社会资本、生态认知与农户合理施肥行为——基于结构方程模型的实证分析

肖 钰 齐振宏* 杨彩艳 刘 哲

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

化肥作为粮食的“粮食”在农业生产中发挥着重要的作用，然而施肥不合理的问题也在日益突出。据数据显示[1]，我国农作物平均化肥用量1.467 kg/hm2，远高于世界平均水平(0.536 kg/hm2)。不合理施肥不仅带来了大量氮素流失、耕地板结和土壤酸化[2]等问题，也引起了农村生态环境的恶化。为此农业部制定了《到2020年化肥使用量零增长行动方案》[1]，深入开展农村合理施肥行动，以期促进农业的可持续发展。稻虾共养模式作为推动农业可持续发展的新型绿色农业模式[3]，在施肥管理方面具有“少量多次”的特征，可以在很大程度上改善农户施肥不合理的问题。然而实地调研发现，农户普遍存在盲目开展稻虾共养的现象[4]。这种盲目发展使得农户在技术操作不规范的情况下进行肥水管理，投放大量不符合标准的肥料[4]，导致施肥不合理问题日渐突出。因此对稻虾户施肥行为的探究对进一步促进农业的可持续发展具有重要的意义。

当前，我国经济建设和市场尚不完善，社会资本对正式制度落后的农村地区一直影响深远。社会资本作为个体的社会关系，反映了个体通过与外界的联系所增加的资源总和[5]，农户通过社会资本让信息、技术在成员之间传播，并且会受到周围农户的影响和社会规范的约束[6]，进而产生合理施肥行为。与此同时，社会资本等外部因素的影响也会导致农户在施肥行为上的认知偏差。农户采纳社会资本传递的信息，遵守社会资本的规则约束，会使得其对耕地环境的认知更加清晰，进而倾向合理施肥[7]。所以提高农户的生态认知是提高农户合理施肥的重要途径。

社会资本对环境治理的积极作用已被许多研究证实。如：社会资本会促进农户采纳测土配方施肥技术的意愿[8]；社会规范则促进增施有机肥等化肥减量化行为的产生[9]；公民参与网络、互惠规范对农户环境保护意愿有着正向的影响[10]；人际信任、制度信任在农民废弃物资源化利用的决策中发挥着积极的作用[11]。另一方面，生态认知也是提高农户环境治理的关键。如：生态认知可以显著促进农户的秸杆还田意愿[7]、农户生态耕种采纳行为[12]、流域居民生态补偿支付意愿[13]以及牧民草原保护意愿[14]等。当然也有研究从生态认知的中介角度来探究对环境治理的作用。如：社会资本不仅通过提高农户绿色认知进而提高绿色生产意愿[15]，还可通过影响农户耕地价值认知进而提升农户耕地保护支付意愿[16]。梳理相关文献发现，现有研究缺少将社会资本和生态认知纳入统一分析框架进行探究。而合理施肥行为作为一种环境有益的行为，其主要受到个人认知和改善认知所需要的信息获取便利度[17]的影响。就合理施肥行为而言：一来是农户对合理施肥的个人认知；二来是获取知识和信息所需要的社会资源。因此本研究认为社会资本和生态认知很可能是改善农户行为的重要积极因素，将着重分析二者对合理施肥行为的影响路径。

基于以上研究，我们发现还有一些问题尚未探究：第一：现有文献对合理施肥行为的研究大多聚焦于水稻、小麦等粮食作物，但稻虾共养模式作为新兴的绿色农业，关注稻虾户合理施肥具有一定的意义。第二：现有研究大都从社会资本某一维度或单就生态认知来探究合理施肥行为的影响因素，缺乏将社会资本和生态认知二者纳入统一分析框架来对合理施肥行为进行探究。因此，本研究以长江流域614份稻虾户为例，采用C-D生产函数测算农户最优化肥施用量，并利用结构方程模型来对社会资本、生态认知和合理施肥行为的路径进行探究。旨在揭示社会资本和生态认知如何影响合理施肥行为？以及这种影响通过什么机制进行传递？以期能够为改善我国农村环境治理，实施生态文明建设以及促进农业可持续发展提供一些研究支撑。

