社會資本對農戶化肥農藥減量技術采納意愿的影響
——基于學習能力的中介和生態認知的調節

項朝陽 紀楠楠

(華中農業大學 經濟管理學院，武漢 430070)

家庭聯產承包責任制實施以來，我國蔬菜產業發展迅速。蔬菜種植面積占農作物種植總面積的比例由1980年的2.16%上升到2018年的12.3%。與此同時，蔬菜生產過程中過量使用化肥農藥的問題逐漸顯現，蔬菜產業平均耗肥量為578.41 kg/hm2[1]，農藥平均施用量為13.49 kg/hm2[2]，過量施用化肥農藥不僅影響蔬菜品質，也對生態環境造成破壞，給國民健康和產業可持續發展留下隱患[3-4]。為此，農業農村部先后推出了“化肥零增長”、“生態農業”等行動，各級政府響應化肥農藥減量政策，積極推廣化肥和化學農藥減量化生產技術(以下統稱“兩減”)，2020年中央一號文件中再次提到要繼續開展化肥農藥減量行動。農民是“兩減”的具體實施者，“兩減”的最終效果取決于農民是否愿意采用“兩減”技術，因此如何增強農戶采納“兩減”技術的意愿是“兩減”成敗的關鍵。

梳理文獻發現，研究化肥農藥施用行為的和農戶技術采納行為的文獻比較豐富，但直接研究“兩減”技術采納意愿的文獻較少。對化肥農藥施用行為的研究集中在化肥農藥施用行為的影響因素方面。現有研究認為化肥農藥施用行為的影響因素主要包括農戶特征[5-6]、種植特征[7-8]、市場因素[9]、環保意識[10]等。

對農戶技術采納行為的研究則主要集中在影響因素和采納動機方面。農戶采納農業技術的影響因素主要包括農戶特征[11-12]、信息獲取水平[13]、學習培訓[14]等，如肖長坤等[14]研究發現田間學校培訓能顯著提高農戶的知識和技能；農戶采納農業技術的動機主要包括風險偏好在內的內部動機[15]和收入預期在內的外部動機[16]。也有文獻證明社會資本能夠顯著促進農業技術采納，如秦明等[17]認為社會資本能夠顯著促進農戶采納測土配方施肥技術，對小學及以下教育程度的農戶技術采納行為起到抑制作用，對初中及以上教育程度的農戶起促進作用；Claudia等[18]的研究發現，對機構的信任感、正式與非正式網絡對農業技術采納都有正向影響。佟大建等[19]發現，社交范圍廣的農戶更有可能采納農業技術，另外社會經濟地位較高的農戶有更多機會獲得技術推廣服務從而采納農業技術。

“兩減”技術進入大眾視野的時間尚短，現有文獻對“兩減”技術采納意愿的研究較少，相關研究集中在農戶化肥農藥施用行為和技術采納行為的探討上。已有學者注意到社會資本和學習能力對農戶采納“兩減”技術行為的作用，但大多只關注了社會資本或學習能力對農戶化肥農藥減量技術的采納意愿有直接影響，而事實上社會資本也能通過影響農戶的學習能力來間接影響“兩減”技術的采納意愿，社會資本相同但學習能力不同的農戶們在“兩減”技術的采納意愿上也存在差別。因此本研究在研究社會資本對農戶“兩減”技術的采納意愿時引入學習能力作為中介變量，并考慮農戶生態認知的調節作用，對于明確社會資本對農戶“兩減”技術的采納意愿的作用機制大有裨益，以期能夠為管理部門制定促進“兩減”的政策提供理論依據。

1 概念界定

1.1 “兩減”技術采納意愿的界定

“兩減”技術即化肥農藥減量技術，陳磊夫等[20]提出“兩減”技術模式主要包括使用有機肥部分替代化肥、使用功能微生物減少化肥農藥施用量技術、使用生態隔離等防御來減少化肥農藥使用量、精準施肥減少化肥用量等技術。意愿是主觀性思維，產生意愿之后會盡力達成這個目標，本研究認為農戶“兩減”技術采納意愿主要包括行為意愿和最終參與的意愿，從已經開始采納“兩減”技術以及愿意繼續采納“兩減”技術兩個維度衡量農戶“兩減”技術采納意愿。

