社会资本对农户化肥农药减量技术采纳意愿的影响——基于学习能力的中介和生态认知的调节

项朝阳 纪楠楠

(华中农业大学 经济管理学院，武汉 430070)

家庭联产承包责任制实施以来，我国蔬菜产业发展迅速。蔬菜种植面积占农作物种植总面积的比例由1980年的2.16%上升到2018年的12.3%。与此同时，蔬菜生产过程中过量使用化肥农药的问题逐渐显现，蔬菜产业平均耗肥量为578.41 kg/hm2[1]，农药平均施用量为13.49 kg/hm2[2]，过量施用化肥农药不仅影响蔬菜品质，也对生态环境造成破坏，给国民健康和产业可持续发展留下隐患[3-4]。为此，农业农村部先后推出了“化肥零增长”、“生态农业”等行动，各级政府响应化肥农药减量政策，积极推广化肥和化学农药减量化生产技术(以下统称“两减”)，2020年中央一号文件中再次提到要继续开展化肥农药减量行动。农民是“两减”的具体实施者，“两减”的最终效果取决于农民是否愿意采用“两减”技术，因此如何增强农户采纳“两减”技术的意愿是“两减”成败的关键。

梳理文献发现，研究化肥农药施用行为的和农户技术采纳行为的文献比较丰富，但直接研究“两减”技术采纳意愿的文献较少。对化肥农药施用行为的研究集中在化肥农药施用行为的影响因素方面。现有研究认为化肥农药施用行为的影响因素主要包括农户特征[5-6]、种植特征[7-8]、市场因素[9]、环保意识[10]等。

对农户技术采纳行为的研究则主要集中在影响因素和采纳动机方面。农户采纳农业技术的影响因素主要包括农户特征[11-12]、信息获取水平[13]、学习培训[14]等，如肖长坤等[14]研究发现田间学校培训能显著提高农户的知识和技能；农户采纳农业技术的动机主要包括风险偏好在内的内部动机[15]和收入预期在内的外部动机[16]。也有文献证明社会资本能够显著促进农业技术采纳，如秦明等[17]认为社会资本能够显著促进农户采纳测土配方施肥技术，对小学及以下教育程度的农户技术采纳行为起到抑制作用，对初中及以上教育程度的农户起促进作用；Claudia等[18]的研究发现，对机构的信任感、正式与非正式网络对农业技术采纳都有正向影响。佟大建等[19]发现，社交范围广的农户更有可能采纳农业技术，另外社会经济地位较高的农户有更多机会获得技术推广服务从而采纳农业技术。

“两减”技术进入大众视野的时间尚短，现有文献对“两减”技术采纳意愿的研究较少，相关研究集中在农户化肥农药施用行为和技术采纳行为的探讨上。已有学者注意到社会资本和学习能力对农户采纳“两减”技术行为的作用，但大多只关注了社会资本或学习能力对农户化肥农药减量技术的采纳意愿有直接影响，而事实上社会资本也能通过影响农户的学习能力来间接影响“两减”技术的采纳意愿，社会资本相同但学习能力不同的农户们在“两减”技术的采纳意愿上也存在差别。因此本研究在研究社会资本对农户“两减”技术的采纳意愿时引入学习能力作为中介变量，并考虑农户生态认知的调节作用，对于明确社会资本对农户“两减”技术的采纳意愿的作用机制大有裨益，以期能够为管理部门制定促进“两减”的政策提供理论依据。

1 概念界定

1.1 “两减”技术采纳意愿的界定

“两减”技术即化肥农药减量技术，陈磊夫等[20]提出“两减”技术模式主要包括使用有机肥部分替代化肥、使用功能微生物减少化肥农药施用量技术、使用生态隔离等防御来减少化肥农药使用量、精准施肥减少化肥用量等技术。意愿是主观性思维，产生意愿之后会尽力达成这个目标，本研究认为农户“两减”技术采纳意愿主要包括行为意愿和最终参与的意愿，从已经开始采纳“两减”技术以及愿意继续采纳“两减”技术两个维度衡量农户“两减”技术采纳意愿。

