農(nóng)戶政治身份對綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的引領(lǐng)效應

薛 彩 霞

(西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

引 言

2020年6月中國農(nóng)科院發(fā)布的《中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展報告2019》顯示,2012-2018年全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)從73.46提升至76.12,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式持續(xù)由黑色發(fā)展向綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型,這得益于中國政府對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的政策推動[1],但也離不開廣大農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策的認同和執(zhí)行。小農(nóng)戶家庭經(jīng)營是中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本面,它決定了中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展需實行“以點帶面、以面帶全”的發(fā)展策略。一些學者已經(jīng)注意到了中共黨員(簡稱黨員)和村干部在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型中所發(fā)揮的“點”的引領(lǐng)效應[2-3]。黨員是執(zhí)政黨中的一員,村干部是國家和執(zhí)政黨的代表,兩者都是政治身份的表征[4-5],在政治關(guān)系網(wǎng)絡中具有優(yōu)勢[6]。身份是行為的基礎(chǔ)[7],黨員、干部處于對自我身份的認同或自我形象的維護,使其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策更具有認同感,進而引領(lǐng)了綠色農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

關(guān)于身份如何影響個體決策的研究屬于身份經(jīng)濟學領(lǐng)域。Akerlof等開創(chuàng)性地把“身份”引進了新古典經(jīng)濟學的分析框架,構(gòu)建了身份經(jīng)濟學[7]。近些年,一些學者將身份經(jīng)濟學引入了農(nóng)戶環(huán)境行為的研究[8-10],雖然這些研究都是基于歐美發(fā)達國家的,但對“農(nóng)戶的行為決策也涉及身份問題”已達成共識。Dijk的研究表明,“身份”是農(nóng)民實施無補貼農(nóng)業(yè)環(huán)境措施的最重要決定因素,且農(nóng)戶的身份具有可塑性,更容易與社會理想目標相一致[10-11]。國內(nèi)也有部分學者關(guān)注到了政治身份對個體環(huán)境行為的影響,現(xiàn)有文獻主要集中在兩個方面:一是政治身份對居民環(huán)保行為的影響。相關(guān)研究表明,黨員身份對私域和公域的環(huán)保行為都有顯著的正向影響[12],家中有黨員或村干部的農(nóng)戶為環(huán)境治理捐錢的概率更高[13]。二是政治身份對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采用的影響。研究發(fā)現(xiàn),黨員身份對農(nóng)戶跨期綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)采納有顯著的正向影響[13],村干部戶比其他農(nóng)戶對秸稈還田技術(shù)的采用面積更大[14];也有學者發(fā)現(xiàn)了村干部在綠色生產(chǎn)技術(shù)中的擴散作用,如佟大建等通過水稻種植戶研究發(fā)現(xiàn),村干部戶對病蟲害綠色防治技術(shù)采納具有示范效應,促進了其他農(nóng)戶對技術(shù)的采納[2];劉麗等通過對黃土高原農(nóng)戶的調(diào)查,發(fā)現(xiàn)“農(nóng)戶與村干部的走動頻繁程度”對其采用保護性耕作技術(shù)有顯著的正向影響[15]。

已有研究在一定程度上揭示了政治身份對個體環(huán)保行為的影響,也有部分學者重點關(guān)注了政治身份對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響,但仍存在需完善之處:第一,根據(jù)身份經(jīng)濟學的觀點,結(jié)合中國農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣實踐,黨員、村干部在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)推廣中的作用,既包括他們的帶頭效應,也包括通過身份外部性帶動其他農(nóng)戶對技術(shù)的采納,而現(xiàn)有文獻對黨員、村干部在綠色生產(chǎn)技術(shù)推廣中的作用研究較為零散,缺乏系統(tǒng)性。第二,現(xiàn)有研究主要集中于黨員、村干部在某一項綠色生產(chǎn)技術(shù)推廣中的影響,而綠色農(nóng)業(yè)是多項技術(shù)的集成[16],包含多種不同類型的技術(shù),技術(shù)類型不同,政治身份發(fā)揮的作用也可能不同。本文基于身份經(jīng)濟學理論,利用秦巴山區(qū)678戶茶農(nóng)的調(diào)查數(shù)據(jù),在將綠色生產(chǎn)技術(shù)分為淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)的基礎(chǔ)上,從自身帶頭和帶動其他農(nóng)戶兩方面分析政治身份在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中的作用。這既是對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為研究內(nèi)容的補充,也可以為秦巴山區(qū)實現(xiàn)茶葉產(chǎn)業(yè)的綠色可持續(xù)發(fā)展、改善生態(tài)環(huán)境提供決策參考。