1.2 社會資本的界定

社會資本的研究最早集中于社會學領域，Hanifan[21]在《鄉村學校社區中心》一書中，首次提及了社會資本這一概念；法國社會學家Bourdiera[22]在《社會科學研究》雜志“社會資本隨筆”一文中，正式提出了社會資本，使社會資本開始受到學術界的關注。由于研究背景和目的不同，學者們對社會資本有不同的定義。1986年，Bourdiera[22]明確提出“社會資本”是以社會關系網絡為核心，認為社會資本是特定群體內成員共同擁有的現實或潛在的財產，并為成員提供資源支持；1993年，Putnam[23]在《使民主運轉起來》一書中提到社團參與中的信任和社會規范的作用，指出社會資本是社會組織的特征，應包括網絡、信任和規范；隨著研究的深入，社會資本的內涵逐漸向信任、網絡和規范3個方面收斂[24]。本研究采用Putnam的觀點，從社會網絡、社會信任、社會規范的角度衡量社會資本。

1.3 農戶學習能力的界定

劉正[25]將農戶學習行為(過程)劃分為6種：習慣化、經典式條件反射、操作式條件反射、悟性學習、模仿情緒感應、印記。趙亞翔等[26]采用內容分析法對CNKI中國全文數據庫中符合要求的關于學習能力定義的54篇文獻進行探討，最終將學習能力定義為具有基本學習能力和拓展學習能力兩個基本方面在內的多種能力要素組成的有機系統。在此基礎上，本研究將農戶學習能力定義為：生活在特定環境中的農戶，利用環境內資源產生的刺激使其自身具備獲取信息、利用信息和適應新事物的能力。梳理文獻發現，已有學者將學習能力引入農業研究，對農戶學習能力如何影響農業技術采納行為展開了探討。由于農戶的信息來源主要集中在鄰里、村干部和相關農技人員，個體與他人交流互動越多，獲取知識越多，學習能力越強。本研究借鑒已有文獻，主要從得到村干部與技術人員的幫助以及與村干部和技術人員交流、向當地種植大戶學習技術經驗的程度3個維度測量農戶學習能力。

1.4 生態認知的界定

張淑嫻等[27]認為生態認知是個體對周圍生態環境變化的感知，是實施生態保護行為的基礎；張瑤等[28]認為生態認知是牧戶對自然資源所提供的生態服務的重要性的認知；姜維軍等[29]認為農戶生態認知是農戶是否懂得在生產生活中減少對自然環境的破壞和如何保護生態環境等。梳理文獻可知，目前學術界對生態認知沒有統一的定義，對生態認知的測量也尚未統一。史恒通等[30]從行為態度、主觀規范、感知行為控制3個維度衡量農戶生態認知對退耕還林的影響。本研究借鑒已有研究，將生態認知定義為農戶根據生產生活過程中接觸的信息所形成的對生態環境的認識，反應農戶是否懂得如何保護生態環境；根據研究內容，從生產和生活兩個方面測量農戶生態認知。

2 理論分析與研究假說

2.1 社會資本與農戶“兩減”技術采納意愿的關系

農戶采納“兩減”技術是一個復雜的決策行為，需要信息和知識儲備的支撐以避免因認知偏差而導致決策風險。社會網絡能夠幫助農戶了解到更優質的市場信息、技術信息和技術成果，從而減少農戶的認知偏差，降低農戶的決策風險，因而社會網絡越發達的農戶對“兩減”技術信息了解越多，認識偏差就會越小，接受新技術的可能性就越大；社會信任有利于信息交換，可以將信息轉化為有用知識[31]，農村地區更依賴人際關系，鄰里之間的信任能夠促進信息在農戶間的流動和轉化，幫助農戶理解與采納“兩減”技術；另外，長期生活在同一環境中的農戶非常看重自己的聲譽，注重周圍農戶的對自己的看法，因而在決策時會盡可能的使其行為與他人保持一致，符合正式或非正式規范，已有研究表明社會規范顯著促進農戶采納化肥減量化措施[32]。因此，本研究提出假設：

