農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離發(fā)生機制研究

1、 農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離發(fā)生機制研究 李福奪 尹昌斌摘 要推進綠肥種植是改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境、提高農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的有效措施。然而，受多種因素的制約，當前農(nóng)戶在綠肥種植方面存在著意愿與行為悖離的現(xiàn)實困境，不利于國家綠肥政策目標的實現(xiàn)。文章利用湘、贛、桂、皖、豫五?。▍^(qū)）854戶農(nóng)戶實地調(diào)查數(shù)據(jù)，基于Logit-ISM模型，分析農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的發(fā)生機制，探討悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的具體過程。結(jié)果表明：農(nóng)戶對化肥減施價值和地力提升價值的認知、對政府生態(tài)補償標準滿意度、受訪者的健康狀況以及經(jīng)營自有地、村干部變量對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離具有顯著負向影響，而受教育程度、兼業(yè)經(jīng)營、土地細碎化變量對其意

2、愿與行為悖離具有顯著正向影響。實證結(jié)果證實，農(nóng)戶意愿與行為悖離過程如下：路徑一為村干部、受教育程度化肥減施價值認知、地力提升價值認知農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離;路徑二為健康狀況兼業(yè)經(jīng)營/自有地兼業(yè)經(jīng)營、土地細碎化 補償標準滿意度農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。Key綠肥種植;意愿與行為悖離; 價值認知; 生態(tài)補償; 農(nóng)戶稟賦F326.1A1673-0461（2021）01-0059-09一、引 言種植綠肥是推進農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型、提高農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的有效手段。為此，政府部門先后出臺系列文件，要求大力推廣綠肥，提高農(nóng)業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性。如耕地質(zhì)量保護與提升行動方案闡明種植綠肥是持續(xù)提升土壤肥力、改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)

3、境的有效措施;耕地質(zhì)量提升行動方案則把種植綠肥列為耕地質(zhì)量提升的重點建設(shè)項目。新形勢下，深度推進綠肥種植，不僅有利于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，同時，對保障國家農(nóng)產(chǎn)品安全、農(nóng)業(yè)資源安全和生態(tài)安全也具有重要的現(xiàn)實意義。在中國，農(nóng)戶是綠肥種植的主體，以綠肥服務(wù)價值利用為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)環(huán)境或發(fā)展目標的實現(xiàn)有賴于農(nóng)戶的積極參與。然而，受多種因素的制約，當前農(nóng)戶在綠肥種植方面存在著“高意愿、低行為”的現(xiàn)實困境，即呈現(xiàn)出綠肥種植意愿與行為悖離的現(xiàn)象。農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離帶來了一些問題，如常規(guī)的通過改變農(nóng)戶意愿進而影響其行為的政策工具失靈，這使得對農(nóng)戶綠肥種植行為的調(diào)控變得十分困難;再者，長期的意愿與行為不一致會造

4、成“悖離慣性”的產(chǎn)生，“悖離慣性”將導致農(nóng)戶行為長期偏離政策目標，即使政府施加干預(yù)，也很難在短期內(nèi)對這種不利的狀態(tài)進行糾正。因此，深入探究農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的發(fā)生機制，對于引導農(nóng)戶意愿向?qū)嶋H行為的有效轉(zhuǎn)化具有重要的意義。具體而言，本文將重點圍繞如下兩個問題進行探討：一是農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響因素有哪些？二是這些因素具體是通過怎樣的路徑發(fā)揮作用的？二、理論框架與研究假設(shè)迄今為止，基于意愿與行為悖離視角進行農(nóng)戶行為分析的研究已取得了一定成果。有學者在清潔能源應(yīng)用1、生活垃圾分類 2、低碳旅游 3等方面展開了研究，發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶參與意愿與行為的因素不盡相同，進而造成悖離現(xiàn)象的發(fā)生。在