一、理論分析與研究假說

(一)政治身份引領(lǐng)效應的兩個維度——帶頭效應和帶動效應

《現(xiàn)代漢語詞典》中對“引領(lǐng)”的解釋為:“引導、帶領(lǐng)”,即帶動事物跟隨他或他們向某一方向運動、發(fā)展,因而,政治身份的引領(lǐng)效應首先是黨員、干部在對事物發(fā)展方向判斷的基礎(chǔ)上先于他人行動,即帶頭效應;其次要通過適當?shù)姆绞接绊懰烁S其導向的方向行動,即帶動效應。

根據(jù)身份經(jīng)濟學的觀點[7],每個人都歸屬于某種特定的身份類型,每種身份類型的個體都有與其心理感知相匹配的行為規(guī)范,如果個體遵守相應的行為規(guī)范,則身份效用增加,否則,身份效用損失。因此,每種身份的個體行為都會通過自我調(diào)整逐步與其所屬身份類型的行為規(guī)范趨同。身份不僅決定了個人如何看待自己,還決定了他們?nèi)绾慰创蛳Ｍ麆e人如何看待自己[9]。傳遞積極身份的信息可強化身份效用,傳遞負面身份的信息則會引起污名,使得身份擁有者蒙羞并破壞其身份[11]。在我國,黨員、干部對居民來說是一種重要的政治身份。《中國共產(chǎn)黨章程》明確規(guī)定,黨員要“在生產(chǎn)、生活、學習和社會生活中起先鋒模范作用”,個體在成為黨組織成員的那刻就被賦予了“先鋒模范”的標識[17]。2018年中共中央辦公廳在《關(guān)于進一步激勵廣大干部新時代新?lián)斝伦鳛榈囊庖姟分刑岢?“各級領(lǐng)導干部要切實發(fā)揮示范表率作用,帶頭履職盡責,帶頭擔當作為”。無論是黨員還是干部,在社會評價和自我評價中其行為規(guī)范就是要“帶頭、模范”,如果違背了與身份相對應的行為規(guī)范,其內(nèi)心就會感到內(nèi)疚和“丟面子”[18-19]。因此,政治身份的引領(lǐng)效應首先應該是帶頭效應。

黨員、干部帶頭的最終目標是為了讓更多的群眾追隨其行動,以使人民群眾共享社會、經(jīng)濟、技術(shù)發(fā)展的成果。根據(jù)身份經(jīng)濟學的觀點,身份具有外部性[7],即具有溢出效應[12]。始終堅持全心全意為人民服務是中國共產(chǎn)黨一切行動的根本出發(fā)點和落腳點,黨員應該具有為人民群眾服務的利他主義精神。從農(nóng)村基層黨建的發(fā)展史看,20世紀90年代以后“黨員聯(lián)系群眾”工作的重心已由“思想溝通”轉(zhuǎn)向以資源輸入為主的“幫扶”[20],況且“帶動群眾為經(jīng)濟發(fā)展和社會進步艱苦奮斗”是《中國共產(chǎn)黨章程》中規(guī)定的黨員必須履行的義務之一,因而黨員具有帶動群眾效應。對于村干部而言,他們具有“政府代理人”和“農(nóng)民當家人”的雙重角色[21],其行為包括協(xié)助政府開展工作的“公務”和管理村民自治事務的“村務”[22]。一方面,特殊的角色定位與職責使得村干部發(fā)揮了農(nóng)村社會網(wǎng)絡“核心”的輻射作用,對群眾生產(chǎn)和生活產(chǎn)生影響;另一方面,村干部要由全體村民選舉產(chǎn)生,幫扶群眾是村干部獲得群眾支持的常用策略。十八大以來,黨和國家高度重視基層“帶頭人”隊伍建設(shè),各地政府相繼出臺了村干部培養(yǎng)政策,如陜西省的“領(lǐng)頭雁培訓工程”、四川省的“優(yōu)秀農(nóng)民工回引培養(yǎng)工程”,都旨在將“帶富能力強,服務能力強”的青年培養(yǎng)成村干部,因而,村干部也具有帶動群眾的效應。“普通群眾不敢搞,就黨員、村干部帶頭,黨員、村干部成功后,群眾就看到希望了,熱情就調(diào)動起來了”[23]。因此,本文關(guān)注政治身份引領(lǐng)效應的兩個維度,分別為帶頭效應和帶動效應。

