制度环境对农户生产绿色转型意愿的影响：新制度理论的视角

陈卫平，王笑丛

(中国人民大学 农业与农村发展学院，北京 100872)

一、引 言

绿色发展是现代农业发展的内在要求，是生态文明建设的重要组成部分。习近平总书记曾指出，推进农业绿色发展是农业发展观的一场深刻革命，也是农业供给侧结构性改革的主攻方向。目前，我国有2.6亿农户，其中2.3亿是承包农户(张红宇，2018)*张红宇：《中国现代农业经营体系的制度特征与发展取向》，《中国农村经济》，2018年第1期。。而且，我国国情决定了在相当长一个时期普通农户仍是农业生产的基本面(韩长赋，2018)*韩长赋：《大力实施乡村振兴战略》，《农民科技培训》，2018年第1期。。因此，如何促进农户的农业生产方式从常规生产向绿色生产转型，是一个亟待解决的课题。

什么因素决定农户生产绿色转型？已有文献大多采用标准经济理论来解释农户的生产转型决策。例如，Pietola & Lansink(2001)*Pietola K S,Lansink A O.,“Farmer Response to Policies Promoting Organic Farming Technologies in Finland”,European Review of Agricultural Economics,vol.28,no.1(2001),pp.1-15.估计了经济收益对农户向有机农耕转换意愿的影响。Kuminoff(2010)*Kuminoff N V,Wossink A.,“Why Isn’t More US Farmland Organic?”,Journal of Agricultural Economics,vol.61,no.2(2010),pp.240-258.应用实物期权方法评估了诱导农户向有机农耕转型所需的补偿。还有许多文献通过考虑多种社会经济因素来进行研究(例如，Lohr & Salomonsson，2000*Lohr,L,Salomonsson L.,“Conversion Subsidies for Organic Production：Results From Sweden and Lessons for the United States”,Agricultural Economics,vol.22,no.2(2000),pp.133-146.；Yu et al.，2014*Yu C H,Jinchae Y and Yao S B.,“Farmers’ Willingness to Switch to Organic Agriculture：A Non-Parametric Analysis”,Agricultural Economics,vol.60,no.6(2014),pp.273-278.)。这些实证研究表明，产出价格、政策变化、农场和结构性因素、农户特征以及信息系统等因素都对农户生产转型有一定的影响。尽管这些研究为理解农户生产转型决策提供了有价值的见解，但它们都是将农户视为纯粹追求效用的“经济人”，农户的生产转型决策是在经济理性的指导下，根据“以最小成本达成最大效益”的原则而进行的决策。

然而，一些经验性研究也显示，农业绿色生产方式明显地要比常规生产方式更有利可图。以有机农业为例，一项覆盖了55种作物、对五大洲有机和常规农业40年的比较研究表明，有机农业要比常规农业增加22%-35%的利润率(Crowder & Reganold，2015*Crowder D W,Reganold J P,“Financial Competitiveness of Organic Agriculture on a Global Scale”,Proc Natl Acad Sci U S A,vol.112,no.24(2015),pp.7611-7616.；Reganold & Wachter，2016*Reganold J P,Wachter J M.,“Organic Agriculture in the Twenty-first Century”,Nature Plants,vol.2,no.2(2016),pp.15221.)。Scherr & Mcneely(2008)*Scherr S J,Mcneely J A.,Farming With Nature：The Science and Practice of Ecoagriculture,Wanshington and London：Island Press,D.C.2008,pp.434.对哥斯达黎加农业的研究发现，该国有机农业生产系统在地区合作社的支持下，小型农户收入增加了15%-60%。Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119,pp.103-119.对美国高平原地区小麦生产的研究也指出，有机小麦生产的价格比常规小麦平均高出47%，在过去30年间，有机小麦生产一直是有利可图的，而常规生产只是得益于政府补帖。既然绿色生产的经济收益是显而易见的，按照效率机制逻辑，农户应会更多地采纳绿色生产方式，但为何绿色生产在整个农业生产中的比重仍非常低呢？这表明农户的转型决策不一定或不仅仅是在效率机制的考虑下，基于手段—目的的合理计算所做的选择。

