農(nóng)戶化肥減量行為動(dòng)力機(jī)制研究*
——基于山西運(yùn)城地區(qū)蘋果種植戶調(diào)研

李樹強(qiáng)，葛顏祥

（山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)管學(xué)院，泰安 271018）

0 引言

為了解決過量施肥導(dǎo)致的環(huán)境問題，我國(guó)政府多次強(qiáng)調(diào)控制化肥的施用量。2015 年原農(nóng)業(yè)部印發(fā)《到2020 年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》以及2019 年“中央一號(hào)文件”再次提出“開展農(nóng)業(yè)節(jié)肥節(jié)藥行動(dòng)，實(shí)現(xiàn)化肥農(nóng)藥使用量負(fù)增長(zhǎng)”，以期實(shí)現(xiàn)化肥施用量“零增長(zhǎng)”向“負(fù)增長(zhǎng)”轉(zhuǎn)變。然而在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，農(nóng)戶生產(chǎn)目標(biāo)與農(nóng)業(yè)化肥減量發(fā)展目標(biāo)存在偏差。實(shí)際施肥決策者——農(nóng)戶往往追求經(jīng)濟(jì)利益最大化，較少考慮甚至忽視化肥施用量對(duì)環(huán)境與生態(tài)安全影響，在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中投入過量的化肥行為造成了嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)面源污染[1-3]。在對(duì)果農(nóng)施肥情況及減量意愿的實(shí)地走訪中，發(fā)現(xiàn)果農(nóng)普遍存在“低意愿、少行為”和部分“有意愿、無行為”的現(xiàn)象。因此亟需構(gòu)建一個(gè)促使農(nóng)戶化肥減量的動(dòng)力機(jī)制，調(diào)動(dòng)農(nóng)戶化肥減量積極性，協(xié)調(diào)農(nóng)戶生產(chǎn)目標(biāo)和農(nóng)業(yè)化肥減量發(fā)展的目標(biāo)相統(tǒng)一，從而實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥用量“負(fù)增長(zhǎng)”的目標(biāo)。

1 文獻(xiàn)綜述

化肥減量是減少農(nóng)業(yè)面源污染，保護(hù)生態(tài)環(huán)境的有效措施。因此化肥減量的研究一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)話題。有關(guān)化肥減量的動(dòng)力機(jī)制的研究主要集中在以下四方面。

（1）研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)組織，包括訂單式農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)合作社以及新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)部門等。加入合作社的農(nóng)戶在一定程度上受到組織內(nèi)部的約束，從而減少了農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的盲目性，并提升了其組織性和計(jì)劃性[4]。訂單式農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織比農(nóng)業(yè)合作社對(duì)農(nóng)戶化肥施用量影響更加顯著，訂單式的組織通常對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量要求嚴(yán)格，農(nóng)戶為生產(chǎn)出符合合同的農(nóng)產(chǎn)品，會(huì)更加控制施肥量。新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)部門通過優(yōu)化化肥結(jié)構(gòu)以及提供規(guī)范化和精準(zhǔn)化生產(chǎn)服務(wù)，有效實(shí)現(xiàn)化肥減量[5]。合作社對(duì)農(nóng)戶的約束力則沒有訂單式組織那么強(qiáng)，且合作社內(nèi)部管理松散，使其功能難以發(fā)揮。在實(shí)際生產(chǎn)中，農(nóng)戶往往為了能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品銷售加入合作社，所以為了提高產(chǎn)量而增加施肥量[6]。通過培育農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)部門，大規(guī)模規(guī)范化生產(chǎn)來實(shí)現(xiàn)化肥減量具有一定可行性，但我國(guó)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)特性決定服務(wù)需求受限，無法誘導(dǎo)專業(yè)化服務(wù)供給。

（2）研究消費(fèi)者對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的偏好，完善生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證制度，倒逼農(nóng)戶進(jìn)行轉(zhuǎn)型，采用清潔生產(chǎn)技術(shù)[7]。實(shí)際上，通過銷售綠色農(nóng)產(chǎn)品倒逼農(nóng)戶進(jìn)行轉(zhuǎn)型需要解決農(nóng)戶與消費(fèi)者之間信息不對(duì)稱的問題，否則就會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)。構(gòu)建全面可溯源的農(nóng)產(chǎn)品系統(tǒng)可以有效地解決交易中信息不對(duì)稱問題，但我國(guó)眾多農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體以小規(guī)模分散化經(jīng)營(yíng)為主，農(nóng)產(chǎn)品標(biāo)椎化、規(guī)?；a(chǎn)水平較低，建立溯源機(jī)制具有較大困難，所以依靠銷售綠色農(nóng)產(chǎn)品倒逼農(nóng)戶進(jìn)行轉(zhuǎn)型任重而道遠(yuǎn)[8]。