(二)政治身份在綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中的帶頭效應

特定身份在社會情境中的啟動稱之為“身份凸顯”,當身份凸顯時,特定的身份及其行為規(guī)范將主導個體行為[11],而身份是否凸顯取決于社會情境和相對可獲得性[24]。在社會情境中,個體以獲得積極自我評價為導向,按照外群體和內(nèi)群體進行自我歸類,當指令性規(guī)范與內(nèi)群體的行為規(guī)范相一致時,屬于少數(shù)群體的內(nèi)群體成員表現(xiàn)出更高的身份凸顯性[25]。在農(nóng)村,黨員、村干部屬于絕對的少數(shù)群體,且發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)已成為中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的指令性規(guī)范,因而,農(nóng)村黨員、村干部應該成為綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)采納的“排頭兵”和“領(lǐng)頭雁”。黨員、村干部帶頭采納綠色生產(chǎn)技術(shù)不僅可以滿足其構(gòu)建和表達政治身份“先進模范”的需求,而且通過帶頭采納可以有效地向他人展示“勇于擔當”的形象,幫助其進行身份印象管理[26]。已有研究表明,給個體貼上“標簽”可以鼓勵其實施綠色行為[11],且“將動機從獎勵驅(qū)動轉(zhuǎn)向自我認同”[10]。從現(xiàn)實層面來看,政治關(guān)系網(wǎng)絡可以給黨員、村干部帶來行政和生產(chǎn)信息等稀缺資源[4],為他們在綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中發(fā)揮帶頭效應提供了可能。首先,當綠色生產(chǎn)技術(shù)采用自上而下的推廣方式時,推廣部門往往需要得到基層村級組織的協(xié)助。村干部、黨員作為農(nóng)村精英且具有較好的群眾基礎(chǔ),推廣部門基于節(jié)約經(jīng)費和示范效應的考量,往往傾向于選擇他們作為聯(lián)系戶[2]。其次,黨員、村干部加入黨組織或村委會,使其具有了更多的組織依賴、更多的社會關(guān)系,他們通過會議、文件等形式,可以更早更快更準確地獲取有價值的綠色生產(chǎn)技術(shù)信息,信息優(yōu)勢致使黨員、村干部成為綠色生產(chǎn)技術(shù)的“早期采納者”。基于以上分析,本文提出以下研究假說:

假說1:政治身份在綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中具有帶頭效應。

(三)政治身份在綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中的帶動效應

根據(jù)農(nóng)業(yè)技術(shù)擴散理論,在技術(shù)擴散的早期,推廣人員以及信息優(yōu)勢是引起農(nóng)戶關(guān)注綠色生產(chǎn)技術(shù)的主要通道,但隨著擴散進程的推進,起主導作用的則是社會網(wǎng)絡[27]。中國農(nóng)村是通過親緣、地緣等形成社會網(wǎng)絡的熟人社會,親屬之間、鄰居之間的關(guān)系較為密切,交流較為頻繁[28],社會網(wǎng)絡是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息的重要來源。雖然農(nóng)戶社會網(wǎng)絡中的成員眾多,但其行為受社會網(wǎng)絡中“關(guān)鍵少數(shù)”成員的影響較大[29]。擁有政治身份的黨員、村干部憑借能力、威信及資源占優(yōu)與外界聯(lián)系、協(xié)調(diào)村務,為村民提供庇護,村民對其形成依賴,他們之間形成了“庇護-依賴”關(guān)系[30],這種關(guān)系使得黨員、村干部往往成為影響普通農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的“關(guān)鍵少數(shù)”。

黨員、村干部通過“傳、幫、帶”促使親朋好友成為綠色生產(chǎn)技術(shù)的“早期追隨者”。首先,黨員、村干部借助信息獲取優(yōu)勢為農(nóng)戶“言傳”(即“傳”)信息。以親緣、地緣為紐帶建立的社會網(wǎng)絡中,交往雙方表現(xiàn)出較強的信任感和身份認同感,因而,黨員、村干部的“言傳”不僅使農(nóng)戶接收到了綠色生產(chǎn)技術(shù)的信息,而且在一定程度上消除了信息虛假的顧慮,觸發(fā)了采納意愿。其次,黨員、村干部帶動群眾、幫扶弱小的行為,根植于鄉(xiāng)土社會所形成的互幫互助的鄉(xiāng)土情義[31]。在農(nóng)村社會,熟人之間的“給予”與“虧欠”形成“人情”“感恩”“良心”,觸發(fā)人情機制,即“欠了別人的人情就得找機會回個禮”[32]。黨員、村干部在獲得政治身份以及自身發(fā)展過程中離不開群眾支持,這些欠下的“人情”成為日后幫扶群眾的理由。當黨員、村干部采納綠色生產(chǎn)技術(shù)并取得較好效果時,不論是出于“還人情”還是出于責任感,都會促使他們幫助村民一起發(fā)展綠色農(nóng)業(yè),因而,黨員、村干部通過提供幫助(即“幫”)助力農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納。再次,黨員、村干部對綠色生產(chǎn)技術(shù)會對周邊農(nóng)戶產(chǎn)生溢出效應[33]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要是在大田里進行的,露天作業(yè)條件使得綠色生產(chǎn)技術(shù)具有公開性,未采用農(nóng)戶可以通過觀察、模仿黨員、村干部對綠色生產(chǎn)技術(shù)的采用而成為追隨者,因而,黨員、村干部通過身體力行的“身教”(即“帶”)帶動了農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納?；谝陨戏治?本文提出以下研究假說:

