趙佳佳，劉靈芝*

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430070；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，武漢 430070）

隨著傳統(tǒng)畜禽養(yǎng)殖向規(guī)?；?、集約化快速轉(zhuǎn)型，我國(guó)的畜禽供給滿足了人們對(duì)畜禽產(chǎn)品日益增長(zhǎng)的需求，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。但隨著畜禽養(yǎng)殖規(guī)模的擴(kuò)大，養(yǎng)殖中產(chǎn)生的糞便量也逐漸增加，使得農(nóng)村環(huán)境問(wèn)題日益嚴(yán)峻。據(jù)2016 年農(nóng)業(yè)部等六部委聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于推進(jìn)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用試點(diǎn)的方案》顯示，全國(guó)每年產(chǎn)生畜禽糞污38 億t，綜合利用率不高，而未實(shí)現(xiàn)資源化利用的廢棄物給生態(tài)環(huán)境造成嚴(yán)重影響，養(yǎng)殖環(huán)境問(wèn)題反過(guò)來(lái)制約了農(nóng)村的發(fā)展，阻礙了鄉(xiāng)村文明建設(shè)。因此，國(guó)家制定了一系列環(huán)境保護(hù)的政策來(lái)促進(jìn)糞污資源化處理、改善農(nóng)村環(huán)境、提高產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。但在實(shí)施過(guò)程中，環(huán)境規(guī)制并沒(méi)有達(dá)到預(yù)期成果，存在“相對(duì)制度失靈”的現(xiàn)象。同時(shí)，要素稟賦是產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的主要因素[1]，在綠色發(fā)展成為中國(guó)農(nóng)業(yè)核心發(fā)展目標(biāo)之一的戰(zhàn)略背景下，研究環(huán)境規(guī)制與資源約束下養(yǎng)殖戶環(huán)境友好行為的真實(shí)情況，并探究環(huán)境規(guī)制及要素稟賦對(duì)養(yǎng)殖戶糞污處理行為的規(guī)制效應(yīng)，對(duì)于優(yōu)化現(xiàn)有政策、解決農(nóng)村環(huán)境問(wèn)題、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和生態(tài)文明建設(shè)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

有關(guān)環(huán)境規(guī)制的研究，國(guó)內(nèi)外的學(xué)者主要從國(guó)家、區(qū)域等層面分析環(huán)境規(guī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[2]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[3-5]、技術(shù)進(jìn)步[6]之間的關(guān)系；還有部分學(xué)者側(cè)重研究環(huán)境規(guī)制對(duì)全要素生產(chǎn)率[7]、經(jīng)濟(jì)績(jī)效[8]、環(huán)境績(jī)效[9]、企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力[10]等的影響。現(xiàn)有研究對(duì)環(huán)境規(guī)制的效果提供了豐富的科學(xué)依據(jù)，但還存在一定的局限性。從研究層面來(lái)看，已有研究主要針對(duì)不同產(chǎn)業(yè)的環(huán)境規(guī)制效果，而從養(yǎng)殖戶層面開展的環(huán)境規(guī)制效果及行為研究相對(duì)較少。同時(shí)，養(yǎng)殖戶作為畜禽產(chǎn)業(yè)環(huán)境安全保障的直接行為主體，其環(huán)境保護(hù)及治理行為是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村環(huán)境整治目標(biāo)的主要推動(dòng)力[11]，且不同環(huán)境規(guī)制及環(huán)境規(guī)制的區(qū)域差異是影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素[12]。因此，環(huán)境規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶行為的影響路徑及影響的異質(zhì)性需進(jìn)一步探究，從而為提高養(yǎng)殖戶認(rèn)知、促進(jìn)環(huán)境規(guī)制實(shí)施效果提供相關(guān)參考。

