農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離發(fā)生機(jī)制研究

1、 農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離發(fā)生機(jī)制研究 李福奪 尹昌斌摘 要推進(jìn)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(dāng)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(shí)困境，不利于國(guó)家綠肥政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。文章利用湘、贛、桂、皖、豫五?。▍^(qū)）854戶農(nóng)戶實(shí)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(jī)制，探討悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的具體過(guò)程。結(jié)果表明：農(nóng)戶對(duì)化肥減施價(jià)值和地力提升價(jià)值的認(rèn)知、對(duì)政府生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)滿意度、受訪者的健康狀況以及經(jīng)營(yíng)自有地、村干部變量對(duì)農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離具有顯著負(fù)向影響，而受教育程度、兼業(yè)經(jīng)營(yíng)、土地細(xì)碎化變量對(duì)其意

2、愿與行為悖離具有顯著正向影響。實(shí)證結(jié)果證實(shí)，農(nóng)戶意愿與行為悖離過(guò)程如下：路徑一為村干部、受教育程度化肥減施價(jià)值認(rèn)知、地力提升價(jià)值認(rèn)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(yíng)/自有地兼業(yè)經(jīng)營(yíng)、土地細(xì)碎化 補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)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(jià)值認(rèn)知; 生態(tài)補(bǔ)償; 農(nóng)戶稟賦F326.1A1673-0461（2021）01-0059-09一、引 言種植綠肥是推進(jìn)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(mén)先后出臺(tái)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(hù)與提升行動(dòng)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(dòng)方案則把種植綠肥列為耕地質(zhì)量提升的重點(diǎn)建設(shè)項(xiàng)目。新形勢(shì)下，深度推進(jìn)綠肥種植，不僅有利于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，同時(shí)，對(duì)保障國(guó)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(shí)意義。在中國(guó)，農(nóng)戶是綠肥種植的主體，以綠肥服務(wù)價(jià)值利用為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)環(huán)境或發(fā)展目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)有賴于農(nóng)戶的積極參與。然而，受多種因素的制約，當(dāng)前農(nóng)戶在綠肥種植方面存在著“高意愿、低行為”的現(xiàn)實(shí)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(lái)了一些問(wèn)題，如常規(guī)的通過(guò)改變農(nóng)戶意愿進(jìn)而影響其行為的政策工具失靈，這使得對(duì)農(nóng)戶綠肥種植行為的調(diào)控變得十分困難;再者，長(zhǎng)期的意愿與行為不一致會(huì)造

4、成“悖離慣性”的產(chǎn)生，“悖離慣性”將導(dǎo)致農(nóng)戶行為長(zhǎng)期偏離政策目標(biāo)，即使政府施加干預(yù)，也很難在短期內(nèi)對(duì)這種不利的狀態(tài)進(jìn)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(jī)制，對(duì)于引導(dǎo)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(diǎn)圍繞如下兩個(gè)問(wèn)題進(jìn)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(guò)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(jìn)行農(nóng)戶行為分析的研究已取得了一定成果。有學(xué)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(kāi)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(jìn)而造成悖離現(xiàn)象的發(fā)生。在

5、農(nóng)業(yè)決策方面，學(xué)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(gòu)買 8等方面的意愿與行為悖離問(wèn)題。這些研究大多指出預(yù)期收益（或價(jià)值認(rèn)知）和外部激勵(lì)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(xué)派認(rèn)為，農(nóng)戶是理性經(jīng)濟(jì)人，在競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)機(jī)制中農(nóng)戶決策行為完全是有理性的，即全部行動(dòng)的最終目的是追求經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)。在改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的過(guò)程中，如果農(nóng)戶認(rèn)識(shí)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(huì)去追求更大利潤(rùn)9。當(dāng)農(nóng)戶對(duì)這種新的要素產(chǎn)生需求時(shí)，也就隨即產(chǎn)生了相應(yīng)的意愿;同樣，如果外部激勵(lì)，特別是來(lái)自政府的

6、農(nóng)業(yè)政策能夠給農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)福利帶來(lái)改善，那么農(nóng)戶也會(huì)更傾向于投身于政府引導(dǎo)的農(nóng)業(yè)實(shí)踐中來(lái)。然而，農(nóng)戶是否進(jìn)一步采取實(shí)際行動(dòng)，則需要在意愿基礎(chǔ)上對(duì)多方面因素進(jìn)行全面而理性的考量?？梢?jiàn)，與經(jīng)濟(jì)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(jià)值認(rèn)知農(nóng)戶對(duì)事物本質(zhì)的認(rèn)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(rèn)知是影響其耕地保護(hù)決策的關(guān)鍵因素;高延雷等（2017）11認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)購(gòu)買行為的重要決定因子。在本文中，農(nóng)戶對(duì)綠肥的認(rèn)知主要體現(xiàn)在對(duì)綠肥價(jià)值的了解程度。綠肥價(jià)值包括經(jīng)濟(jì)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值。經(jīng)濟(jì)價(jià)值主要包括增產(chǎn)、

