农户绿色生产技术采纳行为决策：政策激励还是价值认同？

余威震，罗小锋①，唐 林，黄炎忠

(1.华中农业大学经济管理学院，湖北 武汉 430070；2.湖北农村发展研究中心，湖北 武汉 430070)

化肥的过量施用及其所造成的资源环境问题，已严重阻碍了我国农业绿色发展，如何消除这一障碍因素成为当前社会各界关注的焦点。施用有机肥可以有效减少化肥施用量，转变生产方式是实现化肥减量目标的重要手段[1-2]。为此，在当前农村生态环境和农业发展绿色转型的约束下，如何促进有机肥的施用成为社会各界关注的热点话题。纵观既有相关文献，主要包括以下几个方面：(1)有机肥施用的意愿与行为，当前我国农户愿意施用有机肥的积极性并不高，而实际施用的农户比例则更低[3]，并且不少农户在施用意愿与行为上表现出悖离现象，即使有意愿也未能实际施用[4-5]。(2)有机肥施用的影响因素，当前研究主要围绕农业经营特征、生产管理特征以及信息认知和获取等维度进行深入探讨[1-3,6]。(3)强调有机肥的功能属性，将有机肥施用视为一种改良土壤肥力的长期投资和降低生产风险的行为，并进一步探讨农地确权、土地政策稳定性和农业保险参保行为对有机肥施用的影响[3,7-8]。(4)有机肥与化肥的关系探讨，WAITHAKA等[9]以肯尼亚为例，发现农户施用化肥与施用有机肥存在相互影响且具有内生性的复杂关系。HOLDEN等[10]以马拉维为例，指出化肥补贴不会对有机肥施用产生挤出效应。

作为一项典型的绿色技术，基于农户视角进行有机肥施用行为影响因素的研究不胜枚举。遗憾的是，当前学者们多侧重于农户个体特征、经营特征和政策激励等因素，缺乏对价值认同的关注和探讨。农户的生产价值观在生态环境恶化与绿色发展理念的交互作用下不断调整，逐渐形成与当前社会相一致的绿色发展观，而建立在共同价值观基础上的关系会对人的行为决策起到内在激励作用[11]。那么，绿色发展观念的认同是否对农户绿色技术采纳决策起到了关键性作用？现有研究较少关注这一点。不仅如此，在现有关于政策激励对农户施药行为的影响研究中，部分学者对税收、补贴等政策手段作用的认识并不一致[12-13]。是否因缺乏考虑农户价值观念的差异而导致研究结论的偏差，这有待于进一步验证。基于此，利用湖北省农户调研数据，运用Logit模型、中介效应检验模型等经济计量模型分析政策激励、价值认同对农户有机肥施用行为的影响。

1 材料与方法

1.1 数据来源

数据来源于笔者课题组2017年7—8月对湖北省武汉、黄冈、荆州、随州和天门5市进行的农户随机抽样调查。调查区域的选择主要出于以下几个方面考虑：(1)样本区域代表不同的农业经济发展水平，其中武汉、黄冈和荆州农业经济发展较好，农业产值占比均在10%以上，而随州和天门分别属于农业经济发展中等和较差2个层面；(2)样本地区涵盖湖北省多种地形地貌特征，其中武汉和黄冈属于鄂东丘陵地形，荆州和天门地处江汉平原，随州属于鄂北岗地地形，可以有效考察不同地形特征下粮食作物的生产经营情况。每个地市随机选择2～4个乡镇，每个乡镇随机选取2～4个村，共调查17个乡镇45个村，共计1 116份农户调查问卷。样本区域农户以种植水稻、小麦和大豆等粮食经济作物为主，调查内容涉及农户特征、种植投入产出和政策认知等。调查员以在校研究生为主，事前经过一定时间培训，实际调查时以“一对一”访谈形式展开。经筛选、剔除关键变量缺失或前后矛盾的问卷，获得有效问卷1 086份，有效率为97.31%。

1.2 样本特征

调查结果(表1)显示，受访者性别以男性居多，占样本总数的56.35%。从受教育水平来看，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的农户仅有82人，占比小于10%，这也反映出当前农户整体受教育水平偏低。

表1 样本基本特征

Table 1 Basic characteristics of samples

类型选项样本量占比/%受访者性别男61256.35女47443.65受教育水平≤6 a71165.47>6～9 a29326.98>9～12 a706.45>12 a121.10受访者年龄≤30岁121.10>30～40岁353.22>40～50岁19217.68>50～60岁39736.56>60岁45041.44是否兼业是85778.91否22921.09农业收入占比0～25%76170.07>25%～50%14613.44>50%～75%474.33>75%～100%13212.15种植面积≤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