對(duì)于養(yǎng)殖戶行為影響因素，學(xué)者主要從個(gè)人特征、經(jīng)營(yíng)特征、社會(huì)規(guī)范以及風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知等方面進(jìn)行分析[13-14]，普遍認(rèn)為農(nóng)戶的收入水平與社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件是影響農(nóng)戶行為的關(guān)鍵因素[15]。近年來(lái)，隨著政府加強(qiáng)對(duì)環(huán)境的監(jiān)管，學(xué)者開始注重環(huán)境規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶行為的作用。夏佳奇等[16]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制對(duì)規(guī)模養(yǎng)豬戶的資源化利用意愿具有顯著正向影響；楊皓天等[17]認(rèn)為環(huán)境規(guī)制直接影響?zhàn)B殖戶環(huán)境友好行為。但已有研究主要對(duì)養(yǎng)殖戶是否進(jìn)行環(huán)境友好行為及不同行為之間的差異進(jìn)行探討，因此，不同環(huán)境規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶糞污處理投入行為的影響有待進(jìn)一步探究。而且，養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理投入行為時(shí)，自身的資源稟賦成為不可忽略的因素[18]，即養(yǎng)殖戶會(huì)因?yàn)樽陨淼囊胤A賦不能滿足相應(yīng)行為發(fā)生的需要而選擇放棄進(jìn)行環(huán)境友好行為的投資。而農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)成為推動(dòng)畜禽產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的根本動(dòng)力[19]，產(chǎn)業(yè)組織為養(yǎng)殖戶提供相應(yīng)技術(shù)和生產(chǎn)資料方面的服務(wù)，降低了養(yǎng)殖成本，加入產(chǎn)業(yè)組織對(duì)規(guī)范養(yǎng)殖戶行為具有正向激勵(lì)作用，即分散的養(yǎng)殖戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式越來(lái)越難以適應(yīng)市場(chǎng)供求關(guān)系的變化，緊密的組織形式比松散組織形式更能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)養(yǎng)殖s 效率。鑒于此，本研究充分考慮不同組織形式、不同環(huán)境規(guī)制、要素稟賦及養(yǎng)殖戶投入行為的差異，基于經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，從“成本效應(yīng)”與“波特效應(yīng)”視角分析環(huán)境規(guī)制、要素稟賦對(duì)養(yǎng)殖戶糞污處理投入行為的影響，以期為促進(jìn)養(yǎng)殖戶環(huán)境友好行為實(shí)施和加快鄉(xiāng)村振興、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展提供政策啟示。

1 分析框架與研究假說(shuō)

研究學(xué)者對(duì)環(huán)境規(guī)制的探究主要圍繞“波特假說(shuō)”與“污染天堂假說(shuō)”進(jìn)行，高污染的企業(yè)會(huì)向環(huán)境規(guī)制寬松的區(qū)域進(jìn)行轉(zhuǎn)移，造成“污染避難所”現(xiàn)象，而環(huán)境規(guī)制會(huì)刺激技術(shù)的革新，使得個(gè)體獲得“創(chuàng)新補(bǔ)償”[5]。畜禽養(yǎng)殖戶是理性的經(jīng)濟(jì)人，追求養(yǎng)殖利潤(rùn)的最大化。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，在短期內(nèi)，養(yǎng)殖戶對(duì)環(huán)境規(guī)制具有“遵循成本”效應(yīng)[20]，環(huán)境規(guī)制會(huì)增加養(yǎng)殖戶清潔要素的購(gòu)買成本及環(huán)境修復(fù)成本；當(dāng)養(yǎng)殖戶不進(jìn)行環(huán)境污染治理時(shí)，政府會(huì)對(duì)其進(jìn)行懲罰，而且會(huì)造成聲譽(yù)損失，并對(duì)其他的盈利性投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[7]。長(zhǎng)期來(lái)看，根據(jù)“波特假說(shuō)”，合理的環(huán)境規(guī)制會(huì)鼓勵(lì)養(yǎng)殖戶進(jìn)行技術(shù)改進(jìn)，從而提高資源配置效率，升級(jí)養(yǎng)殖結(jié)構(gòu)。養(yǎng)殖戶進(jìn)行廢棄物處理不僅會(huì)得到政府的激勵(lì)收益，而且畜禽廢棄物通過(guò)循環(huán)再利用節(jié)約養(yǎng)殖成本，提升畜禽產(chǎn)品質(zhì)量和養(yǎng)殖收益[21]，即養(yǎng)殖戶會(huì)通過(guò)環(huán)境治理收益與成本的權(quán)衡進(jìn)行環(huán)境治理及投資行為的選擇，實(shí)現(xiàn)約束條件下養(yǎng)殖收益最大化。

