胡 倫, 曹琪瑤

(江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 南昌 330045)

綠色生產(chǎn)具有促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、保障食品安全和改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的功能[1]。然而,長期依靠化肥農(nóng)藥過量施用、農(nóng)業(yè)廢棄物亂扔、水資源開發(fā)過度等增加資源要素投入的粗放型增長模式,加劇了農(nóng)村田間面源污染、威脅農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全,不利于農(nóng)村環(huán)境保護(hù)和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。為此,2017年9月,中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于創(chuàng)新體制機制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》,率先提出要促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的戰(zhàn)略。2022年和2023年“中央一號文件”相繼強調(diào)推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展。黨的二十大報告指出,推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展綠色化、低碳化是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興及農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式,推進(jìn)綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn),已成為中國特色農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的題中之意。

目前,學(xué)術(shù)界圍繞農(nóng)戶個人特征[2]、獎懲政策[3]、社會規(guī)范[4]、外部政策[5]等多方面對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為進(jìn)行較多研究。農(nóng)戶作為微觀角色的決策者和綠色生產(chǎn)的參與者,其行為會受到環(huán)境認(rèn)知的影響。環(huán)境認(rèn)知是農(nóng)戶認(rèn)識環(huán)境產(chǎn)生污染危機問題并參與解決的內(nèi)生動力,主要包括環(huán)境關(guān)心、價值觀、態(tài)度、知識和責(zé)任感等[6]。農(nóng)戶參與綠色生產(chǎn)多以群體規(guī)范聚集的社會認(rèn)同感作為決策基點,是促進(jìn)認(rèn)知向行為轉(zhuǎn)化的重要依據(jù),但現(xiàn)實中農(nóng)戶綠色生產(chǎn)往往出現(xiàn)采用率低下、參與不足現(xiàn)狀,之所以產(chǎn)生這樣的困境,可供解釋原因之一是缺乏群體認(rèn)同。那么,由于中國農(nóng)村屬于地緣、親緣、業(yè)緣差序格局為主的熟人社會[7],社會認(rèn)同根植于農(nóng)戶行為當(dāng)中,受儒家文化和集體主義思想影響,村域網(wǎng)絡(luò)差序格局促進(jìn)不同群體形成不同村集體[8]。農(nóng)戶群體認(rèn)同感越強,其綠色生產(chǎn)行為決策越容易受到群體成員的影響。當(dāng)農(nóng)戶對村集體群體認(rèn)同度較高,其對同一群體成員形成的環(huán)境認(rèn)知的水平便會越高,有利于環(huán)境認(rèn)知的提升。胡德勝等指出農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有顯著正向影響[9],即認(rèn)知程度越高、制度環(huán)境越優(yōu)越,農(nóng)戶做出綠色生產(chǎn)行為的意愿越強烈。

但目前至少在以下三個方面還存在進(jìn)一步討論的空間:第一,研究農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的相關(guān)文獻(xiàn)較少關(guān)注社會認(rèn)同、環(huán)境認(rèn)知在其中發(fā)揮的作用,而探討社會監(jiān)督的已有文獻(xiàn)又缺乏對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的關(guān)注;第二,以往研究缺乏對環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同影響路徑中所扮演的角色探討,無法反映環(huán)境認(rèn)知內(nèi)在傳導(dǎo)機制;第三,探究不同特征的農(nóng)戶群體是否對采納具有顯著差異未進(jìn)行異質(zhì)性詳細(xì)分析。因此,本文探討社會認(rèn)同、環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響,并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同影響路徑中所起中介作用,利用在江西省微觀農(nóng)戶調(diào)研到的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 社會認(rèn)同對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響

根據(jù)社會心理學(xué)家John Turner和Henri Tajfel在1970年提出的社會認(rèn)同理論,社會認(rèn)同可以影響群體間行為的方式,個體和團(tuán)體之間是相互影響的[10-11]。從這個角度來理解,社會認(rèn)同可以通過鄰里關(guān)系、環(huán)境整治氛圍加深農(nóng)戶對集體組織的認(rèn)同感,大多數(shù)農(nóng)戶會因為和村莊其他農(nóng)戶的親疏關(guān)系去模仿周圍農(nóng)戶的行為,良好的環(huán)境整治氛圍也會促使農(nóng)戶認(rèn)同并采用綠色生產(chǎn)行為。高社會認(rèn)同會促使農(nóng)戶個體行為動機從以個體利益為主轉(zhuǎn)向以村集體利益為主,并且以群體利益作為自己的行為動機。農(nóng)戶對村集體的認(rèn)同度越高,就越會關(guān)注村莊的發(fā)展,也越會積極參與農(nóng)村環(huán)境治理,采用更多的綠色生產(chǎn)行為。由此提出假設(shè):

