基于社會規(guī)范視角的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離研究*

呂劍平，丁磊

(甘肅農(nóng)業(yè)大學財經(jīng)學院，蘭州市，730070)

0 引言

“綠水青山就是金山銀山”，強調(diào)了綠色發(fā)展的重要性，而中國作為世界農(nóng)業(yè)大國，綠色生產(chǎn)和發(fā)展應當是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展中的應有之義。然而由于長期以來粗放式的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，對農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境造成了很大威脅，給我國農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來了巨大挑戰(zhàn)。因此，正確引導農(nóng)戶思想轉(zhuǎn)變，采取綠色生產(chǎn)行為，進行綠色生產(chǎn)，有利于促進人與自然和諧共生，實現(xiàn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和環(huán)境可持續(xù)發(fā)展。近年來，學者們圍繞農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為與意愿進行了大量的探究，主要從感知價值[1]、綠色認知[2]、社會規(guī)范[3]、非正式制度[4]等方面研究了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的行為與意愿，并提出了相應政策建議。有研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展較緩慢，綠色效率低下，碳排放量較大，為了實現(xiàn)低碳可持續(xù)發(fā)展的綠色農(nóng)業(yè)，應認清這一事實，并把綠色農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重點來提升[5]。還有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟特征[6]、家庭特征[7]、個體稟賦狀況[8]以及環(huán)境特征等[9]，均不同程度影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為。石志恒等[10]為探究農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響因素，通過構(gòu)建預期情感、社會規(guī)范的擴展價值-信念-規(guī)范理論框架并運用結(jié)構(gòu)方程模型與潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程模型對甘肅省927份農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)進行了分析，結(jié)果顯示預期情感、社會規(guī)范的擴展價值-信念-規(guī)范在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為中起著重要的作用；李福奪等[11]利用854戶農(nóng)戶實地調(diào)查數(shù)據(jù)，基于Logit-ISM模型，分析得到了農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的發(fā)生機制，探討了悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的具體過程。學者們對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為進行的探索，為本文提供了較為豐富的理論參考和借鑒，但仍有不足。其中大部分學者把意愿和行為分開研究，未能對兩者進行綜合探索，結(jié)論較片面。此外，指標體系構(gòu)建不夠系統(tǒng)全面，針對社會規(guī)范視角下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的研究較少。

綜上，本文以甘肅省820個調(diào)查農(nóng)戶為主要研究對象，分析影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為。運用Logistic回歸模型進行實證分析，探討社會規(guī)范在悖離過程中的影響，為了理清影響因素的邏輯層次結(jié)構(gòu)，采用解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM)，以期為農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)提供實踐經(jīng)驗和理論支持。

1 研究設(shè)計與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

課題組于2020年7-9月以綠色意愿及生產(chǎn)行為為主題對甘肅省以種植為主的農(nóng)戶進行了分層抽樣調(diào)查。共計發(fā)放問卷820份，收回有效問卷769份，有93.8%的有效率。經(jīng)過嚴格挑選剔除了28份有缺失值的問卷，最終問卷741份。

1.2 描述性統(tǒng)計

調(diào)查農(nóng)戶中男性占7成，女性占3成，原因是受傳統(tǒng)觀念的影響，加之男性是家庭的主要勞動力，而少數(shù)家庭因為男性外出務(wù)工或者其他原因以女性為調(diào)研對象。調(diào)查農(nóng)戶中初中文化水平人數(shù)最多，占總?cè)藬?shù)的43%，小學及以下的占36%；調(diào)查對象年齡大都集中在38～58之間，占總?cè)藬?shù)75.3%，38～48歲占26.8%，48～58歲占48.4%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主體是中生代；靠打工謀生的占16.1%，半農(nóng)半工的占47.3%，養(yǎng)殖、種植結(jié)合的占比較少為13.8%，而純種植業(yè)占比只有22.8%。

1.3 研究方法

1.3.1 Logistic回歸模型

由于農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)是否存在強意愿與弱行為是二元決策問題，因此本文采用Logistic回歸模型對各影響因素進行分析。在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)具有強意愿的前提下，農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)行為的則定義為悖離，即y=1表示；反之，則定義為未悖離，即y=0表示。Logistic回歸模型

(1)

式中：Pi——農(nóng)戶i綠色生產(chǎn)意愿與行為發(fā)生悖離的概率；

F(Yi)——概率分布函數(shù)；

α——截距項；

βi——第i個自變量的回歸系數(shù)；

n——自變量個數(shù)；

Xij——第j個農(nóng)戶第i個變量的取值。

通過對式(1)兩邊取對數(shù)，得到簡化形式

(2)