（3）研究農(nóng)戶化肥減量行為意愿的心理機(jī)制，通過“認(rèn)知—意愿—行為”對(duì)農(nóng)戶的生產(chǎn)決策進(jìn)行干預(yù)[9-10]。研究認(rèn)為農(nóng)戶的個(gè)體特征、風(fēng)險(xiǎn)感知、環(huán)保意識(shí)等因素會(huì)影響農(nóng)戶的減量施肥意愿與行為。學(xué)者普遍認(rèn)為過量施肥是由農(nóng)戶自身行為引起的，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為直接決定著農(nóng)業(yè)環(huán)境的污染程度[6]。農(nóng)戶的個(gè)體特征會(huì)對(duì)農(nóng)戶施肥行為產(chǎn)生影響，其中性別、年齡、文化程度、兼業(yè)化程度以及農(nóng)戶是否具有干部身份等會(huì)對(duì)實(shí)際施肥量產(chǎn)生影響。此外，農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避是導(dǎo)致農(nóng)戶過量施肥的一個(gè)重要原因[10]。農(nóng)戶對(duì)風(fēng)險(xiǎn)感知程度越高，越愿意投入更多的化肥。農(nóng)戶不當(dāng)施肥行為還與其環(huán)保意識(shí)有關(guān)，農(nóng)戶往往環(huán)保意識(shí)薄弱，容易忽視環(huán)境和生態(tài)安全，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中投入過量化肥造成了農(nóng)業(yè)面源污染[3]。

（4）研究農(nóng)業(yè)環(huán)境政策，如通過補(bǔ)貼、稅收等外源激勵(lì)手段改變農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)核算體系，激勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行化肥減量[11]。由于市場(chǎng)機(jī)制在調(diào)整要素投入的外部性問題上存在失靈，農(nóng)戶需要將外部環(huán)境成本納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)核算中，從根本上改變農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的成本收益核算體系，主要包括按照“誰(shuí)污染，誰(shuí)付費(fèi)”的原則，對(duì)農(nóng)戶征收化肥稅[7]和通過政府轉(zhuǎn)移支付、市場(chǎng)間接支付等方式給予化肥減量農(nóng)戶生態(tài)補(bǔ)償。但現(xiàn)行的政策激勵(lì)無法有效形成化肥減量的自我執(zhí)行機(jī)制，政府提供的各類補(bǔ)貼，只能誘發(fā)農(nóng)戶“有補(bǔ)貼即用、無補(bǔ)貼即?！钡臋C(jī)會(huì)主義行為[5]。一方面由于農(nóng)戶對(duì)地方政府提供補(bǔ)貼的需求大于對(duì)精準(zhǔn)施肥技術(shù)的需求，農(nóng)戶化肥減量技術(shù)需求內(nèi)生動(dòng)力不足，導(dǎo)致補(bǔ)貼機(jī)制難以真正起到作用[12]。另一方面在農(nóng)戶自由擇業(yè)與非農(nóng)轉(zhuǎn)移以及農(nóng)地小規(guī)模背景下，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入已不再是農(nóng)戶收入的主要來源，通過減量降低生產(chǎn)成本，不足以顯著改善農(nóng)戶收入，因而減量政策難以改變農(nóng)戶的行為決策[5]。顯然農(nóng)戶作為直接施肥主體，也是相關(guān)政策的最終落實(shí)者，其實(shí)際施肥行為是政府政策能否順利實(shí)現(xiàn)的重要保障。同時(shí)化肥減量是一種具有外部性的集體行動(dòng)，農(nóng)戶在實(shí)際減量過程中改善農(nóng)田生態(tài)環(huán)境卻無法得到相應(yīng)回報(bào)，同時(shí)還要面臨產(chǎn)量和市場(chǎng)的雙重風(fēng)險(xiǎn)，因此只有極少部分農(nóng)戶表現(xiàn)化肥減量行為[13]。文章重點(diǎn)研究農(nóng)戶化肥減量心理機(jī)制與政府減量激勵(lì)機(jī)制。

從已有關(guān)于農(nóng)戶化肥減量心理機(jī)制的研究來看，尚未發(fā)現(xiàn)基于農(nóng)戶從眾性行為這一角度研究化肥減量的心理機(jī)制。農(nóng)戶在行為決策時(shí)，既可以通過理性計(jì)算，也可以通過模仿他人，在不確定市場(chǎng)情景下，追隨模仿可以部分替代理性計(jì)算[14]。實(shí)際上，由于農(nóng)戶在施肥技術(shù)上普遍存在誤區(qū)，在化肥使用數(shù)量、化肥種類選擇、施肥時(shí)期上存在隨大流現(xiàn)象。即農(nóng)戶由于處于信息不完全和市場(chǎng)不確定的條件下，通常基于親緣、地緣、業(yè)緣的便利性，學(xué)習(xí)和模仿周邊農(nóng)戶施肥行為，表現(xiàn)出了一定的從眾性。關(guān)于政府減量激勵(lì)機(jī)制的研究則過分強(qiáng)調(diào)政府外源激勵(lì)作用，忽視了如減量技術(shù)、田間管理技術(shù)以及政府宣傳教育工作等內(nèi)源激勵(lì)的作用，導(dǎo)致農(nóng)戶缺乏持續(xù)減量動(dòng)力。對(duì)農(nóng)戶的教育培訓(xùn)是農(nóng)業(yè)面源污染治理的內(nèi)在動(dòng)力，應(yīng)重視政府教育引導(dǎo)與監(jiān)督約束措施的結(jié)合[13]。但實(shí)際中提供農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的一方通常是化肥供應(yīng)商，在利益驅(qū)使下，培訓(xùn)內(nèi)容主要以促進(jìn)化肥銷售為目標(biāo)，且較少涉及過量施肥污染環(huán)境的內(nèi)容，反而增加了施肥量[15]。