1.2 社会资本的界定

社会资本的研究最早集中于社会学领域，Hanifan[21]在《乡村学校社区中心》一书中，首次提及了社会资本这一概念；法国社会学家Bourdiera[22]在《社会科学研究》杂志“社会资本随笔”一文中，正式提出了社会资本，使社会资本开始受到学术界的关注。由于研究背景和目的不同，学者们对社会资本有不同的定义。1986年，Bourdiera[22]明确提出“社会资本”是以社会关系网络为核心，认为社会资本是特定群体内成员共同拥有的现实或潜在的财产，并为成员提供资源支持；1993年，Putnam[23]在《使民主运转起来》一书中提到社团参与中的信任和社会规范的作用，指出社会资本是社会组织的特征，应包括网络、信任和规范；随着研究的深入，社会资本的内涵逐渐向信任、网络和规范3个方面收敛[24]。本研究采用Putnam的观点，从社会网络、社会信任、社会规范的角度衡量社会资本。

1.3 农户学习能力的界定

刘正[25]将农户学习行为(过程)划分为6种：习惯化、经典式条件反射、操作式条件反射、悟性学习、模仿情绪感应、印记。赵亚翔等[26]采用内容分析法对CNKI中国全文数据库中符合要求的关于学习能力定义的54篇文献进行探讨，最终将学习能力定义为具有基本学习能力和拓展学习能力两个基本方面在内的多种能力要素组成的有机系统。在此基础上，本研究将农户学习能力定义为：生活在特定环境中的农户，利用环境内资源产生的刺激使其自身具备获取信息、利用信息和适应新事物的能力。梳理文献发现，已有学者将学习能力引入农业研究，对农户学习能力如何影响农业技术采纳行为展开了探讨。由于农户的信息来源主要集中在邻里、村干部和相关农技人员，个体与他人交流互动越多，获取知识越多，学习能力越强。本研究借鉴已有文献，主要从得到村干部与技术人员的帮助以及与村干部和技术人员交流、向当地种植大户学习技术经验的程度3个维度测量农户学习能力。

1.4 生态认知的界定

张淑娴等[27]认为生态认知是个体对周围生态环境变化的感知，是实施生态保护行为的基础；张瑶等[28]认为生态认知是牧户对自然资源所提供的生态服务的重要性的认知；姜维军等[29]认为农户生态认知是农户是否懂得在生产生活中减少对自然环境的破坏和如何保护生态环境等。梳理文献可知，目前学术界对生态认知没有统一的定义，对生态认知的测量也尚未统一。史恒通等[30]从行为态度、主观规范、感知行为控制3个维度衡量农户生态认知对退耕还林的影响。本研究借鉴已有研究，将生态认知定义为农户根据生产生活过程中接触的信息所形成的对生态环境的认识，反应农户是否懂得如何保护生态环境；根据研究内容，从生产和生活两个方面测量农户生态认知。

2 理论分析与研究假说

2.1 社会资本与农户“两减”技术采纳意愿的关系

农户采纳“两减”技术是一个复杂的决策行为，需要信息和知识储备的支撑以避免因认知偏差而导致决策风险。社会网络能够帮助农户了解到更优质的市场信息、技术信息和技术成果，从而减少农户的认知偏差，降低农户的决策风险，因而社会网络越发达的农户对“两减”技术信息了解越多，认识偏差就会越小，接受新技术的可能性就越大；社会信任有利于信息交换，可以将信息转化为有用知识[31]，农村地区更依赖人际关系，邻里之间的信任能够促进信息在农户间的流动和转化，帮助农户理解与采纳“两减”技术；另外，长期生活在同一环境中的农户非常看重自己的声誉，注重周围农户的对自己的看法，因而在决策时会尽可能的使其行为与他人保持一致，符合正式或非正式规范，已有研究表明社会规范显著促进农户采纳化肥减量化措施[32]。因此，本研究提出假设：