假說2:政治身份通過“傳”(即言傳)、“幫”(即幫助)、“帶”(即身教)在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中發(fā)揮帶動效應。

上面僅考慮了政治身份發(fā)揮帶動效應“傳、幫、帶”三個路徑的獨立影響,尚未考慮不同路徑之間的交互效應。事實上,政治身份發(fā)揮帶動效應的各路徑不一定是孤立發(fā)揮作用的,政治身份帶動效應是“傳、幫、帶”交互作用的結(jié)果。比如,黨員、村干部“傳”對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響可能會因其“幫”力度的不同而存在差異,黨員、村干部“幫”對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響可能會因“教”的不同而存在差異。如果先驗假設(shè)“傳、幫、帶”發(fā)揮作用是獨立、平行的,相互之間不存在交互作用是不符合現(xiàn)實的。為此,本文提出如下研究假說:

假說3:政治身份的“傳”“幫”“帶”在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中存在兩兩交互效應。

綜上所述,本文所構(gòu)建的政治身份在綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中發(fā)揮引領(lǐng)效應的機理模型見圖1。

圖1 政治身份發(fā)揮引領(lǐng)效應的機理模型

二、數(shù)據(jù)來源、變量描述性統(tǒng)計與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于課題組成員2020年7-8月對秦巴山區(qū)陜西、四川兩省茶葉種植戶開展的一對一訪談。秦巴山區(qū)是長江最大支流漢水上游的秦嶺大巴山及其毗鄰地區(qū),地跨甘肅、四川、陜西、重慶、河南、湖北六省市,其主體位于陜西省,承擔著南水北調(diào)中線工程水源保護、生態(tài)多樣性保護、水源涵養(yǎng)、水土保持和三峽庫區(qū)生態(tài)建設(shè)等重大任務,資源開發(fā)和環(huán)境保護矛盾突出。秦巴山區(qū)曾是全國14個集中連片特困地區(qū)之一,茶葉因是“綠水青山”的內(nèi)生性產(chǎn)業(yè)而成為秦巴山區(qū)脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興的支柱產(chǎn)業(yè)之一。截止到2018年年末,秦巴山區(qū)76個縣(區(qū))中超過65%的縣(區(qū))種植茶葉,茶園面積已達675.36萬畝,占全國的15.36%[34]。其中,陜西和四川兩省的茶葉種植面積分別占秦巴山區(qū)的30.18%和27.36%(1)根據(jù)2019年陜西省統(tǒng)計年鑒和隸屬于秦巴山區(qū)四川省各縣市區(qū)的統(tǒng)計年鑒計算所得。,因此,選擇這兩省作為調(diào)研區(qū)域,能反映秦巴山區(qū)茶葉種植的基本情況,具有代表性。

課題組在陜西、四川兩省選取的茶葉主產(chǎn)縣(區(qū))為:西鄉(xiāng)縣、漢濱區(qū)、平利縣、紫陽縣、南鄭區(qū)、萬源市、青川縣和旺蒼縣。樣本農(nóng)戶的選擇采用分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方式,首先在每個縣(市、區(qū))隨機選取2～3個鄉(xiāng)鎮(zhèn),其次在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取3～5個村,再次在每個村隨機選8～10戶進行調(diào)查。共獲取問卷708份,其中有效問卷678份,有效率為95.76 %。調(diào)查內(nèi)容包括茶農(nóng)家庭成員的政治身份、黨員與村干部對農(nóng)戶傳幫帶情況、茶葉種植技術(shù)等。樣本農(nóng)戶的基本特征見表1。