5、農(nóng)業(yè)決策方面，學者們探究了農(nóng)戶在農(nóng)地整治權(quán)屬調(diào)整 4、種植結(jié)構(gòu)調(diào)整 5、農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)采納 6、小型農(nóng)田水利建設(shè) 7、綠色農(nóng)資購買 8等方面的意愿與行為悖離問題。這些研究大多指出預(yù)期收益（或價值認知）和外部激勵是影響意愿的關(guān)鍵因素，而農(nóng)戶的稟賦約束是造成意愿與行為差異的根本原因。理性小農(nóng)學派認為，農(nóng)戶是理性經(jīng)濟人，在競爭的市場機制中農(nóng)戶決策行為完全是有理性的，即全部行動的最終目的是追求經(jīng)濟利潤。在改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的過程中，如果農(nóng)戶認識到新的要素投入能保證更多的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和收益，趨利的農(nóng)戶就會去追求更大利潤9。當農(nóng)戶對這種新的要素產(chǎn)生需求時，也就隨即產(chǎn)生了相應(yīng)的意愿;同樣，如果外部激勵，特別是來自政府的

6、農(nóng)業(yè)政策能夠給農(nóng)戶經(jīng)濟福利帶來改善，那么農(nóng)戶也會更傾向于投身于政府引導的農(nóng)業(yè)實踐中來。然而，農(nóng)戶是否進一步采取實際行動，則需要在意愿基礎(chǔ)上對多方面因素進行全面而理性的考量?？梢姡c經(jīng)濟效益和政府掛鉤的因素以及農(nóng)戶自身的稟賦條件直接影響了農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的一致性關(guān)系。（一） 價值認知農(nóng)戶對事物本質(zhì)的認知水平顯著影響其相關(guān)行為決策，如劉洪彬等（2018）10研究指出，農(nóng)戶認知是影響其耕地保護決策的關(guān)鍵因素;高延雷等（2017）11認為，風險認知是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)保險購買行為的重要決定因子。在本文中，農(nóng)戶對綠肥的認知主要體現(xiàn)在對綠肥價值的了解程度。綠肥價值包括經(jīng)濟價值和生態(tài)價值。經(jīng)濟價值主要包括增產(chǎn)、

7、提質(zhì)和化肥減施，綠肥在這3個方面的經(jīng)濟價值，契合了農(nóng)戶通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最大限度獲取經(jīng)濟收益的目標，農(nóng)戶對綠肥經(jīng)濟價值認知越深刻，在綠色可持續(xù)的綠肥種植意愿與行為上越趨于一致。綠肥的生態(tài)價值主要涉及地力提升、水土保持、空氣凈化、生物多樣性等方面。農(nóng)戶對綠肥的生態(tài)價值了解程度直接影響到其綠肥種植情況，若對綠肥的生態(tài)價值缺乏了解，農(nóng)戶在為什么要種植綠肥、如何有目的地安排綠肥種植計劃等方面就會出現(xiàn)困難。基于以上分析，提出如下假設(shè)。H1：隨著農(nóng)戶對綠肥經(jīng)濟價值認知的深化，其種植意愿與行為發(fā)生悖離的可能性降低。H2：隨著農(nóng)戶對綠肥生態(tài)價值認知的深化，其種植意愿與行為發(fā)生悖離的可能性降低。（二）政府政策生態(tài)補償

8、政策是政府引導農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為最常見的經(jīng)濟激勵措施之一。同時，已有研究發(fā)現(xiàn)，政府的生態(tài)補償政策對于調(diào)節(jié)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為之間的不一致具有顯著的作用。如文清（2018）12研究指出，生態(tài)補償可以激勵林區(qū)農(nóng)戶森林保護意愿向行為的轉(zhuǎn)化;黃曉慧等（2020）13則發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補償政策對資本稟賦、生態(tài)認知對水土保持技術(shù)采用及采用程度的影響具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。生態(tài)補償?shù)谋举|(zhì)是政府財政資金以適當?shù)男问竭M行的轉(zhuǎn)移支付，因此，生態(tài)補償?shù)臉藴屎蛯嵤┑姆绞娇梢杂绊懙缴鷳B(tài)補償政策的效率。農(nóng)戶對政府生態(tài)補償?shù)臉藴屎头绞皆綕M意，激勵農(nóng)戶將已經(jīng)存在的綠肥種植意愿轉(zhuǎn)化為實際行為的動力越足。對農(nóng)民開展專業(yè)技術(shù)培訓是政府引導