畜禽養(yǎng)殖規(guī)?；c集約化發(fā)展帶來(lái)的環(huán)境污染成為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施過(guò)程中亟待解決的問(wèn)題，所以國(guó)家制定相關(guān)政策進(jìn)行環(huán)境污染防治，其中政府的約束能促進(jìn)養(yǎng)殖戶的廢棄物處理行為[22]。當(dāng)私人邊際成本小于社會(huì)邊際成本時(shí)，養(yǎng)殖戶會(huì)對(duì)畜禽糞污進(jìn)行不規(guī)范處理，造成環(huán)境的負(fù)外部性；當(dāng)私人邊際收益小于社會(huì)邊際收益時(shí)，養(yǎng)殖戶對(duì)畜禽糞污進(jìn)行資源化處理。政府作為公共利益的代表，通過(guò)制定相關(guān)政策來(lái)干預(yù)市場(chǎng)主體的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)以實(shí)現(xiàn)外部效應(yīng)的內(nèi)部化，從而彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈[23]。由此可見，環(huán)境規(guī)制在規(guī)范養(yǎng)殖戶糞污投入行為和協(xié)調(diào)畜禽產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有重要的作用。楊皓天等[17]指出，規(guī)制強(qiáng)度對(duì)養(yǎng)殖戶環(huán)境投入行為有顯著的正向促進(jìn)作用；李芬妮等[24]也指出，激勵(lì)規(guī)制對(duì)畜禽綠色養(yǎng)殖行為具有積極作用；唐林等[15]通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)證明，環(huán)境行政政策對(duì)農(nóng)戶環(huán)境行為的約束作用要好于環(huán)境經(jīng)濟(jì)政策對(duì)農(nóng)戶環(huán)境行為的激勵(lì)作用；司瑞石等[25]的研究表明，規(guī)制維度中，命令型規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖行為影響效應(yīng)最大；Soctt[26]指出，政府監(jiān)管和規(guī)制、規(guī)范壓力能促進(jìn)企業(yè)自愿實(shí)施環(huán)境治理。由此可見，環(huán)境規(guī)制“自上而下”的治理方式對(duì)農(nóng)戶行為具有促進(jìn)作用[27]，而養(yǎng)殖戶糞污的資源化處理行為直接影響?zhàn)B殖戶對(duì)其進(jìn)行資源化處理的投入行為。基于以上分析，提出如下待檢驗(yàn)假說(shuō)：

假說(shuō)1：環(huán)境規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為具有促進(jìn)作用，環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)厲、激勵(lì)政策越強(qiáng)、相關(guān)指導(dǎo)和宣傳力度越大，養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理投入行為的可能性越大。

養(yǎng)殖戶環(huán)境友好行為是一種生產(chǎn)性投資，即養(yǎng)殖戶通過(guò)投入環(huán)境友好行為要素，以期在未來(lái)獲取環(huán)境治理回報(bào)以及由此帶來(lái)的具有正外部性的環(huán)境產(chǎn)品[18]。為此，養(yǎng)殖戶是否進(jìn)行糞污資源化處理必然是考量自身資本稟賦狀況后的權(quán)衡結(jié)果，也就是說(shuō)，養(yǎng)殖戶的環(huán)境行為是綜合考慮家庭資源稟賦的理性選擇[28]。唐林等[29]指出，農(nóng)戶的資本稟賦、人力資源稟賦及物質(zhì)稟賦對(duì)農(nóng)戶的行為具有影響；養(yǎng)殖戶的個(gè)人特征、資源稟賦以及社會(huì)因素影響?zhàn)B殖戶行為的實(shí)施[30]；李芬妮等[31]通過(guò)調(diào)研湖北省農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)，資本稟賦能有效推動(dòng)農(nóng)戶投身于村域環(huán)境治理[31]；而傅京燕等[10]指出，人力資本和物質(zhì)資本是產(chǎn)業(yè)要素稟賦的重要指標(biāo)，綜合Putnam 等[32]的觀點(diǎn)及相關(guān)理論，良好的人力資本稟賦和充足的物質(zhì)資本稟賦是養(yǎng)殖戶環(huán)境友好行為得以實(shí)施的保障?；谝陨侠碚?，提出如下待檢驗(yàn)假說(shuō)：

假說(shuō)2：要素稟賦會(huì)影響?zhàn)B殖戶糞污資源化處理投入行為。養(yǎng)殖戶人力資本、社會(huì)資本和物質(zhì)資本的提升會(huì)推進(jìn)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的實(shí)施。

2 實(shí)證研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家水禽產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系經(jīng)濟(jì)崗團(tuán)隊(duì)于2020 年在肉鴨養(yǎng)殖大?。ㄉ綎|、廣東、四川、安徽、河南、內(nèi)蒙古、江蘇等）開展的肉鴨養(yǎng)殖戶調(diào)研數(shù)據(jù)。為了使樣本具有代表性，同時(shí)避免樣本偏差，產(chǎn)業(yè)體系團(tuán)隊(duì)采用隨機(jī)抽樣的調(diào)查方法對(duì)不同區(qū)域、不同組織形式的肉鴨養(yǎng)殖戶進(jìn)行一對(duì)一問(wèn)卷調(diào)查。通過(guò)調(diào)研共獲得問(wèn)卷726 份，在剔除重要數(shù)據(jù)缺失、填寫內(nèi)容脫離實(shí)際等無(wú)效問(wèn)卷后，實(shí)際獲得有效問(wèn)卷680 份，問(wèn)卷有效率為93.66%。同時(shí)對(duì)調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行量表的信度與效度檢驗(yàn)，問(wèn)卷總體的Cronbach 的α系數(shù)大于0.7，說(shuō)明問(wèn)卷信度較好；KMO的值為0.630（大于0.6），說(shuō)明可以進(jìn)行因子分析；解釋主因子的總方差累計(jì)為60.89%（大于60%），說(shuō)明問(wèn)卷總體構(gòu)效較好。