1 理论分析和研究假说

由计划行为理论可得，农户的行为不仅受到行为意向的影响，还受到行为人实际控制条件的制约[18]。而社会资本作为农户实施某种行为的先决条件，被认为可以运用起来促进行为的产生[19]。生态认知代表了农户对生态环境的认知程度，其会显著影响到个人的行为决策。而稻虾共养模式作为一种新型的绿色生产模式，农户可以通过社会资本获取关于稻虾共养模式的技术指导和效益前景，来加强其对绿色模式的认知程度，并且基于“少施勤施”这一特征的稻虾模式，其对合理施肥行为这一绿色方式会更加青睐。

1.1 社会资本对农户合理施肥行为的影响

社会资本的概念首先由Bourdieu[20]提出，他认为社会资本是“群体成员与社会网络联系起来的资源”。随后，Moon等[21]从理性行动理论出发，提出“社会资本不仅是增加个人利益的手段，也是解决集体行动的重要资源”。Putnam[22]则把社会资本定义为“社会组织的特征，诸如信任、规范以及网络，它们能够通过促进合作行为来提高社会的效率”。此后，国内外的研究从社会资本的不同层面进行了探究，普遍认为社会资本是以信任、规范和网络为特征，可以为社会结构中的个体或组织带来便利或经济效益的社会资源[23]。因此，本研究把社会资本按照信任、规范和网络来划分。

在我国的农村社会，社会资本作为一种社会资源综合体，通过信息公开以及密切交流的方式，缓解了农户交流时的资源约束，有效的促进集体行为的达成[16]。就社会信任而言，它是指公民之间的相互信任程度，可以显著增强彼此之间的认同感，强化彼此之间的“信任约束”[11]。农户通过这种“信任约束”来增进彼此之间的学习和交流[6]，促进大量互利交易的形成。合理施肥的农户能够吸引成员向其学习与模仿，也更易受到其他农户的信任。而信任约束疏通了信息传播的路径，让信息传播更加畅通，从而加速了合理施肥行为的传播。就社会规范而言，它体现了对农村伦理道德准则、乡约村规和法律制度的认同与践行[6]。在以“圈子主义”为核心的邻里关系中[16]，个体会根据群体自然形成的非正式行为准则修正自己的行为。单个农户如果出现不合理的施肥现象，违反了人际网络形成的社会规范，其可能遭受到其他成员的监督或举报[6]。农户为了维护个人的关系网络或者环保主义者的形象，会听从其他成员的告诫，减少不合理的施肥。就社会网络而言，它是群体之间互动形成的关系网络[7]。农户有限的信息获取渠道导致了其信息获取的不完全，因此其可通过社会网络拓展信息渠道，降低信息获取的成本，从而提高信息获取的能力，改善其施肥行为决策[24]。另外个体不能掌握与决策相关的全部信息，但是可以通过社会网络有效的传播信息，从而有效的促进合理施肥行为。因此本研究提出如下假设：

H1：社会资本显著正向影响农户的合理施肥行为。

1.2 生态认知的中介效应

农户的生态认知是农户通过对生态环境的了解，形成的关于生产行为对农村生态环境影响的科学知识[7]。本研究的生态认知是指农户会对当地的生态具有一定的认知，对耕地板结和土壤污染等所造成的危害严重程度也有一定的认知，包括生态价值认知、经济价值认知和技术价值认知[25]。

根据社会认知理论，社会环境会对人的认知、意愿与行为产生很大的影响[20]，而社会资本作为社会环境的特殊形式[16]，也对农户的生态认知起到关键的作用。具体而言，社会信任增强了农户的学习与交流，随着知识的深入和学习能力的不断提高，农户对环境有益行为的认知也会增强[7]。社会规范是通过外部群体的约束和激励来达到影响农户的生态认知。农户长期受到与合理施肥行为有关的社会规范的影响，其本身对施肥的认知也会变化[9]。一般来说，在一个社会规范水平高的环境下农户会在潜移默化中转变施肥认知，进而形成高水平的生态认知。社会网络提供了较为稳定的信息获取渠道[7]，使农户获得的信息更为准确，信息获取的准确减少了农户的生态认知偏差，从而有利于养成正确的生态认知。

