綠色信貸對農戶生態農業技術實施行為的影響
——基于生態認知的中介作用及農業收入占比的調節效應

鄭駿川，蘇 莉

一、研究背景與理論綜述

農為邦本，本固邦寧。在國家的高度重視下，我國農業的發展取得了舉世矚目的成就。然而，長期化肥農藥投入品濫用、農業廢棄物不恰當處置、農業資源過度消耗等粗放式生產方式，導致農業生態環境持續惡化、農產品質量安全問題屢見不鮮、農業生產資源日益枯竭等一系列負面問題出現，[1](p186-195)[2](p8-13)這嚴重威脅我國農業生產力水平提升、農民增收致富以及農業可持續發展。為此，黨的十九大報告及近年來的“1號文件”均提出，要推動農業投入品減量化、農業廢棄物資源化運用，形成農業綠色生態生產方式的新時代現代農業發展方向。以上文件精神可見，大力推廣生態農業技術，發展生態農業，不僅是破解農業資源與農村環境協同發展的題中之義，更是推動現代農業高質量發展的必然抉擇。

科學引導農業生產者形成廣泛的生態農業技術采納機制，成為關系農業生態化轉型升級發展的關鍵。[3](p118-135)大量文獻探究了農戶生態農業技術行為決策的影響因素，包括生產者個人特征、[4](p57-71)[5](p680-687)[6](p1-13)資源稟賦、[7](p328-344)[8](p78-89)[9](p35-42)政府規制[10](p186-195)[11](p1227-1239)[12](p49-56)等。其中，生態農業需以先進技術為支撐，充足的資金保障成為影響生態農業技術采納的核心因素。[13](p475-488)[14](p10-19)當前農業領域財政投入不足且存在資金使用效益低下等問題，[15]而傳統農村信貸約束對生態農業技術的采用具有抑制作用，[16](p54-62)學界一直致力于尋求一種“環境保護”與“資金融通”相結合的資金供給方式，試圖破解生態農業發展過程中的資金困境。[17](p99-105)[18](p119-128)綠色信貸作為綠色金融體系的核心構成部分，在推動產業結構綠色轉型升級、促進綠色經濟發展方面發揮著積極作用。[19][20]綠色信貸是基于生態環境的信貸配給規則，①綠色信貸的配給規則是指對綠色生態項目加大信貸傾斜力度，而對高污染高排放項目實施融資懲罰。通過宣傳可持續發展理念影響借款者的生態價值觀與環保意識，促進綠色生產生活方式形成，從而獲得信貸資金支持條件，以實現經濟可持續發展。[21](p900-906)因此，從影響機制上看，生態認知在綠色信貸影響生態農業行為選擇過程中發揮著至關重要作用。其中，生態認知在地膜回收、[22](p54-59)秸稈還田、[23](p39-48)施用有機肥、[2](p8-13)稻蝦共養技術[24](p198-208)等生態農業行為中的積極作用已得到現有文獻的廣泛肯定。

現存文獻在信貸支持、生態認知對農戶生態農業技術實施行為的影響方面進行了一定探討，但在以下方面仍存局限：一是既有研究雖探討傳統信貸約束對生態農業技術推廣的影響，但較少對綠色信貸規制農業生態化轉型的效應進行實證研究；二是既有關于綠色信貸環境規制原理的研究，雖已經意識到生態認知提升對生態農業技術采納的積極作用，但還未驗證綠色信貸通過生態認知這一中介變量對生態農業生產方式的傳導機制，沒有建立“綠色信貸—生態認知—行為決策”的系統分析框架；三是現有研究尚未考慮農業收入占比在生態認知對生態農業技術采納的調節效應。農戶農業收入占比不僅反映其對農業生產的重視程度，而且還影響到農業新技術的可投入資金來源，關系到“生態認知—行為決策”轉化過程的實現，故農業收入占比需作為調節變量納入分析框架；四是生態農業行為體現為多種形式，單一的生態農業方式無法科學全面地反映綠色信貸對農戶生產方式的采納效果。