綜上，文章試圖構(gòu)建一個(gè)包括農(nóng)戶從眾性行為的心理機(jī)制和政府內(nèi)、外源激勵(lì)機(jī)制在內(nèi)的化肥減量動(dòng)力機(jī)制，綜合性的將影響農(nóng)戶化肥減量行為決策過程的內(nèi)生動(dòng)力和外生動(dòng)力引入一個(gè)系統(tǒng)，通過農(nóng)戶與政府的演化博弈及穩(wěn)態(tài)分析，說明該動(dòng)力機(jī)制的作用過程及穩(wěn)定性，最后運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)減量行為的動(dòng)力機(jī)制模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為促進(jìn)農(nóng)戶化肥減量行為和提高政策實(shí)施效率提供科學(xué)依據(jù)。

2 基于演化博弈的理論分析

化肥減量是一個(gè)具有外部性的集體行動(dòng)，政府和農(nóng)戶是主要參與主體，且雙方屬于有限理性和有限信息，策略調(diào)整的方式和速度有很大不同，是一個(gè)逐漸向優(yōu)勢(shì)策略轉(zhuǎn)變的漸近過程。農(nóng)戶與政府雙方都不可能通過一次博弈達(dá)成一致，而是在不斷選擇和調(diào)整自己的策略，最終找到最優(yōu)策略[16]。因此，運(yùn)用演化博弈理論研究農(nóng)戶與政府之間的合作問題比較貼近現(xiàn)實(shí)。

2.1 化肥減量動(dòng)力機(jī)制演化博弈3個(gè)基本假說

（1）減量?jī)?nèi)生動(dòng)力（從眾性行為）：演化博弈理論的一個(gè)基本內(nèi)容是個(gè)體通過相互之間的模仿、學(xué)習(xí)和突變等動(dòng)態(tài)過程來實(shí)現(xiàn)群體行為變化[17]。在有限理性和有限信息的條件下，農(nóng)戶的從眾性特點(diǎn)在博弈中作為化肥減量的內(nèi)生動(dòng)力，驅(qū)動(dòng)著農(nóng)戶選擇模仿收益高的施肥策略。具體化肥減量而言，多數(shù)農(nóng)戶由于獲取信息受限，無法準(zhǔn)確衡量化肥減量收益與損失，農(nóng)戶改變生產(chǎn)行為面臨較大風(fēng)險(xiǎn)，如果一些果農(nóng)采取化肥減量行為后，能夠較為顯著地增加了收益，其他農(nóng)戶就會(huì)增加減量意向進(jìn)行模仿，反之則不會(huì)?；诖?，提出假說H1。

H1：農(nóng)戶減量的從眾性行為會(huì)正向影響農(nóng)戶化肥減量意向。

（2）減量外生動(dòng)力（內(nèi)源激勵(lì)）：地方政府作為化肥減量的主導(dǎo)者，其主要利益要兼顧經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益。地方政府代表了一般社會(huì)公眾的利益，更加關(guān)注生態(tài)環(huán)境狀況，對(duì)減少化肥施用量，改善生態(tài)環(huán)境質(zhì)量有更高的訴求，所以在一定程度上，愿為農(nóng)戶提供化肥減量的相關(guān)激勵(lì)措施。對(duì)政府的激勵(lì)措施進(jìn)行以下區(qū)分：內(nèi)源激勵(lì)指政府對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行化肥減量技術(shù)的宣傳教育工作，包括向農(nóng)戶提供作物管理技術(shù)，協(xié)助農(nóng)戶測(cè)土配方，施用有機(jī)肥替代化肥等提供技術(shù)支持。內(nèi)源激勵(lì)會(huì)增強(qiáng)農(nóng)戶獲得政策支持和技術(shù)幫助的信心，在提高農(nóng)戶的減量認(rèn)知，促進(jìn)其減量行為具有直接、根本、持久的作用[18]。但減量技術(shù)推廣會(huì)受到技術(shù)易用性和有用性的影響，還會(huì)受到農(nóng)戶習(xí)慣性生產(chǎn)行為的阻力，所以內(nèi)源激勵(lì)對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為調(diào)整是一種長(zhǎng)期影響?；诖?，提出假說H2。

H2：政府內(nèi)源激勵(lì)會(huì)正向影響農(nóng)戶的化肥減量行為。

（3）減量外生動(dòng)力（外源激勵(lì)）外源激勵(lì)是一種應(yīng)用經(jīng)濟(jì)手段來激勵(lì)農(nóng)戶短期內(nèi)調(diào)整生產(chǎn)行為的有效措施，表現(xiàn)為政府鼓勵(lì)農(nóng)戶參與化肥減量行為，直接給予的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償或?qū)嵨镅a(bǔ)償。在一些發(fā)達(dá)國(guó)家，通過使用綠色農(nóng)業(yè)補(bǔ)償政策鼓勵(lì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)負(fù)外部性，取得了較好效果，但對(duì)于外源激勵(lì)政策對(duì)農(nóng)戶行為的作用路徑和程度缺少相關(guān)研究[19]。現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，與傳統(tǒng)的“命令型”環(huán)境治理政策相比，采用“激勵(lì)型”的生態(tài)補(bǔ)償政策的治理效果可能更好[20-22]。外源激勵(lì)在作用路徑和程度上不具有內(nèi)源激勵(lì)政策直接性和強(qiáng)制性，能夠增加農(nóng)戶收入，所以外源激勵(lì)的農(nóng)戶接受阻力較小，對(duì)具有減量意向但風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型的農(nóng)戶，更會(huì)起到極大的促進(jìn)作用。基于此，提出假說H3。

圖1 農(nóng)戶化肥減量行為動(dòng)力機(jī)制的理論模型

H3；外源激勵(lì)在減量意向到行為之間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

2.2 政府內(nèi)源激勵(lì)下農(nóng)戶化肥減量演化博弈模型設(shè)計(jì)