本文试图从新制度理论的视角来理解农户生产绿色转型决策。依据新制度理论(Meyer & Rowan，1977*Meyer J W,Rowan B.,“Institutional Organizations：Formal Structure as Myth and Ceremony”,American Journal of Sociology,vol.83,no.2(1977),pp.340-363.；Dimaggio & Powell，1983*Dimaggio P J.Powell W W.,“The Iron Cage Revisited：Institutional Isomorphism and Collective Rationality in Organizational Fields”,American Sociological Review,vol.48,no.2(1983),pp.147-160.)，组织或个体是制度环境下的次级系统，身处于制度环境中的组织或个体要服从“合法性(legitimacy)机制”，采用那些在制度环境下“广为接受”的行为和做法，而不管这种行为和做法是否有效率。这也意味着，农户的生产转型决策除了“追求效率”的标准之外，还有可能受制度环境约束而寻求合法性支持。Press et al.(2014)的研究为这一观点提供了支持证据，他们发现尽管在美国高平原地区小麦有机生产具有明显的经济效益激励，但农民为了获得合法性支持仍然采用常规生产，例如，现有的农业研究成果和生产投入品供应更适应于常规生产，从事常规生产的农民也更容易获得信息、销售渠道和银行信用，这为常规生产的农民提供了规制合法性的基础。但遗憾的是，Press等人的研究是基于质性方法并仅针对美国高平原地区小麦的个案研究，迄今为止，还没有任何直接以中国农户为情境的实证研究。

为弥补以前研究的不足，本研究的目的是要检验制度环境对农户生产绿色转型意愿的影响。参考斯科特(2010)*[美]斯科特：《制度与组织》，北京：中国人民大学出版社，2010年版，第58-67页，第56页。的研究，本文将制度环境区分为规制性要素环境、规范性要素环境和认知性要素环境，我们采用中国五省330个农户样本的调查数据，来检验这三种制度要素环境对农户生产绿色转型意愿的影响。

二、理论背景与研究假说

在本文，我们认为农户生产绿色转型会受到他们所处的制度环境影响。这里的制度包括“为社会生活提供稳定性和意义的规制性(regulative)、规范性(normative)和认知性(cognitive)要素，以及相关的活动与资源”(斯科特，2010)。新制度理论认为，组织或个体生存在制度环境里，它必须得到社会的承认，为大家所接受。在这种因果关系下产生的行为和做法是受到社会承认的逻辑或合乎情理的逻辑制约的(周雪光，2003)*周雪光：《组织社会学十讲》，北京：社会科学文献出版社，2003年版，第74-85页。。由于目前制度环境总体上仍然更多地与常规生产相契合，因此，农户为了获得合法性支持更可能倾向于采纳常规生产方式，而其生产绿色转型意愿也更低。

1.规制性制度要素

规制性制度要素包括正式的规则、法律、政府政策以及非正式的民德、风俗。它对人们行为的影响是通过确立规则、监督人们遵守规则，并且可能以威胁使用惩罚为基础或通过激励和诱惑的方式，来获得人们的遵从。因而，遵守规则是人们获得合法性的基础。

相关研究表明，规制性要素对绿色农业发展有重要的促进作用。例如，美国为推动有机农业发展，从20世纪90年代开始立法规范，对有机农业转换期采取财政补帖和认证成本分摊，2008年的农业法案又提高了补帖标准，并制定了与转换期配套的贸易、技术、信贷、保险和研究政策(谢玉梅，2013)*谢玉梅：《美国有机农业发展及其政策效应分析》，《农业经济问题》，2013年第5期。。斯托尔茨、拉波金(2011)*[瑞典]斯托尔茨，[英]拉波金：《有机农业政策：基本理论和理念》，《世界农业》，2011年第5期。指出，欧盟国家除了相关法律法规的制定实施外，还通过财政(生产者补帖、检验费资助、投资许可、动物福利改善计划等)和技术信息(技术帮助、职业培训和教育计划、科研支持、示范项目投资许可等)层面来对有机农业进行扶持。

