李學(xué)榮，張利國(guó)

（1. 南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，江西 南昌 330099；2. 江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013）

化肥農(nóng)藥是重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，對(duì)于提高食用農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、節(jié)約勞動(dòng)力起到了積極作用[1]。然而，隨著人口剛性增長(zhǎng)，食用農(nóng)產(chǎn)品需求量顯著增加，這便形成了對(duì)化肥農(nóng)藥投入的慣性依賴，化肥農(nóng)藥施用量快速增長(zhǎng)，進(jìn)而引發(fā)了嚴(yán)重的食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全與環(huán)境污染問題。為有效應(yīng)對(duì)化肥農(nóng)藥施用帶來的負(fù)外部性問題，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的綠色化清潔化，早在20世紀(jì)80年代，發(fā)達(dá)國(guó)家便開始推行清潔生產(chǎn)技術(shù)，比如丹麥實(shí)施的“農(nóng)藥作用計(jì)劃”、加拿大安大略省執(zhí)行的“農(nóng)藥減量計(jì)劃”、法國(guó)開展的“格奈爾環(huán)境運(yùn)動(dòng)”、韓國(guó)發(fā)展的“親環(huán)境農(nóng)業(yè)”等[2]，這些農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)實(shí)踐對(duì)于我國(guó)推進(jìn)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)具有重要指導(dǎo)意義。我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，長(zhǎng)期大量施用化肥農(nóng)藥對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境造成嚴(yán)重破壞，甚至威脅到農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。為此，2018年中央一號(hào)文件提出要實(shí)施質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略，通過推行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的綠色化清潔化，促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)本增效，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺目標(biāo)。當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍以農(nóng)戶分散經(jīng)營(yíng)為主，農(nóng)戶是清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納者，其清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿不僅影響著農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)行為，更關(guān)系到質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略能否實(shí)現(xiàn)。因此，當(dāng)前農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿如何？影響因素有哪些？如何增強(qiáng)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿？基于此，深入探討農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿及影響因素，將為推進(jìn)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)工作提供科學(xué)依據(jù)，對(duì)于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實(shí)意義和實(shí)際價(jià)值。

圍繞農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)，一些學(xué)者和專家開展了相關(guān)研究，取得了一些有價(jià)值的研究成果，為本研究的開展奠定了基礎(chǔ)。費(fèi)紅梅等[3]、賈續(xù)文和陳寶成[4]、齊萌萌[5]和劉韜等[6]界定了農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的概念，進(jìn)一步豐富了對(duì)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)的認(rèn)識(shí)。在此基礎(chǔ)上，不少國(guó)內(nèi)學(xué)者歸納了農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)類型，如環(huán)境友好型技術(shù)[7-10]、綠色防控技術(shù)[11-12]、化肥農(nóng)藥減量施用技術(shù)[13-15]、測(cè)土配方施肥技術(shù)[16-17]、“兩型農(nóng)業(yè)”技術(shù)[18]、循環(huán)農(nóng)業(yè)技術(shù)[19]、秸稈還田技術(shù)[20]等。為推進(jìn)這些技術(shù)在我國(guó)的應(yīng)用，學(xué)者們從不同視角、借助不同計(jì)量模型，探討農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響因素。比如王學(xué)婷等[7]運(yùn)用有序Logistic回歸模型，蓋豪等[8]應(yīng)用Logistic-ISM模，劉洋等[11]、Zhang等[14]和陳柱康等[21]運(yùn)用Binary Logistic模型，李后建[19]和吳雪蓮等[20]構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，分析了影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的因素。上述研究結(jié)果表明，包括農(nóng)戶個(gè)體特征[8,11,21]、農(nóng)戶家庭特征[19,21]、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況[8,13]、技術(shù)認(rèn)知特征[11,21]、信任特征[8,20]、資源環(huán)境稟賦[8,13]、技術(shù)收益預(yù)期[7,11]、鄰里效應(yīng)[7,11]、環(huán)境認(rèn)知特征[14-15]、技術(shù)學(xué)習(xí)容易程度[7,21]等因素均對(duì)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿有顯著影響。清潔生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用，雖能減少環(huán)境污染、保障食用農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，但卻會(huì)增加生產(chǎn)成本、降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。因此，為激勵(lì)農(nóng)戶采納清潔生產(chǎn)技術(shù)，周穎和尹昌斌[22]認(rèn)為應(yīng)通過制度創(chuàng)新，建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)貼機(jī)制以激勵(lì)農(nóng)戶自愿采納清潔生產(chǎn)技術(shù)。此外，周穎等[23]梳理了國(guó)外成熟的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)償政策模式，周穎等[24]和Luo等[25]探討了農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)補(bǔ)貼機(jī)制及生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制在我國(guó)的應(yīng)用與實(shí)踐，李靖等[26]還梳理了美國(guó)農(nóng)業(yè)資源和環(huán)境保護(hù)政策，這對(duì)于我國(guó)推廣農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)發(fā)揮了積極作用。