農(nóng)戶在博弈模型中的角色定位為執(zhí)行者，其主要利益是經(jīng)濟(jì)利益，博弈策略既可以選擇化肥減量，又可以選擇按傳統(tǒng)施肥量進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。地方政府扮演激勵(lì)者角色，直接與農(nóng)戶發(fā)生博弈關(guān)系，博弈策略為提供激勵(lì)或不激勵(lì)。政府采取激勵(lì)的策略，農(nóng)戶選擇化肥減量化策略，可以視為博弈主體之間的合作狀態(tài)。相反，地方政府選擇不提供激勵(lì)策略，農(nóng)戶選擇傳統(tǒng)施肥量進(jìn)行生產(chǎn)策略，可以視為博弈主體之間的不合作狀態(tài)。令A(yù)為農(nóng)戶采取化肥減量策略所帶來的長(zhǎng)期效益；C為農(nóng)戶選擇化肥減量而損失的機(jī)會(huì)成本，即農(nóng)戶傳統(tǒng)施肥下收益；B1為農(nóng)戶采取化肥減量策略時(shí)地方政府所獲的總收益；B2為農(nóng)戶采取傳統(tǒng)施肥量策略時(shí)地方政府的總收益；D1為地方政府給予農(nóng)戶內(nèi)源激勵(lì)的貨幣金額，D2為地方政府選擇外源激勵(lì)策略的貨幣金額，包括經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償E 和技術(shù)成本（政府用來鑒別農(nóng)戶是否減量的成本），T為農(nóng)戶減量而政府未激勵(lì)時(shí)政府的損失，長(zhǎng)期將降低政府執(zhí)政公信力，不利于地方政府的管理和服務(wù)。此外B1＞B2，對(duì)于政府來說化肥減量所帶來的效益要大于傳統(tǒng)施肥效益，否則地方政府不會(huì)采取激勵(lì)；T＞D1+D2，政府長(zhǎng)期公信力的損失較大，大于地方政府給予農(nóng)戶內(nèi)源激勵(lì)和外源激勵(lì)的貨幣金額。地方政府與農(nóng)戶的收益矩陣如表1所示。

表1 內(nèi)源激勵(lì)下地方政府和農(nóng)戶的博弈收益矩陣

2.3 化肥減量演化穩(wěn)定策略分析

假設(shè)地方政府采取內(nèi)源激勵(lì)的比重為x，不采取內(nèi)源激勵(lì)策略的比重為1-x。當(dāng)x為1 時(shí)，表示地方政府全部選擇內(nèi)源激勵(lì)策略；x為0 時(shí)，表示地方政府全部選擇不進(jìn)行內(nèi)源激勵(lì)的策略。同樣假設(shè)農(nóng)戶采取減量施肥的比重為y，采取傳統(tǒng)施肥策略的比重為1-y。當(dāng)y為1 時(shí)，表示農(nóng)戶全部選擇化肥減量策略，否則反之。地方政府選擇、不選擇內(nèi)源激勵(lì)策略的期望收益以及平均收益分別

地方政府采用內(nèi)源激勵(lì)策略的復(fù)制動(dòng)態(tài)方程為：

同理農(nóng)戶選擇化肥減量策略的復(fù)制動(dòng)態(tài)方程為：

為了檢驗(yàn)由地方政府與農(nóng)戶構(gòu)成的動(dòng)態(tài)博弈系統(tǒng)能否演進(jìn)為（內(nèi)源激勵(lì)—化肥減量）的穩(wěn)定狀態(tài)，對(duì)F(x)與F(y)兩式構(gòu)成博弈動(dòng)態(tài)復(fù)制系統(tǒng)的雅克比矩陣進(jìn)行分析。Friedman 提出用微分方程對(duì)一個(gè)群體狀態(tài)系統(tǒng)進(jìn)行描述時(shí)，可以根據(jù)該系統(tǒng)的雅克比矩陣行列和跡的值的正負(fù)情況確定其均衡點(diǎn)的穩(wěn)定性，即det.J＞0，tr.J＜0。所以該博弈群體均衡點(diǎn)的穩(wěn)定性可以用雅克比矩陣局部均衡點(diǎn)的穩(wěn)定分析。該博弈模型的雅克比矩陣為：

地方政府與農(nóng)戶博弈的最優(yōu)策略為（內(nèi)源激勵(lì)-化肥減量）是否是穩(wěn)定狀態(tài)？考慮x=1，y=1 時(shí)，是否滿足條件，det.J=(T-D1)(2A-2C) ＞0，tr.J=-(T-D1+2A-2C) ＜0。顯然，政府公信力的損失將遠(yuǎn)大于地方政府給予農(nóng)戶內(nèi)源激勵(lì)的貨幣金額，T＞D1；但由于農(nóng)戶采取化肥減量所帶來的長(zhǎng)期效益與其損失的機(jī)會(huì)成本之間大小關(guān)系難以判斷，故det.J符號(hào)未知，即策略（內(nèi)源激勵(lì)—化肥減量）不是穩(wěn)定狀態(tài)。因此，僅僅依靠地方政府內(nèi)源激勵(lì)和農(nóng)戶之間內(nèi)生減量動(dòng)力是無法實(shí)現(xiàn)最優(yōu)的穩(wěn)定均衡（內(nèi)源激勵(lì)—化肥減量），需要考慮引入政府外源激勵(lì)，通過生態(tài)補(bǔ)償手段保障農(nóng)戶化肥減量的收益，幫助農(nóng)戶降低風(fēng)險(xiǎn)，調(diào)動(dòng)農(nóng)戶化肥減量的積極性。