由調(diào)查數(shù)據(jù)可知，肉鴨養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污處理的方式主要有丟棄、直接還田、沼氣發(fā)酵、出售等，而養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理的投資主要是對(duì)沼氣發(fā)酵等處理方式的投資。根據(jù)肉鴨養(yǎng)殖戶的養(yǎng)殖特征和實(shí)際調(diào)研，將肉鴨養(yǎng)殖的組織形式分為“緊密型”和“松散型”兩種，其中“緊密型”組織形式主要為“公司＋”和“合作社”，“松散型”組織形式主要為“養(yǎng)殖大戶”和“散戶”。從圖1可以看出，78.97%的調(diào)查養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理投入行為，但過(guò)半養(yǎng)殖戶的投入金額較少；21.03%的調(diào)查養(yǎng)殖戶不進(jìn)行糞污資源化處理的投資。從不同組織形式來(lái)看，“緊密型”組織形式的養(yǎng)殖戶比“松散型”更傾向于進(jìn)行糞污資源化處理，而且“緊密型”組織形式養(yǎng)殖戶的投入金額更高。

圖1 不同組織形式養(yǎng)殖戶糞污資源化投資金額所占比例Figure 1 The proportion of investment in manure recycling by farmers with different organizational forms

調(diào)查樣本中，肉鴨養(yǎng)殖戶特征和經(jīng)營(yíng)特征如表1所示。在養(yǎng)殖戶特征中，88.97%的調(diào)查者為男性，65.15%養(yǎng)殖戶的年齡在41～59 歲之間，49.85%養(yǎng)殖戶的受教育程度為初中水平，86.76%的養(yǎng)殖戶為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型。在肉鴨養(yǎng)殖經(jīng)營(yíng)特征中，養(yǎng)殖戶的養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)在5 年及以下的較多，占樣本量的48.82%，養(yǎng)殖規(guī)模在年出欄量5 萬(wàn)～10 萬(wàn)只之間的占比最高，為28.38%，86.47%的養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖收入占家庭總收入的90%以上，80.00%的養(yǎng)殖戶為“緊密型”組織形式，其中以“公司+”的形式為主，而且81.91%養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理。

表1 樣本養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖基本特征描述Table 1 Description of the basic characteristics of the sample farmers

2.2 模型設(shè)定

本研究以肉鴨養(yǎng)殖戶為研究對(duì)象，對(duì)其糞污資源化處理投入行為進(jìn)行探究。多元回歸分析是一種通過(guò)樣本數(shù)據(jù)分析一個(gè)或多個(gè)自變量與研究因變量之間數(shù)量關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析方法。借鑒司瑞石等[25]、王建華等[33]的研究，通過(guò)多元回歸方程分析環(huán)境規(guī)制、要素稟賦對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的影響及程度，構(gòu)建的多元回歸方程模型為：

式中：hj表示第j個(gè)肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投資金額，萬(wàn)元；α0為常數(shù)值；β1、β2、β3、β4為回歸系數(shù)；εj為誤差項(xiàng)。X1j為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；X21j為環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的二次項(xiàng)；X2j表示肉鴨養(yǎng)殖戶的要素稟賦；X3j為環(huán)境規(guī)制。

兩階段最小二乘法（Two Stage Least Square，2SLS）是解決內(nèi)生性問(wèn)題所有線性組合中最漸進(jìn)有效的一種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，應(yīng)用兩階段最小二乘法，不僅可以進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，而且可以觀察變量正態(tài)分布的情形[34]。相關(guān)模型如下：

式中：X3j為內(nèi)生變量（引導(dǎo)型規(guī)制）；Z3j為X3j有效的工具變量（養(yǎng)殖場(chǎng)與畜牧局的距離），km；γ為常數(shù)項(xiàng)；δ1、δ2、δ3、δ4為相關(guān)系數(shù)；μj為誤差項(xiàng)。通過(guò)兩階段回歸，將擬合值X3j′替換成公式（1）中的X3j，即可用OLS獲得一致性估計(jì)：

2.3 變量選擇

根據(jù)外部性理論、計(jì)劃行為理論，環(huán)境規(guī)制、要素稟賦等會(huì)影響個(gè)人的生產(chǎn)行為，依據(jù)肉鴨養(yǎng)殖戶實(shí)際調(diào)研情況，本研究從不同維度選取肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的自變量，樣本變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差如表2所示。