通過梳理前人研究成果不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究從多個(gè)方面論證了影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的因素，為后續(xù)研究奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，但仍存在一定拓展空間：

一方面，在研究視角上，現(xiàn)有研究主要基于分層視角[8]、環(huán)境認(rèn)知視角[21]，探討影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的因素。農(nóng)戶在開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)，其行為極其復(fù)雜，受多種因素綜合影響。除可能受到自身稟賦、家庭特征、生產(chǎn)特征、認(rèn)知水平等因素影響外，還可能受到農(nóng)戶所處制度環(huán)境的影響。李學(xué)榮和張利國(guó)[27]從制度視角（包括以政府規(guī)制為代表的正式制度和以村規(guī)民約為代表的非正式制度），分析了制度對(duì)農(nóng)戶道德風(fēng)險(xiǎn)行為的影響，研究表明，非正式制度對(duì)農(nóng)戶道德風(fēng)險(xiǎn)行為具有顯著影響。這可能意味著制度因素也是影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的潛在因素。因此，結(jié)合當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村基層社會(huì)治理實(shí)際，基于制度視角，探討制度因素對(duì)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響，無疑也是對(duì)現(xiàn)有研究的一種有益補(bǔ)充。

另一方面，在研究范圍上，現(xiàn)有研究?jī)H從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的某一環(huán)節(jié)探討農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿，比如產(chǎn)前環(huán)節(jié)[8,20]或產(chǎn)中環(huán)節(jié)[13-15,21]。而農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)是一個(gè)完整的過程，包括清潔的農(nóng)資投入、清潔的生產(chǎn)過程和清潔的產(chǎn)品產(chǎn)出三個(gè)主要環(huán)節(jié)，貫穿于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后整個(gè)過程[3]。而對(duì)于食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)而言，產(chǎn)前和產(chǎn)中環(huán)節(jié)的清潔生產(chǎn)，對(duì)于確保食用農(nóng)產(chǎn)品安全優(yōu)質(zhì)、生態(tài)環(huán)境友好和農(nóng)業(yè)資源節(jié)約至關(guān)重要。因此，從產(chǎn)前和產(chǎn)中兩個(gè)環(huán)節(jié)探討農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿及影響因素，將有利于更好地指導(dǎo)農(nóng)戶開展農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)實(shí)踐。

鑒于此，本文將借助計(jì)劃行為理論，利用中部省份湖南、江西、安徽、河南的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，選擇有序多分類Logistic模型，通過構(gòu)建農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿理論模型，探討影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的因素，重點(diǎn)分析農(nóng)村的正式制度和非正式制度對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響，為農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的推廣提供依據(jù)和決策參考。

1 理論分析

本文的理論基礎(chǔ)是計(jì)劃行為理論（TPB）。該理論主要用于研究個(gè)人行為意愿，根據(jù)該理論，個(gè)人行為意愿由三個(gè)關(guān)鍵因素決定：即行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制[28]。一般而言，個(gè)人的行為態(tài)度越積極、主觀規(guī)范的約束力越大、感知到的行為控制力越強(qiáng)，則執(zhí)行某種行為的意愿越強(qiáng)，反之則越弱（圖1）?；谠摾碚?，本文將影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的因素歸納如下：