據此，本文基于重慶潼南區1168 戶農戶的調查數據，以秸稈還田、有機肥施用、測土配方施肥等生態農業技術采納行為為研究對象，綜合運用因子分析法、bootstrap 有調節的中介作用檢驗法，考察綠色信貸對農戶生態農業技術實施行為的直接影響，以及綠色信貸通過提升農戶的生態認知對生態農業技術選擇行為的間接影響，并對生態認知影響農戶生態農業技術決策過程中農業收入占比的調節效應進行驗證，以期在鄉村生態文明建設背景下，為推廣生態農業生產方式，推進現代農業可持續發展提供實證支持與政策參考。

二、研究設計

（一）數據與樣本

本文數據主要來源于課題組2020 年9—10 月對重慶市潼南區開展的實地問卷調查。重慶市潼南區被譽為中國西部綠色菜都，曾被農業部評為“全國無公害農產品（種植業）生產示范基地縣先進單位”，在此進行生態農業相關研究具有區域代表性。采用分層調查與隨機抽樣相結合的方式開展本次問卷調查。具體而言：首先，在潼南區內隨機抽取鄉鎮10 個；其次，在每個鄉鎮內隨機抽取村莊8個；最后，在每個村莊內隨機抽取參與問卷作答的農戶15 人。調查問卷涵蓋信息包括農戶及家庭特征、生產經營狀況、生態農業實施情況等方面的內容。本次調查共發放問卷1200 份，在剔除信息不足、邏輯混亂等無效問卷后，最終獲得有效問卷1168份，有效率為97.3%。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為生態農業技術，基于調查地區生態農業技術的普及推廣實際，本文以秸稈還田、有機肥施用、測土配方施肥技術代表生態農業技術，探究綠色信貸對農戶生態農業生產行為決策的影響。此變量為二元虛擬變量（取值1 或0），賦值為1 意味農戶實施某種生態農業技術，賦值為0意味農戶未實施生態農業技術。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為綠色信貸。問卷中“請問您在生產經營中是否具有綠色貸款余額”來反映農戶是否獲得綠色信貸支持，此變量為二值虛擬變量，賦值為1代表農戶獲得綠色信貸，賦值為0代表農戶未獲得綠色信貸。

3.中介變量

本文的中介變量為生態認知，它是個體對生態科學基本知識、生態環境及生態服務系統、生態保護政策的了解程度，是個體形成生態價值觀并進而實施生態友好行為的基礎。[25](p109-116)綠色信貸通過信貸配給手段影響借款者的生態環保意識，促進綠色生產方式形成。[26](p532-545)[27](p149-157)本文選取“對農業生態保護政策的了解度”“對有機肥、配方肥、秸稈還田的了解度”“生態農業技術的重要性”“知道如何保護生態環境”4 個指標來反映農戶的生態認知狀況，每個指標采用李克特五分量表法進行衡量。

4.調節變量

本文的調節變量為農戶家庭一年的農業收入占家庭總收入的比重。農業收入占比不但可以反映農戶對農業生產的關注程度，還關系農業新技術的可投入資金保障，進而影響生態認知到生態農業生產行為的轉化過程。因此，本文預期農業收入占比在生態認知影響生態農業技術采納過程中存在調節效應。

5.控制變量

本文對控制變量的選取，參考張童朝等、[8](p78-89)魏昊等、[15](p56-66)閆迪和鄭少鋒[28](p76-84)等學者的做法，將農戶的年齡、性別、受教育年限等農戶個人特征，農戶家庭人口數、耕地規模和社會網絡等家庭稟賦特征，農業技術推廣次數、農業技術示范戶等農業技術推廣特征，地塊離家距離、地塊土質等地塊特征作為控制變量納入模型。上述變量的描述性統計結果詳見表1。

表1 變量描述性統計說明

（三）模型設定

1.主成分因子分析

由于本文的中介變量——生態認知通過4 個二級指標進行衡量，各指標之間存在很強的相關關系或者存在很強的信息重疊，如果直接進行計量建模容易出現變量間的多重共線性問題。故本文采用主成分因子分析法對生態認知指標體系進行降維處理，僅保留較少有效信息，通過計算因子綜合得分來度量農戶的生態認知水平。具體步驟如下：