表2 變量描述與賦值說(shuō)明Table 2 Variable description and assignment description

2.3.1 被解釋變量

在調(diào)查問(wèn)卷中設(shè)計(jì)“今年您對(duì)糞污資源化處理的投入金額”問(wèn)題來(lái)表征養(yǎng)殖戶糞污投入行為，按照實(shí)際投入金額進(jìn)行分析。

2.3.2 核心解釋變量

通過(guò)命令型規(guī)制、激勵(lì)型規(guī)制、引導(dǎo)型規(guī)制3 個(gè)維度來(lái)衡量環(huán)境規(guī)制。在以往研究基礎(chǔ)上，結(jié)合肉鴨養(yǎng)殖的相關(guān)環(huán)境政策，通過(guò)設(shè)計(jì)“政府監(jiān)管對(duì)您進(jìn)行糞污資源化處理的影響程度”和“政府環(huán)境處罰對(duì)您進(jìn)行糞污資源化處理的影響程度”對(duì)命令型規(guī)制進(jìn)行量化，并通過(guò)兩者的算數(shù)平均值對(duì)命令型規(guī)制進(jìn)行表示；通過(guò)設(shè)計(jì)“政府環(huán)境補(bǔ)貼對(duì)您進(jìn)行糞污資源化處理的影響程度”對(duì)激勵(lì)型規(guī)制進(jìn)行賦值；通過(guò)設(shè)計(jì)“政府技術(shù)指導(dǎo)推廣對(duì)您進(jìn)行糞污資源化處理行為的影響程度”和“經(jīng)濟(jì)組織規(guī)章制度對(duì)您進(jìn)行糞污資源化處理行為的影響程度”對(duì)引導(dǎo)型規(guī)制進(jìn)行量化，并通過(guò)兩者的算數(shù)平均值對(duì)引導(dǎo)型規(guī)制進(jìn)行表示；通過(guò)3個(gè)維度的算數(shù)平均值表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，但環(huán)境規(guī)制一方面可能會(huì)增加養(yǎng)殖成本，對(duì)糞污資源化處理投入行為產(chǎn)生負(fù)面影響，另一方面，較高的環(huán)境規(guī)制會(huì)獲得創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)，促進(jìn)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為，所以用“環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的二次項(xiàng)”來(lái)反映環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)養(yǎng)殖戶投入行為影響的不確定性。根據(jù)石智雷等[35]的研究，將養(yǎng)殖戶要素稟賦分為人力資本、社會(huì)資本與物質(zhì)資本。其中，通過(guò)受教育程度展現(xiàn)人力資本的質(zhì)量，但考慮到性別會(huì)引起較為明顯的人力資本差異以及年齡對(duì)養(yǎng)殖戶行為的影響，因此在人力資本中納入性別和年齡變量；社會(huì)資本通過(guò)組織化程度、養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)等進(jìn)行表示；物質(zhì)資本通過(guò)養(yǎng)殖規(guī)模、養(yǎng)殖收入及養(yǎng)殖戶糞污資源化處理等進(jìn)行表示。

2.3.3 其他變量

根據(jù)喬娟等[23]、趙俊偉等[36]的研究，養(yǎng)殖戶的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知會(huì)影響?zhàn)B殖行為，因此將養(yǎng)殖戶的風(fēng)險(xiǎn)事實(shí)認(rèn)知、風(fēng)險(xiǎn)損失認(rèn)知及養(yǎng)殖戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好等影響肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的因素作為控制變量。

3 結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在進(jìn)行回歸分析之前，首先對(duì)變量進(jìn)行了共線性診斷，結(jié)果顯示，各個(gè)變量的方差膨脹因子（VIF）均遠(yuǎn)小于10，說(shuō)明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。方程1 和方程2 分析了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度、環(huán)境規(guī)制與要素稟賦對(duì)肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的影響，具體的回歸結(jié)果見表3。

表3 環(huán)境規(guī)制、要素稟賦與養(yǎng)殖戶糞污處理投入行為的基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 3 Benchmark regression results of effects of environmental regulation and factor endowment on farmers′ manure treatment input adoption