圖1 理論分析框架圖Fig.1 Theoretical analysis framework

1）行為態(tài)度。行為態(tài)度是指行為主體基于行為預(yù)期結(jié)果，對(duì)目標(biāo)行為積極或消極的評(píng)價(jià)程度。行為態(tài)度取決于采納某行為后對(duì)行為主體影響的預(yù)期或信念。當(dāng)行為主體認(rèn)為采納某行為將產(chǎn)生正面結(jié)果時(shí)，則行為主體將對(duì)采納該行為持積極態(tài)度，并且很可能采納該行為；反之，采納該行為的可能性就很小[29]。例如，如果農(nóng)戶認(rèn)為，在食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中，采納清潔生產(chǎn)技術(shù)，將能減少農(nóng)藥殘留危害、減輕化肥農(nóng)藥對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的污染、提高食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平等，則農(nóng)戶采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的態(tài)度將十分積極，因而采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿就越強(qiáng)。而農(nóng)戶這種行為態(tài)度的形成，可能與農(nóng)戶個(gè)人特征，如年齡、性別[11]、受教育程度[11,19-20]、農(nóng)戶身份和農(nóng)戶的質(zhì)量安全認(rèn)知水平有關(guān)。

2）主觀規(guī)范。主觀規(guī)范是指行為主體執(zhí)行或不執(zhí)行某一行為時(shí)所感受到的壓力。對(duì)于農(nóng)戶而言，其開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)，可能感受到來源于家庭成員（親朋）、鄰居、食用農(nóng)產(chǎn)品銷售市場(chǎng)、農(nóng)業(yè)合作組織、農(nóng)村集體組織、政府等的壓力[29]。這些壓力可以認(rèn)為是農(nóng)戶執(zhí)行某一行為時(shí)所感受到的各種約束的綜合。其中，農(nóng)戶感受到的來自政府及農(nóng)村集體組織的壓力可以理解為制度因素對(duì)農(nóng)戶主觀規(guī)范的影響，前者主要包括政府制定的與食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)相關(guān)的政策，屬于正式制度的范疇，后者主要包括農(nóng)村自發(fā)形成的成文或不成文規(guī)定，如村規(guī)民約，屬于非正式制度范疇。上述因素共同構(gòu)成農(nóng)戶行為的主觀規(guī)范。如果農(nóng)戶感受到的這種約束越強(qiáng)（弱），則農(nóng)戶可能越傾向于（不）按照規(guī)范開展生產(chǎn)活動(dòng)，因而農(nóng)戶采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿就越強(qiáng)（弱）。而農(nóng)戶的主觀規(guī)范，可能與農(nóng)戶家庭特征[7,19-20]、政府及組織對(duì)農(nóng)戶的約束等有關(guān)。

3）感知行為控制。感知行為控制是指行為主體根據(jù)個(gè)人過去的經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期的阻礙多少，感覺到的在其意志控制下，執(zhí)行或不執(zhí)行某行為的程度。當(dāng)行為主體認(rèn)為其所掌握的資源與機(jī)會(huì)愈多、所預(yù)期的阻礙愈少時(shí)，則其感知行為控制就愈強(qiáng)。這表明，當(dāng)行為主體認(rèn)為執(zhí)行某行為較容易時(shí)，就有較高的行為控制，執(zhí)行某行為的意愿就越強(qiáng)；反之就越弱[30]。農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿與農(nóng)戶的能力水平、具備的資源與機(jī)會(huì)、所預(yù)期的阻礙、所處的生產(chǎn)環(huán)境等有關(guān)，如果農(nóng)戶能力水平越高、預(yù)期的阻礙越少、食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)境越好，則農(nóng)戶采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng)，反之則越弱。而這些可能與農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭特征和食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)境有關(guān)。

圖1中，個(gè)人特征包括農(nóng)戶的年齡、性別、受教育程度、農(nóng)戶身份，這些特征可以看出農(nóng)戶的能力水平并反映出農(nóng)戶的行為態(tài)度。認(rèn)知水平指農(nóng)戶的質(zhì)量安全認(rèn)知水平，如對(duì)農(nóng)村環(huán)境污染關(guān)心情況、對(duì)食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)心情況等，這些可以看出農(nóng)戶的行為態(tài)度。政府約束、組織約束和家庭特征分別表示來自政府、農(nóng)村集體組織和家庭對(duì)農(nóng)戶行為的各種約束，這些約束可以看出農(nóng)戶在開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)所感受到的壓力，反映出農(nóng)戶行為的主觀規(guī)范。生產(chǎn)環(huán)境指食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中所處的外部環(huán)境，比如農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)情況、質(zhì)量安全培訓(xùn)參加情況等，這些可以看出農(nóng)戶所擁有的機(jī)會(huì)，再結(jié)合農(nóng)戶家庭特征，反映出農(nóng)戶的感知行為控制。綜上，農(nóng)戶個(gè)人特征和認(rèn)知水平影響著農(nóng)戶的行為態(tài)度，政府約束、組織約束和家庭特征影響著農(nóng)戶的主觀規(guī)范，農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭特征和生產(chǎn)環(huán)境影響著農(nóng)戶的感知行為控制，并最終影響著農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿。