H1：社会资本正向影响“农户”两减技术采纳意愿。

H1a：社会网络正向影响农户“两减”技术采纳意愿。

H1b：社会信任正向影响农户“两减”技术采纳意愿。

H1c：社会规范正向影响农户“两减”技术采纳意愿。

2.2 农户学习能力与农户“两减”技术采纳意愿的关系

学习是在经验作用下发生行为相对持久的改变[33]，是农户技术采纳过程的关键行为[34]。在以血缘和地域为纽带的农村，学习邻里行为是一种非常普遍的现象，如果周围有农户开始使用“两减”技术，部分农户会自发了解相关信息，在学习新技术的过程中，新技术的使用经验逐渐增加，关于不了解新技术而不愿采纳新技术的阻碍逐渐减少，农户会逐渐接受新技术，所以农户具备一定的学习能力可以提高其自身技能、识别风险、正确认识新技术并减少对新技术的不确定性，提高农户对新技术的采纳意愿。已有研究证明了农户学习能力对农业技术采纳具有正向影响，如乔丹等[13]、郭格[35]研究发现农户学习能力对农户采纳节水灌溉技术具有正向促进作用；朱启臻[36]认为培育新型职业农民是推动中国农业转型发展的根本途径，农户学习能力是促进农户采纳“两减”技术过程中不可忽视的重要因素。可见农户认识技术到采纳技术的过程是不断学习和调整的过程，农户技术采纳意愿必定受自身学习能力的正向影响。因此，本研究提出假设：

H2：学习能力正向影响农户“两减”技术采纳意愿。

2.3 社会资本与农户学习能力的关系

农户学习能力在一定程度上取决于社会资本[37]。农户的学习能力是从社会环境中获取关键信息并加以利用的能力，社会资本可以为农户提供信息的资源互补，社会资本的影响越强，农户获取信息的广度与深度就越大。一般来说，长期生活在特定关系网络中的农户之间社会距离较近，具有类似的信息源，更易产生认同感和亲切感。同时，社会信任可以增加不同社会群体之间的信息流动[38]，进而弥补社会资本异质性导致的技术学习差距。因此，具体到生活在乡土社会中的农户，他们有着稳定的社会网络和社会信任，二者会促进新技术信息在农户间的传播；另外，社会网络环境中的农户间具有共同的行为期望，群体内规范使得农户开始学习新知识。因此，本研究提出假设：

H3：社会资本正向影响农户学习能力

H3a：社会网络正向影响农户学习能力

H3b：社会信任正向影响农户学习能力

H3c：社会规范正向影响农户学习能力

2.4 学习能力的中介作用分析

学习能力是个体为了适应复杂环境而产生的能力，外界大环境必定会对农户学习能力产生影响，个体在此影响过程中获取适合自己的模范行为,随后做出与之对应的行为[39]，学习能力在此过程中起着桥梁的作用。农村的生活环境普遍存在“羊群效应”，即农户间的生产行为经常互相模仿，并逐渐趋于一致，学习能力有助于农户有效准确地将他人生产行为转化为自身经验。具体到农户学习能力的中介作用，则是农户利用多种方法从其复杂的生活环境中获取有益于农业生产的市场信息和技术信息，筛选和利用这些信息来提高自身适应变化的生产环境的能力，从而提高农户“两减”技术采纳意愿。综合前述分析，社会资本不仅直接影响农户“两减”技术采纳意愿，也通过影响农户学习能力间接影响农户“两减”技术采纳意愿，因此本研究构建基于学习能力为中介的研究模型，中介路径为“社会资本—学习能力—‘两减’技术采纳意愿”，并提出假设：

