陳衛(wèi)平，王笑叢

(中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872)

一、引 言

綠色發(fā)展是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在要求，是生態(tài)文明建設(shè)的重要組成部分。習(xí)近平總書記曾指出，推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是農(nóng)業(yè)發(fā)展觀的一場深刻革命，也是農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主攻方向。目前，我國有2.6億農(nóng)戶，其中2.3億是承包農(nóng)戶(張紅宇，2018)*張紅宇：《中國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系的制度特征與發(fā)展取向》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》，2018年第1期。。而且，我國國情決定了在相當(dāng)長一個時期普通農(nóng)戶仍是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本面(韓長賦，2018)*韓長賦：《大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略》，《農(nóng)民科技培訓(xùn)》，2018年第1期。。因此，如何促進(jìn)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式從常規(guī)生產(chǎn)向綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，是一個亟待解決的課題。

什么因素決定農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型？已有文獻(xiàn)大多采用標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟理論來解釋農(nóng)戶的生產(chǎn)轉(zhuǎn)型決策。例如，Pietola & Lansink(2001)*Pietola K S,Lansink A O.,“Farmer Response to Policies Promoting Organic Farming Technologies in Finland”,European Review of Agricultural Economics,vol.28,no.1(2001),pp.1-15.估計了經(jīng)濟收益對農(nóng)戶向有機農(nóng)耕轉(zhuǎn)換意愿的影響。Kuminoff(2010)*Kuminoff N V,Wossink A.,“Why Isn’t More US Farmland Organic?”,Journal of Agricultural Economics,vol.61,no.2(2010),pp.240-258.應(yīng)用實物期權(quán)方法評估了誘導(dǎo)農(nóng)戶向有機農(nóng)耕轉(zhuǎn)型所需的補償。還有許多文獻(xiàn)通過考慮多種社會經(jīng)濟因素來進(jìn)行研究(例如，Lohr & Salomonsson，2000*Lohr,L,Salomonsson L.,“Conversion Subsidies for Organic Production：Results From Sweden and Lessons for the United States”,Agricultural Economics,vol.22,no.2(2000),pp.133-146.；Yu et al.，2014*Yu C H,Jinchae Y and Yao S B.,“Farmers’ Willingness to Switch to Organic Agriculture：A Non-Parametric Analysis”,Agricultural Economics,vol.60,no.6(2014),pp.273-278.)。這些實證研究表明，產(chǎn)出價格、政策變化、農(nóng)場和結(jié)構(gòu)性因素、農(nóng)戶特征以及信息系統(tǒng)等因素都對農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型有一定的影響。盡管這些研究為理解農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型決策提供了有價值的見解，但它們都是將農(nóng)戶視為純粹追求效用的“經(jīng)濟人”，農(nóng)戶的生產(chǎn)轉(zhuǎn)型決策是在經(jīng)濟理性的指導(dǎo)下，根據(jù)“以最小成本達(dá)成最大效益”的原則而進(jìn)行的決策。

然而，一些經(jīng)驗性研究也顯示，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式明顯地要比常規(guī)生產(chǎn)方式更有利可圖。以有機農(nóng)業(yè)為例，一項覆蓋了55種作物、對五大洲有機和常規(guī)農(nóng)業(yè)40年的比較研究表明，有機農(nóng)業(yè)要比常規(guī)農(nóng)業(yè)增加22%-35%的利潤率(Crowder & Reganold，2015*Crowder D W,Reganold J P,“Financial Competitiveness of Organic Agriculture on a Global Scale”,Proc Natl Acad Sci U S A,vol.112,no.24(2015),pp.7611-7616.；Reganold & Wachter，2016*Reganold J P,Wachter J M.,“Organic Agriculture in the Twenty-first Century”,Nature Plants,vol.2,no.2(2016),pp.15221.)。Scherr & Mcneely(2008)*Scherr S J,Mcneely J A.,Farming With Nature：The Science and Practice of Ecoagriculture,Wanshington and London：Island Press,D.C.2008,pp.434.對哥斯達(dá)黎加農(nóng)業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，該國有機農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)在地區(qū)合作社的支持下，小型農(nóng)戶收入增加了15%-60%。Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119,pp.103-119.對美國高平原地區(qū)小麥生產(chǎn)的研究也指出，有機小麥生產(chǎn)的價格比常規(guī)小麥平均高出47%，在過去30年間，有機小麥生產(chǎn)一直是有利可圖的，而常規(guī)生產(chǎn)只是得益于政府補帖。既然綠色生產(chǎn)的經(jīng)濟收益是顯而易見的，按照效率機制邏輯，農(nóng)戶應(yīng)會更多地采納綠色生產(chǎn)方式，但為何綠色生產(chǎn)在整個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的比重仍非常低呢？這表明農(nóng)戶的轉(zhuǎn)型決策不一定或不僅僅是在效率機制的考慮下，基于手段—目的的合理計算所做的選擇。