7、提質(zhì)和化肥減施，綠肥在這3個(gè)方面的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，契合了農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最大限度獲取經(jīng)濟(jì)收益的目標(biāo)，農(nóng)戶對(duì)綠肥經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)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(jià)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(duì)綠肥的生態(tài)價(jià)值了解程度直接影響到其綠肥種植情況，若對(duì)綠肥的生態(tài)價(jià)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(jì)劃等方面就會(huì)出現(xiàn)困難?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)。H1：隨著農(nóng)戶對(duì)綠肥經(jīng)濟(jì)價(jià)值認(rèn)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(duì)綠肥生態(tài)價(jià)值認(rèn)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(bǔ)償

8、政策是政府引導(dǎo)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為最常見(jiàn)的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)措施之一。同時(shí)，已有研究發(fā)現(xiàn)，政府的生態(tài)補(bǔ)償政策對(duì)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(bǔ)償可以激勵(lì)林區(qū)農(nóng)戶森林保護(hù)意愿向行為的轉(zhuǎn)化;黃曉慧等（2020）13則發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補(bǔ)償政策對(duì)資本稟賦、生態(tài)認(rèn)知對(duì)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(bǔ)償?shù)谋举|(zhì)是政府財(cái)政資金以適當(dāng)?shù)男问竭M(jìn)行的轉(zhuǎn)移支付，因此，生態(tài)補(bǔ)償?shù)臉?biāo)準(zhǔn)和實(shí)施的方式可以影響到生態(tài)補(bǔ)償政策的效率。農(nóng)戶對(duì)政府生態(tài)補(bǔ)償?shù)臉?biāo)準(zhǔn)和方式越滿意，激勵(lì)農(nóng)戶將已經(jīng)存在的綠肥種植意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際行為的動(dòng)力越足。對(duì)農(nóng)民開(kāi)展專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)是政府引導(dǎo)

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(shí)，指出技術(shù)培訓(xùn)能夠顯著促進(jìn)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(xùn)同樣會(huì)對(duì)農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離有負(fù)向影響。基于以上分析，提出如下假設(shè)。H3：農(nóng)戶對(duì)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的滿意度及其意愿與行為悖離存在負(fù)向關(guān)聯(lián)關(guān)系。H4：農(nóng)戶對(duì)生態(tài)補(bǔ)償方式的滿意度及其意愿與行為悖離存在負(fù)向關(guān)聯(lián)關(guān)系。H5：與未接受過(guò)綠肥技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶相比，接受過(guò)培訓(xùn)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(dòng)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(dǎo)致大部分農(nóng)戶在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時(shí)，往往都會(huì)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(lái)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(yàn)證了上述結(jié)論15-16。本文將從受訪者的個(gè)體稟賦、農(nóng)戶家庭稟賦、經(jīng)營(yíng)稟賦、社會(huì)稟賦、自然稟賦共5個(gè)方面探究稟賦因素對(duì)農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為關(guān)系的問(wèn)題。1.個(gè)體稟賦重點(diǎn)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(dòng)分工差異，男性勞動(dòng)者一般會(huì)承擔(dān)主要的生產(chǎn)性勞動(dòng)工作，相對(duì)更加了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)

11、的實(shí)際情況，對(duì)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(wú)論是在價(jià)值特征還是使用方式，年齡稍長(zhǎng)的農(nóng)戶均有更全面的了解。受教育程度越高的農(nóng)戶認(rèn)知能力越強(qiáng)，越可能了解綠肥的價(jià)值，同時(shí)，高教育程度有利于農(nóng)戶在風(fēng)險(xiǎn)決策中獲取更大的利潤(rùn)，因此其更可能采納實(shí)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(dòng)和勞動(dòng)時(shí)間，從而對(duì)農(nóng)戶的身體健康狀況提出了進(jìn)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(duì)農(nóng)戶綠肥種植的意愿與行為悖離有負(fù)向作用。2.家庭稟賦重點(diǎn)考察農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、家庭農(nóng)業(yè)收入和耕地面積等。家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(jì)中的地位越高，農(nóng)戶以經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)為主，對(duì)農(nóng)業(yè)加強(qiáng)投資以促進(jìn)可持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需求越強(qiáng)，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(dòng)力和耕地面積對(duì)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(duì)農(nóng)戶綠肥種植的意愿與行為悖離有負(fù)向作用。3.經(jīng)營(yíng)稟賦重點(diǎn)考察耕地性質(zhì)和是否兼業(yè)經(jīng)營(yíng)，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(yíng)承包地的農(nóng)戶相比，經(jīng)營(yíng)自有耕地的農(nóng)戶所具有的地權(quán)穩(wěn)定性會(huì)促使其更可能采取措施改善對(duì)家庭生計(jì)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(dòng)力質(zhì)量的下降，進(jìn)而導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的粗放經(jīng)營(yíng)，缺乏對(duì)耕