表1 樣本農(nóng)戶基本統(tǒng)計特征描述

(二)變量選取及描述性統(tǒng)計

1.核心自變量。政治身份是本文的核心自變量。對于帶頭效應中的政治身份,采用“戶主是否黨員或(和)村干部？是=1;否=0”來度量。為測度政治身份對非政治身份戶的“純”帶動效用,本文僅選擇非政治身份戶為樣本,用“您平時與黨員、村干部交流茶葉種植技術(shù)的情況如何？非常少=1;比較少=2;一般=3;比較頻繁=4;非常頻繁=5”“您身邊的黨員、村干部對您采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的幫助程度如何？很小=1;較小=2;一般=3;較大=4;很大=5”“您身邊的黨員、村干部都實施綠色生產(chǎn)技術(shù)。非常不同意=1;有點不同意=2;說不清=3;比較同意=4;完全同意=5”來測度政治身份的“傳”“幫”和“帶”。

2.因變量。綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的核心是施用有機肥料、利用自然方法進行病蟲害防治和雜草管理[35]。盡管綠色生產(chǎn)技術(shù)沒有完全禁止施用化肥和農(nóng)藥,但要“少污染”[36]。美國環(huán)保局科技計劃根據(jù)著眼點的不同,把綠色技術(shù)分為以減少污染為目的的淺綠色技術(shù)和以治理污染為目的的深綠色技術(shù)[37]。結(jié)合農(nóng)業(yè)部“一控兩減三基本”的目標和《茶葉生產(chǎn)技術(shù)規(guī)程》(NY/T 5018-2015)《茶葉生產(chǎn)技術(shù)規(guī)范》(GB/Z 26576-2011)中規(guī)定的關(guān)于茶葉種植土壤管理、施肥、病蟲草害防治等要求,本文將茶葉綠色生產(chǎn)技術(shù)分為淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)。其中,淺綠色生產(chǎn)技術(shù)包括物理除草技術(shù)、測土配方施肥技術(shù)、無公害農(nóng)藥施用技術(shù)、病蟲害綜合防治技術(shù),這四項技術(shù)的采納可以減少農(nóng)藥或化肥的污染;深綠色生產(chǎn)技術(shù)包括有機肥施用技術(shù)、地表覆蓋技術(shù)、種植綠肥技術(shù)、修剪枝葉還田技術(shù)和生態(tài)建設(shè)技術(shù),這五項技術(shù)的采納可以提高茶園保土蓄水能力或改良茶園土壤結(jié)構(gòu)。根據(jù)農(nóng)戶采納淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)的項數(shù)賦值。

樣本農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納情況見表2。從表2可知,樣本農(nóng)戶對淺綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納項數(shù)以1項為主,對深綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納項數(shù)以2項和3項居多。對政治身份戶而言,采納1項和2項淺綠色生產(chǎn)技術(shù)的比例較高,占比均超過40%,深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納以5項所占比例最高,超過1/3;而對非政治身份戶而言,淺綠色生產(chǎn)技術(shù)以采納1項為主,占比超過50%,深綠色生產(chǎn)技術(shù)以采納2項所占比例最高。由此可見,無論是淺綠色生產(chǎn)技術(shù)還是深綠色生產(chǎn)技術(shù),政治身份戶的采納項數(shù)均高于非政治身份戶。

表2 樣本農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度的分布狀況

3.控制變量。借鑒既有相關(guān)文獻,本文選取的控制變量(見表3)有以下四類:一是戶主特征變量:年齡、受教育程度、性別、務農(nóng)狀況、技術(shù)培訓和種植經(jīng)驗;二是家庭特征變量,包括勞動力數(shù)量、家庭年收入、茶葉收入占比和參加產(chǎn)業(yè)化組織;三是茶園特征變量,包括種植規(guī)模和茶園地形;四是市場與政策特征,包括綠色生產(chǎn)技術(shù)補貼數(shù)量、是否有非綠色生產(chǎn)處罰政策、市場對綠色茶葉的認可;五是區(qū)域變量。

表3 變量定義與描述性統(tǒng)計

(三)模型構(gòu)建

被解釋變量“農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的項數(shù)”為非負整數(shù),屬于計數(shù)變量,常用的計數(shù)模型有泊松回歸和負二項回歸。由表3中樣本農(nóng)戶對淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的均值和標準差可知,被解釋變量的分布不存在過度分散問題,故本文采用泊松回歸對政治身份的引領(lǐng)效應進行估計。分析政治身份帶頭效應的模型為:

yi=α+β1Di+δZi+εi

(1)