本文試圖從新制度理論的視角來理解農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型決策。依據(jù)新制度理論(Meyer & Rowan，1977*Meyer J W,Rowan B.,“Institutional Organizations：Formal Structure as Myth and Ceremony”,American Journal of Sociology,vol.83,no.2(1977),pp.340-363.；Dimaggio & Powell，1983*Dimaggio P J.Powell W W.,“The Iron Cage Revisited：Institutional Isomorphism and Collective Rationality in Organizational Fields”,American Sociological Review,vol.48,no.2(1983),pp.147-160.)，組織或個體是制度環(huán)境下的次級系統(tǒng)，身處于制度環(huán)境中的組織或個體要服從“合法性(legitimacy)機制”，采用那些在制度環(huán)境下“廣為接受”的行為和做法，而不管這種行為和做法是否有效率。這也意味著，農(nóng)戶的生產(chǎn)轉(zhuǎn)型決策除了“追求效率”的標(biāo)準(zhǔn)之外，還有可能受制度環(huán)境約束而尋求合法性支持。Press et al.(2014)的研究為這一觀點提供了支持證據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)盡管在美國高平原地區(qū)小麥有機生產(chǎn)具有明顯的經(jīng)濟效益激勵，但農(nóng)民為了獲得合法性支持仍然采用常規(guī)生產(chǎn)，例如，現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)研究成果和生產(chǎn)投入品供應(yīng)更適應(yīng)于常規(guī)生產(chǎn)，從事常規(guī)生產(chǎn)的農(nóng)民也更容易獲得信息、銷售渠道和銀行信用，這為常規(guī)生產(chǎn)的農(nóng)民提供了規(guī)制合法性的基礎(chǔ)。但遺憾的是，Press等人的研究是基于質(zhì)性方法并僅針對美國高平原地區(qū)小麥的個案研究，迄今為止，還沒有任何直接以中國農(nóng)戶為情境的實證研究。

為彌補以前研究的不足，本研究的目的是要檢驗制度環(huán)境對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的影響。參考斯科特(2010)*[美]斯科特：《制度與組織》，北京：中國人民大學(xué)出版社，2010年版，第58-67頁，第56頁。的研究，本文將制度環(huán)境區(qū)分為規(guī)制性要素環(huán)境、規(guī)范性要素環(huán)境和認(rèn)知性要素環(huán)境，我們采用中國五省330個農(nóng)戶樣本的調(diào)查數(shù)據(jù)，來檢驗這三種制度要素環(huán)境對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的影響。

二、理論背景與研究假說

在本文，我們認(rèn)為農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型會受到他們所處的制度環(huán)境影響。這里的制度包括“為社會生活提供穩(wěn)定性和意義的規(guī)制性(regulative)、規(guī)范性(normative)和認(rèn)知性(cognitive)要素，以及相關(guān)的活動與資源”(斯科特，2010)。新制度理論認(rèn)為，組織或個體生存在制度環(huán)境里，它必須得到社會的承認(rèn)，為大家所接受。在這種因果關(guān)系下產(chǎn)生的行為和做法是受到社會承認(rèn)的邏輯或合乎情理的邏輯制約的(周雪光，2003)*周雪光：《組織社會學(xué)十講》，北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2003年版，第74-85頁。。由于目前制度環(huán)境總體上仍然更多地與常規(guī)生產(chǎn)相契合，因此，農(nóng)戶為了獲得合法性支持更可能傾向于采納常規(guī)生產(chǎn)方式，而其生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿也更低。

1.規(guī)制性制度要素

規(guī)制性制度要素包括正式的規(guī)則、法律、政府政策以及非正式的民德、風(fēng)俗。它對人們行為的影響是通過確立規(guī)則、監(jiān)督人們遵守規(guī)則，并且可能以威脅使用懲罰為基礎(chǔ)或通過激勵和誘惑的方式，來獲得人們的遵從。因而，遵守規(guī)則是人們獲得合法性的基礎(chǔ)。

相關(guān)研究表明，規(guī)制性要素對綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展有重要的促進(jìn)作用。例如，美國為推動有機農(nóng)業(yè)發(fā)展，從20世紀(jì)90年代開始立法規(guī)范，對有機農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換期采取財政補帖和認(rèn)證成本分?jǐn)偅?008年的農(nóng)業(yè)法案又提高了補帖標(biāo)準(zhǔn)，并制定了與轉(zhuǎn)換期配套的貿(mào)易、技術(shù)、信貸、保險和研究政策(謝玉梅，2013)*謝玉梅：《美國有機農(nóng)業(yè)發(fā)展及其政策效應(yīng)分析》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》，2013年第5期。。斯托爾茨、拉波金(2011)*[瑞典]斯托爾茨，[英]拉波金：《有機農(nóng)業(yè)政策：基本理論和理念》，《世界農(nóng)業(yè)》，2011年第5期。指出，歐盟國家除了相關(guān)法律法規(guī)的制定實施外，還通過財政(生產(chǎn)者補帖、檢驗費資助、投資許可、動物福利改善計劃等)和技術(shù)信息(技術(shù)幫助、職業(yè)培訓(xùn)和教育計劃、科研支持、示范項目投資許可等)層面來對有機農(nóng)業(yè)進(jìn)行扶持。