从年龄来看，绝大多数(78.00%)受访农户超过50岁，仅有很少一部分(4.32%)农户年龄小于40岁，农业劳动力老龄化问题依然严峻。在农户兼业方面，78.91%的受访农户有过非农经历。单一的家庭收入结构有所改变，农业收入不足家庭总收入50%的受访农户达907人，占83.51%，有70.07%的受访农户农业收入甚至不足家庭总收入的25%。从种植面积来看，仍以小规模种植为主，其中有453人种植面积小于0.33 hm2，占41.71%，有359人种植面积在0.33～0.67 hm2之间，占33.06%。

1.3 变量设置

1.3.1因变量

绿色生产技术采纳行为。有机肥施用行为在我国上千年的农业文明发展历程中一直扮演着重要角色。如今在耕地质量不断下降、农业面源污染日益加剧的时代背景下，有机肥的作用和地位重新被社会各界所重视，因此，选取有机肥施用行为作为绿色生产技术采纳行为的具体表征。

1.3.2核心变量

政策激励是核心变量之一，采取补贴政策是政府为提高农户生产积极性的最常用手段，并已有研究[14]证实补贴政策对农户行为可以起有效促进作用。政策宣传可以通过广播、宣传册和现场讲解等形式，向农户传递农村生态环境保护的重要性、有机肥施用方式和优势等内容，多方面引导农户积极施用有机肥。法规约束作为一种正式的制度约束，利用行政处罚和经济处罚等方式，对农户非绿色生产行为起到良好规范作用，因此选取政策宣传、政府补贴和法规约束3个变量。价值认同是另一关键变量。考虑到有机肥在我国有较长的发展历史，对我国农业文明发展具有重要意义，因而从农耕文明传承和生态环境改善两个方面来反映。同时，突出价值认同的过程性，强调农户的科学认知能力，以环境危机意识来反映。

1.3.3控制变量

控制变量具体定义和描述性特征见表2。

表2 变量定义和描述性特征

Table 2 Variable description and descriptive statistics

变量定义平均值标准差因变量 农户有机肥施用行为您在实际生产中是否施用有机肥?1=是;0=否0.3220.467核心变量 政策激励 政策宣传政府有关环保法规的宣传教育对您很重要吗?1～5:1=非常不重要,5=非常重要3.7520.934 政府补贴政府提供补贴对您开展绿色生产很重要吗?1～5:1=非常不重要,5=非常重要3.8430.917 法规约束政府部门的法律法规对您生产行为的影响如何?1～5:1=非常小,5=非常大3.6220.926 价值认同 环境危机意识您认为农业面源污染形势严峻吗?1～5:1=非常不同意,5=非常同意2.6961.085 生态环境改善施用有机肥对改善环境作用显著吗?1～5:1=非常不同意,5=非常同意3.6921.011 农耕文明传承发展绿色农业是对传统农耕文明的传承吗?1～5:1=非常不同意,5=非常同意3.8320.759控制变量 个体特征 性别1=男;0=女0.5640.496 受教育水平以实际受教育年限(年)为准5.7813.503 务农年限以实际务农年限(年)为准37.54613.048 兼业情况1=是;0=否0.7890.408 家庭特征 种植面积以实际耕种面积(hm2)为准0.6040.674 土肥变化趋势1=变差;2=变好;3=没什么变化2.3840.841 农业收入占比农业收入占家庭总收入比例(%)0.2640.304 生产要素获取是否可方便获得有机肥等绿色生产要素?1=是;0=否0.4250.494地区变量1=黄冈;2=荆州;3=随州;4=天门;5=武汉2.9281.374

从个体特征和家庭经营特征2个方面选取控制变量。其中，个体特征主要包括性别、受教育水平、务农年限和兼业情况4个变量。一般来说，男性劳动者长期承担生产性劳动，对农业生产更了解；而农户务农年限越长，表明其务农经验越丰富，对有机肥的优势和施用方式也更了解。受教育水平高，并有过非农兼业的农户，对农业绿色生产的理解和接受能力越强，进而表现出更高的积极性。家庭经营特征主要包括种植面积、土肥变化趋势、农业收入占比和生产要素获取4个变量。相较于化肥，提高同等肥力需要施用更多有机肥，对于种植面积大的农户而言，需要付出更多劳动力，因而可能会表现出较低的施用积极性；对于认为土壤肥力变好的农户而言，自然不愿施用有机肥，以节约劳动力和资金投入。农业收入占比高，表明农业在家庭经济结构中占据重要地位，农户为可持续发展更愿意施用有机肥。此外，对地区变量也进行控制。