式中:yi表示農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的項數(shù)(包括淺綠色生產(chǎn)技術(shù)采納和深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納),Di表示農(nóng)戶是否屬于政治身份戶,Zi為控制變量,α、β、δ是待估參數(shù),εi是隨機干擾項。

分析政治身份帶動效應的模型為:

yi=α+β2x2i+β3x3i+β4x4i+δZi+εi

(2)

式中:x2、x3、x4分別表示政治身份“傳”“幫”和“帶”變量。其他變量含義同式(1)。

按照溫忠麟等提供的方法[38]對政治身份“傳”“幫”“帶”的交互效應進行檢驗,即在對政治身份言傳、幫助和身教變量做中心化處理的基礎(chǔ)上,通過檢驗它們兩兩之間交互項的回歸系數(shù)顯著性來進行。具體模型如下:

(3)

三、實證結(jié)果及分析

(一)政治身份帶頭效應檢驗

本文采用Stata 14.0對678個樣本數(shù)據(jù)進行Possion回歸,并采用最大似然法進行參數(shù)估計。估計結(jié)果如表4所示。

表4 農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納影響因素Poisson回歸結(jié)果

表4顯示,政治身份在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)模型中的系數(shù)均顯著且系數(shù)為正,說明政治身份戶比非政治身份戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的項數(shù)更多,黨員、村干部走在了綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的前列,發(fā)揮了“排頭兵”和“領(lǐng)頭雁”的作用。假說1得以驗證。

由表4可知,種植年限、家庭年收入、茶葉收入占比、參加產(chǎn)業(yè)化組織、補貼政策、懲罰政策對農(nóng)戶淺綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納影響顯著且系數(shù)為正,說明種植經(jīng)驗較豐富、家庭年收入較高、茶葉收入占比較高、參加產(chǎn)業(yè)化組織的農(nóng)戶對淺綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納項數(shù)更多,補貼政策和懲罰政策都有助于農(nóng)戶采納淺綠色生產(chǎn)技術(shù)。技術(shù)培訓、家庭年收入、茶葉收入占比、茶園地形和懲罰政策對農(nóng)戶深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納影響顯著為正,這說明,參加技術(shù)培訓、家庭收入較高、茶葉收入占比較高的農(nóng)戶對深綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納項數(shù)更多,茶園的平地地形和懲罰政策有助于農(nóng)戶采納更多的深綠色生產(chǎn)技術(shù)。種植年限和種植規(guī)模系數(shù)為負且顯著,表明種植經(jīng)驗較豐富、茶園面積較大的農(nóng)戶對深綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納項數(shù)較少。區(qū)域變量對農(nóng)戶淺綠生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響顯著但系數(shù)為負,說明陜西省農(nóng)戶對淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和淺綠色生產(chǎn)技術(shù)采納項數(shù)都比四川省農(nóng)戶少。

(二)政治身份帶動效應檢驗

本文采用Stata 14.0對627戶非政治身份戶的數(shù)據(jù)進行Possion回歸,并采用最大似然法進行參數(shù)估計。估計結(jié)果如表5所示。

表5 非政治身份戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納影響因素Poisson回歸結(jié)果

表5顯示,政治身份“傳”“幫”“帶”在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)模型中的系數(shù)顯著且為正,說明黨員、村干部無論是在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中還是在深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中,通過身體力行的言傳身教和力所能及的幫助支持帶動了其他農(nóng)戶對技術(shù)的采納,假說2得以驗證。

由表6可知,政治身份“傳”與“幫”的交互項對淺綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響顯著且系數(shù)為正,驗證了假說3中的政治身份“傳”和“幫”存在交互效應。