第一步，檢驗生態認知評價指標體系是否適合適用因子分析。經檢驗各指標的KMO 綜合值為0.773，巴特利特球形檢驗卡方值為2635.645（在1%水平內顯著），這表明原始指標適合開展因子分析。

第二步，提取公因子。采用最大方差法進行因子旋轉，然后運用主成分法提取特征值大于1 的公因子，最終提取2 個公因子，公因子累計方差貢獻率為82.742%，表明公因子保留了原始變量中絕大部分有效信息。

第三步，計算因子得分。計算方法如下：

公式（1）中，Fi為農戶第i個公因子的得分，X1～Xp為生態認知下設的4 個二級指標變量，αi1～αip為各二級指標所占的權重。

第四步，計算農戶生態認知綜合評價得分。以2 個公因子的方差貢獻率（公因子1、公因子2 的方差貢獻率分別為47.738 和35.004）為權重，計算加權因子得分，便可得到生態認知變量的綜合評價得分值。計算公式：

生態認知=（F1×47.738+F2×35.004）/82.742

2.bootstrap有調節的中介作用檢驗法

參考國內外文獻的經驗做法，[16](p54-62)[28](p76-84)[29](p185-227)本研究采用基于bootstrap 的有調節的中介作用檢驗方法，來對綠色信貸影響農戶生態農業技術采納決策中，生態認知對生態農業技術選擇行為的中介作用以及農業收入占比的調節效應進行實證檢驗。模型具體表述如下：

式（2）—（4）中，Yi代表第i種生態農業生產技術，X代表綠色信貸，Z代表中介變量（生態認知），T 代表調節變量（農業收入占比），μ1—μ2為模型的隨機誤差項，a，a′，b，c，d為模型的待估計參數。式（2）刻畫的是綠色信貸對農戶生態農業技術選擇的直接影響，式（3）刻畫的是綠色信貸對生態認知的影響，式（4）刻畫的是綠色信貸通過受農業收入占比調節的生態認知對生態農業技術選擇的間接影響。

三、實證研究結果

（一）綠色信貸對生態農業技術采納的直接影響

綠色信貸對農戶生態農業技術采納的直接影響檢驗結果見表2。bootstrap 對直接作用（中介作用）的顯著性判斷規則：[28](p76-84)1.如果置信區間的上下限值均為正，說明直接作用（中介作用）具有顯著性正向影響；2.如果置信區間的上、下限值分別為正、負，說明直接作用（中介作用）影響不顯著；3.如果置信區間的上、下限值均為負，說明直接作用（中介作用）具有顯著性負向影響。根據以上經驗規則可知，綠色信貸對以秸稈還田、有機肥施用、測土配方施肥為代表的生態農業技術采納行為均有顯著性正向影響。綠色信貸的原理為基于生態環境的信貸配給，即在同等條件下加大對生態綠色項目的信貸傾斜力度，而對重污染高排放項目實施信貸約束，進而推動經濟向綠色生態化轉型。以本文列舉的3 類生態農業技術為例，不管是秸稈還田機械、商品有機肥等農機農資的購買，還是測土配方施肥技術的引進，均離不開綠色信貸資金的支持，生態農業技術決策具有較強的金融依賴性，綠色信貸對生態農業技術的采納及推廣具有積極作用得到本文實證結果的支持。

表2 綠色信貸對生態農業技術采納的直接影響結果

（二）生態認知在綠色信貸影響生態農業技術采納決策中的中介效應

生態認知的中介作用檢驗結果見表3。可以發現，綠色信貸通過影響農戶的生態認知從而對有機肥施用具有顯著正向影響。這是因為綠色信貸通過金融杠桿向農戶傳遞了生態價值觀及可持續發展理念，讓農戶意識到只有從事綠色生態生產活動才可能獲得信貸資金支持，從而在潛移默化中影響農戶的行為決策方式，促進農業生態生產方式形成，故而農戶選擇更加生態環保的有機肥施用方式的可能性更大。