相關(guān)研究表明，環(huán)境污染對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響可能存在“庫(kù)茲涅茨曲線效應(yīng)”，環(huán)境規(guī)制與環(huán)境污染存在非線性關(guān)系[37]。表3 的結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度顯著正向影響?zhàn)B殖戶糞污資源化投入行為，而環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度二次項(xiàng)顯著負(fù)向影響?zhàn)B殖戶投入行為，即環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為存在“倒U 型”的非線性關(guān)系。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過(guò)一定水平時(shí)，養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化投入行為的概率會(huì)隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增大而降低，而目前農(nóng)村環(huán)境規(guī)制的現(xiàn)實(shí)水平大多還處于“倒U 型”的上升階段。不同環(huán)境規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶投入行為影響不同：命令型規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為的影響不顯著，可能是因?yàn)殡S著政府加大環(huán)境治理的監(jiān)督和懲罰力度，部分松散型組織形式養(yǎng)殖戶在進(jìn)行糞污處理時(shí)不能承擔(dān)額外的成本費(fèi)用而退出肉鴨養(yǎng)殖，同時(shí)監(jiān)管規(guī)制的加強(qiáng)使得養(yǎng)殖戶產(chǎn)生厭煩、抵觸心理，使得環(huán)境規(guī)制存在“相對(duì)制度失靈”的現(xiàn)象；激勵(lì)型規(guī)制和引導(dǎo)型規(guī)制都顯著正向影響肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為，即政府加大糞污處理補(bǔ)貼，同時(shí)對(duì)養(yǎng)殖戶進(jìn)行養(yǎng)殖技術(shù)的推廣和宣傳，其帶來(lái)的創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)超過(guò)成本效應(yīng)，促進(jìn)養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理的投入行為。

從要素稟賦來(lái)看，人力資本對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為的影響并不顯著，主要是因?yàn)楸徽{(diào)查養(yǎng)殖戶普遍年齡較大，受教育程度較低，對(duì)糞污資源化處理認(rèn)知較弱。社會(huì)資本稟賦對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為有顯著影響，其中養(yǎng)殖戶的組織程度越高越能促進(jìn)養(yǎng)殖戶進(jìn)行投入行為，而養(yǎng)殖年限對(duì)養(yǎng)殖戶的糞污資源化處理投入行為具有負(fù)向影響，可能是因?yàn)轲B(yǎng)殖戶養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)越豐富，養(yǎng)殖的慣性就越強(qiáng)，對(duì)養(yǎng)殖新技術(shù)的接受能力則越弱，不會(huì)輕易改變?cè)械酿B(yǎng)殖習(xí)慣和觀念。物質(zhì)資本對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為有顯著正向影響，養(yǎng)殖規(guī)模越大、肉鴨養(yǎng)殖收入占家庭收入比例越高，對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為的促進(jìn)作用越強(qiáng)，而且規(guī)模化養(yǎng)殖主體對(duì)環(huán)境規(guī)制更有優(yōu)勢(shì)，環(huán)境規(guī)制的“波特效應(yīng)”更加顯著。

3.2 環(huán)境規(guī)制、要素稟賦對(duì)養(yǎng)殖戶糞污投入行為影響的差異性分析

基于以上研究分析環(huán)境規(guī)制、要素稟賦對(duì)不同組織形式養(yǎng)殖戶糞污處理投入行為影響的差異性，相關(guān)結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，不同組織形式下環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為都存在“倒U型”的關(guān)系。具體來(lái)看，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)“緊密型”組織形式養(yǎng)殖戶糞污處理投入行為的影響相對(duì)較大，而“松散型”組織形式養(yǎng)殖戶行為主要受激勵(lì)型和引導(dǎo)型規(guī)制的影響?！熬o密型”組織形式的養(yǎng)殖戶對(duì)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)有相對(duì)較高的認(rèn)知，會(huì)根據(jù)環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度及時(shí)糾正和實(shí)施糞污處理的投入行為；“松散型”養(yǎng)殖戶存在養(yǎng)殖的信息壁壘等問(wèn)題[7]，可通過(guò)加大糞污資源化處理方面的培訓(xùn)、宣傳等來(lái)提高養(yǎng)殖戶的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知，進(jìn)而促進(jìn)“松散型”養(yǎng)殖戶糞污處理的投入行為。另外，要素稟賦是影響不同組織形式養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為的主要因素。從調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)看，“緊密型”組織形式養(yǎng)殖戶的養(yǎng)殖規(guī)模相對(duì)較大，社會(huì)資本和物力資本相對(duì)優(yōu)越，更有條件實(shí)施肉鴨養(yǎng)殖糞污資源化處理投入行為。

表4 不同組織形式養(yǎng)殖戶糞污處理投入行為的異質(zhì)性分析Table 4 Heterogeneity analysis of manure treatment input adoption of farmers with different organizational forms