9、農(nóng)戶意愿與行為保持一致的另一重要舉措。Gao et al.（2017）在揭示農(nóng)戶綠色防控技術(shù)采納行為的影響因素時，指出技術(shù)培訓能夠顯著促進其采納意愿向采納行為的轉(zhuǎn)化?；诖?，本文預(yù)期技術(shù)培訓同樣會對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離有負向影響。基于以上分析，提出如下假設(shè)。H3：農(nóng)戶對生態(tài)補償標準的滿意度及其意愿與行為悖離存在負向關(guān)聯(lián)關(guān)系。H4：農(nóng)戶對生態(tài)補償方式的滿意度及其意愿與行為悖離存在負向關(guān)聯(lián)關(guān)系。H5：與未接受過綠肥技術(shù)培訓的農(nóng)戶相比，接受過培訓的農(nóng)戶意愿與行為發(fā)生悖離的可能性更小。（三）農(nóng)戶稟賦任何農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動都需要一定的多種形式的資本稟賦作為支撐，如人力資本、物化資本或資金，然而，由于異

10、質(zhì)性農(nóng)戶的家庭資本稟賦存在顯著差異，導致大部分農(nóng)戶在進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時，往往都會面臨某種或某幾種稟賦條件的約束。稟賦作為家庭成員和家庭單位與生俱來或后天獲取的資源和能力，是制約主體行為決策最直接的因素14。農(nóng)戶稟賦可以影響農(nóng)戶的決策效率，甚至改變決策結(jié)果。已有研究也從多方面、多角度驗證了上述結(jié)論15-16。本文將從受訪者的個體稟賦、農(nóng)戶家庭稟賦、經(jīng)營稟賦、社會稟賦、自然稟賦共5個方面探究稟賦因素對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為關(guān)系的問題。1.個體稟賦重點考察受訪者的性別、年齡、受教育程度和健康狀況等。性別不同決定了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動分工差異，男性勞動者一般會承擔主要的生產(chǎn)性勞動工作，相對更加了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)

11、的實際情況，對于種植綠肥更趨于理性。綠肥作為一種具有悠久歷史的肥源，無論是在價值特征還是使用方式，年齡稍長的農(nóng)戶均有更全面的了解。受教育程度越高的農(nóng)戶認知能力越強，越可能了解綠肥的價值，同時，高教育程度有利于農(nóng)戶在風險決策中獲取更大的利潤，因此其更可能采納實際的綠肥種植行為。相較于施用化肥，種植綠肥需要農(nóng)戶付出更多的體力勞動和勞動時間，從而對農(nóng)戶的身體健康狀況提出了進一步要求。因此，可預(yù)期：男性綠肥種植的意愿與行為更可能發(fā)生悖離，年齡、受教育水平和健康狀況對農(nóng)戶綠肥種植的意愿與行為悖離有負向作用。2.家庭稟賦重點考察農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)勞動力、家庭農(nóng)業(yè)收入和耕地面積等。家庭農(nóng)業(yè)勞動力越多、農(nóng)業(yè)收入越

12、高、耕地面積越大，反映出農(nóng)業(yè)在家庭經(jīng)濟中的地位越高，農(nóng)戶以經(jīng)營農(nóng)業(yè)為主，對農(nóng)業(yè)加強投資以促進可持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)實需求越強，采納綠肥種植等綠色生產(chǎn)方式或措施的可能性也越高。據(jù)此，可做出如下預(yù)期：家庭農(nóng)業(yè)勞動力和耕地面積對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離有正向影響，而農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶綠肥種植的意愿與行為悖離有負向作用。3.經(jīng)營稟賦重點考察耕地性質(zhì)和是否兼業(yè)經(jīng)營，其中，耕地性質(zhì)有全部自有、以自有地為主和以承包地為主3種。與經(jīng)營承包地的農(nóng)戶相比，經(jīng)營自有耕地的農(nóng)戶所具有的地權(quán)穩(wěn)定性會促使其更可能采取措施改善對家庭生計最基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。農(nóng)戶兼業(yè)的情況加劇了農(nóng)業(yè)勞動力質(zhì)量的下降，進而導致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的粗放經(jīng)營，缺乏對耕