表6 政治身份“傳、幫、帶”的交互效應估計結(jié)果

表6說明,在農(nóng)戶對淺綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納過程中,政治身份的言傳和幫助彼此對對方起著“放大器”的作用。其原因是,茶葉種植的淺綠色生產(chǎn)技術(shù)對采納者的知識、信息、勞動付出有更高的要求,黨員、村干部的幫助降低了農(nóng)戶的技術(shù)采用壁壘。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn),測土配方技術(shù)的提供、非化學防治病蟲害技術(shù)指導、無公害農(nóng)藥甄別是農(nóng)戶需要得到較多幫助的技術(shù)?！皞鳌笔罐r(nóng)戶完成了技術(shù)的“知”,“幫”使農(nóng)戶具備了“行”的能力,“傳”與“幫”同步才能實現(xiàn)農(nóng)戶的“知行合一”。政治身份“傳”和“帶”的交互項對深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響顯著且系數(shù)為正,驗證了假說3中的政治身份“傳”和“帶”存在交互效應。這說明,在農(nóng)戶深綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納過程中,政治身份的言傳和身教彼此是對方的“放大器”。其原因是,茶葉種植過程中的深綠色生產(chǎn)技術(shù)大多具有田間作業(yè)帶來不便、需較多勞動投入、技術(shù)效果短期無法顯現(xiàn)的特點,大多數(shù)農(nóng)戶是不愿意主動采用的,但也具有外顯性的特征,即更容易被觀察到,黨員、村干部在口頭傳授的同時以身作則、躬親示范,提高了農(nóng)戶對技術(shù)的可信度,因而“傳”與“教”并行不?？梢赃_到事半功倍的效果。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,本文改變核心解釋變量設(shè)置來重新衡量政治身份及其“傳、幫、帶”的作用。具體而言,政治身份設(shè)置為2個虛擬變量,即“戶主是否黨員?是=1;否=0”和“戶主是否村干部?是=1;否=0”。政治身份“傳、幫、帶”都設(shè)置為虛擬變量,對于政治身份言傳變量,當農(nóng)戶與身邊的黨員、村干部交流比較頻繁或頻繁時,取值為1,其他情況取值為0;對于政治身份幫助變量,當黨員、村干部對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的幫助為較大和很大時,取值為1,其他情況取值為0;對于政治身份身教變量,當農(nóng)戶比較同意和完全同意身邊的黨員、村干部都實施綠色生產(chǎn)技術(shù)時,取值為1,其他情況取值為0。在對核心解釋變量重新定義的基礎(chǔ)上,政治身份引領(lǐng)效應的估計結(jié)果見表7。表7中政治身份與其“傳”“幫”“帶”及交互項的估計結(jié)果盡管系數(shù)與表4、表5和表6中的系數(shù)不同,但在作用方向和顯著性方面基本一致。可見,本文估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 政治身份引領(lǐng)效應的穩(wěn)健性估計結(jié)果

(四)內(nèi)生性問題

為解決政治身份的內(nèi)生性問題,采用工具變量進行兩階段估計。本文使用“您家在村里是否屬于大姓家族?是=1;否=0”作為“農(nóng)戶是否政治身份戶”的工具變量。選取這一變量是基于以下考慮:首先,從相關(guān)性來說,農(nóng)戶在村里屬于大姓家族,其家族成員具有數(shù)量優(yōu)勢,在村委會和村黨支部成員選舉中贏得相對多數(shù)選民選票的可能性較大,成為政治身份戶的概率較大。其次,從外生性來看,是否是大姓家族很難影響到農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為,即便是產(chǎn)生影響也是基于農(nóng)戶政治身份戶來發(fā)揮作用的。本文選取黨員、村干部對本村除了該農(nóng)戶外其他農(nóng)戶“傳”“幫”“帶”的均值作為政治身份對農(nóng)戶“傳”“幫”“帶”的工具變量,原因如下:一是相關(guān)性,黨員、村干部對本村除了該農(nóng)戶外其他農(nóng)戶的“傳、幫、帶”水平較高時,該農(nóng)戶很可能也享受到了黨員、村干部較高的“傳、幫、帶”水平;二是外生性,沒有理由說明,黨員、村干部對其他農(nóng)戶的“傳、幫、帶”會影響到該農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為。

表8報告了政治身份帶頭效應和帶動效應的工具變量估計結(jié)果。從Wu-Hausman檢驗結(jié)果來看,原回歸方程是存在內(nèi)生性的;Cragg-Donald檢驗的F值大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗的臨界值,表明本文所選的工具變量不是弱工具變量;從第一階段的估計結(jié)果可以看出,本文選取的工具變量是有效的。進一步地,在帶頭效應估計中,政治身份的顯著性與表5的結(jié)果基本相同。從帶動效應的直接影響來看,政治身份“傳、幫、帶”的顯著性與表5的估計結(jié)果基本一致;從交互效應來看,政治身份“傳、幫、帶”交互項的系數(shù)方向和顯著性與表6相同。

表8 政治身份帶頭效應和帶動效應工具變量估計結(jié)果

四、帶動效應的進一步分析

(一)政治身份首先帶動了誰?