2 研究方法

2.1 理論模型構(gòu)建

根據(jù)計(jì)劃行為理論，結(jié)合農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿影響因素，本文構(gòu)建出農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿及其影響因素理論模型（圖2）。農(nóng)戶行為采納意愿受其行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制影響，根據(jù)圖1可知，這三者又受農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭特征等因素影響，在這些因素的綜合作用下，農(nóng)戶意愿又可分為自覺性意愿和約束性意愿。由于不同農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭特征、認(rèn)知水平的差異，加上不同地區(qū)食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)境的差異，比如有些農(nóng)戶非常關(guān)心食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全，也接受過質(zhì)量安全培訓(xùn)或技術(shù)指導(dǎo)，則農(nóng)戶可能把采納清潔生產(chǎn)技術(shù)當(dāng)成一種自覺行動(dòng)，因而清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿是一種自覺性意愿。而有些農(nóng)戶雖然也愿意在食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中采納清潔生產(chǎn)技術(shù)，但這種意愿是在各種外部約束下形成的，包括來自政府制定的正式制度以及來自農(nóng)村自發(fā)形成的非正式制度的約束。自覺性意愿和約束性意愿共同構(gòu)成農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿，并最終影響著農(nóng)戶清潔生產(chǎn)行為的決策，即愿意清潔生產(chǎn)或不愿意清潔生產(chǎn)。

圖2 農(nóng)戶清潔技術(shù)采納意愿影響因素的理論模型圖Fig. 2 Theoretical model of factors inf uencing farmer’s willingness to adopt cleaner production technology

2.2 計(jì)量模型選擇

問卷中，農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿有三個(gè)選項(xiàng)，即“不愿意”、“比較愿意”和“非常愿意”，與之對(duì)應(yīng)的數(shù)值分別為1、2、3，是有序多分類變量。鑒于因變量屬于有序多分類變量，采用線性模型會(huì)存在很大缺陷，因此，借鑒王雨婷等[7]、陳雨生等[31]和李超等[32]的研究，本文選擇有序多分類Logistic模型作為計(jì)量模型。具體表述為：

式中：y*是一個(gè)無法觀測(cè)的潛變量，它是因變量y對(duì)應(yīng)的潛變量；X為一組自變量；β為相應(yīng)的待估參數(shù)；ε為服從邏輯分布的誤差項(xiàng)。y*與y的關(guān)系為：若y*≤μ1，y=1 ；若μ1＜y*≤μ2，y=2；若y*＞μ2，y=3。μ1＜μ2，表示通過估計(jì)獲得的臨界值或閾值參數(shù)。給定X時(shí)因變量y取每一個(gè)值的概率為：

式中：Λ(·)為分布函數(shù)。有序多分類Logistic模型的參數(shù)估計(jì)采用極大似然估計(jì)法，但自變量X對(duì)因變量各個(gè)取值概率的邊際效應(yīng)并不等于參數(shù)β，需單獨(dú)計(jì)算得出邊際效應(yīng)。

2.3 變量選取

本文中，清潔生產(chǎn)技術(shù)指農(nóng)戶在開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)過程中，用有機(jī)肥替代化肥，用綠色防控技術(shù)替代傳統(tǒng)病蟲害防治方法（前者屬于清潔的農(nóng)資投入，即產(chǎn)前環(huán)節(jié)的清潔生產(chǎn)，后者屬于清潔的生產(chǎn)過程，即產(chǎn)中環(huán)節(jié)的清潔生產(chǎn)），以減少化肥農(nóng)藥等對(duì)生態(tài)環(huán)境的污染，提高食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。借鑒前人研究成果[8,11,14]，基于當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際，從農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶認(rèn)知水平、生產(chǎn)環(huán)境、政府約束（正式制度）和組織約束（非正式制度）6大方面設(shè)置16個(gè)變量，變量的定義等見表1。