13、地質(zhì)量保護(hù)的動(dòng)機(jī)和種植綠肥的意愿;另一方面，兼業(yè)經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶一般對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴程度較小，他們不會(huì)把更多的精力和時(shí)間放在對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式進(jìn)行改造方面，因此即使他們認(rèn)識(shí)到種植綠肥對(duì)農(nóng)業(yè)的好處，一般也很少會(huì)付諸于行動(dòng)。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(yíng)更可能導(dǎo)致農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為的悖離。4.社會(huì)稟賦重點(diǎn)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(duì)農(nóng)業(yè)環(huán)境和綠肥價(jià)值的感知能力較強(qiáng)。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(shí)施者和推動(dòng)者，自身行為更可能與政府綠肥政策目標(biāo)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(duì)農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離有負(fù)向作用。5.自然稟賦主要包括土地細(xì)碎化和地貌類型。土地細(xì)碎化加劇了農(nóng)業(yè)機(jī)械的難度，提高了機(jī)械使用成本，在綠肥種植對(duì)機(jī)械依賴性較高的情況下，即使農(nóng)民認(rèn)識(shí)到綠肥的價(jià)值，也很難有條件采取行動(dòng)。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(shí)踐的前提條件。因此，預(yù)期土地細(xì)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(yíng)承包地、兼業(yè)經(jīng)營(yíng)以及土地細(xì)碎化更可能造成農(nóng)戶意愿與行為的悖離。H6-2：年齡稍長(zhǎng)

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(dòng)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(guò)程中，會(huì)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(duì)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(jià)值和實(shí)際意義。由于農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為是否悖離是一個(gè)二元選擇問(wèn)題，因此本文將選用Logit 模型對(duì)其影響因素進(jìn)行回歸分析;至于對(duì)各影響因素層級(jí)關(guān)系的分析，將運(yùn)用ISM模型開(kāi)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(gè)二分類變

16、量，因此可采用二元Logit模型進(jìn)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(xiàng);k是自變量對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)。Pi為第i種類型發(fā)生的概率，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。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(duì)優(yōu)勢(shì)（Odds）和優(yōu)勢(shì)比（Odds Ratios）做出說(shuō)明。對(duì)公式（1）等號(hào)兩邊同時(shí)取以自然對(duì)數(shù)e為底的指數(shù)，可得：公式（3）表明，變量x1每改變1個(gè)單位，農(nóng)戶的綠肥種植意愿與行為悖離的優(yōu)勢(shì)與改變前的優(yōu)勢(shì)比值為exp（1）。（2）多重共線性檢驗(yàn)。為避免自變量間的多重共線性問(wèn)題影響模型估計(jì)結(jié)果，在模型估計(jì)之前，本文運(yùn)用條件指數(shù)（CI）指標(biāo)和方差膨脹因子（VIF

17、）值對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。判斷的基本原則為：當(dāng) CI100時(shí)，多重共線性很嚴(yán)重;當(dāng) 10CICI10時(shí)，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(yùn)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(gè)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(gè)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(dá)矩陣M。由公式（5）計(jì)算可得。第三步，確定各因素的層級(jí)。

18、根據(jù)公式（6）將可達(dá)矩陣分成可達(dá)集P（Si）和前因集Q（Si），且均表示可達(dá)矩陣中從因素Si出發(fā)可以到達(dá)的全部因素的集合，其中mij和mji均表示可達(dá)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(lái)源于課題組對(duì)南方稻區(qū)的湖南、江西、廣西、安徽和河南五?。▍^(qū)）的實(shí)地調(diào)查。2018年10月2019年4月之間，農(nóng)戶調(diào)查共開(kāi)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(jī)抽樣的方式開(kāi)展。其中，第一次農(nóng)戶調(diào)查開(kāi)展時(shí)間為2018年10月2日10月16日，地點(diǎn)為廣西南寧市和桂林市的西鄉(xiāng)塘、雁山、灌陽(yáng)3縣（區(qū)）;第二次調(diào)查開(kāi)