基于行为经济学理论，个体的认知会显著影响其行为决策，即农户的生态认知越高，则越会采用亲环境的生态行为[14]。农户的生态认知越高，对合理施肥可能缓解农业生产污染环境的认知程度越高，越能够促进此行为[9]。综上，本研究认为社会信任通过学习效应加强个人的生态认知，进而增强合理施肥力度；社会规范通过鼓励集体行为来转变农户的施肥认知，进而促进了合理施肥行为；社会网络通过加强信息获取渠道的准确性来减少农户的认知偏差，进而采用合理施肥行为。由此提出以下假设：

H2：生态认知在社会资本和合理施肥行为中具有中介效应。

基于以上分析本研究构建了社会资本、生态认知和合理施肥行为的影响机制，如图1所示：

图1 社会资本、生态认知和合理施肥行为的影响机制图

2 数据分析

2.1 数据来源

本研究数据来自于课题组2019年7—8月对长江中下游的湖北、安徽和湖南三省开展的的问卷调研，长江中下游地区地势低平，湖泊众多，充足的水源和良好的地理条件带动了稻虾共养模式的蓬勃发展。而且长江中下游作为粮食的主产区，化肥投入问题也成为了主要的生态问题。本次调查主要围绕稻虾户家庭禀赋，农业投入与产出，生态生产行为等展开。此次调研主要分为3个阶段：首先，从长江中下游地区选取湖北、安徽和湖南3省作为主要调研地区；其次，我们在湖北选取了赤壁、潜江和浠水3市(县)；在湖南选取了临湘、南县和安乡三市(县)；在安徽选取了霍邱、全椒和长丰3市(县)。最后，利用典型抽样法在每个县(市)选取3个乡镇，并随机在每个乡镇选取30～40户村民做面对面问卷调查。根据本研究的需要选取了稻虾户作为主要研究对象，剔除了缺失的部分数据后，最终获得有效问卷614份，问卷有效比94.46%，其中湖北省占比35.50%，湖南省占比29.48%，安徽省占比35.02%。

2.2 变量设置

2.2.1因变量

本研究将农户的合理施肥行为(1)本研究中施肥类型主要是普通化肥设置为因变量。首先利用C-D生产函数测算农户化肥施用最优量，然后根据实际施用量与最优量来测算农户的施肥是否合理。

2.2.2自变量

本研究将社会资本作为自变量，分为社会网络、社会规范和社会信任3个维度。①社会信任设置了4个题项，分别为“农资企业会影响我合理施肥行为的决策”、“周围农户会影响我对化肥的用量”、“农技推广单位会影响我合理施肥行为的决策”和“村干部会影响我对生态技术采用的决策”。②社会规范设置了4个题项，分别为“政府对不合格农业生产或农业污染问题进行了有效惩罚”、“政府会鼓励农户采用合理施肥行为”、“周围农户会鼓励我采用合理施肥行为”和“您会规范自己的不合理施肥行为吗？”。③社会网络设置了3个题项，分别为“人情往来密切程度”、“您家去年亲戚聚会的频繁程度”和“您家去年朋友聚会的频繁程度”。对于上述问题的回答，按照农户同意程度依次赋值“1～5”，分别代表“非常不同意”“比较不同意”“一般”“比较同意”“非常同意”。

2.2.3中介变量

本研究把生态认知作为中介变量，参考盖豪等[25]的划分，分别选择“您认为过量施用农药化肥会污染环境吗？”、“您认为施用有机肥更能保证农产品绿色经济价值吗？”和“稻虾共养模式是对农村环境更好的农业生产方式吗？”3项。对于上述问题的回答，按照农户同意程度依次赋值“1～5”，分别代表“非常不同意”“比较不同意”“一般”“比较同意”“非常同意”。

2.3 模型设置

2.3.1减量测算模型

参考张露等[26]对化肥减量的设定，本研究利用C-D生产函数来测算农户的化肥减量效果。首先构建双对数C-D生产函数，以水稻每公顷产量(yi)作为因变量，以水稻的每公顷生产要素，如化肥投入(Fert)、劳动力投入(Labor)、机械投入(Machine)、其他投入(Others)为自变量，β为估计参数，v为随机误差项。具体变量如下：

ln(yi)=β0+β1ln(Fert)+β2ln(Labor)+β3ln(Machine)+β4ln(Others)+vi

(1)