盡管如此，目前常規(guī)生產(chǎn)模式仍然主導(dǎo)了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)(張偉兵，2017)*張偉兵：《中國傳統(tǒng)有機農(nóng)業(yè)是如何轉(zhuǎn)變?yōu)榛瘜W(xué)農(nóng)業(yè)的？——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變遷的危機及其可能的前景》，《社會科學(xué)戰(zhàn)線》，2017年第9期。，激勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一些政策措施有利于發(fā)展大規(guī)模常規(guī)農(nóng)業(yè)(Frison，2016)*Frinson E A:《從單一性到多樣化：從工業(yè)化農(nóng)業(yè)模式向多樣化的生態(tài)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換》，2016年,www.ipes-food.org,(accessed on 12 September 2016).。Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119.的研究也指出，農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型面臨結(jié)構(gòu)性障礙，包括適用于綠色農(nóng)業(yè)的研究和生產(chǎn)投入品供給缺乏、綠色農(nóng)產(chǎn)品運輸和儲存問題以及找不到合適的購買者挑戰(zhàn)，這些問題產(chǎn)生就是與綠色農(nóng)業(yè)相契合的規(guī)制性要素缺乏的表現(xiàn)形式。正如Frison(2016)所指出的，市場和政策的相互鎖定實際上支持了大規(guī)模常規(guī)農(nóng)業(yè)，這些激勵政策強化了那些強烈依賴常規(guī)農(nóng)業(yè)模式的前沿投資者，讓他們獲得豐厚回報。而“農(nóng)民也被有效地鎖定在這條道路上，即使工業(yè)化農(nóng)業(yè)呈現(xiàn)的負(fù)面效應(yīng)開始劇增，或者獲得回報的利潤空間越來越狹窄的時候，他們還是不得不繼續(xù)強化這種生產(chǎn)方式(第55頁)。”因此，本文提出：

假說1：與常規(guī)生產(chǎn)相契合的規(guī)制性要素環(huán)境會顯著降低農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型意愿。

2.規(guī)范性制度要素

規(guī)范性制度要素包括了價值觀(指行動者所偏好的觀念，以及用來比較和評價現(xiàn)存結(jié)構(gòu)或行為的各種標(biāo)準(zhǔn))和規(guī)范(指規(guī)定事情應(yīng)該如何完成，并規(guī)定追求所要結(jié)果的合法方式或手段)，其合法性基礎(chǔ)是建立在“道德支配”之上。規(guī)范性要素會對人們的社會行為施加限制，但“也會賦予人們社會行動某種力量，對社會行動具有使能作用”(斯科特，2010)*[美]斯科特：《制度與組織》，北京：中國人民大學(xué)出版社，2010年版，第63頁，第66頁。。

較之于常規(guī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，綠色農(nóng)業(yè)對于如何組織管理農(nóng)業(yè)，尤其是如何看待農(nóng)業(yè)與生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)的關(guān)系，有著截然不同的觀念和生產(chǎn)規(guī)范。Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119,pp.103-119.的一項關(guān)于美國小麥生產(chǎn)農(nóng)戶的研究發(fā)現(xiàn)，常規(guī)生產(chǎn)農(nóng)戶和有機生產(chǎn)農(nóng)戶擁有相互對立的價值觀和生產(chǎn)規(guī)范。例如，對于什么是科學(xué)種植，常規(guī)農(nóng)戶認(rèn)為主要是高產(chǎn)，追求產(chǎn)量或經(jīng)濟回報的最大化；有機農(nóng)戶則強調(diào)通過各種途徑讓生物多樣性最大化和保持農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)健康。對于土地，常規(guī)農(nóng)戶把土地看作是生產(chǎn)中介，通過施用化學(xué)肥料可以提高土壤肥力；而有機農(nóng)戶認(rèn)為土地是生態(tài)系統(tǒng)一部分，應(yīng)給予生態(tài)保護(hù)。關(guān)于雜草控制，常規(guī)農(nóng)戶認(rèn)為雜草會減少產(chǎn)量，違背了經(jīng)濟回報最大化的原則，因而應(yīng)清除干凈；而有機農(nóng)戶則強調(diào)自然和保護(hù)土壤健康，認(rèn)為可以通過不同的農(nóng)藝方法來控制雜草，而不是用除草劑去根除它。