尽管如此，目前常规生产模式仍然主导了现代农业(张伟兵，2017)*张伟兵：《中国传统有机农业是如何转变为化学农业的？——农业生产方式变迁的危机及其可能的前景》，《社会科学战线》，2017年第9期。，激励农业生产的一些政策措施有利于发展大规模常规农业(Frison，2016)*Frinson E A:《从单一性到多样化：从工业化农业模式向多样化的生态农业转换》，2016年,www.ipes-food.org,(accessed on 12 September 2016).。Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119.的研究也指出，农户生产转型面临结构性障碍，包括适用于绿色农业的研究和生产投入品供给缺乏、绿色农产品运输和储存问题以及找不到合适的购买者挑战，这些问题产生就是与绿色农业相契合的规制性要素缺乏的表现形式。正如Frison(2016)所指出的，市场和政策的相互锁定实际上支持了大规模常规农业，这些激励政策强化了那些强烈依赖常规农业模式的前沿投资者，让他们获得丰厚回报。而“农民也被有效地锁定在这条道路上，即使工业化农业呈现的负面效应开始剧增，或者获得回报的利润空间越来越狭窄的时候，他们还是不得不继续强化这种生产方式(第55页)。”因此，本文提出：

假说1：与常规生产相契合的规制性要素环境会显著降低农户绿色生产转型意愿。

2.规范性制度要素

规范性制度要素包括了价值观(指行动者所偏好的观念，以及用来比较和评价现存结构或行为的各种标准)和规范(指规定事情应该如何完成，并规定追求所要结果的合法方式或手段)，其合法性基础是建立在“道德支配”之上。规范性要素会对人们的社会行为施加限制，但“也会赋予人们社会行动某种力量，对社会行动具有使能作用”(斯科特，2010)*[美]斯科特：《制度与组织》，北京：中国人民大学出版社，2010年版，第63页，第66页。。

较之于常规农业生产，绿色农业对于如何组织管理农业，尤其是如何看待农业与生态环境系统的关系，有着截然不同的观念和生产规范。Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119,pp.103-119.的一项关于美国小麦生产农户的研究发现，常规生产农户和有机生产农户拥有相互对立的价值观和生产规范。例如，对于什么是科学种植，常规农户认为主要是高产，追求产量或经济回报的最大化；有机农户则强调通过各种途径让生物多样性最大化和保持农业生态系统健康。对于土地，常规农户把土地看作是生产中介，通过施用化学肥料可以提高土壤肥力；而有机农户认为土地是生态系统一部分，应给予生态保护。关于杂草控制，常规农户认为杂草会减少产量，违背了经济回报最大化的原则，因而应清除干净；而有机农户则强调自然和保护土壤健康，认为可以通过不同的农艺方法来控制杂草，而不是用除草剂去根除它。

因而，如果农户所面临的规范性制度环境是与常规生产相契合，也就是说，常规生产方式是社会的共享观念、共享的思维方式，那么，农户必然受制于这种社会共享的规范，进而在生产实践中会不知不觉地形成并接受这种规范(周雪光，2003)*周雪光：《组织社会学十讲》，北京：社会科学文献出版社，2003年版，第74-85页，第74-85页。，从而阻碍农户生产方式的绿色转型。据此，本文提出：

假说2：与常规生产相契合的规范性要素环境会显著降低农户绿色生产转型意愿。

3.认知性制度要素

认知性制度要素是指在社会背景中潜意识接受的规则、惯例以及理所当然的生活方式。在大多数的情境中，人们之所以会遵守认知性制度，是因为“人们难以想到其他的行为类型”，并“理所当然地认为那些惯例是‘我们做这些事情的’恰当方式”(斯科特，2010)。它强调通过遵守共同的情景界定、参照框架，或被认可的行为模板而获得合法性。

目前，农业生产中被广泛认可的行为模板仍然是依赖于化学肥料、农药、抗生素等外部投入的常规生产方式(Frison，2016*Frinson E A:《从单一性到多样化：从工业化农业模式向多样化的生态农业转换》，2016年,www.ipes-food.org,(accessed on 12 September 2016).；张伟兵，2017*张伟兵：《中国传统有机农业是如何转变为化学农业的？——农业生产方式变迁的危机及其可能的前景》，《社会科学战线》，2017年第9期。)，农户对这种生产方式已习以为常。而且，对于普通农户而言，他们也难以接触到农业绿色生产方式的成功模板。相反，那些采用绿色生产或者向绿色生产转型中的农户常常会受到来自于家庭、朋友、其他常规农户的压力，得不到他人的认同和合作，甚至被认为是“理想家”(Cranfield et al.，2010*Cranfield J,Henson S and Holliday J.,“The Motives,Benefits,and Problems of Conversion to Organic Production”,Agriculture & Human Values,vol.27,no.3(2010),pp.291-306.；Press et al.，2014)。依据新制度理论，这种与常规生产方式相契合的认知性制度环境会产生一种激励(周雪光，2003)，迫使或诱使农户去接受、采纳社会上认可的常规农业生产做法和形式，降低其向绿色生产方式转型的意愿。因此，本文提出：