1.4 模型构建

考虑到农户有机肥施用行为选项为“是”和“否”，属于典型的二分类变量，而用于分析选择性问题常见的模型包括Probit模型和Logit模型等，笔者选择Logit模型对各影响因素进行分析。具体模型为

p(Y=1|P,V,X)=φ(β1P+β2V+γX)。

(1)

式(1)中，p为行为发生概率；Y为农户有机肥施用行为，Y=1表示农户在实际生产中施用了有机肥；P和V分别为政策激励和价值认同维度的变量；X为相应的控制变量；β和γ分别为对应变量的系数估计量；φ为逻辑分布的概率函数，采用极大似然法进行估计。

此外，为进一步检验价值认同在价值引导型政策激励手段(政策宣传和法规约束)与农户绿色技术采纳行为之间的中介效应以及经济激励型政策激励手段(政府补贴)对价值认同与农户绿色技术采纳行为的调节效应，笔者分别采用IACOBUCCI[15]提出的适用于分类变量的中介效应检验模型和温忠麟等[16]提出的层次回归分析法进行实证检验。

2 结果与分析

2.1 不同地市农户有机肥施用行为差异分析

通过对各地市农户有机肥施用行为的统计分析(表3)可知，仅有32.23%的农户施用有机肥，反映出在当前生产环境下农户施用有机肥的积极性并不高。

从各地市来看，随州市样本农户的有机肥施用比例最高，为54.67%；其次为武汉市(32.28%)和天门市(29.17%)；黄冈市(24.88%)和荆州市(22.14%)样本农户有机肥施用情况最不乐观。由于不同地区在资源禀赋、种植习惯等方面存在差异，这在一定程度上导致农户有机肥施用行为的差异。

表3 农户有机肥施用行为的地区差异

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

地区是否施用有机肥是否频数占比/%频数占比/%黄冈5124.8815475.12荆州5822.1420477.86随州11754.679745.33天门6329.1715370.83武汉6132.2812867.72合计35032.2373667.77

2.2 政策激励、价值认同与农户有机肥施用行为的回归分析

多重共线性检验结果(表4)显示，各变量方差膨胀因子(VIF)均小于3，处于合理范围内，表明各变量不存在严重的共线性问题。为检验结果稳健性，同时利用二元Probit模型(模型2)进行相关回归，各变量的显著性和方向与二元Logit模型(模型1)结果相比并无实质性变化，回归结果较为稳健。以下分析根据Logit模型结果展开。

(1)政策激励的影响。首先，政策宣传系数为-0.212，且通过5%水平的显著性检验，表明政策宣传对农户有机肥施用行为具有显著负向作用，这与传统认识存在一定偏差，但也说明政府对农户进行相关环保法规的宣传与农户有机肥施用行为之间并没有必然的因果关系，尽管部分农户认为政策宣传对其有重要影响，但可能因在政策认知上存在偏差以及受限于生产条件，未能表现出有机肥施用行为。其次，政府补贴变量系数为0.197，且通过5%水平的显著性检验。相较于化肥，施用有机肥需要支出更多成本，而这一行为的正外部性无法得到合适补偿，作为理性小农，其施用有机肥的积极性必受打击。一旦政府对农户额外成本支出或正外部性进行经济补偿，追求利润最大化的农户很有可能对此表现出较高积极性[14]。最后，法规约束变量系数为0.156，且通过10%水平的显著性检验，表明法规约束对农户有机肥施用行为也起到正向促进作用。一般而言，以《化肥使用零增长行动方案》为代表的环保法规的出台，是为了更好地规范和引导农户减少化肥用量，积极施用有机肥。事实也证明，相关法规的出台确实促进了农户积极施用有机肥，起到一定的引导和规范作用。