因而，如果農(nóng)戶所面臨的規(guī)范性制度環(huán)境是與常規(guī)生產(chǎn)相契合，也就是說，常規(guī)生產(chǎn)方式是社會的共享觀念、共享的思維方式，那么，農(nóng)戶必然受制于這種社會共享的規(guī)范，進(jìn)而在生產(chǎn)實踐中會不知不覺地形成并接受這種規(guī)范(周雪光，2003)*周雪光：《組織社會學(xué)十講》，北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2003年版，第74-85頁，第74-85頁。，從而阻礙農(nóng)戶生產(chǎn)方式的綠色轉(zhuǎn)型。據(jù)此，本文提出：

假說2：與常規(guī)生產(chǎn)相契合的規(guī)范性要素環(huán)境會顯著降低農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型意愿。

3.認(rèn)知性制度要素

認(rèn)知性制度要素是指在社會背景中潛意識接受的規(guī)則、慣例以及理所當(dāng)然的生活方式。在大多數(shù)的情境中，人們之所以會遵守認(rèn)知性制度，是因為“人們難以想到其他的行為類型”，并“理所當(dāng)然地認(rèn)為那些慣例是‘我們做這些事情的’恰當(dāng)方式”(斯科特，2010)。它強調(diào)通過遵守共同的情景界定、參照框架，或被認(rèn)可的行為模板而獲得合法性。

目前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中被廣泛認(rèn)可的行為模板仍然是依賴于化學(xué)肥料、農(nóng)藥、抗生素等外部投入的常規(guī)生產(chǎn)方式(Frison，2016*Frinson E A:《從單一性到多樣化：從工業(yè)化農(nóng)業(yè)模式向多樣化的生態(tài)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換》，2016年,www.ipes-food.org,(accessed on 12 September 2016).；張偉兵，2017*張偉兵：《中國傳統(tǒng)有機農(nóng)業(yè)是如何轉(zhuǎn)變?yōu)榛瘜W(xué)農(nóng)業(yè)的？——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變遷的危機及其可能的前景》，《社會科學(xué)戰(zhàn)線》，2017年第9期。)，農(nóng)戶對這種生產(chǎn)方式已習(xí)以為常。而且，對于普通農(nóng)戶而言，他們也難以接觸到農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式的成功模板。相反，那些采用綠色生產(chǎn)或者向綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型中的農(nóng)戶常常會受到來自于家庭、朋友、其他常規(guī)農(nóng)戶的壓力，得不到他人的認(rèn)同和合作，甚至被認(rèn)為是“理想家”(Cranfield et al.，2010*Cranfield J,Henson S and Holliday J.,“The Motives,Benefits,and Problems of Conversion to Organic Production”,Agriculture & Human Values,vol.27,no.3(2010),pp.291-306.；Press et al.，2014)。依據(jù)新制度理論，這種與常規(guī)生產(chǎn)方式相契合的認(rèn)知性制度環(huán)境會產(chǎn)生一種激勵(周雪光，2003)，迫使或誘使農(nóng)戶去接受、采納社會上認(rèn)可的常規(guī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)做法和形式，降低其向綠色生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)型的意愿。因此，本文提出：

假說3：與常規(guī)生產(chǎn)相契合的認(rèn)知性要素環(huán)境會顯著降低農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型意愿。

三、研究方法

(一)變量測量

本文采用之前已有的量表和新開發(fā)量表這兩種方式來測量研究變量。如上所述，迄今文獻(xiàn)中還沒有一項對制度環(huán)境與農(nóng)戶轉(zhuǎn)型意愿關(guān)系的實證性研究，也沒有一個有效度的制度環(huán)境測量量表，因而，本文新開發(fā)量表來測量制度環(huán)境。對于因變量農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的測量，本文采用過去文獻(xiàn)中已有的量表。此外，調(diào)查問卷中也調(diào)查了每一個受訪農(nóng)戶的性別、年齡、教育程度、家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)專業(yè)技能證書和家中擁有電腦數(shù)等統(tǒng)計資料。