假说3：与常规生产相契合的认知性要素环境会显著降低农户绿色生产转型意愿。

三、研究方法

(一)变量测量

本文采用之前已有的量表和新开发量表这两种方式来测量研究变量。如上所述，迄今文献中还没有一项对制度环境与农户转型意愿关系的实证性研究，也没有一个有效度的制度环境测量量表，因而，本文新开发量表来测量制度环境。对于因变量农户生产绿色转型意愿的测量，本文采用过去文献中已有的量表。此外，调查问卷中也调查了每一个受访农户的性别、年龄、教育程度、家庭年人均收入、农业专业技能证书和家中拥有电脑数等统计资料。

1.制度环境。本文采用多阶段程序来发展制度环境变量的量表。首先，本文通过对有关制度环境在环境管理、创业研究等领域的相关实证文献(Martinez et al.，2015*Martinez C P,Castaneda M G,Marte R B,et al.,“Effects of Institutions on Ecological Attitudes and Behavior of Consumers in a Developing Asian Country：The Case of the Philippines”,International Journal of Consumer Studies,vol.39,no.6(2015),pp.575-585.；Phan & Baird，2015*Phan T N,Baird K.,“The Comprehensiveness of Environmental Management Systems：The Influence of Institutional Pressures and the Impact on Environmental Performance”,Journal of Environmental Management,vol.160,no.5(2015),pp.45-56.；Pinho，2017*Pinho J C.,“Institutional Theory and Global Entrepreneurship：Exploring Differences between Factor-Versus Innovation-Driven Countries”,Journal of International Entrepreneurship,vol.15,no.1(2017),pp.56-84.；Urban & Alvarez，2014*Urbano D,Alvarez C.,“Institutional Dimensions and Entrepreneurial Activity：An International Study”,Small Business Economics,vol.42,no.4(2014),pp.703-716.)，来初步形成对制度环境各个维度的测量项目。其次，本文进一步通过与农户的深度访谈，以此对农业生产绿色转型面临的制度环境有深入理解进而构建量表的题项。我们访谈对象包括山东临沂市蒋家庄、福建福州市林柄村、四川成都市安龙村、泉水村、先锋村的十五个农业生产者，在访谈基础上，我们修改了文献基础上形成的制度环境测量题项。最后，本文对20个农户进行了试调查，我们让这些农户填写试调查问卷，并请他们评论问卷中测量项目的可理解性、逻辑性及相关性。依据这些反馈的意见，我们进一步修改了一些题项，并确保调查问卷是可理解和逻辑清晰的。

最后，本文在正式调查中采用了23个题项对制度环境的三个维度进行测量，采用了7级李克特量表(1 = 非常不同意，4 = 中立，7 = 非常同意)。数据收集完成后，我们通过对23个测量题项进行探索性因子分析，删除因子载荷小于0.5以及存在较高交叉载荷的测量项目，最终得到了14个题项用于研究分析，其中，规制性要素环境有3个题项，规范性要素环境有8个题项，认知性要素环境有3个题项。在进行探索性因子分析时，我们发现规范性要素环境变量的8个测量项目可以进一步分为3个因子(见表1)，即环境意识、效率意识和健康意识，它们解释了总方差的75.519%。

表1 规范性要素环境变量的探索性因子分析结果

表3 研究样本的描述性统计

2.农户生产绿色转型意愿。对农户生产绿色转型意愿的测量是参考王明好等人(2011)对有机农业采纳意向的研究成果，指标包括绿色转型意向、坚持绿色生产和向他人推荐意愿3个题项。

(二)数据收集与样本

本文研究的数据收集采用实地问卷调查的方法，于2017年4月至2017年8月在山东、浙江、黑龙江、江西、安徽5个省进行调查。在具体调查县(区)的构成方面，浙江为衢州市龙游县、山东为聊城市东昌府区、黑龙江为哈尔滨市呼兰区、江西为九江市修水县以及安徽为安庆市宜秀区。我们从每个县(区)中选择择1～2个乡镇，在每个乡镇中选择2～4个村；在每个村选取15个左右农户进行问卷调查(见表2)。开展调查时，由经过培训的学生调查员向农户进行研究目的解释，在征得调查同意之后，我们把问卷发给农户自己填答。如果农户在填答时有任何疑问，调查员将立刻进行解释。对于不能自己填答问卷的农户，由调查员询问问题并填写问卷。本研究总共收回331份调查问卷，去除有数据缺失的样本之后，最终样本量为330个农户。