2.4 數(shù)據(jù)來源

中部省份如湖南、江西、安徽、河南等，是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)戶采納清潔生產(chǎn)技術(shù)，對(duì)于減輕農(nóng)業(yè)面源污染、提高食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平、增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力等都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。因此課題組于 2015年7—8月對(duì)上述省份的農(nóng)戶開展了問卷調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容主要圍繞農(nóng)戶對(duì)食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全認(rèn)知和清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿等方面展開，具體包括農(nóng)戶個(gè)人及家庭特征、農(nóng)戶認(rèn)知水平、食用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)環(huán)境、政府約束、組織約束和農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿等多方面內(nèi)容。

本次問卷調(diào)查采取隨機(jī)抽樣的方式進(jìn)行，每個(gè)省份隨機(jī)抽取2個(gè)縣，每個(gè)縣隨機(jī)抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取3個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取15個(gè)農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。調(diào)查問卷的設(shè)計(jì)借鑒了前人的研究成果，并聽取了專家學(xué)者的意見，經(jīng)過反復(fù)修訂后，得到了最終調(diào)查問卷。為保證調(diào)查的效果，課題組對(duì)調(diào)研員進(jìn)行系統(tǒng)培訓(xùn)，并在南昌縣進(jìn)行預(yù)調(diào)查，檢查問卷的合理性和可行性，根據(jù)預(yù)調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)的問題，對(duì)問卷進(jìn)行修訂。考慮到受訪農(nóng)戶的文化層次，為了避免他們理解上的偏差影響問卷回答的真實(shí)性和有效性，正式調(diào)查采用調(diào)查人員和農(nóng)戶“一對(duì)一”面訪的形式進(jìn)行，并由調(diào)查人員填寫問卷。本次調(diào)研共發(fā)放調(diào)查問卷710份，剔除信息記錄不完整的問卷95份，最終得到有效問卷615份，有效率86.62%。需要說明的是，615份有效調(diào)查問卷中，水稻種植戶占絕大多數(shù)，共計(jì)496份，而蔬菜和水果種植戶則分別只有81份和38份。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable def nitions and descriptive statistics

3 結(jié)果與分析

3.1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析

從農(nóng)戶個(gè)人特征來看，615份有效樣本中，男性占81.80%，40歲以上的農(nóng)戶占78.02%，受教育程度在初中及以下的農(nóng)戶占84.07%。此外，17.72%的農(nóng)戶是干部或黨員。從家庭特征來看，家庭人口在5人及以下的占76.72%，農(nóng)戶家庭年平均收入為4.29萬元，家庭非農(nóng)收入占比在60%及以下的占49.41%。對(duì)于農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿，80.17%的農(nóng)戶表示比較愿意或非常愿意。

從農(nóng)戶認(rèn)知水平來看，有16.3%的農(nóng)戶表示不清楚食用農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)藥殘留超標(biāo)會(huì)危害人體健康，有6.5%的農(nóng)戶表示不關(guān)心食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全，有12.4%的農(nóng)戶表示不關(guān)心農(nóng)村環(huán)境污染問題，有45.2%的農(nóng)戶表示不了解安全食用農(nóng)產(chǎn)品（如無公害、綠色、有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品）相關(guān)知識(shí)。

從制度層面來看，政府制定的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)政策是約束農(nóng)戶生產(chǎn)行為的一種正式制度。樣本中，40.8%的農(nóng)戶認(rèn)為投入品控制制度執(zhí)行情況不嚴(yán)格，44.6%的農(nóng)戶認(rèn)為政府隨機(jī)抽查制度執(zhí)行不嚴(yán)格。此外，在廣大農(nóng)村自發(fā)形成的社會(huì)規(guī)范、道德文化、村規(guī)民約等非正式制度，對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為也有重要影響[27]。樣本中，55.3%的農(nóng)戶所在村莊未制定村規(guī)民約。

3.2 自變量與農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的相關(guān)性分析

借助SPSS20.0對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，得出自變量與農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿之間的Kendall’s Tau-b相關(guān)系數(shù)，具體結(jié)果見表2。

從表2可以看出，農(nóng)戶的受教育程度、對(duì)農(nóng)殘危害認(rèn)知情況、食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全關(guān)心情況、環(huán)境污染關(guān)心情況、安全食用農(nóng)產(chǎn)品知識(shí)了解情況，農(nóng)戶在開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)情況、質(zhì)量安全培訓(xùn)參加情況、政府投入品控制制度執(zhí)行情況、隨機(jī)抽查制度執(zhí)行情況和當(dāng)?shù)卮逡?guī)民約制定情況都與農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿有顯著的正相關(guān)關(guān)系。這也可能意味著可以通過提高農(nóng)戶質(zhì)量安全認(rèn)知水平、加強(qiáng)政府監(jiān)管等方面引導(dǎo)農(nóng)戶采納清潔生產(chǎn)技術(shù)。