19、展時(shí)間為2018年11月5日12月16日，地點(diǎn)為湖南長(zhǎng)沙市長(zhǎng)沙縣、益陽(yáng)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(kāi)展時(shí)間為2019年3月22日4月17日，調(diào)查地點(diǎn)為河南信陽(yáng)市光山縣以及安徽蕪湖市和馬鞍山市的南陵、繁昌、當(dāng)涂3縣（市）;由于河南只有信陽(yáng)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(yáng)市的1個(gè)樣本縣。具體的調(diào)查方案為：在每個(gè)縣（區(qū)）隨機(jī)抽取13個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取34個(gè)村，在每個(gè)村隨機(jī)抽取815個(gè)實(shí)際從事糧食生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶;3次調(diào)研共獲得有效問(wèn)卷1 217份。需要指出的是，本文農(nóng)戶調(diào)查對(duì)象均為實(shí)際從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(shí)間的選擇受綠肥種植與生長(zhǎng)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(huì)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(kāi)展的調(diào)查，實(shí)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(shí)間實(shí)際上也正對(duì)應(yīng)著綠肥生長(zhǎng)周期中的播種生長(zhǎng)管理翻壓還田3個(gè)階段，便于課題組深入現(xiàn)場(chǎng)、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(jì)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(guò)程中表現(xiàn)出種植綠肥的意愿和想法，但未能采取實(shí)際行動(dòng)，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(jì)分析顯示，在1 217個(gè)樣本中，有854個(gè)樣本農(nóng)戶具有綠肥種植意愿，本文將基于這部分樣本開(kāi)展實(shí)證分析。在農(nóng)戶存在綠肥種植意愿的前提下，如果沒(méi)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(jì)如表1所示。四、結(jié)果及分析（一）多重共線性檢驗(yàn)從表2中多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，各自變量的VIF值最大為1.96，遠(yuǎn)小于10的臨界值;而CI指數(shù)最大為3.01，同樣小于10;說(shuō)明無(wú)論是從VIF還是CI來(lái)看，各自變量之間不存在多重共線性或共線性較弱，不會(huì)對(duì)模型擬合帶來(lái)

22、影響。因此，本文所選指標(biāo)切實(shí)可行。（二）模型總體檢驗(yàn)表3為依據(jù)極大似然估計(jì)法和SPSS的Enter策略得到的Logit模型的總體檢驗(yàn)結(jié)果，包括對(duì)回歸方程顯著性檢驗(yàn)和回歸方程擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，-2倍的對(duì)數(shù)似然值為915.311，因此模型通過(guò)了似然比檢驗(yàn)。Nagelkerke R2統(tǒng)計(jì)量的值接近1，方程的擬合優(yōu)度較高;Hosmer-Lemeshow統(tǒng)計(jì)量接近于0，同樣驗(yàn)證了較好的擬合效果。表3中統(tǒng)計(jì)量表明，農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離模型通過(guò)總體檢驗(yàn)。（三）模型估計(jì)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(lái)看，受訪者中男性占據(jù)絕大多數(shù);從年齡來(lái)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(guó)農(nóng)村人口老齡化的事實(shí)相符;從受教育程度來(lái)看，以初中及以下為主，接受過(guò)高等教育的受訪者較少，這反映出當(dāng)前農(nóng)村居民文化素質(zhì)仍然普遍較低的事實(shí);從健康狀況來(lái)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(dòng)力來(lái)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(lái)看，家庭年農(nóng)業(yè)收入在6萬(wàn)元以下的農(nóng)戶占比約為70%，其中不足3萬(wàn)元的占37.59%，說(shuō)明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入不高的現(xiàn)狀仍沒(méi)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(duì)農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的實(shí)證模型進(jìn)行

24、回歸估計(jì)，結(jié)果如表5所示。不考慮常數(shù)項(xiàng)的情況下，農(nóng)戶對(duì)化肥減施價(jià)值和地力提升價(jià)值的認(rèn)知，對(duì)生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)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(yíng)以及土地細(xì)碎化程度共9個(gè)變量通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶認(rèn)知、資本稟賦以及政府激勵(lì)方面尚有一些變量沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，有待進(jìn)一步討論。由上述結(jié)果可以看出，Enter策略下有20個(gè)變量雖然被強(qiáng)行納入到方程中，但它們對(duì)農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離并沒(méi)有顯著的影響。為此，本研究采用基于最大似然估計(jì)的向后逐步篩選策略（向后：LR）對(duì)模型做進(jìn)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(yíng)/自有地兼業(yè)經(jīng)營(yíng)、土地細(xì)碎