表2 样本农户分布状况

本研究样本农户的人口统计特征如表3所示。样本中男性为253人，占样本总数的76.7%；9.7%的农户从未接受过正式教育，43.6%的农户为小学文化程度，37.6%的农户为初中文化程度，只有9.1%的农户文化程度在高中及以上；67.3%的农户在41～60岁之间，36.4%的农户在60岁以上，6.3%在40岁及以下；40.7%的农户家庭年人均收入在8000元以下，38.1%在8000～15000元，21.2%在15000元以上；79.1%的农户没有获得农业专业技能证书，53%的农户家中没有电脑。

四、研究结果

(一)量表的信度与效度检验

本文运用AMOS软件进行验证性因子分析，分析评估各潜变量的测量量表的信度、效度。在拟合度指标判断标准方面，依据文献(Hair et al.，2017)*Hair J F,Babin B J and Krey N.“Covariance-Based Structural Equation Modeling in the Journal of Advertising：Review and Recommendations”,Journal of Advertising,vol.46,no.1(2017),pp.163-177,pp.163-177.所提议的指标为基准：(1)卡方值与其自由度之比(χ2/d.f.)应小于3；(2)比较拟合度指标(comparative fit index，CFI)应大于0.94；(3)近似误差均方根(root mean square error approximation，RMSEA)应小于0.08。本文共有六个潜变量，由测量模型的结果得知：χ2/d.f.=2.196，CFI=0.958，RMSEA=0.060，故本文的数据与模型的拟合度良好。

在信度方面，如表4所示，模型的标准因子载荷量介于0.574～0.995之间且都达到显著性水平，符合Hair et al.(2006)*Hair J F,Babin W C,Babin,B J,et al.,Multivariate Data Analysis,Upper Saddle River：Prentice Hall,2006,pp.770-842.所提出大于0.5的建议值；而在组合信度(Composite Reliability，CR)表示潜变量间的内部一致性，信度愈高显示这些潜变量间的一致性愈高，在组合信度值介于0.690～0.942之间，根据Hair et al.(2017)所提出经验法则之组合信度应大于0.70以上为高信度，0.60～0.70 间也是可接受的信度，因此本文研究模型的组合信度值中只有一个低于0.70，其他都大于0.70为高信度，表明研究模型内部一致性良好。

表4 各潜变量的载荷系数、组合信度(CR)和平均抽取方差(AVE)

在收敛效度方面，本文通过平均抽取方差值(AVE)来评估。AVE是计算潜变量的各测量问项对该潜变量的方差解释能力，若AVE越高，则表示潜在变量有越高的收敛效度，Hair et al.(2017)*Hair J F,Babin B J and Krey N.“Covariance-Based Structural Equation Modeling in the Journal of Advertising：Review and Recommendations”,Journal of Advertising,vol.46,no.1(2017),pp.163-177,pp.163-177.建议其标准值应大于0.50。表4显示，本文的各潜变量中仅有“环境意识”这一潜变量的AVE值为0.427，低于建议值，其余变量的AVE介于0.569～0.890，均高于0.50的建议值。

在区别效度方面，区别效度是指某一潜变量能与其他潜变量区别的程度。依据Hair et al.(2017)，区别效度可通过每个潜变量的平均抽取方差值(AVE)的平方根与潜变量间相关系数进行比较来检验。如表5所示，各潜变量的AVE值的平方根均大于其他不同潜变量间的相关系数，因此，本文研究的各潜变量均具有区别效度。

(二)描述性统计与相关性分析

本文对各潜变量进行了描述性统计分析以及变量之间的相关性分析(见表5)。由表5可知，规范性要素的环境意识维度(r=-0.222，p<0.01)、效率意识维度(r=-0.357，p<0.01)、健康意识维度(r=-0.198,p<0.01)与农户生产绿色转型意愿呈现出显著的负相关关系，这为假说H1的验证提供了初步支持。规制性要素环境(r=-0.404,p<0.01)、认知性要素环境(r=-0.367,p<0.01)与农户生产绿色转型意愿呈现出显著的负相关关系，这也为假说H2和H3提供了初步支持。