H4：学习能力在社会资本与农户“两减”技术采纳意愿之间具有中介作用

H4a：学习能力在社会网络与农户“两减”技术采纳意愿之间具有中介作用

H4b：学习能力在社会信任与农户“两减”技术采纳意愿之间具有中介作用

H4c：学习能力在社会规范与农户“两减”技术采纳意愿之间具有中介作用

2.5 生态认知的调节作用分析

根据行为经济学理论，科学分析不确定决策时需要考虑心理因素[40]，分析农户生态认知能够有效揭示农户行为机制[41]。就农户“两减”技术的采纳意愿而言，在不考虑生态认知的前提下，学习能力会直接影响农户“两减”技术的采纳意愿。而在生态认知的影响下，农户学习能力向农户“两减”技术采纳意愿的转化程度会呈现差异性，即学习能力相同的农户们在决定是否采纳“两减”技术时，生态认知水平在强度上发生变化，学习能力向农户“两减”技术的采纳意愿的转化程度会随之发生相同的变化。可见，学习能力对农户农业技术采纳意愿具有重要作用,生态认知能够增强这种作用，即生态认知对农户农业技术采纳意愿起着调节作用。因此，本研究提出假设：

H5：生态认知正向调节农户学习能力与“两减”技术采纳意愿关系。

综合上述分析和理论假设，本研究概念模型如图1 所示。

图1 概念模型

3 研究设计与样本分析

3.1 数据来源

本研究数据均通过实地问卷调查获得，调研对象为蔬菜种植户。调研时间为2019年11月—2020年1月。调研地点为上海市青浦区、湖北云梦县、武汉市新洲区与嘉鱼县、重庆市潼南区，5个县(区)均属于我国580个蔬菜生产重点县(区)，其中上海市青浦区和武汉市新洲区是城郊蔬菜的典型代表，多种植满足本地城市供应的速生菜；湖北省云梦县、嘉鱼县、重庆潼南区属于典型的蔬菜产区，种植品类繁多，产品参与全国蔬菜的供应。依据随机抽样原则，调研人员随机抽取农户，入户或在田间地头进行问卷调查。本次调研共发放问卷338份，收回问卷338份，去除无效问卷、关键变量缺失问卷，共获得有效问卷326份，问卷有效率为96.4%。

调查问卷包括农户社会资本、学习能力、“两减”技术采纳意愿和生态认知等核心概念。其中“两减”技术采纳意愿主要从愿意继续采纳“两减”技术以及已经开始采用“两减”技术两个方面测量，共2个题项；社会资本通常是生活的某区域环境内可以相互影响的网络、信任、标准和价值观等，本研究将社会资本分为社会网络、社会信任、社会规范3个维度来测量，共11个题项，结合农户实际生活状况，参照乔丹[42]的测量题项来测量社会网络和社会信任，参考郭清卉等[32]的测量题项来测量社会规范，分别有4、3和4个题项(如“我家和亲戚朋友之间经常彼此走动”“我愿意借东西给周围的人”“邻居已经或正在不再过量使用肥料”等)；学习能力和生态认知借鉴姜维军等[29]的测量题项来测量，分别有3和4个题项(如“我有向当地种植大户学习技术经验”“我懂得如何进行种植用地的保护”等)。本研究所有题项均采用李克特七点量表进行测量，并对各个变量的题项得分加总，求平均数作为该变量的得分。选取农户年龄、性别、文化程度、家庭年收入、种植年限和种植面积、是否参加农业政策讲座和是否了解“两减”技术作为控制变量。

3.2 样本基本情况

最终取得的有效样本中，男女样本占比分别为54.91%、45.09%；样本年龄集中在46～60岁和61岁及以上两个区间，占比分别为59.51%和31.29%；教育程度普遍较低，小学及以下和初中学历的农户总占比92.02%；农户种植年限超过10年以上的占比82.21%；多以小规模种植为主，0.667 hm2及以下的样本占83.13%；家庭年收入在 40 000 元以下的农户家庭占比71.78%。综合来看，当前蔬菜种植群体仍以高年龄层和低教育程度为主，样本农户的总体特征与我国当前的农村特征基本一致。另外，样本中参与过农业政策培训的仅占比24.54%，听过以及了解“两减”政策的占比33.44%，表明我国蔬菜种植户的相关政策宣传有待提高。