25、化補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)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(yíng)自有地作為兩個(gè)根源因素影響了農(nóng)戶的兼業(yè)經(jīng)營(yíng)情況，同時(shí)是否經(jīng)營(yíng)自有地還是土地細(xì)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(dòng)的人力資本越豐富，越可能把更多的精力和時(shí)間投入到農(nóng)業(yè)中;經(jīng)營(yíng)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(jìn)行兼業(yè)化生產(chǎn)。其次，兼業(yè)經(jīng)營(yíng)和土地細(xì)碎化作為兩個(gè)間接因素共同影響農(nóng)戶對(duì)當(dāng)前綠肥生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的滿意度。比如，兼業(yè)經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶綠肥種植的機(jī)會(huì)成本較高，這不利于提高農(nóng)戶對(duì)現(xiàn)在補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的滿意度;土地細(xì)碎化程度越高，綠肥種植輕簡(jiǎn)化技術(shù)采用越困難、種植成本越高，使農(nóng)戶對(duì)當(dāng)然補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)

26、滿意越困難。最終，農(nóng)戶對(duì)當(dāng)前綠肥補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)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(dòng)態(tài)博弈的均衡結(jié)果。在博弈過(guò)程中，農(nóng)戶追求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的利潤(rùn)最大化，政府則在承擔(dān)農(nóng)戶行為激勵(lì)職能的同時(shí)追求農(nóng)業(yè)生態(tài)效益最大化20。如果政府的激勵(lì)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(shí)，農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離的“按鈕”將被開(kāi)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(jì)激勵(lì)，或?qū)で筇娲缘?、市?chǎng)化外部激勵(lì)方案，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(dāng)前農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為存在悖離的現(xiàn)象，這對(duì)政府綠肥養(yǎng)地目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)帶來(lái)很大障礙。本文利用湘、贛、桂、皖、豫五?。▍^(qū)）854戶農(nóng)戶實(shí)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(jī)制，探討悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的具體過(guò)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(duì)化肥減施價(jià)值和地力提升價(jià)值的認(rèn)知、對(duì)政府生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)滿意度、受訪者的健康狀況以及經(jīng)營(yíng)自有地、村干部6個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶意愿與行為的悖離具有顯著負(fù)向影響，而受教育程度、兼業(yè)經(jīng)營(yíng)、土地細(xì)碎化變量對(duì)其意愿與行為悖離具有顯著正向影響。前述9個(gè)變量中，健康狀況、經(jīng)營(yíng)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(yíng)、土地細(xì)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(duì)化肥減施價(jià)值和地力提升價(jià)值的認(rèn)知以及對(duì)當(dāng)前綠肥生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的滿意度是影響農(nóng)戶意愿與行為悖離的直接驅(qū)動(dòng)因素。農(nóng)戶意愿與行為悖離過(guò)程如下：路徑一為村干部、受教育程度化肥減施價(jià)值認(rèn)知、地力提升價(jià)值認(rèn)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(yíng)/自有地兼業(yè)經(jīng)營(yíng)、土地細(xì)碎化 補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)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(yíng)自有地、非兼業(yè)經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶作為綠肥種植推廣的潛在目標(biāo)，通過(guò)推進(jìn)這些農(nóng)戶進(jìn)行適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)和專業(yè)化生產(chǎn)，

29、提高其對(duì)經(jīng)營(yíng)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(guò)組織農(nóng)戶培訓(xùn)、親身示范，帶動(dòng)農(nóng)民積極參與綠肥種植實(shí)踐;第三，政府通過(guò)集中宣講、發(fā)放手冊(cè)等方式增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)環(huán)境知識(shí)，同時(shí)，以建立示范基地、現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)等方式向農(nóng)民直觀展示種植綠肥的好處，并將實(shí)驗(yàn)結(jié)果量化后及時(shí)告知農(nóng)戶，提高農(nóng)戶對(duì)綠肥經(jīng)濟(jì)與生態(tài)價(jià)值的全面認(rèn)知;第四，進(jìn)一步優(yōu)化政府綠肥種植生態(tài)政策，特別是及時(shí)調(diào)整補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，使其與當(dāng)?shù)厣鐣?huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及農(nóng)戶需求相匹配，以實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶激勵(lì)效應(yīng)最大化。Reference1劉長(zhǎng)進(jìn)，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(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)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(rèn)知和意愿與行為差異分析基于南寧市兩組不同人群的實(shí)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(rèn)知與行為的一致性研究J.資源科學(xué)，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(gè)玉米種植農(nóng)戶的調(diào)查J.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018，18（4）：137-145，160.6余威震，羅小鋒，李容容，等.綠色認(rèn)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(xué)，2017，3