H1：社會資本正向影響“農戶”兩減技術采納意愿。

H1a：社會網絡正向影響農戶“兩減”技術采納意愿。

H1b：社會信任正向影響農戶“兩減”技術采納意愿。

H1c：社會規范正向影響農戶“兩減”技術采納意愿。

2.2 農戶學習能力與農戶“兩減”技術采納意愿的關系

學習是在經驗作用下發生行為相對持久的改變[33]，是農戶技術采納過程的關鍵行為[34]。在以血緣和地域為紐帶的農村，學習鄰里行為是一種非常普遍的現象，如果周圍有農戶開始使用“兩減”技術，部分農戶會自發了解相關信息，在學習新技術的過程中，新技術的使用經驗逐漸增加，關于不了解新技術而不愿采納新技術的阻礙逐漸減少，農戶會逐漸接受新技術，所以農戶具備一定的學習能力可以提高其自身技能、識別風險、正確認識新技術并減少對新技術的不確定性，提高農戶對新技術的采納意愿。已有研究證明了農戶學習能力對農業技術采納具有正向影響，如喬丹等[13]、郭格[35]研究發現農戶學習能力對農戶采納節水灌溉技術具有正向促進作用；朱啟臻[36]認為培育新型職業農民是推動中國農業轉型發展的根本途徑，農戶學習能力是促進農戶采納“兩減”技術過程中不可忽視的重要因素。可見農戶認識技術到采納技術的過程是不斷學習和調整的過程，農戶技術采納意愿必定受自身學習能力的正向影響。因此，本研究提出假設：

H2：學習能力正向影響農戶“兩減”技術采納意愿。

2.3 社會資本與農戶學習能力的關系

農戶學習能力在一定程度上取決于社會資本[37]。農戶的學習能力是從社會環境中獲取關鍵信息并加以利用的能力，社會資本可以為農戶提供信息的資源互補，社會資本的影響越強，農戶獲取信息的廣度與深度就越大。一般來說，長期生活在特定關系網絡中的農戶之間社會距離較近，具有類似的信息源，更易產生認同感和親切感。同時，社會信任可以增加不同社會群體之間的信息流動[38]，進而彌補社會資本異質性導致的技術學習差距。因此，具體到生活在鄉土社會中的農戶，他們有著穩定的社會網絡和社會信任，二者會促進新技術信息在農戶間的傳播；另外，社會網絡環境中的農戶間具有共同的行為期望，群體內規范使得農戶開始學習新知識。因此，本研究提出假設：

H3：社會資本正向影響農戶學習能力

H3a：社會網絡正向影響農戶學習能力

H3b：社會信任正向影響農戶學習能力

H3c：社會規范正向影響農戶學習能力

2.4 學習能力的中介作用分析

學習能力是個體為了適應復雜環境而產生的能力，外界大環境必定會對農戶學習能力產生影響，個體在此影響過程中獲取適合自己的模范行為,隨后做出與之對應的行為[39]，學習能力在此過程中起著橋梁的作用。農村的生活環境普遍存在“羊群效應”，即農戶間的生產行為經常互相模仿，并逐漸趨于一致，學習能力有助于農戶有效準確地將他人生產行為轉化為自身經驗。具體到農戶學習能力的中介作用，則是農戶利用多種方法從其復雜的生活環境中獲取有益于農業生產的市場信息和技術信息，篩選和利用這些信息來提高自身適應變化的生產環境的能力，從而提高農戶“兩減”技術采納意愿。綜合前述分析，社會資本不僅直接影響農戶“兩減”技術采納意愿，也通過影響農戶學習能力間接影響農戶“兩減”技術采納意愿，因此本研究構建基于學習能力為中介的研究模型，中介路徑為“社會資本—學習能力—‘兩減’技術采納意愿”，并提出假設：