2.4 引入外源激勵(lì)下農(nóng)戶化肥減量演化博弈模型設(shè)計(jì)

在上述分析的模型基礎(chǔ)上引入外源激勵(lì)，由地方政府對(duì)選擇化肥減量策略的農(nóng)戶進(jìn)行物質(zhì)或經(jīng)濟(jì)激勵(lì)。在經(jīng)濟(jì)激勵(lì)刺激下，農(nóng)戶會(huì)衡量自身收益，規(guī)范施肥行為。地方政府與農(nóng)戶收益矩陣如表2所示。

表2 引入外源激勵(lì)下地方政府和農(nóng)戶的博弈收益矩陣

此時(shí)地方政府采取雙向激勵(lì)策略的復(fù)制動(dòng)態(tài)方程為：

2.5 復(fù)制動(dòng)態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定性分析

基于上述分析，可以得到以下5 個(gè)均衡點(diǎn)，根據(jù)該系統(tǒng)的雅克比矩陣det.J與tr.J的公式，分別計(jì)算不同均衡點(diǎn)的行列式和跡的正負(fù)情況，對(duì)5個(gè)均衡點(diǎn)的穩(wěn)定性進(jìn)行分析。在雙向激勵(lì)下，此時(shí)該系統(tǒng)的雅克比矩陣為：

滿足基本要求B1＞B、2T＞D1+D2的前提下，發(fā)現(xiàn)各均衡點(diǎn)的穩(wěn)定性取值取決于E+2A與2C的大小關(guān)系及A與C的大小關(guān)系，即政府給予農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償或?qū)嵨镅a(bǔ)償能否彌補(bǔ)化肥減量的長(zhǎng)期收益與機(jī)會(huì)成本之間差額和農(nóng)戶化肥減量長(zhǎng)期收益與機(jī)會(huì)成本關(guān)系。在3種不同的關(guān)系下，對(duì)各均衡點(diǎn)的穩(wěn)定性進(jìn)一步分析。研究發(fā)現(xiàn)，僅關(guān)系①和②時(shí)，即滿足條件E+2A＞2C，不論化肥減量長(zhǎng)期效益與損失的機(jī)會(huì)成本大小關(guān)系如何，均衡點(diǎn)(1,1)都具有較好的穩(wěn)定性（表3）。

表3 3種關(guān)系下的抗擾動(dòng)的穩(wěn)定性分析

在農(nóng)戶從眾性這一內(nèi)生減量動(dòng)力下，依靠地方政府內(nèi)源激勵(lì)農(nóng)戶減量，是無法實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定均衡的，必須引入外源激勵(lì)，才有可能達(dá)到（雙向激勵(lì)—化肥減量）的均衡狀態(tài)。理由如下：一是政府內(nèi)源激勵(lì)在一定條件下（A＞C），可以達(dá)到（內(nèi)源激勵(lì)—化肥減量）納什均衡狀態(tài)；但在（A＜C）的條件下，該收益矩陣的納什均衡為（不激勵(lì)—傳統(tǒng)施肥）（表1），內(nèi)源激勵(lì)無法保障農(nóng)戶化肥減量的收益，所以策略（內(nèi)源激勵(lì)—化肥減量）無法進(jìn)化為穩(wěn)定均衡。政府引入外源激勵(lì)后（E＞2C-2A），保障農(nóng)戶化肥減量的收益，策略（雙向激勵(lì)—化肥減量）任何條件下都是納什均衡狀態(tài)（表2），且都能進(jìn)化為穩(wěn)定策略（如表3）。二是從進(jìn)化穩(wěn)定策略的路徑分析可以看出，外源激勵(lì)在調(diào)節(jié)農(nóng)戶、政府策略選擇比重發(fā)揮著積極作用。隨著外源激勵(lì)D2的增加會(huì)增加，農(nóng)戶會(huì)以更高的比例選擇化肥減量策略，促使政府向雙向激勵(lì)演化；隨著外源激勵(lì)中經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償E增大，會(huì)減小，政府可以通過相對(duì)降低雙向激勵(lì)的比重，促使農(nóng)戶向化肥減量演化。

3 基于山西運(yùn)城果農(nóng)施肥行為的實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

2017年運(yùn)城市蘋果生產(chǎn)面積13.7萬hm2，年產(chǎn)量400萬t，其中萬榮縣、臨猗縣、平陸縣、芮城縣、鹽湖縣是運(yùn)城市5 個(gè)蘋果主要產(chǎn)區(qū)。2014 年3 月《山西省主體功能區(qū)規(guī)劃》出臺(tái)，運(yùn)城市臨猗縣、芮城縣、萬榮縣被定位為國(guó)家級(jí)限制開發(fā)的農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)，平陸縣重點(diǎn)生態(tài)區(qū)。作為兼顧農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境和果蔬經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要區(qū)域，具有一定的典型性和代表性。2019 年7—8 月團(tuán)隊(duì)對(duì)以上5 個(gè)蘋果主要產(chǎn)區(qū)分別采取隨機(jī)抽樣的方法進(jìn)行實(shí)地調(diào)研。為了保證調(diào)研數(shù)據(jù)的有效性和準(zhǔn)確性，調(diào)研采取入戶訪談的方式，受訪者為果樹施肥的主要決策人，面對(duì)面的對(duì)題項(xiàng)進(jìn)行解釋和問答，以確保問卷能夠盡可能真實(shí)準(zhǔn)確反映果農(nóng)實(shí)際情況。該次調(diào)研共發(fā)放問卷230份，回收有效問卷202份，問卷有效率87.8%。其中萬榮縣60份，臨猗縣48份，平陸縣40份，芮城縣與鹽湖縣共回收54份。