基于利润最大化，农户的边际收益等于边际成本时实现利润最大化，即：

(2)

由于式(1)中测算的化肥产出弹性为β1，所以得出利润最大化表达式：

(3)

由式(2)和(3)可进一步测算化肥最优产量：

若Fertoptimal>Fert，则农户施肥合理，若Fertoptimal≤Fert，则农户施肥不合理。

2.3.2结构方程模型

“我起早贪黑，领着婉儿由琴房到画室，由棋院到书院，盼望着将她教成开唐第一女神童，现在好，大什么大，唐什么唐，他们说这样的老字号都要关张了！这样的世道要是只剩下十年工夫，我还怎么能静得下心来调教孩子。老娘心里乱糟糟，像一个鸡窝似的。等不起，走得起，只是不晓得，这万花谷里，开书院的是不是颜真卿颜老师，教琴的真的是苏雨鸾姑娘，和我一起跳胡旋舞的大姐说苏姑娘的相好林白轩也到谷里来开画室了，要是这样，多花一点学费算个屁！”一口关中京腔，说得她男人直想伸出肥手捂她的嘴，一边的小姑娘一张胖脸羞得通红，恨不得埋到面前的馒头山里。

本研究利用结构方程模型来探究社会资本、生态认知对农户化肥减量行为的影响以及三者之间的关系，结构方程和测量方程如下：

η=Bη+Γξ+ζ

(4)

y=Λyη+δ

(5)

x=Λxξ+ε

(6)

式(4)为结构方程，反映外生潜变量与内生潜变量之间的关系，式中：B为路径系数，表示内生潜变量之间的关系；Γ为路径系数，表示外生潜变量对内生潜变量的影响。式(5)和(6)为测量方程，反映外生潜变量、内生潜变量与可观测变量之间的关系，式中：Λx表示外生可观测变量与外生潜变量的关系；Λy表示内生可观测变量与内生潜变量的关系。δ、ζ和ε为误差项。

表1 变量定义及描述性统计

3 结果分析

3.1 化肥减量测算

由估计结果可得，化肥对水稻生产有着正向的影响，其生产弹性为0.011。表明化肥投入每变化1%，水稻产量增加1.1%。由表2可得，平均化肥最优施用量为4.552 kg/hm2，而实际施用量2.703 kg/hm2，可见采纳稻虾共养模式确实是会减少化肥施用。具体来看，有355户稻虾户具有合理施肥行为，占比57.82%，而另有259户存在施肥不合理现象，占比42.18%。由此可以看出，即使农户采用了稻虾共养模式，也有部分农户存在由于施肥不合理而导致的化肥过量现象。

图2 路径假设图

表2 化肥经济最优施用量测算结果

3.2 问卷信度与效度分析

为了对数据进行更加系统的解读，本研究利用SPSS 20.0统计软件来对社会资本、生态认知进行信度和效度检验。

1)信度检验。我们用Cronbach’a系数作为信度检验指标，系数一般认为大于0.600，即表明量表具有研究价值。结果显示：问卷的Cronbach’a系数在0.614～0.697，均大于0.600；CR值在0.624～0.706，均大于0.600，表明问卷结果符合模型的一致性与稳定性的要求，信度检验结果较好。

2)效度检验。我们采用Bartlett球形检验和相关性分析作为效度检验方式，首先KMO>0.600，Sig值显著，即初步判断量表适合做因子分析，为了进一步判断量表的效度，我们又对社会资本、生态认知的14个可观测变量进行相关性分析。结果显示：社会信任、社会网络、社会规范和生态认知的自身可测变量间的相关系数较高，表明4个特征潜变量的收敛效度较好；而特征潜变量间的可测变量相关系数较低，表明各个特征潜变量的区别效度较高，量表的信度较好。