表1 样本农户的基本特征

3.3 描述性统计分析

从核心解释变量来看，社会网络、社会信任、社会规范均值分别为4.575、5.527、4.824，社会资本均值为4.975，表明农户社会网络、社会信任、社会规范水平较高，社会资本也较高，中国农村依然是“熟人社会”；学习能力和生态认知均值分别为3.765和4.848，表明农户的学习能力有待提高，生态认知水平较高。从被解释变量来看，“两减”技术采纳意愿平均值为5.011，表明农户采纳“两减”技术的意愿较高。从控制变量来看，分别有75.5%和66.6%的农户没有参加农业政策讲座培训和“两减”政策。通过与农户交谈，了解到村里定期发布市、镇政府举办农业政策或农业技术讲座的通知，但参与人员基本在种植大户里选择，另外也有部分农户以自家种植规模较小、学习能力差为理由拒绝参与，这些因素都可能导致农户获取技术信息不及时、学习积极性不高，最终影响技术采纳意愿。

表2 变量的描述性统计

4 数据分析

4.1 信度与效度分析

利用SPSS22.0进行数据信度检验。如表3所示，潜变量的Cronbach’ α值均在0.7以上，表明潜变量内部一致性较好。对本研究整体量表进行KMO和Bartlett球形检验，KMO值为0.843，Bartlett检验近似卡方4 142.441(自由度为190)，在P<0.001上达到显著，表明本研究适合做因子分析。潜变量题项的标准载荷基本都在0.6以上，大部分超过0.7；组合信度均在0.7以上，平均提取方差除却社会网络与社会信任分别为0.371和0.466，其余均在0.5以上，组合信度超过建议值0.6，平均提取方差理想值除社会网络和社会信任为可接受外，其余变量均较理想，结合表4每个潜变量平均提取方差的平方根大于其他变量之间的Pearson相关系数，说明本研究具有良好的收敛效度和区分效度。

表3 信度与效度分析

表4 潜变量区分效度

利用Amos 17.0进行模型适配度分析，模型主要适配指标χ2/df =2.779，RMSEA=0.074，GFI=0.911，NFI=0.915，CFI=0.944，IFI=0.944，TLI=0.929，简约适配指标PCFI=0.747，PGFI=0.636，PNFI=0.725，均达到模型标准值，说明模型适配度良好。

4.2 假设检验

4.2.1直接效应检验

以农户“两减”技术采纳意愿为因变量，分别以社会网络、社会信任、社会规范、学习能力为自变量做回归分析。由表5可知，社会网络对农户“两减”技术采纳意愿的β值为0.297(M12，P<0.001)，社会信任对农户“两减”技术采纳意愿的β值为0.588(M13，P<0.001)，社会规范对农户“两减”技术采纳意愿的β值为0.309(M14，P<0.001)，说明社会网络、社会信任、社会规范均对农户“两减”技术采纳意愿具有显著正向影响，假设H1a、H1b、H1c得到验证，因此假设H1得到验证；学习能力对农户“两减”技术采纳意愿的β值为0.263(M15，P<0.001)，学习能力对农户“两减”技术采纳意愿具有显著正向影响，假设H2得到验证。

表5 社会网络、社会信任、社会规范、学习能力对农户“两减”技术采纳意愿的直接效应回归结果

以农户学习能力为因变量，分别以社会网络、社会信任、社会规范为自变量做回归分析。由表6可知，社会网络对农户学习能力的β值为0.451(M17，P<0.001)，社会信任对农户学习能力的β值为0.255(M18，P<0.01)，社会规范对农户学习能力的β值为0.350(M19，P<0.001)，说明社会网络、社会信任、社会规范对农户学习能力均具有显著正向影响，假设H3a、H3b、H3c得到验证，因此H3得到验证。