3.2 化肥減量動(dòng)力模型量表設(shè)計(jì)

借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[25-28]中觀測(cè)變量的設(shè)計(jì)方法并結(jié)合預(yù)調(diào)研中果農(nóng)回答的實(shí)際情況設(shè)計(jì)Likert 五級(jí)量表，經(jīng)過多次修改和完善設(shè)計(jì)了13 個(gè)題項(xiàng)，其中實(shí)際施肥量按照“高于最高標(biāo)準(zhǔn)”“最高標(biāo)準(zhǔn)”“平均水平”“最低標(biāo)準(zhǔn)”“低于最低標(biāo)準(zhǔn)”賦值1、2、3、4、5，政府激勵(lì)按照“是”“否”賦值1、0。其他觀測(cè)變量按照果農(nóng)回答“完全不贊同”“不太贊同”“一般”“比較贊同”“非常贊同”賦值1、2、3、4、5。上述變量的基本描述統(tǒng)計(jì)如表4 所示，在被解釋變量中，果農(nóng)減量意向的均值位于“一般”和“比較贊同”之間，表明存在一定程度的減量意向；減量行為中施肥量均值位于“最高標(biāo)準(zhǔn)”和“高于最高標(biāo)準(zhǔn)”之間，化肥購(gòu)買行為的均值位于“完全不贊同”和“不太贊同”之間，表明實(shí)際減量行為水平較低，表現(xiàn)出“低意愿、少行為”特點(diǎn)。在核心變量中，果農(nóng)從眾行為中均值技術(shù)人員＞周邊果農(nóng)＞親戚朋友；政府的內(nèi)源激勵(lì)和外源激勵(lì)程度普遍較低，均值較接近0。在其他變量中，減量稟賦均值位于“一般”水平，表明農(nóng)戶具有一定減量稟賦。

表4 相關(guān)變量及描述統(tǒng)計(jì)

3.3 樣本基本特征描述性分析

調(diào)查結(jié)果顯示，果樹主要施肥決策者以男性為主，占樣本總數(shù)67%，是女性人數(shù)的2倍（表5）；從決策者年齡來看，呈現(xiàn)一定老齡化特征，年齡在51～60 歲的被調(diào)查者占樣本總數(shù)49.5%，30～40 歲樣本占比不到5%；果農(nóng)職業(yè)大部分以純務(wù)農(nóng)為主，兼業(yè)果農(nóng)占比僅為24.26%；從受教育程度來看，果農(nóng)普遍學(xué)歷水平不高，以初中和小學(xué)為主，占比82.3%；從種植規(guī)模來看，果樹戶均種植面積0.727hm2，超過1.33hm2以上果農(nóng)僅占3.7%，表明果農(nóng)目前仍以小規(guī)模種植為主。

表5 樣本果農(nóng)基本個(gè)體特征

4 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

4.1 模型構(gòu)建

果農(nóng)化肥減量意向、減量行為、從眾行為和內(nèi)源、外源激勵(lì)等變量部分屬于農(nóng)戶的主觀認(rèn)知，難以直接測(cè)量，因此，該文選擇結(jié)構(gòu)方程模型研究果農(nóng)化肥減量行為影響機(jī)制。與其他的計(jì)量模型相比，結(jié)構(gòu)方程模型可以綜合處理多個(gè)因變量，并能夠同時(shí)估計(jì)觀測(cè)變量與潛變量以及各潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系、作用路徑、影響效應(yīng)。結(jié)構(gòu)方程模型一般由結(jié)構(gòu)模型式（10）和測(cè)量模型式（11）（12）構(gòu)成，具體方程為：

式（10）是潛在內(nèi)生變量與潛在外生變量的結(jié)構(gòu)模型，式（10）中η為內(nèi)生潛在變量，表示果農(nóng)化肥減量意向和化肥減量行為，ξ為外生潛在變量，表示果農(nóng)從眾行為、減量稟賦以及政府內(nèi)源激勵(lì)。β和Γ分別表示對(duì)應(yīng)變量的系數(shù)矩陣；式（11）（12）分別是內(nèi)生變量的測(cè)量模型和外生變量的測(cè)量模型，y和X各自表示對(duì)應(yīng)的觀測(cè)變量，Λy表示內(nèi)生觀測(cè)變量在內(nèi)生潛在變量上的因子載荷矩陣，Λx表示外生觀測(cè)變量在外生潛在變量上的因子載荷矩陣，ζ、ε、δ是各模型的誤差項(xiàng)。

4.2 量表的信效度檢驗(yàn)

（1）信度檢驗(yàn)。問卷的信度檢驗(yàn)是對(duì)調(diào)查問卷可靠度、一致性的說明，直接關(guān)系研究結(jié)果可靠度與有效性。根據(jù)Kline的研究，樣本量N和觀察變量q之間的比值N∶q應(yīng)為10∶1甚至是20∶1[29]，該文觀測(cè)變量q為13，樣本量N不得低于130份，實(shí)際N=202份為中等樣本量。結(jié)果顯示，問卷的整體Cronbach′s α系數(shù)值為0.889，表明問卷信度質(zhì)量高。各潛變量α系數(shù)值均大于0.6，表示信度可接受，各潛變量的組合信度介于0.745～0.892之間，均大于0.7，說明量表具有較好的一致性①信度檢驗(yàn)通常根據(jù)α 系數(shù)的大小進(jìn)行信度檢驗(yàn)，如果α 系數(shù)大于0.8，說明信度高；介于0.7～0.8，表示信度較好；介于0.6～0.7，則說明信度可接受；如果小于0.6，說明信度不佳。