13、地質(zhì)量保護的動機和種植綠肥的意愿;另一方面，兼業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶一般對農(nóng)業(yè)的依賴程度較小，他們不會把更多的精力和時間放在對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式進行改造方面，因此即使他們認識到種植綠肥對農(nóng)業(yè)的好處，一般也很少會付諸于行動。因此，可做出如下預(yù)期：耕地自有化程度越低，兼業(yè)經(jīng)營更可能導致農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離。4.社會稟賦重點考察家庭成員是否有村干部和黨員。和普通農(nóng)民相比，村干部和黨員一般文化水平和素質(zhì)都較高，對農(nóng)業(yè)環(huán)境和綠肥價值的感知能力較強。另一方面，村干部和黨員是政府政策在村集體層面的具體實施者和推動者，自身行為更可能與政府綠肥政策目標保持一致。如果家庭中存在具有村干部和黨員身份的成員，那么家庭綠肥種植

14、決策很可能受到影響。因此，可預(yù)期村干部和黨員身份對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離有負向作用。5.自然稟賦主要包括土地細碎化和地貌類型。土地細碎化加劇了農(nóng)業(yè)機械的難度，提高了機械使用成本，在綠肥種植對機械依賴性較高的情況下，即使農(nóng)民認識到綠肥的價值，也很難有條件采取行動。農(nóng)地越平整，則耕作難度越小，生產(chǎn)成本越低，農(nóng)民便具備了把心中所想付諸實踐的前提條件。因此，預(yù)期土地細碎化程度越低、耕地越平坦，農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為越趨于一致。歸納上述分析，提出如下假設(shè)。H6：綠肥種植意愿與行為悖離受農(nóng)戶稟賦的影響。H6-1：男性、經(jīng)營承包地、兼業(yè)經(jīng)營以及土地細碎化更可能造成農(nóng)戶意愿與行為的悖離。H6-2：年齡稍長

15、、受教育水平較高、身體健康狀況良好、擁有村干部和黨員身份、家庭農(nóng)業(yè)勞動力豐富、耕地面積較大、農(nóng)業(yè)收入較高、耕作條件良好，更可能引發(fā)一致性行為。三、方法、數(shù)據(jù)與變量（一）研究方法農(nóng)戶在綠肥種植意愿與行為決策過程中，會受到較多因素的影響，深層次分析各影響因素間的邏輯層次關(guān)系，對研究如何提高農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為有重要的理論價值和實際意義。由于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為是否悖離是一個二元選擇問題，因此本文將選用Logit 模型對其影響因素進行回歸分析;至于對各影響因素層級關(guān)系的分析，將運用ISM模型開展。1.Logit模型（1）模型構(gòu)建。本研究的被解釋變量為農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為是否悖離，是一個二分類變

16、量，因此可采用二元Logit模型進行分析。二分類Logit模型為：其中，xi為模型的自變量;0是模型的截距項;k是自變量對應(yīng)的回歸系數(shù)。Pi為第i種類型發(fā)生的概率，為隨機擾動項。為了理解農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離模型中回歸參數(shù)的含義，需要對優(yōu)勢（Odds）和優(yōu)勢比（Odds Ratios）做出說明。對公式（1）等號兩邊同時取以自然對數(shù)e為底的指數(shù)，可得：公式（3）表明，變量x1每改變1個單位，農(nóng)戶的綠肥種植意愿與行為悖離的優(yōu)勢與改變前的優(yōu)勢比值為exp（1）。（2）多重共線性檢驗。為避免自變量間的多重共線性問題影響模型估計結(jié)果，在模型估計之前，本文運用條件指數(shù)（CI）指標和方差膨脹因子（VIF

17、）值對自變量進行多重共線性檢驗。判斷的基本原則為：當 CI100時，多重共線性很嚴重;當 10CICI10時，變量之間不存在多重共線性或共線性較弱。2.ISM模型解釋結(jié)構(gòu)模型（ISM）是一種利用關(guān)聯(lián)矩陣確定主（次）要因素及其關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)的模型17。本文將運用ISM模型分析影響農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的核心因素之間的關(guān)聯(lián)性和層次性。ISM模型的具體操作步驟如下18-19：第一步，確定鄰接矩陣R。假設(shè)有k個顯著的影響因素;S0為農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的情況;Si（Sj）表示第i（j）個顯著影響因素;鄰接矩陣R的構(gòu)成元素如下：第二步，確定可達矩陣M。由公式（5）計算可得。第三步，確定各因素的層級。