3.3 引導(dǎo)型環(huán)境規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

理論上，引導(dǎo)型規(guī)制不僅在促進(jìn)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為方面有重要作用，而且在命令型和激勵(lì)型規(guī)制影響肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的過(guò)程中起著調(diào)節(jié)作用[38]。一方面，養(yǎng)殖戶對(duì)有關(guān)政策認(rèn)知不足在一定程度上削弱了環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行效果，而引導(dǎo)型規(guī)制能有效提高養(yǎng)殖戶的認(rèn)知，從而可能增強(qiáng)激勵(lì)型和約束型規(guī)制的實(shí)施效果；另一方面，引導(dǎo)型規(guī)制在實(shí)施過(guò)程中通常是各地政府在宣傳相關(guān)政策的同時(shí)宣揚(yáng)典型事例，正面與負(fù)面的典型事例會(huì)對(duì)養(yǎng)殖戶的社會(huì)關(guān)系和聲譽(yù)產(chǎn)生不同程度的影響，進(jìn)而增強(qiáng)約束型和激勵(lì)型規(guī)制的實(shí)施效果[38]。因此，為了檢驗(yàn)引導(dǎo)型規(guī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在對(duì)3 類環(huán)境規(guī)制進(jìn)行中心化處理后，引入交互項(xiàng)“引導(dǎo)型規(guī)制×命令型規(guī)制”和“引導(dǎo)型規(guī)制×激勵(lì)型規(guī)制”，并進(jìn)行回歸。由表5可知，交互項(xiàng)“引導(dǎo)型規(guī)制×命令型規(guī)制”和“引導(dǎo)型規(guī)制×激勵(lì)型規(guī)制”的影響均顯著，且系數(shù)為正，說(shuō)明引導(dǎo)型規(guī)制在命令型規(guī)制和激勵(lì)型規(guī)制影響?zhàn)B殖戶進(jìn)行糞污資源化處理投入行為時(shí)起到了顯著的調(diào)節(jié)作用。同時(shí)，方程7和方程8顯示，在引導(dǎo)型規(guī)制的調(diào)節(jié)作用下，命令型規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶行為的影響系數(shù)由0.019變?yōu)?.228，且具有顯著影響；方程9和方程10顯示，通過(guò)引導(dǎo)型規(guī)制的調(diào)節(jié)，激勵(lì)型規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶行為的影響系數(shù)由0.057變?yōu)?.193。由此可見，不同環(huán)境規(guī)制的相互組合和協(xié)調(diào)有助于促進(jìn)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的實(shí)施。

表5 環(huán)境規(guī)制政策交互作用對(duì)養(yǎng)殖戶糞污投入行為的影響Table 5 Impact of environmental regulation and policy interaction on farmers′ manure input adoption

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究通過(guò)替換回歸模型以及內(nèi)生性討論等方法對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，考慮到因變量和核心解釋變量的測(cè)量誤差，用養(yǎng)殖戶糞污處理投入金額來(lái)表示養(yǎng)殖戶的投入行為，故使用OLS 進(jìn)行估計(jì)。其次，用不同環(huán)境規(guī)制量表的均值表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，采用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)。從表6 的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，激勵(lì)型規(guī)制和引導(dǎo)型規(guī)制都顯著正向影響肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為，養(yǎng)殖戶社會(huì)資本與物質(zhì)資本也顯著影響?zhàn)B殖戶糞污治理的投入行為，核心變量影響?zhàn)B殖戶環(huán)境投入的顯著性和符號(hào)均未發(fā)生較大變動(dòng)，表明估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 6 Robustness test

由于本研究采用養(yǎng)殖戶的調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)，可能會(huì)有一些不可控因素使得變量測(cè)度存在偏差，而且政府實(shí)施的引導(dǎo)型規(guī)制可能與養(yǎng)殖戶糞污投入行為互相影響，養(yǎng)殖戶糞污處理投入金額越高，糞污資源化處理程度越高，越有可能得到政府部門更多的技術(shù)支持。Frankel等[39]的研究表明，地理因素是工具變量選取的首要因素，故選擇“養(yǎng)殖場(chǎng)與畜牧局的距離”作為工具變量。一方面，養(yǎng)殖場(chǎng)到畜牧局的距離是地理位置上的距離，僅受到農(nóng)戶搬遷及行政區(qū)域變遷的影響，滿足了工具變量的外生性；另一方面，養(yǎng)殖區(qū)域到畜牧局的距離是相關(guān)政策宣傳與推廣的重要因素，這滿足了工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性的要求。為了排除弱工具變量問(wèn)題，根據(jù)徐秀英等[40]對(duì)工具變量檢測(cè)的方法（第一階段F統(tǒng)計(jì)量大于10，則二者之間具有相關(guān)性），對(duì)工具變量“養(yǎng)殖場(chǎng)與畜牧局的距離”進(jìn)行有效性檢驗(yàn)，結(jié)果（表7）顯示，相關(guān)性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量為16.660（大于10），因此，不存在弱工具變量問(wèn)題。為了檢驗(yàn)是否需要工具變量修正內(nèi)生性偏誤，本研究作了杜賓-吳-豪斯特曼檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，引導(dǎo)型規(guī)制的P值為0.006（小于0.05），說(shuō)明可以拒絕變量為外生變量的零假設(shè)，存在內(nèi)生效應(yīng)。第一階段估計(jì)結(jié)果表明，“養(yǎng)殖場(chǎng)與畜牧局的距離”對(duì)引導(dǎo)型規(guī)制具有顯著影響，其作為工具變量滿足了相關(guān)性的要求；第二階段的結(jié)果顯示，在糾正內(nèi)生性問(wèn)題后，環(huán)境規(guī)制仍顯著影響?zhàn)B殖戶糞污資源化處理投入行為，再一次驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果分析Table 7 Results of endogeneity test