1.制度環(huán)境。本文采用多階段程序來發(fā)展制度環(huán)境變量的量表。首先，本文通過對有關(guān)制度環(huán)境在環(huán)境管理、創(chuàng)業(yè)研究等領(lǐng)域的相關(guān)實證文獻(xiàn)(Martinez et al.，2015*Martinez C P,Castaneda M G,Marte R B,et al.,“Effects of Institutions on Ecological Attitudes and Behavior of Consumers in a Developing Asian Country：The Case of the Philippines”,International Journal of Consumer Studies,vol.39,no.6(2015),pp.575-585.；Phan & Baird，2015*Phan T N,Baird K.,“The Comprehensiveness of Environmental Management Systems：The Influence of Institutional Pressures and the Impact on Environmental Performance”,Journal of Environmental Management,vol.160,no.5(2015),pp.45-56.；Pinho，2017*Pinho J C.,“Institutional Theory and Global Entrepreneurship：Exploring Differences between Factor-Versus Innovation-Driven Countries”,Journal of International Entrepreneurship,vol.15,no.1(2017),pp.56-84.；Urban & Alvarez，2014*Urbano D,Alvarez C.,“Institutional Dimensions and Entrepreneurial Activity：An International Study”,Small Business Economics,vol.42,no.4(2014),pp.703-716.)，來初步形成對制度環(huán)境各個維度的測量項目。其次，本文進(jìn)一步通過與農(nóng)戶的深度訪談，以此對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型面臨的制度環(huán)境有深入理解進(jìn)而構(gòu)建量表的題項。我們訪談對象包括山東臨沂市蔣家莊、福建福州市林柄村、四川成都市安龍村、泉水村、先鋒村的十五個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者，在訪談基礎(chǔ)上，我們修改了文獻(xiàn)基礎(chǔ)上形成的制度環(huán)境測量題項。最后，本文對20個農(nóng)戶進(jìn)行了試調(diào)查，我們讓這些農(nóng)戶填寫試調(diào)查問卷，并請他們評論問卷中測量項目的可理解性、邏輯性及相關(guān)性。依據(jù)這些反饋的意見，我們進(jìn)一步修改了一些題項，并確保調(diào)查問卷是可理解和邏輯清晰的。

最后，本文在正式調(diào)查中采用了23個題項對制度環(huán)境的三個維度進(jìn)行測量，采用了7級李克特量表(1 = 非常不同意，4 = 中立，7 = 非常同意)。數(shù)據(jù)收集完成后，我們通過對23個測量題項進(jìn)行探索性因子分析，刪除因子載荷小于0.5以及存在較高交叉載荷的測量項目，最終得到了14個題項用于研究分析，其中，規(guī)制性要素環(huán)境有3個題項，規(guī)范性要素環(huán)境有8個題項，認(rèn)知性要素環(huán)境有3個題項。在進(jìn)行探索性因子分析時，我們發(fā)現(xiàn)規(guī)范性要素環(huán)境變量的8個測量項目可以進(jìn)一步分為3個因子(見表1)，即環(huán)境意識、效率意識和健康意識，它們解釋了總方差的75.519%。

表1 規(guī)范性要素環(huán)境變量的探索性因子分析結(jié)果

表3 研究樣本的描述性統(tǒng)計

2.農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿。對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的測量是參考王明好等人(2011)對有機農(nóng)業(yè)采納意向的研究成果，指標(biāo)包括綠色轉(zhuǎn)型意向、堅持綠色生產(chǎn)和向他人推薦意愿3個題項。

(二)數(shù)據(jù)收集與樣本

本文研究的數(shù)據(jù)收集采用實地問卷調(diào)查的方法，于2017年4月至2017年8月在山東、浙江、黑龍江、江西、安徽5個省進(jìn)行調(diào)查。在具體調(diào)查縣(區(qū))的構(gòu)成方面，浙江為衢州市龍游縣、山東為聊城市東昌府區(qū)、黑龍江為哈爾濱市呼蘭區(qū)、江西為九江市修水縣以及安徽為安慶市宜秀區(qū)。我們從每個縣(區(qū))中選擇擇1～2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中選擇2～4個村；在每個村選取15個左右農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查(見表2)。開展調(diào)查時，由經(jīng)過培訓(xùn)的學(xué)生調(diào)查員向農(nóng)戶進(jìn)行研究目的解釋，在征得調(diào)查同意之后，我們把問卷發(fā)給農(nóng)戶自己填答。如果農(nóng)戶在填答時有任何疑問，調(diào)查員將立刻進(jìn)行解釋。對于不能自己填答問卷的農(nóng)戶，由調(diào)查員詢問問題并填寫問卷。本研究總共收回331份調(diào)查問卷，去除有數(shù)據(jù)缺失的樣本之后，最終樣本量為330個農(nóng)戶。

表2 樣本農(nóng)戶分布狀況

本研究樣本農(nóng)戶的人口統(tǒng)計特征如表3所示。樣本中男性為253人，占樣本總數(shù)的76.7%；9.7%的農(nóng)戶從未接受過正式教育，43.6%的農(nóng)戶為小學(xué)文化程度，37.6%的農(nóng)戶為初中文化程度，只有9.1%的農(nóng)戶文化程度在高中及以上；67.3%的農(nóng)戶在41～60歲之間，36.4%的農(nóng)戶在60歲以上，6.3%在40歲及以下；40.7%的農(nóng)戶家庭年人均收入在8000元以下，38.1%在8000～15000元，21.2%在15000元以上；79.1%的農(nóng)戶沒有獲得農(nóng)業(yè)專業(yè)技能證書，53%的農(nóng)戶家中沒有電腦。