（2）效度檢驗(yàn)。問卷的效度是指調(diào)查問卷能夠準(zhǔn)確測(cè)量的程度，效度檢驗(yàn)可以分為內(nèi)容效度檢驗(yàn)、收斂效度檢驗(yàn)和區(qū)別效度檢驗(yàn)。該文量表設(shè)計(jì)結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)研究以及預(yù)調(diào)研情況，對(duì)觀測(cè)變量的選擇以及問題設(shè)計(jì)進(jìn)行反復(fù)修改，以確保量表具有較好的內(nèi)容效度。該文用因子負(fù)荷量和平均方差抽取量和組合信度值來衡量量表的收斂效度。因素負(fù)荷量系數(shù)在0.567～0.924，均大于0.5，表明各潛在變量與觀測(cè)變量之間具有相關(guān)關(guān)系，5 個(gè)潛變量對(duì)應(yīng)的AVE 值全部大于0.5，且CR 值全部高于0.7，表明數(shù)據(jù)具有良好的收斂效度。通過驗(yàn)證性因子分析研究區(qū)別效度，5 個(gè)潛變量對(duì)應(yīng)的AVE 平方根值最小為0.726，大于變量間相關(guān)系數(shù)的最大值0.609，表明數(shù)據(jù)具有良好的區(qū)別效度。

4.3 模型整體適配度檢驗(yàn)

運(yùn)用Amos24.0 軟件，從絕對(duì)擬合指數(shù)、相對(duì)擬合指數(shù)、簡(jiǎn)約適配指數(shù)三個(gè)方面對(duì)模型整體適配度進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)合計(jì)劃行為理論與MI修正指標(biāo)，對(duì)模型進(jìn)行不斷修正，絕對(duì)擬合指數(shù)RMR沒有通過檢驗(yàn)，當(dāng)樣本數(shù)超過200 時(shí)還應(yīng)參考其他適配度指標(biāo)，如表6所示，其他相關(guān)指數(shù)指標(biāo)均通過檢驗(yàn)。綜上所述，最終認(rèn)為模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合度較好，且結(jié)果具有可靠性。

表6 模型整體適配度檢驗(yàn)

4.4 結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)結(jié)果分析

結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)結(jié)果如表7 所示，假說H1 和H2 都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。果農(nóng)化肥減量的內(nèi)生性動(dòng)力中，從眾行為對(duì)減量意向的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.387，說明果農(nóng)從眾性行為顯著地正向影響化肥減量意向，假說H1成立。其他控制變量中，果農(nóng)減量稟賦對(duì)減量意向的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.493，說明果農(nóng)的減量稟賦越強(qiáng)，農(nóng)戶的減量意向越大。果農(nóng)化肥減量的外生性動(dòng)力中，政府的內(nèi)源激勵(lì)對(duì)減量行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑為0.450，說明政府的內(nèi)源激勵(lì)顯著地正向影響農(nóng)戶減量行為，假說H2成立。在1%的顯著性水平下，內(nèi)源激勵(lì)對(duì)減量意向的影響未能通過檢驗(yàn)，說明內(nèi)源激勵(lì)對(duì)減量行為具有直接影響。

由于果農(nóng)身處一定社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，從眾性行為必然會(huì)受到周圍環(huán)境中不同群體的影響，從其模仿的對(duì)象選擇順序上來看鄰居貢獻(xiàn)度最大（0.789），其次是家人（0.773），再次是技術(shù)推廣人員（0.67）。農(nóng)技推廣人員對(duì)農(nóng)戶從眾性行為影響最小，一方面由于技術(shù)推廣員大部分是由化肥銷售商組成，農(nóng)戶對(duì)其缺乏信任。另一方面基層農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系基本癱瘓，公共服務(wù)尤其是技術(shù)服務(wù)嚴(yán)重缺位，未能對(duì)農(nóng)戶的生產(chǎn)進(jìn)行良好的指導(dǎo)[13]。政府對(duì)蘋果質(zhì)量檢測(cè)和政策宣傳對(duì)內(nèi)源激勵(lì)的貢獻(xiàn)度分別為0.600、0.867，即政府政策宣傳影響大于蘋果監(jiān)測(cè)檢測(cè)，由于政府檢測(cè)只能采取抽查的方式進(jìn)行，對(duì)大量的果農(nóng)行為難以形成強(qiáng)有力的約束，而政策宣傳相比政府檢測(cè)來說其影響范圍也更大，故政府主張化肥減量對(duì)果農(nóng)影響更大。在實(shí)地調(diào)查的農(nóng)戶回答中發(fā)現(xiàn)如表7，地方政府的內(nèi)源激勵(lì)和外源激勵(lì)普遍較低，對(duì)模型估計(jì)值大小可能會(huì)產(chǎn)生影響。

表7 結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)與檢驗(yàn)