表5 各潜变量的均值、相关系数以及对应AVE平方根

(三)假说检验

本文使用普通最小二乘法回归分析方法来检验制度环境对农户生产绿色转型意愿的影响(见表6)。在回归之前，本文通过方差膨胀因子(VIF)检验来确定是否存在多重共线性。所有VIF值均不高于1.773，这表明本文的数据不存在多重共线性问题(Hair et al.，2006)*Hair J F,Babin W C,Babin B J,et al.,Multivariate Data Analysis,Upper Saddle River：Prentice Hall,2006,pp.770-842.。相对于只有控制变量的模型，在增加制度环境变量后，模型的调整后判定系数从7.9%提高到27.7%，拟合度有了显著的提高，F值是12.450，并且在统计上表现显著(p<0.001)。

如表6所示，规制性要素环境影响的假说(H1)得到了支持，即与常规生产相契合的规制性要素环境会降低农户生产绿色转型意愿(β=-0.164，p<0.05)。其次，在规范性要素环境的三个维度中，环境意识(β=-0.186,p<0.001)和健康意识(β=-0.119,p<0.05)都与农户生产绿色转型意愿呈显著的负向相关，但效率意识与农户生产绿色转型意愿之间关系不显著，因此，部分支持了规范性要素环境影响的假说(H2)。最后，认知性要素环境影响的假说(H3)得到了支持，即与常规生产相契合的认知性要素环境会降低农户生产绿色转型意愿(β=-0.184，p<0.05)。

由于本文的主要研究变量都是不可直接观测的潜变量，因此，本文运用结构方程模型方法(structural equation modeling，SEM)，进一步评估OLS回归分析的稳健性。相对于传统回归方法，结构方程模型的优点在于它“可同时分析潜变量及其观测变量之间的复杂关系”，以及它“可以剔除随机测量误差”(陈晓萍、徐淑英，2012)*陈晓萍，徐淑英：《组织与管理研究的实证方法》，北京：北京大学出版社，2012年版，第291页。。本文选择了基于偏最小二乘法(partial least squares，PLS)的结构方程模型，主要是考虑以下几个原因(参见Hair et al.，2012)*Hair J F,Sarstedt M,Ringle C M,et al.“An Assessment of the Use of Partial Least Squares Structural Equation Modeling in Marketing Research”,Journal of the Academy of Marketing Science,vol.40,no.3(2012),pp.414-433.：(1)PLS不会受到多重共线性问题的影响；(2)PLS不要求样本数据符合多元正态分布；(3)PLS在小样本时也可以获得理想的估计结果。如表6所示，结构方程模型分析的结果显示，制度环境变量和所有控制变量对农户生产绿色转型意愿的解释力为29.4%，大于门槛值10%(陈建文等，2011)*陈建文，陈文国，徐永顺：《网络口碑采用模式之研究》，《行销评论》(台湾)，2011年第2期。，且各制度变量与农户生产绿色转型意愿之间的关系与OLS回归结果基本吻合，说明回归结果具有稳健性。

表6制度环境对农户生产绿色转型意愿影响的分析结果

预测变量农户生产绿色转型意愿模型一(OLS方法)模型二(SEM方法)控制变量: 性别-0.051(1.011)-0.040(0.871) 年龄-0.078(1.400)-0.071(1.300) 教育程度0.109(1.898)+0.119(2.087)+ 家庭年收入0.021(0.385)0.018(0.299) 农业专业技能证书0.094(1.876)+0.100(2.193)+ 家中电脑数量0.108(1.896)+0.090(1.495)制度环境变量: 环境意识-0.186(3.786)***-0.211(4.318)*** 效率意识-0.110(1.492)-0.080(1.121) 健康意识-0.119(2.412)*-0.118(2.025)+ 认知性要素环境-0.184(2.758)**-0.185(2.893)** 规制性要素环境-0.164(2.439)*-0.188(2.344)*常数项7.110**-样本量330330调整R227.8%29.4%F检验的显著性12.450***-

注：1.***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05，+p<0.10。

2.括号内为t值。

五、结论与启示

本文从新制度理论的视角，检验了制度环境的规制性要素、规范性要素和认知性要素三个维度对农户生产绿色转型意愿的影响。利用5省330个农户的调查数据，结果发现与常规生产相契合的规制性要素环境和农户生产绿色转型意愿显著负向相关，支持了假说一(H1)。假说二(H2)得到部分支持，规范性要素环境中的环境意识维度和健康意识维度对农户生产绿色转型意愿有显著的负向影响，而效率意识维度和农户生产绿色转型意愿不相关。研究结果也支持了假说三(H3)，即与常规生产相契合的认知性要素对农户生产绿色转型意愿有显著的负向影响。