18、根據(jù)公式（6）將可達矩陣分成可達集P（Si）和前因集Q（Si），且均表示可達矩陣中從因素Si出發(fā)可以到達的全部因素的集合，其中mij和mji均表示可達矩陣中的因素。由公式（7）確定最高層（L1）及其包含的影響因素，然后確定其他層次因素。（二）數(shù)據(jù)獲取本文數(shù)據(jù)來源于課題組對南方稻區(qū)的湖南、江西、廣西、安徽和河南五省（區(qū)）的實地調(diào)查。2018年10月2019年4月之間，農(nóng)戶調(diào)查共開展了3次。由于各地人口規(guī)模和綠肥推廣情況不同，農(nóng)戶調(diào)查采用不成比例的隨機抽樣的方式開展。其中，第一次農(nóng)戶調(diào)查開展時間為2018年10月2日10月16日，地點為廣西南寧市和桂林市的西鄉(xiāng)塘、雁山、灌陽3縣（區(qū)）;第二次調(diào)查開

19、展時間為2018年11月5日12月16日，地點為湖南長沙市長沙縣、益陽市赫山區(qū)及株洲市醴陵市以及江西南昌市南昌縣、宜春市豐城市及宜春市高安市;第三次調(diào)查開展時間為2019年3月22日4月17日，調(diào)查地點為河南信陽市光山縣以及安徽蕪湖市和馬鞍山市的南陵、繁昌、當涂3縣（市）;由于河南只有信陽市在地理區(qū)位上屬于南方稻區(qū)，因此，課題組僅選擇了信陽市的1個樣本縣。具體的調(diào)查方案為：在每個縣（區(qū)）隨機抽取13個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取34個村，在每個村隨機抽取815個實際從事糧食生產(chǎn)經(jīng)營的農(nóng)戶;3次調(diào)研共獲得有效問卷1 217份。需要指出的是，本文農(nóng)戶調(diào)查對象均為實際從事農(nóng)業(yè)勞動并全程參與家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策

20、的成員。而調(diào)查時間的選擇受綠肥種植與生長周期的影響，一般而言，南方稻區(qū)水稻紫云英輪作模式下，綠肥會在每年的9月底或10月初播種，下一年3月底或4月初在紫云英盛花期刈割、翻壓還田。因此，2018年10月2019年4月所開展的調(diào)查，實際上調(diào)查的是2018年綠肥的種植情況，收集的也是2018年的農(nóng)戶數(shù)據(jù)。此外，3次農(nóng)戶調(diào)查時間實際上也正對應(yīng)著綠肥生長周期中的播種生長管理翻壓還田3個階段，便于課題組深入現(xiàn)場、更為直觀地觀察和收集一手信息。（三）變量選擇及描述性統(tǒng)計本文把農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離定義為：農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中表現(xiàn)出種植綠肥的意愿和想法，但未能采取實際行動，即在意愿和行為上表現(xiàn)出不一致的

21、現(xiàn)象。根據(jù)這一定義，本文的研究樣本應(yīng)為那些具有綠肥種植意愿的農(nóng)戶。統(tǒng)計分析顯示，在1 217個樣本中，有854個樣本農(nóng)戶具有綠肥種植意愿，本文將基于這部分樣本開展實證分析。在農(nóng)戶存在綠肥種植意愿的前提下，如果沒有綠肥種植行為，則定義為存在悖離現(xiàn)象，即y=1;若農(nóng)戶有綠肥種植行為，則定義為未悖離，即y=0。具體各變量定義及描述性統(tǒng)計如表1所示。四、結(jié)果及分析（一）多重共線性檢驗從表2中多重共線性檢驗結(jié)果可以看出，各自變量的VIF值最大為1.96，遠小于10的臨界值;而CI指數(shù)最大為3.01，同樣小于10;說明無論是從VIF還是CI來看，各自變量之間不存在多重共線性或共線性較弱，不會對模型擬合帶來

22、影響。因此，本文所選指標切實可行。（二）模型總體檢驗表3為依據(jù)極大似然估計法和SPSS的Enter策略得到的Logit模型的總體檢驗結(jié)果，包括對回歸方程顯著性檢驗和回歸方程擬合優(yōu)度檢驗。結(jié)果顯示，-2倍的對數(shù)似然值為915.311，因此模型通過了似然比檢驗。Nagelkerke R2統(tǒng)計量的值接近1，方程的擬合優(yōu)度較高;Hosmer-Lemeshow統(tǒng)計量接近于0，同樣驗證了較好的擬合效果。表3中統(tǒng)計量表明，農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離模型通過總體檢驗。（三）模型估計結(jié)果1.樣本農(nóng)戶及受訪者的基本特征表4給出了樣本農(nóng)戶及受訪者的基本特征。從性別來看，受訪者中男性占據(jù)絕大多數(shù);從年齡來看，以50歲