H4：學習能力在社會資本與農戶“兩減”技術采納意愿之間具有中介作用

H4a：學習能力在社會網絡與農戶“兩減”技術采納意愿之間具有中介作用

H4b：學習能力在社會信任與農戶“兩減”技術采納意愿之間具有中介作用

H4c：學習能力在社會規范與農戶“兩減”技術采納意愿之間具有中介作用

2.5 生態認知的調節作用分析

根據行為經濟學理論，科學分析不確定決策時需要考慮心理因素[40]，分析農戶生態認知能夠有效揭示農戶行為機制[41]。就農戶“兩減”技術的采納意愿而言，在不考慮生態認知的前提下，學習能力會直接影響農戶“兩減”技術的采納意愿。而在生態認知的影響下，農戶學習能力向農戶“兩減”技術采納意愿的轉化程度會呈現差異性，即學習能力相同的農戶們在決定是否采納“兩減”技術時，生態認知水平在強度上發生變化，學習能力向農戶“兩減”技術的采納意愿的轉化程度會隨之發生相同的變化。可見，學習能力對農戶農業技術采納意愿具有重要作用,生態認知能夠增強這種作用，即生態認知對農戶農業技術采納意愿起著調節作用。因此，本研究提出假設：

H5：生態認知正向調節農戶學習能力與“兩減”技術采納意愿關系。

綜合上述分析和理論假設，本研究概念模型如圖1 所示。

圖1 概念模型

3 研究設計與樣本分析

3.1 數據來源

本研究數據均通過實地問卷調查獲得，調研對象為蔬菜種植戶。調研時間為2019年11月—2020年1月。調研地點為上海市青浦區、湖北云夢縣、武漢市新洲區與嘉魚縣、重慶市潼南區，5個縣(區)均屬于我國580個蔬菜生產重點縣(區)，其中上海市青浦區和武漢市新洲區是城郊蔬菜的典型代表，多種植滿足本地城市供應的速生菜；湖北省云夢縣、嘉魚縣、重慶潼南區屬于典型的蔬菜產區，種植品類繁多，產品參與全國蔬菜的供應。依據隨機抽樣原則，調研人員隨機抽取農戶，入戶或在田間地頭進行問卷調查。本次調研共發放問卷338份，收回問卷338份，去除無效問卷、關鍵變量缺失問卷，共獲得有效問卷326份，問卷有效率為96.4%。

調查問卷包括農戶社會資本、學習能力、“兩減”技術采納意愿和生態認知等核心概念。其中“兩減”技術采納意愿主要從愿意繼續采納“兩減”技術以及已經開始采用“兩減”技術兩個方面測量，共2個題項；社會資本通常是生活的某區域環境內可以相互影響的網絡、信任、標準和價值觀等，本研究將社會資本分為社會網絡、社會信任、社會規范3個維度來測量，共11個題項，結合農戶實際生活狀況，參照喬丹[42]的測量題項來測量社會網絡和社會信任，參考郭清卉等[32]的測量題項來測量社會規范，分別有4、3和4個題項(如“我家和親戚朋友之間經常彼此走動”“我愿意借東西給周圍的人”“鄰居已經或正在不再過量使用肥料”等)；學習能力和生態認知借鑒姜維軍等[29]的測量題項來測量，分別有3和4個題項(如“我有向當地種植大戶學習技術經驗”“我懂得如何進行種植用地的保護”等)。本研究所有題項均采用李克特七點量表進行測量，并對各個變量的題項得分加總，求平均數作為該變量的得分。選取農戶年齡、性別、文化程度、家庭年收入、種植年限和種植面積、是否參加農業政策講座和是否了解“兩減”技術作為控制變量。

3.2 樣本基本情況

最終取得的有效樣本中，男女樣本占比分別為54.91%、45.09%；樣本年齡集中在46～60歲和61歲及以上兩個區間，占比分別為59.51%和31.29%；教育程度普遍較低，小學及以下和初中學歷的農戶總占比92.02%；農戶種植年限超過10年以上的占比82.21%；多以小規模種植為主，0.667 hm2及以下的樣本占83.13%；家庭年收入在 40 000 元以下的農戶家庭占比71.78%。綜合來看，當前蔬菜種植群體仍以高年齡層和低教育程度為主，樣本農戶的總體特征與我國當前的農村特征基本一致。另外，樣本中參與過農業政策培訓的僅占比24.54%，聽過以及了解“兩減”政策的占比33.44%，表明我國蔬菜種植戶的相關政策宣傳有待提高。