表2 相關(guān)性分析Table 2 Correlation analysis

3.3 農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響因素分析

本文運(yùn)用Stata12.0軟件進(jìn)行回歸分析。首先將全部變量納入模型，采用逐步回歸分析方法，最終得到模型回歸結(jié)果（表3），結(jié)合模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)參考指標(biāo)，模型卡方顯著性水平都為0.000，表明有序Logistic模型估計(jì)結(jié)果整體上較為理想。

農(nóng)戶對(duì)農(nóng)殘危害認(rèn)知情況、對(duì)食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)心情況、對(duì)農(nóng)村環(huán)境污染關(guān)心情況、對(duì)安全食用農(nóng)產(chǎn)品知識(shí)了解情況顯著影響著農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿，這些變量回歸系數(shù)符號(hào)為正，除安全食用農(nóng)產(chǎn)品知識(shí)了解情況外，其他變量都在1%的水平上顯著（表3）。上述變量可以看出農(nóng)戶認(rèn)知水平的高低，并通過影響農(nóng)戶的行為態(tài)度最終影響到農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿?；貧w結(jié)果表明，農(nóng)戶認(rèn)知水平越高，其采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng)。這其中的原因可能在于，認(rèn)知水平越高的農(nóng)戶，越清楚采納不清潔生產(chǎn)技術(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境和食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全等產(chǎn)生的負(fù)外部性，在不顯著影響農(nóng)作物產(chǎn)量的情況下，農(nóng)戶越愿意采納清潔生產(chǎn)技術(shù)。

村規(guī)民約制定情況在5%的水平上顯著（表3），其回歸系數(shù)為正，說明農(nóng)戶所在村莊制定了村規(guī)民約，其采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng)。村規(guī)民約是農(nóng)村自發(fā)形成的一種非正式制度，是農(nóng)村集體組織對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為的一種約束，這種約束也是農(nóng)戶做出生產(chǎn)決策時(shí)可能會(huì)感受到的一種壓力，并通過影響農(nóng)戶的主觀規(guī)范最終影響到農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿。這其中的原因可能在于，隨著我國(guó)農(nóng)村環(huán)境污染的日益嚴(yán)重，農(nóng)村基層組織（村民小組）更加注重農(nóng)村環(huán)境的保護(hù)與治理，治理模式已由傳統(tǒng)的被動(dòng)治理轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)防護(hù)，通過制定村規(guī)民約，頒布農(nóng)戶行為準(zhǔn)則，建立獎(jiǎng)懲機(jī)制，將利益（合作社分紅）與農(nóng)戶行為直接掛鉤，進(jìn)而引導(dǎo)農(nóng)戶采納清潔的生產(chǎn)技術(shù)，在不顯著影響農(nóng)作物產(chǎn)量的情況下，農(nóng)戶越愿意采納清潔生產(chǎn)技術(shù)。

3.4 自變量對(duì)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿影響的邊際效應(yīng)分析

表3中的系數(shù)估計(jì)結(jié)果給出的是自變量對(duì)潛變量影響的方向，影響程度則需計(jì)算邊際效應(yīng)，具體計(jì)算結(jié)果見表4。

農(nóng)殘危害認(rèn)知情況、食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)心情況、環(huán)境污染關(guān)心情況、安全食用農(nóng)產(chǎn)品知識(shí)了解情況、村規(guī)民約制定情況5個(gè)變量在因變量取值“不愿意（y=1）”時(shí)邊際效應(yīng)顯著且為負(fù)數(shù)（表4），說明隨著這些變量取值的增加，比如農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境污染關(guān)心情況由“不關(guān)心”逐漸變?yōu)椤氨容^關(guān)心”或“非常關(guān)心”時(shí)，農(nóng)戶不愿意采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的可能性降低；在因變量取值“比較愿意（y=2）”、“非常愿意（y=3）”時(shí)，這5個(gè)變量的邊際效應(yīng)顯著且為正，說明隨著這些變量取值的增加，農(nóng)戶比較愿意或非常愿意采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的可能性提高。這與表3中的回歸結(jié)果完全一致。