1.3.2 ISM模型

ISM模型通過構(gòu)建和分解矩陣可以將雜亂無序的思想或看法轉(zhuǎn)化為清晰的結(jié)構(gòu)關(guān)系。文中用S0為農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的情況；Si表示第i個顯著影響因素，Sj表示第j個顯著影響因素；鄰接矩陣R的構(gòu)成元素由式(3)定義。

1) 根據(jù)專家對各要素間的邏輯關(guān)系判斷做出要素邏輯關(guān)系圖，并根據(jù)式(3)構(gòu)建鄰接矩陣R。

(3)

2) 確定因素間的可達矩陣D，由式(4)計算可得

D=(R+N)λ+1≠(R+N)λ

≠…≠(R+N)2≠(R+N)

(4)

式中：N——單位矩陣。

其中2≤λ≤k，采用布爾運算法則來運算矩陣的冪。

3) 確定各因素的層級。確定了可達矩陣后，進一步通過Matlab軟件確定各層級元素Li、可達集P(Si)和先行集Q(Si)。

Li={Si|P(Si)∩N(Si)=P(Si);i=1,2,…,k}

(5)

P(Si)={Si|uij=1},Q(Si)={Si|uji=1}

(6)

式中：Li——層級元素，可達矩陣元素用uij和uji表示。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Tab. 1 Variable definition and descriptive statistics

2 結(jié)果與分析

2.1 信度與效度檢驗及擬合優(yōu)度評價

為了數(shù)據(jù)問卷的可靠性和有效性，利用SPSS26對數(shù)據(jù)進行信度和效度檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 模型擬合度檢驗Tab. 2 Model fitting test

結(jié)果顯示：Cronbach’α系數(shù)為0.811，各個潛變量的Cronbach’α系數(shù)基本上高于0.6，說明問卷有較優(yōu)的可靠性和一致性。為了檢驗問卷結(jié)構(gòu)是否合理再次對潛在變量進行驗證，發(fā)現(xiàn)觀測變量有大于0.4的標準因子荷載系數(shù)，表明問卷有著較優(yōu)的內(nèi)部一致性。此外，效度檢驗中KMO的值為0.884超過了臨界值0.5，Bartlett球型檢驗的值為10 899.65，有著顯著的結(jié)果，說明問卷效度良好，可以深入分析[12-14]。

通過AMOS軟件檢驗對模型的擬合優(yōu)度進行檢驗，結(jié)果如表2所示：其中GFI、CFI、TLI、IFI的實際值都大于0.9，RMSEA的實際值為0.041小于0.05，各個指標的擬合度都達到臨界要求，表明模型擬合度良好，適用于深入研究[15]。

2.2 多重共線性診斷

多重共線性檢驗結(jié)果(表3)，VIFmax遠小于10；而CImax也小于10；說明各變量之間共線性較弱或不存在多重共線性，不會對模型擬合帶來影響，指標體系切實可行。

表3 變量多重共線性Tab. 3 Multicollinearity of variables

2.3 Logistic-ISM結(jié)果分析

通過SPSS軟件對數(shù)據(jù)進行Logistic回歸運算結(jié)果如表4所示，模型總體在1%的顯著水平下通過檢驗，表明模型總體擬合效果較優(yōu)，且-2倍對數(shù)似然值為293.972。

表4 回歸模型結(jié)果Tab. 4 Regression model results

2.3.1 社會規(guī)范的影響

在改革開放之后，由新時期藝術(shù)創(chuàng)作的大潮推動下。粉彩沒骨花鳥畫在承襲傳統(tǒng)的過程中，大量吸收現(xiàn)代審美元素，創(chuàng)造出無論是在審美情趣還是藝術(shù)表現(xiàn)力，都達到了歷史的最高峰。

周圍人認為我應該采用綠色生產(chǎn)對農(nóng)戶的意愿與行為悖離有顯著的負向影響，即受周圍人影響越大的農(nóng)戶，在有綠色生產(chǎn)意愿的前提下，進行綠色生產(chǎn)行為的可能性越大。通過分析發(fā)現(xiàn)，對于“政府認為我應該進行綠色生產(chǎn)”選項，里克特五級量表中1～5的農(nóng)戶比重分別36.36%、22.14%、31.28%、47.99%、100%，在進行綠色生產(chǎn)意愿與行為上保持一致。這可能是由于政府對農(nóng)戶約束規(guī)范越強，居民對環(huán)境保護的認識越深刻，則對政府的號召響應越強，從而致使農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為保持一致，個人規(guī)范中采用綠色生產(chǎn)的方式的認識與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿及行為悖離有顯著負向影響，即對綠色生產(chǎn)方式越了解的農(nóng)戶，發(fā)生綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離現(xiàn)象的可能性就越小。結(jié)果顯示，清楚應該采用綠色生產(chǎn)方式農(nóng)戶中，有49.08%的農(nóng)戶在綠色生產(chǎn)意愿與行為上保持了一致，而農(nóng)戶群體中只有28.82%不知道綠色生產(chǎn)方式是什么。此外在描述性規(guī)范中采用周圍人采用綠色生產(chǎn)方式的認識與農(nóng)戶進行綠色意愿與行為悖離有顯著負向影響，所以周圍人對綠色生產(chǎn)看法越強烈，對農(nóng)戶進行綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響越大，帶動效應也就越大。