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

本研究基于肉鴨養(yǎng)殖生產(chǎn)大省養(yǎng)殖戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)多元回歸模型從成本效應(yīng)和波特效應(yīng)視角分析環(huán)境規(guī)制、要素稟賦對(duì)肉鴨養(yǎng)殖戶糞污治理投入行為的影響，并進(jìn)一步分析不同組織形式養(yǎng)殖戶糞污投入行為的異質(zhì)性。研究結(jié)論如下：

（1）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度與肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為呈現(xiàn)“倒U型”的關(guān)系。

（2）環(huán)境規(guī)制顯著影響?zhàn)B殖戶糞污資源化處理的投入行為，引導(dǎo)型規(guī)制對(duì)養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的影響程度最高，而命令型規(guī)制對(duì)其影響并不顯著，說(shuō)明在命令型規(guī)制下，養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理的成本效應(yīng)超過(guò)了創(chuàng)新效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制存在“相對(duì)制度失靈”現(xiàn)象；同時(shí)，在環(huán)境規(guī)制下，“緊密型”組織形式養(yǎng)殖戶較“松散型”更愿意實(shí)施糞污資源化處理投入行為。

（3）社會(huì)資本、物質(zhì)資本顯著影響?zhàn)B殖戶糞污資源化處理投入行為，而要素稟賦是影響不同組織形式養(yǎng)殖戶糞污資源化投入行為的主要因素，“緊密型”組織形式養(yǎng)殖戶的社會(huì)資本、物質(zhì)資本相對(duì)“松散型”更為優(yōu)越，更有條件實(shí)施肉鴨養(yǎng)殖糞污資源化處理投入行為。

（4）引導(dǎo)型規(guī)制在命令型規(guī)制和激勵(lì)型規(guī)制影響?zhàn)B殖戶進(jìn)行糞污資源化處理投入行為時(shí)起到了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

4.2 政策啟示

本研究以肉鴨養(yǎng)殖健康穩(wěn)定發(fā)展、實(shí)現(xiàn)生態(tài)文明建設(shè)為目標(biāo)，探討環(huán)境規(guī)制、要素稟賦對(duì)肉鴨養(yǎng)殖戶糞污資源化處理投入行為的影響機(jī)制，為推進(jìn)畜禽糞污資源化處理工作提供相關(guān)參考，得到如下啟示：

首先，政府要提升肉鴨養(yǎng)殖戶的養(yǎng)殖能力，加強(qiáng)肉鴨養(yǎng)殖新技術(shù)的宣傳和推廣工作，并對(duì)肉鴨養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理相關(guān)培訓(xùn)，提高養(yǎng)殖戶的環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和糞污資源化處理意愿，進(jìn)而促使養(yǎng)殖戶進(jìn)行糞污資源化處理投資。

其次，地方政府要因地制宜實(shí)施環(huán)境規(guī)制，避免過(guò)強(qiáng)的規(guī)制效果使養(yǎng)殖戶選擇退出養(yǎng)殖；同時(shí)要完善養(yǎng)殖戶參與環(huán)境保護(hù)的相關(guān)制度，將環(huán)境監(jiān)管、懲罰及獎(jiǎng)勵(lì)等規(guī)制進(jìn)行科學(xué)組合，加強(qiáng)相關(guān)技術(shù)的推廣和規(guī)章制度的協(xié)助機(jī)制，保持環(huán)境政策的相互協(xié)同，避免“木桶效應(yīng)”。

最后，鼓勵(lì)養(yǎng)殖戶積極參與合作組織，依托龍頭企業(yè)進(jìn)行肉鴨養(yǎng)殖，及時(shí)獲得肉鴨養(yǎng)殖生產(chǎn)的信息和先進(jìn)的養(yǎng)殖技術(shù)支持，減少養(yǎng)殖風(fēng)險(xiǎn)；通過(guò)補(bǔ)貼政策提升養(yǎng)殖戶環(huán)保意識(shí)，使其從糞污資源化處理獲得的創(chuàng)新補(bǔ)償超過(guò)治理成本，進(jìn)而加快肉鴨綠色高效養(yǎng)殖進(jìn)程，促進(jìn)環(huán)境資源的優(yōu)化配置，實(shí)現(xiàn)肉鴨的低碳健康養(yǎng)殖。