四、研究結(jié)果

(一)量表的信度與效度檢驗

本文運用AMOS軟件進(jìn)行驗證性因子分析，分析評估各潛變量的測量量表的信度、效度。在擬合度指標(biāo)判斷標(biāo)準(zhǔn)方面，依據(jù)文獻(xiàn)(Hair et al.，2017)*Hair J F,Babin B J and Krey N.“Covariance-Based Structural Equation Modeling in the Journal of Advertising：Review and Recommendations”,Journal of Advertising,vol.46,no.1(2017),pp.163-177,pp.163-177.所提議的指標(biāo)為基準(zhǔn)：(1)卡方值與其自由度之比(χ2/d.f.)應(yīng)小于3；(2)比較擬合度指標(biāo)(comparative fit index，CFI)應(yīng)大于0.94；(3)近似誤差均方根(root mean square error approximation，RMSEA)應(yīng)小于0.08。本文共有六個潛變量，由測量模型的結(jié)果得知：χ2/d.f.=2.196，CFI=0.958，RMSEA=0.060，故本文的數(shù)據(jù)與模型的擬合度良好。

在信度方面，如表4所示，模型的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷量介于0.574～0.995之間且都達(dá)到顯著性水平，符合Hair et al.(2006)*Hair J F,Babin W C,Babin,B J,et al.,Multivariate Data Analysis,Upper Saddle River：Prentice Hall,2006,pp.770-842.所提出大于0.5的建議值；而在組合信度(Composite Reliability，CR)表示潛變量間的內(nèi)部一致性，信度愈高顯示這些潛變量間的一致性愈高，在組合信度值介于0.690～0.942之間，根據(jù)Hair et al.(2017)所提出經(jīng)驗法則之組合信度應(yīng)大于0.70以上為高信度，0.60～0.70 間也是可接受的信度，因此本文研究模型的組合信度值中只有一個低于0.70，其他都大于0.70為高信度，表明研究模型內(nèi)部一致性良好。

表4 各潛變量的載荷系數(shù)、組合信度(CR)和平均抽取方差(AVE)

在收斂效度方面，本文通過平均抽取方差值(AVE)來評估。AVE是計算潛變量的各測量問項對該潛變量的方差解釋能力，若AVE越高，則表示潛在變量有越高的收斂效度，Hair et al.(2017)*Hair J F,Babin B J and Krey N.“Covariance-Based Structural Equation Modeling in the Journal of Advertising：Review and Recommendations”,Journal of Advertising,vol.46,no.1(2017),pp.163-177,pp.163-177.建議其標(biāo)準(zhǔn)值應(yīng)大于0.50。表4顯示，本文的各潛變量中僅有“環(huán)境意識”這一潛變量的AVE值為0.427，低于建議值，其余變量的AVE介于0.569～0.890，均高于0.50的建議值。

在區(qū)別效度方面，區(qū)別效度是指某一潛變量能與其他潛變量區(qū)別的程度。依據(jù)Hair et al.(2017)，區(qū)別效度可通過每個潛變量的平均抽取方差值(AVE)的平方根與潛變量間相關(guān)系數(shù)進(jìn)行比較來檢驗。如表5所示，各潛變量的AVE值的平方根均大于其他不同潛變量間的相關(guān)系數(shù)，因此，本文研究的各潛變量均具有區(qū)別效度。

(二)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

本文對各潛變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計分析以及變量之間的相關(guān)性分析(見表5)。由表5可知，規(guī)范性要素的環(huán)境意識維度(r=-0.222，p<0.01)、效率意識維度(r=-0.357，p<0.01)、健康意識維度(r=-0.198,p<0.01)與農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這為假說H1的驗證提供了初步支持。規(guī)制性要素環(huán)境(r=-0.404,p<0.01)、認(rèn)知性要素環(huán)境(r=-0.367,p<0.01)與農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這也為假說H2和H3提供了初步支持。

表5 各潛變量的均值、相關(guān)系數(shù)以及對應(yīng)AVE平方根

(三)假說檢驗

本文使用普通最小二乘法回歸分析方法來檢驗制度環(huán)境對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的影響(見表6)。在回歸之前，本文通過方差膨脹因子(VIF)檢驗來確定是否存在多重共線性。所有VIF值均不高于1.773，這表明本文的數(shù)據(jù)不存在多重共線性問題(Hair et al.，2006)*Hair J F,Babin W C,Babin B J,et al.,Multivariate Data Analysis,Upper Saddle River：Prentice Hall,2006,pp.770-842.。相對于只有控制變量的模型，在增加制度環(huán)境變量后，模型的調(diào)整后判定系數(shù)從7.9%提高到27.7%，擬合度有了顯著的提高，F(xiàn)值是12.450，并且在統(tǒng)計上表現(xiàn)顯著(p<0.001)。