(2)价值认同的影响。首先，环境危机意识系数值为0.172，且通过5%水平的显著性检验，说明随着农户对农业面源污染形势认识越来越清晰，所反映出的环境危机意识越强，其有机肥施用行为的可能性就越大。可能的解释为，在强调绿色发展的社会环境中，农户逐渐意识到农业面源污染的严竣性，对当前农业生产方式进行反思以及对绿色生产方式的主流认同，而有机肥作为化肥的一种有效替代，在危机意识、生存压力下产生的责任感和行动力，使得农户更有可能实际施用有机肥。其次，生态环境改善系数为0.578，且通过1%水平的显著性检验，说明农户越能意识到施用有机肥在改善生态环境上的重大作用，其表现出有机肥施用行为的可能性就越大。作为一种绿色生产技术，施用有机肥在促进农业可持续发展及人地和谐等方面具有重大意义，当农户对有机肥的认识不再单是经济性层面时，便是与全社会强调的绿色生产理念形成一致的时候，这也就是一个内化的过程，并通过有机肥施用的实际行为外化表现出来[17]。

表4 模型回归结果

Table 4 Model regression results

变量Logit模型(模型1)Probit模型(模型2)系数稳健标准误边际效应系数稳健标准误边际效应个体特征 性别-0.1070.156-0.020-0.0650.092-0.021 受教育水平0.0160.0230.0030.0100.0140.003 务农年限0.012∗0.0060.002∗0.007∗0.0040.002∗ 兼业情况0.2330.2110.0440.1320.1240.041经营特征 种植面积0.0050.0080.0010.0030.0050.001 土肥变差(以“没什么变化”为参照)-0.379∗∗0.178-0.069∗∗-0.227∗∗0.106-0.069∗∗ 土肥变好(以“没什么变化”为参照)0.0420.2170.0080.0440.1270.014 农业收入占比0.4990.2930.0940.2680.1740.084 生产要素获取0.0480.1750.0090.0310.1030.010政策激励 政策宣传-0.212∗∗0.104-0.040-0.128∗∗0.062-0.040∗∗ 政府补贴0.197∗∗0.0990.037∗∗0.116∗∗0.0580.036∗∗ 法规约束0.156∗0.0960.029∗0.0880.0570.028价值认同 环境危机意识0.172∗∗0.0680.032∗∗0.098∗∗0.0410.031∗∗ 生态环境改善0.578∗∗∗0.0870.108∗∗∗0.347∗∗∗0.0510.109∗∗∗ 农耕文明传承0.0640.1030.0120.0270.0620.009常数项-5.090∗∗∗0.746—-2.957∗∗∗0.423—地区控制变量已控制已控制卡方值126.44∗∗∗139.27∗∗∗伪R20.1150.116

*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。

2.3 价值认同在价值引导型政策手段与农户行为关系中的中介效应检验

作为价值引导型政策手段，无论是政策宣传，还是法规约束，其目的均是希望通过一定方式和手段，直接或间接地实现绿色发展的有关信息、价值理念的传递[18]，从而促进农户对绿色生产理念的理解和认同，具有一定价值引导效应，即价值引导型政策手段通过价值认同的中介效应影响农户有机肥施用行为。

基于IACOBUCCI[15]提出的中介效应检验方法和步骤，最终检验结果见表5。环境危机意识、生态环境改善和农耕文明传承在政策宣传与农户有机肥施用行为之间起中介作用。当前农村地区常见的政策宣传内容为耕地质量保护、化肥减量施用等方面，其目的主要在普及相关政策实施的背景、目的和要求，在这一过程中农户对农业生态环境的认知能力逐渐增强，并对目前的生产经营方式进行反思和转变。因此，通过政策宣传，可以提高农户环境危机意识和生态环境改善认知水平，使其表现出更高的施用有机肥的可能性。

生态环境改善在政策执行与农户有机肥施用行为之间也起到中介作用。政策执行力度严，可以有效避免因要素市场混乱导致农户产生不信任、抵触的心理情绪，真正认识到施用有机肥对改善当地生态环境具有显著功效，最终影响农户有机肥施用行为。

表5 价值认同的中介效应检验

Table 5 The mediating effect test of value identity

变量环境危机意识生态环境改善农耕文明传承政策宣传2.228∗5.980∗2.279∗政策执行1.6722.866∗1.286

*表示中介效应检验值的绝对值大于1.96，中介效应显著。

2.4 经济激励型政策手段在价值认同与农户行为关系中的调节效应检验

作为经济激励型政策手段，政府补贴具有典型的经济激励效应，会通过影响农业要素投入数量来影响农业产出[19]。作为一个“经济人”，农户首先考虑的是利润最大化，即使认同农业绿色生产，仍不愿施用有机肥。但是，当农户认为施用有机肥可以获得一定政府补贴时，价值认同程度提高，其施用有机肥的积极性提升，实现经济效益与价值追求的统一。