此外，在綠色信貸影響秸稈還田和測土配方施肥技術選擇過程中，生態認知的中介作用僅在農業收入占比位于平均值的農戶組及高于均值農戶組（均值+標準差）中影響顯著，而在低于均值農戶組（均值-標準差）中影響不顯著?？赡艿脑蚴牵恨r業收入占比能夠反映出家庭的收入結構，農業收入占比越低的農戶家庭，說明其主要收入來源并非依賴農業生產經營，故低農業收入占比組農戶可能對農業生產重視不夠，不會對農業生產投入過多的資金與技術。對于秸稈還田而言，其技術的實現通常需要相應機械化設備（如秸稈粉打包機、粉碎機等）作為保障，農機設備購買作為一次性大筆投入資金成本，需要在未來長期的農業生產中加以攤銷回收。故對農業生產不太重視的低農業收入占比組農戶不愿意投入大量資金購買秸稈回收輔助設備，而更可能對秸稈進行焚燒或隨意掩埋處理；對于測土配方施肥技術而言，這是較普通化肥投入更高、見效更慢的生態農業技術，看重短期利益實現的低農業收入占比組農戶很明顯會更加可能選擇成本更低、見效更快的普通化肥。以上原因導致生態認知在秸稈還田和測土配方施肥技術選擇中的中介作用在低農業收入占比組農戶并不顯著。

（三）農業收入占比在綠色信貸影響生態農業技術選擇路徑中的調節效應檢驗

bootstrap 有調節的中介作用檢驗法，首先按照均值和均值加減一個標準差將調節變量分為高、中、低3 個組別，再結合各個組別中介作用系數差異來判定調節變量是否具有顯著性。調節變量的顯著性判定標準分為4 種情況：第一種情況，至少有一個組別的中介作用顯著，方可進一步討論調節效應的顯著性；如各組別中介作用不顯著，則調節效應不顯著。第二種情況，若各組別的中介作用存在顯著和不顯著兩類，則意味組間中介作用存在明顯的差異，認為調節變量具有顯著性影響。第三種情況，若各組別的中介作用均為顯著，則需要結合中介作用系數的符號變化來最終判定調節效應的顯著性。若各組別中介作用系數符號存在正、負兩種情況，說明組間中介作用存在明顯的差異，認為調節變量具有顯著性影響；否則，調節效應不顯著。第四種情況，若各組別中介作用均顯著且系數符號完全一致，則需通過進一步計算中介作用系數差異率來最終判定調節效應的顯著性情況。系數差異率計算方法為：

（5）式中，β高、β低分別代表調節變量高、低水平組的中介作用系數，分別代表調節變量高、低水平組中介作用系數標準差的平方。

表3 的檢驗結果顯示，生態認知在秸稈還田和測土配方施肥技術選擇中的中介作用在低農業收入占比組農戶不顯著，但在中、高農業收入占比組農戶的中介作用顯著，根據調節變量顯著性判定準則第二條，則說明農業收入占比對生態認知影響秸稈還田和測土配方施肥技術采納行為存在顯著的正向調節效應。農業收入占比高說明農戶的收入主要來源于農業生產，側面反映出農戶對農業生產的重視度較高，促使農戶投入更多的資源來提高未來農業生產收入，這無疑能夠對秸稈還田、測土配方施肥技術的采用提供充足的資金支持。相反，對于低農業收入占比組農戶而言，即使認識到生態農業技術對于生態環境的重要性（生態認知較高），但出于對農業生產的關注不夠及資金支持不足，也無法實現由“生態認知—生態農業行為”過程的實際轉化，阻礙了生態農業技術的采納。