如表6所示，規(guī)制性要素環(huán)境影響的假說(H1)得到了支持，即與常規(guī)生產(chǎn)相契合的規(guī)制性要素環(huán)境會降低農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿(β=-0.164，p<0.05)。其次，在規(guī)范性要素環(huán)境的三個維度中，環(huán)境意識(β=-0.186,p<0.001)和健康意識(β=-0.119,p<0.05)都與農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿呈顯著的負(fù)向相關(guān)，但效率意識與農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿之間關(guān)系不顯著，因此，部分支持了規(guī)范性要素環(huán)境影響的假說(H2)。最后，認(rèn)知性要素環(huán)境影響的假說(H3)得到了支持，即與常規(guī)生產(chǎn)相契合的認(rèn)知性要素環(huán)境會降低農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿(β=-0.184，p<0.05)。

由于本文的主要研究變量都是不可直接觀測的潛變量，因此，本文運用結(jié)構(gòu)方程模型方法(structural equation modeling，SEM)，進(jìn)一步評估OLS回歸分析的穩(wěn)健性。相對于傳統(tǒng)回歸方法，結(jié)構(gòu)方程模型的優(yōu)點在于它“可同時分析潛變量及其觀測變量之間的復(fù)雜關(guān)系”，以及它“可以剔除隨機測量誤差”(陳曉萍、徐淑英，2012)*陳曉萍，徐淑英：《組織與管理研究的實證方法》，北京：北京大學(xué)出版社，2012年版，第291頁。。本文選擇了基于偏最小二乘法(partial least squares，PLS)的結(jié)構(gòu)方程模型，主要是考慮以下幾個原因(參見Hair et al.，2012)*Hair J F,Sarstedt M,Ringle C M,et al.“An Assessment of the Use of Partial Least Squares Structural Equation Modeling in Marketing Research”,Journal of the Academy of Marketing Science,vol.40,no.3(2012),pp.414-433.：(1)PLS不會受到多重共線性問題的影響；(2)PLS不要求樣本數(shù)據(jù)符合多元正態(tài)分布；(3)PLS在小樣本時也可以獲得理想的估計結(jié)果。如表6所示，結(jié)構(gòu)方程模型分析的結(jié)果顯示，制度環(huán)境變量和所有控制變量對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的解釋力為29.4%，大于門檻值10%(陳建文等，2011)*陳建文，陳文國，徐永順：《網(wǎng)絡(luò)口碑采用模式之研究》，《行銷評論》(臺灣)，2011年第2期。，且各制度變量與農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿之間的關(guān)系與OLS回歸結(jié)果基本吻合，說明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6制度環(huán)境對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿影響的分析結(jié)果

預(yù)測變量農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿模型一(OLS方法)模型二(SEM方法)控制變量: 性別-0.051(1.011)-0.040(0.871) 年齡-0.078(1.400)-0.071(1.300) 教育程度0.109(1.898)+0.119(2.087)+ 家庭年收入0.021(0.385)0.018(0.299) 農(nóng)業(yè)專業(yè)技能證書0.094(1.876)+0.100(2.193)+ 家中電腦數(shù)量0.108(1.896)+0.090(1.495)制度環(huán)境變量: 環(huán)境意識-0.186(3.786)***-0.211(4.318)*** 效率意識-0.110(1.492)-0.080(1.121) 健康意識-0.119(2.412)*-0.118(2.025)+ 認(rèn)知性要素環(huán)境-0.184(2.758)**-0.185(2.893)** 規(guī)制性要素環(huán)境-0.164(2.439)*-0.188(2.344)*常數(shù)項7.110**-樣本量330330調(diào)整R227.8%29.4%F檢驗的顯著性12.450***-

注：1.***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05，+p<0.10。

2.括號內(nèi)為t值。

五、結(jié)論與啟示

本文從新制度理論的視角，檢驗了制度環(huán)境的規(guī)制性要素、規(guī)范性要素和認(rèn)知性要素三個維度對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿的影響。利用5省330個農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)與常規(guī)生產(chǎn)相契合的規(guī)制性要素環(huán)境和農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿顯著負(fù)向相關(guān)，支持了假說一(H1)。假說二(H2)得到部分支持，規(guī)范性要素環(huán)境中的環(huán)境意識維度和健康意識維度對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿有顯著的負(fù)向影響，而效率意識維度和農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿不相關(guān)。研究結(jié)果也支持了假說三(H3)，即與常規(guī)生產(chǎn)相契合的認(rèn)知性要素對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型意愿有顯著的負(fù)向影響。

(一)理論貢獻(xiàn)