中國農(nóng)村是典型的“關(guān)系型人情社會”,是以親緣、地緣等為紐帶形成的具有“差序格局”的小社會,親朋好友在農(nóng)戶的生產(chǎn)生活中占據(jù)重要位置[28]。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納作為一種個人或家庭決策,會受到親朋好友言語與行為的影響?！懊總€人都是他社會影響所推出去圈子的中心”[28],己方根據(jù)與對方“格局”遠近來配置資源。在以黨員、村干部為中心的圈子中,“親屬是自己人,原則上是痛癢相關(guān),有無相通”[28]。按照非政治身份戶與黨員、村干部的關(guān)系親疏將其分為三類:第一類是親屬戶,即與黨員村干部是親屬關(guān)系;第二類是關(guān)系密切戶,與黨員、干部沒有親屬關(guān)系,但日常交流頻繁或非常頻繁;第三類是關(guān)系疏遠戶,與黨員、干部沒有親屬關(guān)系,且日常交流一般、較少或非常少。構(gòu)建政治身份的差序格局變量,即“親屬戶賦值為3;關(guān)系密切戶賦值為2;關(guān)系疏遠戶賦值為1”。差序格局變量的泊松回歸結(jié)果見表9。

表9 差序格局泊松回歸結(jié)果

表9顯示,差序格局變量對農(nóng)戶淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色技術(shù)采納的影響均顯著且系數(shù)為正,表明黨員、村干部在帶動非政治身份戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的過程中,符合“差序格局”的順序,即優(yōu)先帶動自己的親屬,關(guān)系密切戶次之,關(guān)系疏遠戶最后。

(二)哪種帶動方式更有效?

“傳、幫、帶”是黨員、村干部帶動農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的重要方式,那么,哪種方式更為有效呢?為此,本文計算了政治身份“傳”“幫”“帶”變量在泊松回歸中的平均邊際效應。由表10可知,政治身份的言傳、幫助和身教在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)模型中邊際效應大小不等,具體來說,在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)模型中,政治身份“幫”的邊際效應最大,政治身份“帶”的邊際效應最小,政治身份“傳”的邊際效應居中;而在深綠色生產(chǎn)技術(shù)模型中,政治身份“帶”的邊際效應最大,政治身份“幫”的邊際效應次之,政治身份“傳”的邊際效應最小。因此,黨員、村干部“幫”是帶動其他農(nóng)戶淺綠色生產(chǎn)技術(shù)采納最有效的方式,“帶”是帶動深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納最有效的方式。

表10 政治身份“傳、幫、帶”對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的邊際效應

五、研究結(jié)論與啟示

本文基于身份經(jīng)濟學理論,構(gòu)建了一個黨員、村干部發(fā)揮引領(lǐng)效應的分析框架,提出了相應的研究假說,并利用秦巴山區(qū)678戶茶農(nóng)的調(diào)研數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。本文研究表明:(1)黨員、村干部不僅在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)和深綠色生產(chǎn)技術(shù)采納中發(fā)揮帶頭效應,而且通過“傳、幫、帶”帶動了非政治身份戶對綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納。(2)黨員、村干部在帶動非政治身份戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納時呈現(xiàn)“差序格局”,優(yōu)先帶動親屬農(nóng)戶,關(guān)系密切農(nóng)戶次之,關(guān)系疏遠農(nóng)戶最后。(3)“傳、幫、帶”在黨員、村干部帶動非政治身份戶采納不同綠色生產(chǎn)技術(shù)中效果存在差異,在淺綠色生產(chǎn)技術(shù)中,“幫”的效果最優(yōu),且“傳”與“幫”存在顯著的交互效應;在深綠色生產(chǎn)技術(shù)中,“帶”的效果最佳,且“傳”與“帶”存在顯著的交互效應。

本文研究結(jié)論的政策啟示如下:(1)在新型綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的“初始期”,推廣部門可以以政治身份的行為規(guī)范為導向,通過信息引導、選擇聯(lián)系戶等途徑鼓勵黨員、村干部以身作則,發(fā)揮表率帶頭作用,率先采納綠色生產(chǎn)技術(shù),并輔之以技術(shù)培訓和技術(shù)指導以確保其采納綠色生產(chǎn)技術(shù)達到預期效果。(2)在綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的“起飛期”,不同的綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)需要選擇不同的技術(shù)推廣策略。具體而言,推廣以減少污染為目的的淺綠色生產(chǎn)技術(shù)要側(cè)重于通過黨員、村干部的“幫”來降低農(nóng)戶對技術(shù)采納的壁壘,“言傳”“幫助”雙管齊下可以相得益彰;推廣以改善生態(tài)環(huán)境為目的的深綠色生產(chǎn)技術(shù)要側(cè)重于黨員、村干部“帶”的榜樣力量,“言傳”“身教”可以達到事半功倍的效果。