表6 社会网络、社会信任、社会规范对学习能力的直接效应回归结果

4.2.2中介效用检验

本研究遵循Baron 与 Kenny的验证方法进行逐步回归检验中介效用。在上文直接效应检验的基础上，以农户“两减”技术采纳意愿为因变量，将社会网络、社会信任、社会规范分别与学习能力同时作为因变量进行回归分析，以此来检验中介效用。由表7可知，以社会网络与学习能力为自变量对农户“两减”技术采纳意愿回归分析的β值为0.214和0.183(M22，P<0.001，P<0.01)，以社会信任与学习能力为自变量回归分析的β值为0.537和0.198(M22，P<0.001)，以社会规范与学习能力为自变量回归分析的β值为0.252和0.163(M22，P<0.001，P<0.01)，均达到显著水平，说明社会网络、社会信任、社会规范都通过学习能力影响农户“两减”技术采纳意愿，学习能力起到部分中介作用。假设H4a、H4b、H4c均得到验证，因此H4得到验证。

表7 学习能力在社会网络、社会信任、社会规范与“两减”技术采纳意愿影响的中介效用检验结果

4.2.3调节效应检验

鉴于本研究所有潜变量均为连续型变量，所以对调节变量和中介变量进行标准化处理，再将标准化后的调节变量与中介变量的乘积作为交互项进行逐步回归，以此做调节效应检验。调节效应检验按照温忠麟的检验方法，以农户“两减”技术采纳意愿作为因变量，以学习能力与生态认知作为自变量进行回归(M32)，再将交互项加入自变量进行回归(M33)。检验结果如表8所示，学习能力与生态认知的交互项的β值0.098(M33，P<0.01)，说明生态认知在农户学习能力与“两减”技术采纳意愿之间具有调节作用，假设5得到验证。

表8 生态认知在学习能力对农户“两减”技术采纳意愿影响中的调节效应回归结果

5 研究结论与政策启示

本研究利用湖北、上海、重庆市(省)的326份调研数据，采用多元线性回归分析了社会资本对农户“两减”技术采纳意愿的影响，探讨了学习能力在二者间的中介机制，分析了生态认知对学习能力影响“两减”技术采纳意愿的调节作用。结果表明，社会资本对农户“两减”技术采纳意愿具有正向影响，其中社会信任对“两减”技术采纳意愿影响作用最大，社会网络次之，社会规范最小；学习能力在社会网络、社会信任、社会规范与“两减”技术采纳意愿之间均具有部分中介作用；生态认知正向调节学习能力向“两减”技术采纳意愿的转化，即农户生态认知程度越高，学习能力对“两减”技术采纳意愿的影响越强，反之生态认知程度越低，学习能力对“两减”技术采纳意愿的影响越低。

基于以上结论，本研究得出如下启示：一是利用农村社区资源提高农户社会资本。注重创建有利于农村社区交流信息的环境，充分利用本地拥有的传统文化资源，举办聚民惠民活动，培育农村社区非正式组织，促进区域内农户间的交流，增进农户间的互信；建立乡规民约，规范农村社区内农户行为，倡导邻里互助，营造风清气正的社会氛围。二是培养农户学习新型技术的能力。加强乡村文化建设，建设乡村图书馆、定期举办有针对性的生产技术培训和农业技术信息宣讲会来提高农户科技素养；重视农村领头人培训工作，通过领头人的示范带动提高农村社区整体科技素质的提升。三是提高农户环保意识。利用村广播、宣传栏张贴环保图画和宣传车等方式宣传“绿水青山就是金山银山”的绿色发展理念；大力宣传和推广“两减”技术，指导农户科学施肥用药；注重村庄环境建设，在日常生产生活中培养农户环保习惯。