表1 樣本農戶的基本特征

3.3 描述性統計分析

從核心解釋變量來看，社會網絡、社會信任、社會規范均值分別為4.575、5.527、4.824，社會資本均值為4.975，表明農戶社會網絡、社會信任、社會規范水平較高，社會資本也較高，中國農村依然是“熟人社會”；學習能力和生態認知均值分別為3.765和4.848，表明農戶的學習能力有待提高，生態認知水平較高。從被解釋變量來看，“兩減”技術采納意愿平均值為5.011，表明農戶采納“兩減”技術的意愿較高。從控制變量來看，分別有75.5%和66.6%的農戶沒有參加農業政策講座培訓和“兩減”政策。通過與農戶交談，了解到村里定期發布市、鎮政府舉辦農業政策或農業技術講座的通知，但參與人員基本在種植大戶里選擇，另外也有部分農戶以自家種植規模較小、學習能力差為理由拒絕參與，這些因素都可能導致農戶獲取技術信息不及時、學習積極性不高，最終影響技術采納意愿。

表2 變量的描述性統計

4 數據分析

4.1 信度與效度分析

利用SPSS22.0進行數據信度檢驗。如表3所示，潛變量的Cronbach’ α值均在0.7以上，表明潛變量內部一致性較好。對本研究整體量表進行KMO和Bartlett球形檢驗，KMO值為0.843，Bartlett檢驗近似卡方4 142.441(自由度為190)，在P<0.001上達到顯著，表明本研究適合做因子分析。潛變量題項的標準載荷基本都在0.6以上，大部分超過0.7；組合信度均在0.7以上，平均提取方差除卻社會網絡與社會信任分別為0.371和0.466，其余均在0.5以上，組合信度超過建議值0.6，平均提取方差理想值除社會網絡和社會信任為可接受外，其余變量均較理想，結合表4每個潛變量平均提取方差的平方根大于其他變量之間的Pearson相關系數，說明本研究具有良好的收斂效度和區分效度。

表3 信度與效度分析

表4 潛變量區分效度

利用Amos 17.0進行模型適配度分析，模型主要適配指標χ2/df =2.779，RMSEA=0.074，GFI=0.911，NFI=0.915，CFI=0.944，IFI=0.944，TLI=0.929，簡約適配指標PCFI=0.747，PGFI=0.636，PNFI=0.725，均達到模型標準值，說明模型適配度良好。

4.2 假設檢驗

4.2.1直接效應檢驗

以農戶“兩減”技術采納意愿為因變量，分別以社會網絡、社會信任、社會規范、學習能力為自變量做回歸分析。由表5可知，社會網絡對農戶“兩減”技術采納意愿的β值為0.297(M12，P<0.001)，社會信任對農戶“兩減”技術采納意愿的β值為0.588(M13，P<0.001)，社會規范對農戶“兩減”技術采納意愿的β值為0.309(M14，P<0.001)，說明社會網絡、社會信任、社會規范均對農戶“兩減”技術采納意愿具有顯著正向影響，假設H1a、H1b、H1c得到驗證，因此假設H1得到驗證；學習能力對農戶“兩減”技術采納意愿的β值為0.263(M15，P<0.001)，學習能力對農戶“兩減”技術采納意愿具有顯著正向影響，假設H2得到驗證。

表5 社會網絡、社會信任、社會規范、學習能力對農戶“兩減”技術采納意愿的直接效應回歸結果

以農戶學習能力為因變量，分別以社會網絡、社會信任、社會規范為自變量做回歸分析。由表6可知，社會網絡對農戶學習能力的β值為0.451(M17，P<0.001)，社會信任對農戶學習能力的β值為0.255(M18，P<0.01)，社會規范對農戶學習能力的β值為0.350(M19，P<0.001)，說明社會網絡、社會信任、社會規范對農戶學習能力均具有顯著正向影響，假設H3a、H3b、H3c得到驗證，因此H3得到驗證。