表3 條件中介作用及調節效應檢驗結果

此外，對于有機肥施用行為，在不同農業收入占比組農戶下，生態認知的中介作用均顯著且系數全部為正，根據調節變量顯著性判定準則第四條，認為農業收入占比對生態認知影響農戶有機肥施用存在顯著的正向調節效應。隨著農戶生態認知水平的提升，更多的農戶意識到有機肥施用對于土質改善、農產品經濟效益提升、生態環境保護等方面所發揮的積極作用，不同收入組農戶可選擇適合自己資金預算內的有機肥選擇方式。低收入組農戶可以選擇施用自家農家肥，而高收入組農戶可以選擇更加便利的商品有機肥，但是高收入組農戶對于有機肥的選擇更大、施用有機肥的概率更高。

表4 為有調節的中介作用模型控制變量估計結果。一方面，戶主年齡越大、地塊離家距離越遠，生態農業技術采納的可能性就越低?？赡艿脑蚴牵耗挲g越大的農戶對農業生產的新技術和新方法接受能力較弱，而地塊離家越遠增加了農業生產相關農資農機搬運的難度，不利于農戶實施生態農業行為。另一方面，戶主的教育年限越高、農業技術推廣活動開展次數越多、地塊土質越差，則生態農業技術實施的可能性就越高?？赡艿脑蚴牵航逃晗拊介L的農戶對農業新技術的學習能力和接受能力更強，農業技術推廣活動的開展利于農戶接觸到生態農業技術的新技術與方法，地塊土質越差的農戶更有動力通過采用生態農業技術改善土質從而提高農作物產量，這均有利于農戶對生態農業技術的采納。最后，其他控制變量影響不顯著。

表4 控制變量估計結果

四、結論與建議

（一）研究結論

本文采用bootstrap 有調節的中介作用檢驗法，對綠色信貸、生態認知、農業收入占比、生態農業技術采納行為之間的關系進行了實證檢驗，結論如下：

第一，綠色信貸顯著正向影響農戶對秸稈還田、有機肥施用、測土配方施肥技術的采納，表明綠色信貸對生態農業技術的采納與生態農業生產方式的推廣具有積極作用。

第二，生態認知在綠色信貸影響有機肥施用、中高農業收入占比組農戶的秸稈還田和測土配方施肥行為中具有正向中介作用，但在低農業收入占比組農戶秸稈還田和測土配方施肥行為中的中介作用不顯著。

第三，農業收入占比在生態認知影響農業秸稈還田、有機肥施用和測土配方施肥技術采納行為中的調節效應顯著，說明農業收入占比能有效促進生態認知向生態農業生產行為轉化。

（二）對策建議

根據以上研究結論，為提高農戶采用生態農業技術的積極性提出如下建議：一要鼓勵與支持農村綠色金融服務創新。進一步優化農業綠色信貸服務模式，建立金融機構農業綠色信貸考核指標體系，加大對生態農業生產者在農資農機購買用途的貸款支持力度，滿足農戶生態農業生產的資金需求；二要提高農戶的生態認知水平。通過金融機構開展綠色金融入戶宣傳、地方政府開展生態農業技術推廣活動，以及利用現代通信技術推送生態農業相關資訊等途徑，拓寬農戶對生態農業信息的獲取途徑，讓農戶意識到生態農業技術對于改善農村環境、提高農產品質量、發展農業生態經濟的重要意義；三要提升農業收入水平。完善支持生態農業發展的財政、信貸、保險、用地政策體系，大力發展與推廣先進生態農業技術，減少農藥化肥等要素的不合理使用，降低農業綜合生產成本，提高農產品經濟效益，保障農業收入穩步提升。

本文構建了綠色信貸—生態認知—農業收入占比—生態農業行為的系統分析框架，實證檢驗了綠色信貸對農戶生態農業技術采納決策的直接影響效應以及內在傳導機理，深化了對農戶生態農業生產行為驅動因素的認識，利于生態農業生產方式的推廣普及以及生態農業經濟的可持續發展。文章雖證實農業收入占比在生態認知影響生態農業技術采納行為過程中存在調節效應，但農業收入占比并非影響生態認知向農業生態行為轉化的唯一調節因素，一些研究也表明財政補貼同樣可以激勵具有生態認知的農戶采用生態農業技術，[30](p34-45)[31](p1-12)因此未來應對“生態認知—生態農業行為”演變過程的深層機理進行進一步探究。