4.5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析

為了進(jìn)一步說明化肥減量動(dòng)力機(jī)制的影響路徑，通過表8可知，減量意向在不同影響路徑下的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。在1%的顯著性水平下，減量意向分別在從眾性行為對(duì)減量行為和減量稟賦對(duì)減量行為的影響中發(fā)揮中介效應(yīng)，中介效應(yīng)值為0.145和0.185。農(nóng)戶的從眾性行為、減量稟賦的作用機(jī)制與已有研究相似，即通過“認(rèn)知—意愿—行為”對(duì)農(nóng)戶的生產(chǎn)決策進(jìn)行干預(yù)。在1%的顯著性水平下，在內(nèi)源激勵(lì)對(duì)減量行為的影響中，減量意向的中介效應(yīng)未能通過檢驗(yàn)，間接驗(yàn)證了假說H2，即由于地方政府的內(nèi)源激勵(lì)往往具有一定的規(guī)范性和制約性，所以會(huì)對(duì)果農(nóng)的實(shí)際施肥行為產(chǎn)生直接影響。

表8 標(biāo)準(zhǔn)化的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4.6 調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果分析

該文選擇果農(nóng)實(shí)際施肥行為作為因變量，果農(nóng)的化肥減量意向作為自變量（進(jìn)行中心化處理），外源激勵(lì)作為調(diào)節(jié)變量（進(jìn)行虛擬變量處理），控制變量包括果農(nóng)文化程度、是否兼業(yè)、蘋果種植面積和勞動(dòng)力人數(shù)。外源激勵(lì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果如表9所示。模型1僅包括自變量減量意向，即不考慮政府外源激勵(lì)的影響時(shí)化肥減量意向?qū)?shí)際減量行為影響程度，結(jié)果表明果農(nóng)減量意向會(huì)顯著地影響其實(shí)際施肥行為，影響方向?yàn)檎?。模? 在模型1 的基礎(chǔ)上加入了外源激勵(lì)這一調(diào)節(jié)變量，政府外源激勵(lì)在1%的顯著性水平下正向影響果農(nóng)實(shí)際減量行為。模型3作為核心模型，在模型2的基礎(chǔ)上加入外源激勵(lì)與減量意向的交互項(xiàng)，從表9 結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)外源激勵(lì)與減量意向的交互項(xiàng)在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，并且交互項(xiàng)的系數(shù)為0.519，說明政府的外源激勵(lì)在減量意向與減量行為中確實(shí)發(fā)揮著正向的調(diào)節(jié)作用。且從模型2 到模型3 的F 值變化（F=6.646,P=0.011＜0.005）也在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，同樣也表明了外源激勵(lì)具有調(diào)節(jié)作用，驗(yàn)證了假說H3。

表9 地方政府外源激勵(lì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

該文首先基于現(xiàn)有研究提出3個(gè)基本假說，構(gòu)建農(nóng)戶化肥減量行為動(dòng)力機(jī)制理論模型，借助演化博弈論證動(dòng)力機(jī)制的穩(wěn)定性，最后對(duì)假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。主要結(jié)論如下。

（1）僅在政府提供雙向激勵(lì)的基礎(chǔ)上，且滿足E＞2C-2A時(shí)，農(nóng)戶才會(huì)形成持續(xù)穩(wěn)定減量行為。

（2）農(nóng)戶減量的內(nèi)生動(dòng)力包括從眾性行為和減量稟賦，外生動(dòng)力包括地方政府內(nèi)源激勵(lì)和外源激勵(lì)。

（3）減量的內(nèi)生動(dòng)力通過影響減量意向間接影響減量行為，減量的外生動(dòng)力中內(nèi)源激勵(lì)直接影響減量行為，外源激勵(lì)在減量意向與行為之間發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。不足之處，由于樣本地區(qū)尚未實(shí)施生態(tài)補(bǔ)償政策，僅采用農(nóng)戶對(duì)生態(tài)補(bǔ)償政策認(rèn)知進(jìn)行估計(jì)，導(dǎo)致調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可能偏小，且未能確定博弈中關(guān)鍵量（生態(tài)補(bǔ)償額）E大小。

5.2 建議

（1）增強(qiáng)農(nóng)戶減量?jī)?nèi)生動(dòng)力。一是完善基層農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系建設(shè)，地方政府應(yīng)積極提供技術(shù)服務(wù)等公共服務(wù)；二是建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)化果園，為農(nóng)戶提供正確的學(xué)習(xí)對(duì)象，通過示范效應(yīng)帶動(dòng)周邊農(nóng)戶積極參與化肥減量；三是增加農(nóng)戶稟賦能力，加大化肥減量技術(shù)的推廣，組織相關(guān)施肥技術(shù)培訓(xùn)。

（2）充分發(fā)揮減量外生動(dòng)力。一是持續(xù)進(jìn)行減量?jī)?nèi)源激勵(lì)，政府應(yīng)當(dāng)發(fā)揮主導(dǎo)作用，加大地方政府對(duì)化肥減量增效技術(shù)的宣傳教育，多渠道傳播施肥信息，同時(shí)加大測(cè)土配肥力度，為化肥減量提供科學(xué)依據(jù)。二是盡快落實(shí)化肥減量外源激勵(lì)政策。以生態(tài)補(bǔ)償政策為例，明確補(bǔ)償?shù)臉?biāo)準(zhǔn)、補(bǔ)償?shù)姆绞揭约把a(bǔ)償?shù)膩碓吹认嚓P(guān)問題，細(xì)化補(bǔ)償資金的安排和使用，構(gòu)建符合現(xiàn)實(shí)并可操作的生態(tài)補(bǔ)償體系。