在对相关变量进行中心化处理的基础上，利用层次回归分析法实证检验了经济激励型政策对价值认同与农户有机肥施用行为之间的调节效应(表6)。基于模型3的回归结果，政府补贴与环境危机意识的交叉项通过显著性检验，且系数符号与环境危机意识系数符号相一致，即政府补贴增强了环境危机意识与农户有机肥施用行为的正向关系。即当政府提供补贴时，农户有机肥施用行为受到环境危机意识的直接影响加大，农户表现出更高的施用可能性，这也进一步证实了政府补贴对农户行为有较强的促进作用。但是，政府补贴在生态环境改善、农耕文明传承与农户有机肥施用行为之间未能起到调节作用，这也间接反映出在绿色生产发展转型初期，政府补贴的作用较有限，只有当农户意识到环境危机存在时才能发挥一定作用。

表6 经济激励型政策手段的调节效应检验

Table 6 Moderating effect of economic incentive policy means

变量加入交互项的回归模型(模型3)系数稳健标准误边际效应经济激励型政策手段 政府补贴0.0960.0910.018价值认同 环境危机意识0.147∗∗0.0690.028 生态环境改善0.556∗∗∗0.0850.104 农耕文明传承0.0330.1070.006 政府补贴✕环境危机意识0.113∗0.0680.021∗ 政府补贴✕生态环境改善0.0550.0810.010 政府补贴✕农耕文明传承-0.0740.091-0.014控制变量已控制卡方值124.13∗∗∗伪R20.114

*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。

3 结论与建议

3.1 结论

利用2017年湖北省农户调查数据，构建了农户绿色生产技术采纳行为的理论分析框架，探究政策激励、价值认同对农户技术采纳行为的影响。笔者研究发现：

(1)农户有机肥施用行为会受到多因素共同影响。在政策激励方面，政策宣传对农户有机肥施用行为有负向作用，而政府补贴和法规约束则表现出正向作用；在价值认同方面，环境危机意识和生态环境改善对农户有机肥施用行为均起到正向作用。控制变量中，农业收入占比有正向作用，而土肥变化趋势表现出负向影响。

(2)价值认同在价值引导型政策手段与农户有机肥施用行为之间发挥中介作用。具体而言，环境危机意识、生态环境改善和农耕文明传承在政策宣传与农户有机肥施用行为之间起中介作用，生态环境改善在法规约束与农户有机肥施用行为之间起中介作用。

(3)经济激励型政策手段在价值认同与农户有机肥施用行为之间发挥了增强的调节作用，即在农户形成一定价值认同的基础上，政府补贴有助于提高农户有机肥施用的可能性。

3.2 建议

为进一步加快我国农业生产的绿色转型，协调经济发展与环境保护，提出如下建议：(1)创新发展以农业绿色生产为导向的绿色补贴，对开展农业绿色生产的农户实施合理补贴，增强农户绿色生产的积极性。同时，因地制宜开展相关政策宣传，以通俗易懂的方式进行，避免因宣传方式不当造成农户理解出现偏差，进而影响农户绿色生产行为决策。(2)积极开展当前我国农业发展所面临的形势教育，培养农户的危机意识。普及农业面源污染的相关知识，提高农户科学认知能力的同时纠正经济利益至上的错误思想认识。(3)转变只注重技术如何使用的传统技术推广方式，将绿色技术的经济效益和生态效益有机结合，拓展农技推广的功能属性，使农户认可绿色发展理念并形成绿色生产价值观，从而促进农户积极采纳绿色生产技术。

笔者从政策激励、价值认同2个维度对农户有机肥施用行为进行了深入探讨，所得出的结论对促进农业面源污染治理和农业绿色发展具有一定实际意义。但是，一方面，在一定程度上，仅以是否施用有机肥并不能完全有效反映农户的科学施肥情况，单一行为的改善(即施用有机肥)可能并不会对化肥减量起到显著效果，若能进一步从氮磷钾含量占比角度探讨有机肥施用行为或许现实指导意义更为重大。另一方面，随着消费者对优质农产品的需求日益增加，如何利用市场需求推动农业生产方式的绿色化也是重要命题。作为理性经济人，农户以绿色生产方式获得的农产品可以实现优质优价时，自然会有更大的积极性施用有机肥。在这一过程中，农户是否可以及时了解优质农产品的市场需求，优质优价的市场环境又该如何营造，将直接决定市场经济作用的有效发挥情况。对于今后的研究，可以尝试从科学设定技术行为和营造优质优价市场环境2个方面做深入探讨。