2.3.2 農(nóng)戶個體特征的影響

回歸分析中發(fā)現(xiàn)，年齡對農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離有顯著正向作用，年齡越小越不易發(fā)生悖離，綠色生產(chǎn)作為一項新的生產(chǎn)方式，比較集約化和精準化，追求保護生態(tài)環(huán)境化。此外，年齡越小的農(nóng)戶對新生事物更容易理解，所以對綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有更高的認同度。

性別是一個重要的影響因素，結(jié)果顯示：性別變量在5%的顯著水平下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的。男性比女性更容易發(fā)綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離，且發(fā)生悖離的概率是女性的2.102倍。原因是男性長期的農(nóng)業(yè)勞動，更為了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際情況，其做出行為決策時更理性化，考慮的因素較多如：成本、收益，所以即使有生產(chǎn)的意愿，由于資源稟賦約束等原因也會取消行動[16]。種植規(guī)模(耕地面積和耕地塊數(shù))對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離有顯著的正向作用，種植規(guī)模越大，發(fā)生意愿與行為悖離的可能性也就越高。原因是：綠色生產(chǎn)所需要耗費的人力、物力較多，成本較高，生產(chǎn)規(guī)模較大的農(nóng)戶意愿與行為悖離更容易發(fā)生。

2.3.3 綠色生產(chǎn)認知的影響

綠色生產(chǎn)重要性認知對農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離有顯著負向作用，即認為農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)越不重要的農(nóng)戶，發(fā)生綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的可能性越大。結(jié)果顯示：在“農(nóng)業(yè)環(huán)境認知”中，僅有43.25%的農(nóng)戶選擇非常重要的發(fā)生悖離，而高達85.14%的農(nóng)戶選擇了一般發(fā)生悖離。說明越有環(huán)保意識的農(nóng)戶越認為農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的重要性，不僅在意識層面關(guān)注綠色生產(chǎn)，而且還兼顧環(huán)保與效益的一致性，從而采取綠色生產(chǎn)的實際行動。

2.4 農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離影響因素的解釋性結(jié)構(gòu)

通過分析回歸模型從個體規(guī)范(4個)、描述性規(guī)范(1個)、受訪者性別、年齡、種植規(guī)模(種植塊數(shù)、種植面積)、農(nóng)業(yè)環(huán)境認知、經(jīng)濟價值及重要性認知12個方面說明了影響農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的因素。因此本文綠色行為意愿與行為悖離行為則用S0表示，用Si(i=1，2，…，12)表示影響因素。并通過專家咨詢和理論分析，確定因素間的邏輯關(guān)系，如圖1所示，其中O表示行因素和列因素之間無相互影響；A表示列因素對行因素有直接或間接的影響；V表示行因素對列因素有直接或間接的影響。

圖1 農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離

各影響因素的鄰接矩陣R由式(3)和圖1得到。

各影響因素的可達矩陣D則是利用Matlab軟件并根據(jù)式(4)得到。

最后通過最高層因素方法，得到K1={S0}，同樣依此辦法得到K2={S1，S2，S3，S4，S5}，K3={S6}，K4={S7，S8，S9，S10，S11，S12，S13}。對比以上層級從新測算可達矩陣，就得到農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離影響因素的層次結(jié)構(gòu)L。

用方框?qū)哟谓Y(jié)構(gòu)L在同一層級的因素框住是為了理清各影響因素間的層次關(guān)系和邏輯，并運用有向箭頭連接得到各影響因素如圖2所示：性別、年齡、耕地規(guī)模、農(nóng)業(yè)環(huán)境認知、經(jīng)濟價值認知以及污染認知是深層根源問題，綠色生產(chǎn)重要性規(guī)范是中間層間接因素，個體規(guī)范、描述性社會規(guī)范則是表層最直接的因素。這表明導致農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)意愿與行為發(fā)生悖離的根本原因是農(nóng)戶綠色認知和農(nóng)戶個體特征，農(nóng)戶對資源環(huán)境的了解程度是由其社會責任意識決定的，這也是產(chǎn)生悖離的主要影響因素。