3.3 模型适配度分析

本研究采用最大似然估计对合理施肥行为进行估计，估计结果显示，模型GFI、AGFI、IFI、NFI、CFI等均在0.800以上，RMSEA为0.064，小于0.080，均在参考值内。但是卡方自由度为3.512，大于0.300，初始拟合值并不理想。为了提高拟合度，本研究对模型进行了MI修正，最终释放了两条路径，得到最优模型(如图2)。其中“农技推广单位会影响我合理施肥行为的决策”与“稻虾共养模式是对农村环境更好的农业生产方式”之间的MI值较大，表明农技推广单位合理施肥的行为会直观影响农户对绿色农业的生态认知；“村干部会影响我对生态技术采用的决策”和社会规范的MI值较大，表明村干部作为农村社会实施软规范的主体，确实和社会规范产生相关的影响。修正后模型拟合指数如表5，卡方自由度由3.512下降到2.882，CFI、AGFI、IFI、CFI均在0.900以上，表明修正后的模型符合适配标准。

表3 问卷指标信度与效度分析结果

3.4 模型路径分析

3.4.1测量模型路径检验

通过表6可得结构方程模型观测变量与潜变量的拟合结果，因子负荷系数均在1%的水平上通过了检验。其中社会信任的4个观测变量TRST1、TRST2、TRST3和TRST4的标准化因子负荷为0.870、0.501、0.481和0.403，即农户加强对农资企业、周围农户、农技推广单位和村干部的信任度会显著增强其社会信任。社会网络3个可观测变量的标准化因子负荷为0.709、0.734和0.550，由此可得人情往来、亲戚聚会和朋友聚会程度越频繁，越能促进社会网络的壮大。同理社会规范4个可观测变量的加强可以显著丰富农村社会规范制度，其中政府规范的因子负荷最大，作用效果最明显。生态认知的3个可观测变量的加强可以促进个人生态认知的提高，其中技术价值认知因子负荷最大，作用效果最明显。

3.4.2模型估计与验证

由表7可得，社会网络对合理施肥行为影响的路径系数为0.301，且在1%上统计显著，表明社会网络资源越丰富，更易进行合理施肥行为。社会网络越丰富的农户其对信息的掌握就相对充足，更易做出合理施肥判断。生态认知对合理施肥行为影响的路径系数为0.134，且在5%上统计显著，表明农户对生态了解的越多，就越会在生产生活中进行化肥合理化。稻虾共养模式作为一种“两减”模式，农户生态认知的提高会显著加深其对环境认知的理解，并提高其对农村生态环境的保护，进而促进合理施肥的达成。社会信任对合理施肥行为的影响未能在统计上显著，可能解释是，社会信任可能会通过生态认知进而间接影响农户的合理施肥行为。社会信任使得农户在互动过程中形成一种强烈的认同感，这种认同感会增强彼此之间的学习与模仿，强化个人生态认知，加快了合理施肥的传播。社会规范对合理施肥行为的影响未能在统计上显著，从侧面看出社会规范对合理施肥行为的影响是通过中介效应得到的。究其原因，可能是当农户长期受到与施肥相关的社会规范时，其对施肥的看法也会发生变化，进而影响到其最终行为。

社会信任对生态认知影响的路径系数为0.208，且在1%上统计显著，表明社会信任水平越高，更易促进生态知识的学习与传播，就更有利于农户生态认知的提高；社会规范对生态认知影响的路径系数为0.280，且在1%上统计显著，表明社会规范水平越高，农户的行为就会受到环境规范化的影响，进而使得个人的生态认知逐渐趋于对环境有利的认知。社会网络对生态认知的影响并不显著，可能的原因是社会网络通过拓宽农户的信息获取渠道，从而增强其信息获取的能力，进而快速地对合理施肥行为做出响应。

表4 特征潜变量的相关系数检验Table 4 Correlation coefficient test of characteristic latent variables

表5 修正后的模型拟合指数

图3 修正后的模型图

表6 测量方程拟合指标

表7 合理施肥行为路径分析结果

3.4.3中介效应检验

从表8可以看出，社会信任对合理施肥行为的效应值为0.028，其置信区间为(0.009，0.061)，说明生态认知这一传导机制的中介效果成立，假设得到验证。社会规范对合理施肥行为影响的效应值为0.037，其置信区间为(0.013，0.074)，表明生态认知的中介效果成立，假设得到验证。社会网络对合理施肥行为影响的效应值为0.005，其置信区间为(-0.008，0.025)，表明生态认知在社会网络对施肥行为的影响中并没有中介效果。