本文從兩個方面拓展了農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型研究文獻(xiàn)。第一，本文基于制度理論，首次實證檢驗了制度環(huán)境對農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型的影響。不同于以前文獻(xiàn)強調(diào)農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型決策遵循“效率機制”，本文從新制度理論的視角，提出農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型受制度環(huán)境約束會服從“合法性機制”，采用在制度環(huán)境下廣為接受的行為和做法，而不管其是否有效率。盡管以前Press et al.(2014)*Press M,Arnould E J and Murray J B.,“Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture”,Journal of Marketing,vol.78,no.6(2014),pp.103-119.曾利用新制度理論解釋了美國高平原地區(qū)農(nóng)戶在小麥生產(chǎn)維持常規(guī)生產(chǎn)的原因，但Press等人的研究是運用質(zhì)性的方法，本文的研究是從新制度理論視角對農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型問題的最早的實證研究之一。

第二，本文發(fā)展了與農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型相關(guān)的制度環(huán)境量表。以前文獻(xiàn)關(guān)于制度環(huán)境的測量大多在環(huán)境管理、創(chuàng)業(yè)研究、企業(yè)社會責(zé)任等領(lǐng)域(Martinez et al.，2015*Martinez C P,Castaneda M G,Marte R B,et al.“Effects of Institutions on Ecological Attitudes and Behavior of Consumers in a Developing Asian Country：The Case of the Philippines”,International Journal of Consumer Studies,vol.39,no.6(2015),pp.575-585.；Phan & Baird，2015*Phan T N,Baird K.,“The Comprehensiveness of Environmental Management Systems：The Influence of Institutional Pressures and the Impact on Environmental Performance”,Journal of Environmental Management,vol.160,no.5(2015),pp.45-56.；Pinho，2017*Pinho J C.,“Institutional Theory and Global Entrepreneurship：Exploring Differences between Factor-Versus Innovation-Driven Countries”,Journal of International Entrepreneurship,vol.15,no.1(2017),pp.56-84.；Urbano & Alvarez，2014*Urbano D,Alvarez C.,“Institutional Dimensions and Entrepreneurial Activity：An International Study”,Small Business Economics,vol.42,no.4(2014),pp.703-716.；沈奇泰松等，2014*沈奇泰松，葛笑春，宋程成：《合法性視角下制度壓力對CSR的影響機制研究》，《科研管理》，2014年第1期。)，而與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型相關(guān)的制度環(huán)境量表非常少見。本文發(fā)展了一個包括14個題項的制度環(huán)境測量量表，其中，測量規(guī)制性要素環(huán)境和認(rèn)知性要素環(huán)境的題項各有3個，測量規(guī)范性要素環(huán)境的題項有8個。本文對測量模型的檢驗說明，這個測量量表是具有信度和效度的量表，它可以為今后相關(guān)研究提供參考。

(二)政策含義

本文的研究結(jié)果的一個重要政策含義是：促進(jìn)農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型需要創(chuàng)造一個與綠色生產(chǎn)相契合的制度環(huán)境。這種制度環(huán)境不僅僅是指規(guī)制性要素環(huán)境(如正式的法律、法規(guī)、政策)，還包括了規(guī)范性要素環(huán)境(如價值觀和生產(chǎn)規(guī)范)、認(rèn)知性要素環(huán)境(如農(nóng)戶生產(chǎn)的慣例)。因此，創(chuàng)造農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的制度環(huán)境需要整體觀。毫無疑問，近年來農(nóng)業(yè)部門逐步實施的果菜茶有機肥替代化肥、畜禽糞污資源化利用、農(nóng)膜回收、秸稈處理、水生物保護(hù)等行動都是促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的政策措施，但它們更應(yīng)被視作為農(nóng)業(yè)發(fā)展觀戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變過程中的起點，而不是終點。從整體觀來看，這些政策措施有利于創(chuàng)造一個良好的規(guī)制性要素環(huán)境，它還需要匹配規(guī)范性要素環(huán)境(例如向農(nóng)戶宣傳環(huán)境保護(hù)和健康生產(chǎn)理念，以及推行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)范)和認(rèn)知性要素環(huán)境(例如在各地建立農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)示范區(qū)、培育農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)經(jīng)營主體等，形成模范作用以打破農(nóng)戶舊有的認(rèn)知)的轉(zhuǎn)變。

(三)研究局限性

本文也存在一些局限性，這也為未來的研究指明了方向。首先，本文存在樣本代表性的局限性。本文的樣本獲取是采取便利抽樣的方法，并沒有按照嚴(yán)格的隨機抽樣程序來獲取數(shù)據(jù)。以后的研究需要利用更多的樣本來檢驗本研究結(jié)論的一般性。其次，本文僅針對農(nóng)戶的“行為意向”進(jìn)行分析，至于樣本農(nóng)戶是否會通過行為意向而產(chǎn)生真正的行為，本文則并未進(jìn)行追蹤。因此，后續(xù)研究或許可以針對農(nóng)戶實際的生產(chǎn)行為進(jìn)行縱向的調(diào)查和分析。最后，未來研究可以從效率機制與合法性機制整合的視角，將一些影響經(jīng)濟效率的因素加入研究模型中來檢驗，以更有效地預(yù)測并解釋農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型的意愿。