圖2 各影響因素間的關(guān)聯(lián)及層次結(jié)構(gòu)

3 討論

中國農(nóng)業(yè)環(huán)境問題日益嚴峻，對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的研究是學術(shù)界的熱點，但卻鮮有研究基于社會規(guī)范視角對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的影響進行探索，加之，以往的研究大都在農(nóng)戶的基本特征如家庭、生產(chǎn)、個體等特征上，有一定的局限性。因此進一步研究除生產(chǎn)、家庭、和個體等基本特征之外的其他因素導致意愿和行為的悖離是有一定的價值的。

基于此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，將社會規(guī)范視角納入到農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的影響因素理論框架中進行研究，以提高農(nóng)戶意愿與行為悖離的解釋力，使得結(jié)論更有信服力。結(jié)果顯示：性別、年齡、農(nóng)戶環(huán)境認知、經(jīng)濟價值認知、種植規(guī)模和危害認知都從不同程度上影響了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的意愿和行為，并且通過強化社會規(guī)范，促使個人規(guī)范和描述性社會規(guī)范直接作用于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離過程。此外，即使從社會規(guī)范視角對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的影響因素進行分析，所得結(jié)論對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)具有一定的實際意義，但由于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)認知的局限性以及本身的差異性，都可能導致農(nóng)戶綠色進行綠色生產(chǎn)的意愿與行為發(fā)生悖離。

4 結(jié)論與啟示

本文基于社會規(guī)范視角，利用2020年7—9月在甘肅省各市的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，并運用Logistic-ISM模型探討影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離的關(guān)鍵因素，并各關(guān)鍵因素間的邏輯層次關(guān)系進行了深入的分析。研究顯示：樣本中有53.8%的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的意愿與行為發(fā)生悖離。

4.1 結(jié)論

1) 多種因素導致了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離社會規(guī)范上，個體規(guī)范和描述性社會規(guī)范對悖離的發(fā)生均有負向作用，相關(guān)規(guī)范越詳細，悖離就有越低的可能性。在農(nóng)戶個體特征和農(nóng)戶綠色認知方面，性別和種植規(guī)模對悖離的發(fā)生表現(xiàn)出正向作用，而年齡、農(nóng)戶環(huán)境認知、經(jīng)濟價值認知和危害認知則具有顯著的負向影響。

2) 解釋結(jié)構(gòu)模型結(jié)果顯示，性別、年齡、農(nóng)戶環(huán)境認知、經(jīng)濟價值認知、種植規(guī)模和危害認知是最深層次的根基因素，并通過綠色生產(chǎn)重要性規(guī)范這一中間層因素，導致農(nóng)戶在個體規(guī)范和描述性社會規(guī)范出現(xiàn)不同，最后致使到農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。可知，在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離過程中發(fā)揮重要的直接驅(qū)動和過渡作用的是農(nóng)戶的社會規(guī)范。農(nóng)戶綠色生產(chǎn)從意愿到實際行為之間仍有一段距離，盡管當前已采取創(chuàng)新發(fā)展農(nóng)技推廣體系、綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)補貼政策等多種方式以緩和意愿與行為的悖離[17-18]。但是由于資源稟賦的約束以及中國現(xiàn)有的小農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營方式，加上農(nóng)戶本身的差異性以及農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)認知的局限性，都導致了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。

4.2 啟示

1) 加強農(nóng)民的環(huán)保意識。首先對“先污染，后治理”的方式進行改革。加強環(huán)保宣傳，增強環(huán)保意識，樹立綠色發(fā)展觀，讓農(nóng)戶成為綠色生產(chǎn)的主人翁，形成責任歸屬感和強有力的個人規(guī)范；同時采取有效政策保證綠色生產(chǎn)的經(jīng)濟價值，提高農(nóng)戶的收益，增加農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)的積極性。

2) 建立健全鄉(xiāng)村治理體系，充分發(fā)揮基層組織力量，促進鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的轉(zhuǎn)變。

3) 對農(nóng)民進行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的理論講解和實踐培訓，制訂并實施綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)保障制度，完善綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)和經(jīng)營體系，提高農(nóng)戶的綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入，減少農(nóng)戶從事綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的風險。

4) 加強對農(nóng)村環(huán)境污染治理和基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)的力度，致力于改善農(nóng)村居住生活環(huán)境，加大資金支持力度，促進農(nóng)村參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)從意愿到行為的轉(zhuǎn)變，此外，保護環(huán)境是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的最初也是最基本的目的，建立有效的農(nóng)村環(huán)境保護機制，不僅對農(nóng)民參與環(huán)保有一定的約束，而且會形成良性循環(huán)，促使農(nóng)村環(huán)境往好的方向發(fā)展。