表6 社會網絡、社會信任、社會規范對學習能力的直接效應回歸結果

4.2.2中介效用檢驗

本研究遵循Baron 與 Kenny的驗證方法進行逐步回歸檢驗中介效用。在上文直接效應檢驗的基礎上，以農戶“兩減”技術采納意愿為因變量，將社會網絡、社會信任、社會規范分別與學習能力同時作為因變量進行回歸分析，以此來檢驗中介效用。由表7可知，以社會網絡與學習能力為自變量對農戶“兩減”技術采納意愿回歸分析的β值為0.214和0.183(M22，P<0.001，P<0.01)，以社會信任與學習能力為自變量回歸分析的β值為0.537和0.198(M22，P<0.001)，以社會規范與學習能力為自變量回歸分析的β值為0.252和0.163(M22，P<0.001，P<0.01)，均達到顯著水平，說明社會網絡、社會信任、社會規范都通過學習能力影響農戶“兩減”技術采納意愿，學習能力起到部分中介作用。假設H4a、H4b、H4c均得到驗證，因此H4得到驗證。

表7 學習能力在社會網絡、社會信任、社會規范與“兩減”技術采納意愿影響的中介效用檢驗結果

4.2.3調節效應檢驗

鑒于本研究所有潛變量均為連續型變量，所以對調節變量和中介變量進行標準化處理，再將標準化后的調節變量與中介變量的乘積作為交互項進行逐步回歸，以此做調節效應檢驗。調節效應檢驗按照溫忠麟的檢驗方法，以農戶“兩減”技術采納意愿作為因變量，以學習能力與生態認知作為自變量進行回歸(M32)，再將交互項加入自變量進行回歸(M33)。檢驗結果如表8所示，學習能力與生態認知的交互項的β值0.098(M33，P<0.01)，說明生態認知在農戶學習能力與“兩減”技術采納意愿之間具有調節作用，假設5得到驗證。

表8 生態認知在學習能力對農戶“兩減”技術采納意愿影響中的調節效應回歸結果

5 研究結論與政策啟示

本研究利用湖北、上海、重慶市(省)的326份調研數據，采用多元線性回歸分析了社會資本對農戶“兩減”技術采納意愿的影響，探討了學習能力在二者間的中介機制，分析了生態認知對學習能力影響“兩減”技術采納意愿的調節作用。結果表明，社會資本對農戶“兩減”技術采納意愿具有正向影響，其中社會信任對“兩減”技術采納意愿影響作用最大，社會網絡次之，社會規范最小；學習能力在社會網絡、社會信任、社會規范與“兩減”技術采納意愿之間均具有部分中介作用；生態認知正向調節學習能力向“兩減”技術采納意愿的轉化，即農戶生態認知程度越高，學習能力對“兩減”技術采納意愿的影響越強，反之生態認知程度越低，學習能力對“兩減”技術采納意愿的影響越低。

基于以上結論，本研究得出如下啟示：一是利用農村社區資源提高農戶社會資本。注重創建有利于農村社區交流信息的環境，充分利用本地擁有的傳統文化資源，舉辦聚民惠民活動，培育農村社區非正式組織，促進區域內農戶間的交流，增進農戶間的互信；建立鄉規民約，規范農村社區內農戶行為，倡導鄰里互助，營造風清氣正的社會氛圍。二是培養農戶學習新型技術的能力。加強鄉村文化建設，建設鄉村圖書館、定期舉辦有針對性的生產技術培訓和農業技術信息宣講會來提高農戶科技素養；重視農村領頭人培訓工作，通過領頭人的示范帶動提高農村社區整體科技素質的提升。三是提高農戶環保意識。利用村廣播、宣傳欄張貼環保圖畫和宣傳車等方式宣傳“綠水青山就是金山銀山”的綠色發展理念；大力宣傳和推廣“兩減”技術，指導農戶科學施肥用藥；注重村莊環境建設，在日常生產生活中培養農戶環保習慣。