(一)理论贡献

本文从两个方面拓展了农户生产转型研究文献。第一，本文基于制度理论，首次实证检验了制度环境对农户生产绿色转型的影响。不同于以前文献强调农户生产转型决策遵循“效率机制”，本文从新制度理论的视角，提出农户生产转型受制度环境约束会服从“合法性机制”，采用在制度环境下广为接受的行为和做法，而不管其是否有效率。尽管以前Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119.曾利用新制度理论解释了美国高平原地区农户在小麦生产维持常规生产的原因，但Press等人的研究是运用质性的方法，本文的研究是从新制度理论视角对农户生产转型问题的最早的实证研究之一。

第二，本文发展了与农户生产转型相关的制度环境量表。以前文献关于制度环境的测量大多在环境管理、创业研究、企业社会责任等领域(Martinez et al.，2015*Martinez C P,Castaneda M G,Marte R B,et al.“Effects of Institutions on Ecological Attitudes and Behavior of Consumers in a Developing Asian Country：The Case of the Philippines”,International Journal of Consumer Studies,vol.39,no.6(2015),pp.575-585.；Phan & Baird，2015*Phan T N,Baird K.,“The Comprehensiveness of Environmental Management Systems：The Influence of Institutional Pressures and the Impact on Environmental Performance”,Journal of Environmental Management,vol.160,no.5(2015),pp.45-56.；Pinho，2017*Pinho J C.,“Institutional Theory and Global Entrepreneurship：Exploring Differences between Factor-Versus Innovation-Driven Countries”,Journal of International Entrepreneurship,vol.15,no.1(2017),pp.56-84.；Urbano & Alvarez，2014*Urbano D,Alvarez C.,“Institutional Dimensions and Entrepreneurial Activity：An International Study”,Small Business Economics,vol.42,no.4(2014),pp.703-716.；沈奇泰松等，2014*沈奇泰松，葛笑春，宋程成：《合法性视角下制度压力对CSR的影响机制研究》，《科研管理》，2014年第1期。)，而与农业生产转型相关的制度环境量表非常少见。本文发展了一个包括14个题项的制度环境测量量表，其中，测量规制性要素环境和认知性要素环境的题项各有3个，测量规范性要素环境的题项有8个。本文对测量模型的检验说明，这个测量量表是具有信度和效度的量表，它可以为今后相关研究提供参考。

(二)政策含义

本文的研究结果的一个重要政策含义是：促进农户生产绿色转型需要创造一个与绿色生产相契合的制度环境。这种制度环境不仅仅是指规制性要素环境(如正式的法律、法规、政策)，还包括了规范性要素环境(如价值观和生产规范)、认知性要素环境(如农户生产的惯例)。因此，创造农业绿色发展的制度环境需要整体观。毫无疑问，近年来农业部门逐步实施的果菜茶有机肥替代化肥、畜禽粪污资源化利用、农膜回收、秸秆处理、水生物保护等行动都是促进农业绿色发展的政策措施，但它们更应被视作为农业发展观战略转变过程中的起点，而不是终点。从整体观来看，这些政策措施有利于创造一个良好的规制性要素环境，它还需要匹配规范性要素环境(例如向农户宣传环境保护和健康生产理念，以及推行农业绿色生产标准规范)和认知性要素环境(例如在各地建立农业绿色生产示范区、培育农业绿色生产经营主体等，形成模范作用以打破农户旧有的认知)的转变。

(三)研究局限性

本文也存在一些局限性，这也为未来的研究指明了方向。首先，本文存在样本代表性的局限性。本文的样本获取是采取便利抽样的方法，并没有按照严格的随机抽样程序来获取数据。以后的研究需要利用更多的样本来检验本研究结论的一般性。其次，本文仅针对农户的“行为意向”进行分析，至于样本农户是否会通过行为意向而产生真正的行为，本文则并未进行追踪。因此，后续研究或许可以针对农户实际的生产行为进行纵向的调查和分析。最后，未来研究可以从效率机制与合法性机制整合的视角，将一些影响经济效率的因素加入研究模型中来检验，以更有效地预测并解释农户生产绿色转型的意愿。