此外，各自變量對(duì)因變量不同取值的邊際效應(yīng)大小存在差異，但存在明顯的特征，即在因變量取值相同時(shí)，比如都為“非常愿意（y=3）”，上述自變量邊際效應(yīng)絕對(duì)值大小排序是環(huán)境污染關(guān)心情況、食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)心情況、農(nóng)殘危害認(rèn)知情況、村規(guī)民約制定情況、安全食用農(nóng)產(chǎn)品知識(shí)了解情況，這說明環(huán)境污染關(guān)心情況、食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量關(guān)心情況等衡量農(nóng)戶認(rèn)知水平高低的變量是影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的重要因素。

表3 有序多分類Logistic模型回歸結(jié)果Table 3 Regression results of the ordered multi-classif cation Logistic model

表4 自變量對(duì)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的邊際效應(yīng)Table 4 The marginal effect of independent variables on farmers’ willingness to adopt cleaner production technologies

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

研究表明，在調(diào)研區(qū)域內(nèi)，近80.17%的農(nóng)戶對(duì)采納清潔生產(chǎn)技術(shù)有較強(qiáng)烈的意愿。農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿主要受其安全認(rèn)知水平和所在村莊村規(guī)民約的影響。其中，農(nóng)戶安全認(rèn)知水平越高，其采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng)；農(nóng)戶所在村莊制定了村規(guī)民約，其采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿也越強(qiáng)。推行清潔生產(chǎn)技術(shù)對(duì)于提高食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境等都發(fā)揮著積極作用，而農(nóng)戶對(duì)清潔生產(chǎn)技術(shù)的采納意愿則受多重因素的綜合影響。

此外，制度因素也是影響農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的重要因素，而且在廣大農(nóng)村，非正式制度對(duì)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿的影響甚至超過正式制度，這也意味著進(jìn)一步完善農(nóng)村非正式制度對(duì)于推行農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有重要意義。

4.2 政策啟示

1）要切實(shí)提高農(nóng)戶安全認(rèn)知水平。研究結(jié)果表明，農(nóng)戶安全認(rèn)知水平越高，其采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿越強(qiáng)。而農(nóng)戶的安全認(rèn)知水平，不是與生俱來的，與農(nóng)戶的學(xué)習(xí)和經(jīng)歷密切相關(guān)。為此，應(yīng)通過媒體、宣傳欄、講座等途徑，在全國(guó)范圍內(nèi)宣傳國(guó)家推行綠色清潔生產(chǎn)技術(shù)的相關(guān)政策與措施，普及安全食用農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)知識(shí)和農(nóng)殘危害知識(shí)，增強(qiáng)農(nóng)戶食用農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全意識(shí)，促使更多農(nóng)戶愿意采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)。

2）要充分發(fā)揮村規(guī)民約的作用。研究結(jié)果表明，農(nóng)戶所在村莊制定了村規(guī)民約，其采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的意愿更強(qiáng)。為此，尚未制定村規(guī)民約的村莊，應(yīng)充分借鑒其他地區(qū)村規(guī)民約實(shí)施的成功經(jīng)驗(yàn)，根據(jù)各地實(shí)際，制定和完善好具有地方特色的村規(guī)民約。同時(shí)，加強(qiáng)宣傳與教育，引導(dǎo)農(nóng)戶自覺遵守村規(guī)民約、自愿維護(hù)村規(guī)民約，提高農(nóng)戶對(duì)村規(guī)民約的認(rèn)同感，增強(qiáng)村規(guī)民約的執(zhí)行效果。在此基礎(chǔ)上，積極發(fā)揮村規(guī)民約在規(guī)范農(nóng)戶生產(chǎn)行為上的積極作用，引導(dǎo)更多農(nóng)戶自覺采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)。

3）要?jiǎng)?chuàng)新采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的機(jī)制?？v觀我國(guó)生態(tài)環(huán)境治理歷程，生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制在森林植被保護(hù)、水生態(tài)環(huán)境保護(hù)與治理、濕地保護(hù)等領(lǐng)域發(fā)揮了積極作用。為此，應(yīng)充分借鑒生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制用于環(huán)境治理的成功經(jīng)驗(yàn)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，探索采納清潔生產(chǎn)技術(shù)的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，對(duì)農(nóng)戶使用清潔投入品給予補(bǔ)貼，對(duì)安全食用農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行生態(tài)補(bǔ)償，激勵(lì)更多農(nóng)戶積極采納農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)。