23、及以上年齡段的中老年為主，40歲以下的青年比例較低，與中國農(nóng)村人口老齡化的事實相符;從受教育程度來看，以初中及以下為主，接受過高等教育的受訪者較少，這反映出當前農(nóng)村居民文化素質(zhì)仍然普遍較低的事實;從健康狀況來看，絕大部分受訪者身體健康，身體較差的受訪者僅占10.32%;從家庭農(nóng)業(yè)勞動力來看，一半以上為34人規(guī)模的家庭，其次為12人規(guī)模的家庭，而7人以上的大規(guī)模家庭較少;從家庭農(nóng)業(yè)收入來看，家庭年農(nóng)業(yè)收入在6萬元以下的農(nóng)戶占比約為70%，其中不足3萬元的占37.59%，說明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入不高的現(xiàn)狀仍沒有得到明顯改觀。2.農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的影響因素對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的實證模型進行

24、回歸估計，結(jié)果如表5所示。不考慮常數(shù)項的情況下，農(nóng)戶對化肥減施價值和地力提升價值的認知，對生態(tài)補償標準的滿意度，受訪者的受教育程度、健康狀況，家庭中是否有村干部、耕地全部自有、是否兼業(yè)經(jīng)營以及土地細碎化程度共9個變量通過了顯著性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶認知、資本稟賦以及政府激勵方面尚有一些變量沒有通過顯著性檢驗，有待進一步討論。由上述結(jié)果可以看出，Enter策略下有20個變量雖然被強行納入到方程中，但它們對農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離并沒有顯著的影響。為此，本研究采用基于最大似然估計的向后逐步篩選策略（向后：LR）對模型做進一步分析，結(jié)果如表6所示。路徑二：健康狀況兼業(yè)經(jīng)營/自有地兼業(yè)經(jīng)營、土地細碎

25、化補償標準滿意度農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。首先，身體健康狀況和是否經(jīng)營自有地作為兩個根源因素影響了農(nóng)戶的兼業(yè)經(jīng)營情況，同時是否經(jīng)營自有地還是土地細碎化的根源因素。通常情況下，在農(nóng)村務(wù)農(nóng)的受訪者身體越健康，其從事農(nóng)業(yè)勞動的人力資本越豐富，越可能把更多的精力和時間投入到農(nóng)業(yè)中;經(jīng)營自有地的農(nóng)戶，由于家庭耕地面積狹小而分散、其更可能進行兼業(yè)化生產(chǎn)。其次，兼業(yè)經(jīng)營和土地細碎化作為兩個間接因素共同影響農(nóng)戶對當前綠肥生態(tài)補償標準的滿意度。比如，兼業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶綠肥種植的機會成本較高，這不利于提高農(nóng)戶對現(xiàn)在補償標準的滿意度;土地細碎化程度越高，綠肥種植輕簡化技術(shù)采用越困難、種植成本越高，使農(nóng)戶對當然補償標準

26、滿意越困難。最終，農(nóng)戶對當前綠肥補償標準滿意度成為影響其綠肥種植意愿與行為悖離與否的直接因素。農(nóng)戶綠肥種植行為是農(nóng)戶與政府動態(tài)博弈的均衡結(jié)果。在博弈過程中，農(nóng)戶追求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的利潤最大化，政府則在承擔農(nóng)戶行為激勵職能的同時追求農(nóng)業(yè)生態(tài)效益最大化20。如果政府的激勵作用發(fā)揮不到位，農(nóng)戶就將失去與政府博弈的耐心。此時，農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的“按鈕”將被開啟，一旦這種悖離形成慣性，就很難再恢復(fù)到原有的均衡狀態(tài)。因此，政府合理的經(jīng)濟激勵，或?qū)で筇娲缘摹⑹袌龌獠考罘桨?，是維持農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為一致性的關(guān)鍵。五、結(jié)論與政策啟示農(nóng)戶作為綠肥種植的關(guān)鍵主體，其行為決策直接影響著綠肥推廣效果。然而

