收入、草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知、技術(shù)可獲得性、補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度及牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施，而牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離用S0表示。在理論分析、詳細(xì)調(diào)查以及咨詢(xún)專(zhuān)家意見(jiàn)的基礎(chǔ)上，確定了顯著性因素間的邏輯關(guān)系（圖1），其中V表示行對(duì)列有影響，A表示列對(duì)行有影響；O表示行與列之間沒(méi)有影響。

根據(jù)圖1與式（2）構(gòu)建各因素間的鄰接矩陣R（略）。接著借助Matlab14a軟件與式（3）進(jìn)一步求出可達(dá)矩陣M。依據(jù)式（5）的方法，確定從頂層到底層的因素，依次類(lèi)推出各層次因素L1={S5，S6，S9}，L2={S4，S7}，L3={S1，S2，S3，S8}，根據(jù)上述層級(jí)對(duì)M進(jìn)行重新測(cè)算得到層次結(jié)構(gòu)T。最后利用有向圖呈現(xiàn)影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的邏輯層次結(jié)構(gòu)圖（圖2），由圖2可看出，草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知及牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施直接影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離，是表層因素；牧業(yè)收入與技術(shù)可獲得性?xún)蓚€(gè)中層間接因素對(duì)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離；性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模和補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度是影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的深層根源問(wèn)題。因此牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的傳導(dǎo)路徑為：性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模和補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度→牧業(yè)收入、技術(shù)可獲得性→草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知→牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為發(fā)生悖離。

牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施作為外部驅(qū)動(dòng)力，也會(huì)直接影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的一致性，較完備的牧業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施會(huì)強(qiáng)化牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿，進(jìn)而促進(jìn)綠色生產(chǎn)實(shí)際行為的轉(zhuǎn)化。

4 結(jié)論與政策啟示

本文基于草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)咔榫诚乱阅翍?hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離為研究對(duì)象，在實(shí)地調(diào)查新疆昭蘇縣277份微觀數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，采用Logistic-ISM模型實(shí)證探討了牧戶(hù)個(gè)人特征、家庭稟賦特征、認(rèn)知特征、外部環(huán)境特征影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的情況，進(jìn)一步得出顯著性影響因素之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系和層次結(jié)構(gòu)。

1）" 在277份有綠色生產(chǎn)意愿的樣本中，有57%的牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為發(fā)生了悖離，這對(duì)政府推進(jìn)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)摺⒛翗I(yè)綠色生產(chǎn)和實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)帶來(lái)了巨大的阻礙。

2）" 性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模、草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知、技術(shù)可獲得性、補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度、牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，而牧業(yè)收入具有顯著正向影響。

3）" 9個(gè)顯著性影響因素中，性別、受教育程度、草場(chǎng)規(guī)模、補(bǔ)貼發(fā)放及時(shí)度是影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的深層根源因素，牧業(yè)收入與技術(shù)可獲得性是影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的中層間接因素，草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)哒J(rèn)知、經(jīng)濟(jì)效益認(rèn)知及牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施是影響牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的直接驅(qū)動(dòng)因素。

根據(jù)上述研究結(jié)論，為促進(jìn)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意愿與行為一致性，提出以下建議：一是加強(qiáng)政策宣傳與扶持力度。積極宣傳綠色發(fā)展政策并落實(shí)草原補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)?，在有限的草地資源約束下，鼓勵(lì)牧民參與草地流轉(zhuǎn)以此來(lái)獲得規(guī)模效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)，同時(shí)建立政策激勵(lì)與監(jiān)管強(qiáng)制并重機(jī)制，監(jiān)督各類(lèi)牧業(yè)補(bǔ)貼發(fā)放到位，提高綠色生產(chǎn)金融支持力度；二是強(qiáng)化綠色科技支撐，提供專(zhuān)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)。實(shí)施畜牧業(yè)科技培訓(xùn)工程，充分利用科技之冬、科技之夏等項(xiàng)目，促使牧戶(hù)在畜牧業(yè)實(shí)際生產(chǎn)中采納綠色實(shí)用新技術(shù)與新成果，實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)科技增收；三是增強(qiáng)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)意識(shí)，激發(fā)牧戶(hù)綠色生產(chǎn)的內(nèi)生動(dòng)力。通過(guò)學(xué)習(xí)教育、技術(shù)培訓(xùn)及宣傳示范等手段讓牧戶(hù)切實(shí)感知綠色生產(chǎn)經(jīng)濟(jì)效益并提高整體認(rèn)知水平；四是完善牧業(yè)配套設(shè)施，改善外源約束性條件。政府、市場(chǎng)加大對(duì)牧業(yè)生態(tài)基礎(chǔ)設(shè)施的投入，與牧戶(hù)攜手營(yíng)造全社會(huì)關(guān)注、支持和參與畜牧業(yè)發(fā)展的良好氛圍。

參 考 文 獻(xiàn)

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