表8 中介效应检验

3.4.4多群组分析

现有研究表明农户不同的兼业经历和家庭年收入都会对合理施肥行为产生影响。因此本研究把农户兼业经历和家庭年收入作为调节变量进行多群组方程分析，来检验相似模型在不同群组间的差异。本研究对预设模型、协方差相等模型、方差相等模型、路径系数相等模型和模型不变性5个模型的适配度比较分析，最终采用预设模型作为多群组分析模型。模型的GFI、CFI、AGFI均>0.8，卡方自由度和RMSEA均在适配范围内。

(1)社会资本对合理施肥行为的影响

不同兼业经历的社会网络和生态认知均对合理施肥行为产生显著影响，其中无兼业经历的社会网络和生态认知对合理施肥行为的影响更显著。可能的解释是，稻虾共养模式在农村地区发展广泛，因此无兼业经历的农户有更多的时间同亲戚、朋友或技术人员交流与学习，网络规模和认知都会比有兼业经历的农户更大和更多。

不同家庭年收入的社会网络和生态认知对合理施肥行为产生显著影响，其中低收入的社会网络和生态认知对合理施肥的影响更显著。可能的解释是，稻虾共养模式可以有效的实现一地多收的经济目标，因此低收入群体迫切需要进行稻虾共养来改善现状，会有更强烈的交流与学习意愿，通过交流会增大网络规模并认知到合理施肥的益处。

(2)社会资本对生态认知的影响

不同兼业经历的社会信任和社会规范均对生态认知产生显著影响，其中有兼业经历的社会信任和社会规范对生态认知的影响更显著。可能的原因是，有兼业经历的农户精力有限，不能及时获得稻虾共养模式的第一手培训，这会让农户更加倾向同他人交流和学习来达到认知的变化。而且有兼业经历的农户其对规章制度和不遵守规范的惩罚有更深刻的认知。

不同家庭年收入的社会信任和社会规范对合理施肥产生显著影响。其中低收入群体会有强烈的交流与学习意愿，进而促进生态认知的提高。高收入群体其在经济达到的前提下，会对规范性更加重视，强化自我约束意识，来逐渐提高生态认知。

表9 多群组分析

4 结论及建议

本研究从社会资本视角出发，利用长江流域614份稻虾户的调研数据来对农户的合理施肥行为进行路径探究。结果表明：第一，虽然稻虾共养模式是对生态有益的农业模式，但是仅有57.82%的稻虾户进行了合理施肥行为，施肥合理情况并不乐观。农户基于能力和教育程度的限制，对这一新型绿色农业的掌握程度并不牢固，可能会造成这一模式生态效益的弱化。第二，社会网络和生态认知对合理施肥行为产生了直接的激励效应。农户网络的发展确实在带动农村集体行为的趋同，而其生态认知也是改变其施肥行为最直观的因素之一。而社会信任和社会规范分别对生态认知有着直接正向效应；在生态认知的中介作用下，其还对合理施肥行为有着间接激励效应。第三，多群组分析表明，无兼业经历和低收入农户的社会网络和生态认知对合理施肥行为影响更显著；而有兼业经历和低收入农户的社会信任更能促进生态认知，有兼业经历和高收入农户的社会规范对生态认知的影响更为显著。

基于以上结论，本研究提出如下建议：第一，农技推广部门应重视对采用稻虾共养模式农户的技术培训，加强农村合理施用化肥的宣传力度，让稻虾户了解到“重施基肥，少量多次追肥”的虾田管理，促进个人的生态认知，进而采取合理施肥行为。第二，村组可以通过搭建微信等交流平台来加强稻虾户之间的网络交流，加强稻虾共养模式的学习，改善其施肥行为。同时，村集体还可通过增强农村监督政策和舆论压力来加大对未合理施用化肥农户的惩罚力度，并对合理施用化肥的农户进行表扬，号召村组其他成员向其学习，让农户亲身了解到化肥减量对生态的益处，加强自我认知水平，从而促进合理施肥行为。第三，村组可以对稻虾户进行分组，鼓励亲友或邻居组队，进行小组交流与学习。基于信任原则，稻虾户通过小组间的讨论与交流，会更易形成学习效应，促进知识的传播，加强个人生态认知，形成施肥合理化。