27、，受多種因素的制約，當前農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為存在悖離的現(xiàn)象，這對政府綠肥養(yǎng)地目標的實現(xiàn)帶來很大障礙。本文利用湘、贛、桂、皖、豫五?。▍^(qū)）854戶農(nóng)戶實地調(diào)查數(shù)據(jù)，基于Logit-ISM模型，分析農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的發(fā)生機制，探討悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的具體過程。結(jié)果表明：總樣本中有51.6%的農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為發(fā)生了悖離。農(nóng)戶對化肥減施價值和地力提升價值的認知、對政府生態(tài)補償標準滿意度、受訪者的健康狀況以及經(jīng)營自有地、村干部6個變量對農(nóng)戶意愿與行為的悖離具有顯著負向影響，而受教育程度、兼業(yè)經(jīng)營、土地細碎化變量對其意愿與行為悖離具有顯著正向影響。前述9個變量中，健康狀況、經(jīng)營自有地是影響農(nóng)戶

28、綠肥種植意愿與行為悖離的深層根源因素;受教育程度、村干部、是否兼業(yè)經(jīng)營、土地細碎化程度是影響農(nóng)戶意愿與行為悖離的中間層間接因素;對化肥減施價值和地力提升價值的認知以及對當前綠肥生態(tài)補償標準的滿意度是影響農(nóng)戶意愿與行為悖離的直接驅(qū)動因素。農(nóng)戶意愿與行為悖離過程如下：路徑一為村干部、受教育程度化肥減施價值認知、地力提升價值認知農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離;路徑二為健康狀況兼業(yè)經(jīng)營/自有地兼業(yè)經(jīng)營、土地細碎化 補償標準滿意度農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離。基于以上研究結(jié)論，得出如下政策啟示：第一，優(yōu)先選擇經(jīng)營自有地、非兼業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶作為綠肥種植推廣的潛在目標，通過推進這些農(nóng)戶進行適度規(guī)模經(jīng)營和專業(yè)化生產(chǎn)，

29、提高其對經(jīng)營農(nóng)業(yè)的收益期望和改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可持續(xù)性的態(tài)度;第二，充分發(fā)揮村干部在村莊集體內(nèi)部的組織、帶頭作用，通過組織農(nóng)戶培訓、親身示范，帶動農(nóng)民積極參與綠肥種植實踐;第三，政府通過集中宣講、發(fā)放手冊等方式增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)環(huán)境知識，同時，以建立示范基地、現(xiàn)場實驗等方式向農(nóng)民直觀展示種植綠肥的好處，并將實驗結(jié)果量化后及時告知農(nóng)戶，提高農(nóng)戶對綠肥經(jīng)濟與生態(tài)價值的全面認知;第四，進一步優(yōu)化政府綠肥種植生態(tài)政策，特別是及時調(diào)整補償標準，使其與當?shù)厣鐣?jīng)濟發(fā)展水平及農(nóng)戶需求相匹配，以實現(xiàn)農(nóng)戶激勵效應(yīng)最大化。Reference1劉長進，滕玉華，張軼之.農(nóng)村居民清潔能源應(yīng)用意愿與行為一致性分析基于江西省的調(diào)查數(shù)

30、據(jù)J.湖南農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2017，18（6）：13-19.2許增巍，姚順波，苗珊珊.意愿與行為的悖離：農(nóng)村生活垃圾集中處理農(nóng)戶支付意愿與支付行為影響因素研究J.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2016，30（2）：1-6.3劉亞萍，劉慶.低碳旅游認知和意愿與行為差異分析基于南寧市兩組不同人群的實證分析J.人文地理，2013，28（4）：132-139.4王梅，汪文雄.農(nóng)地整治權(quán)屬調(diào)整中農(nóng)戶認知與行為的一致性研究J.資源科學，2018，40（1）：53-63.5余志剛，張靚.農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整意愿與行為差異基于黑龍江省341個玉米種植農(nóng)戶的調(diào)查J.南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2018，18（4）：137-145，160.6余威震，羅小鋒，李容容，等.綠色認知視角下農(nóng)戶綠色技術(shù)采納意愿與行為悖離研究J.資源科學，2017，3