社會認(rèn)同對農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為采納具有顯著正向影響(H1)。

1.2 環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響

環(huán)境認(rèn)知是農(nóng)民行為決策的心理基礎(chǔ)和邏輯起點[12],認(rèn)為正確的環(huán)境認(rèn)知是農(nóng)民綠色生產(chǎn)行為的前提,其水平直接關(guān)系到參與綠色生產(chǎn)的行為決策和行為水平[13]。環(huán)境認(rèn)知通過加深農(nóng)戶對保護(hù)生態(tài)環(huán)境、身體健康和環(huán)保的認(rèn)知程度,進(jìn)而影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納[14]。農(nóng)戶作為農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的主要參與者和經(jīng)營者,其環(huán)境認(rèn)知是農(nóng)村環(huán)境改善的重要基礎(chǔ)。一方面,農(nóng)戶對環(huán)境認(rèn)知的缺乏會導(dǎo)致農(nóng)戶生態(tài)環(huán)保意識不足,在觸及自身利益時,會更傾向于實現(xiàn)自身利益最大化。在日常生產(chǎn)、生活中會有意無意地對農(nóng)村環(huán)境造成污染。另一方面,農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知的提高可以有效幫助農(nóng)戶形成綠色觀念、提高農(nóng)戶綠色生產(chǎn)采納的意愿。在觸及自身利益時,會更愿意參與到宜居宜業(yè)的和美鄉(xiāng)村建設(shè)中,學(xué)習(xí)或從事環(huán)保措施,從而做出綠色生產(chǎn)行為的決策。因此,提出假設(shè):

環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有顯著正向影響(H2)。

1.3 環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為之間的中介效應(yīng)

許多環(huán)境學(xué)者在20世紀(jì)60年代就逐步建立了人與環(huán)境關(guān)系的關(guān)系模式和社會價值觀范式,認(rèn)為農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知是識別與改變環(huán)境行為動力的根本因素,從而形成“社會認(rèn)同-環(huán)境認(rèn)知-綠色生產(chǎn)行為”的傳導(dǎo)機制[15]。首先,農(nóng)戶通過增強社會認(rèn)同,能夠起到擴(kuò)散和推廣生態(tài)環(huán)境認(rèn)知的作用,增強農(nóng)戶對環(huán)境認(rèn)知的認(rèn)同感、提高農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)的接受度。通過自身的示范作用進(jìn)而帶動鄰里親朋,使農(nóng)戶構(gòu)建綠色的認(rèn)知體系,從而提高農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知,起到改善農(nóng)戶周邊的生活、生產(chǎn)環(huán)境的作用。其次,較高的社會認(rèn)同可以營造綠色和諧的生態(tài)整治氛圍。農(nóng)戶在生態(tài)整治的濃厚氛圍下,會無意識地增強自身環(huán)境認(rèn)知,下意識地做出有益于生態(tài)環(huán)境的綠色生產(chǎn)行為。最后,提高農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知水平,可以推動農(nóng)戶采用更多的綠色生產(chǎn)行為,周邊環(huán)境的改善還可以推動鄰里關(guān)系改善,進(jìn)而改善村莊整體環(huán)境氛圍及整治氛圍,推動社會認(rèn)同的提高,使農(nóng)戶表現(xiàn)出更多采用綠色生產(chǎn)的可能性。因此,社會認(rèn)同主要是在示范帶動作用和營造良好氛圍兩個方面來提高農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知,進(jìn)而促進(jìn)其采納。由此提出假設(shè):

環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同和農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為中起到正向的中介作用,即農(nóng)戶的社會認(rèn)同越高,其環(huán)境認(rèn)知也會提高,綠色生產(chǎn)行為程度也會相應(yīng)地提升,反之則減弱(H3)。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2022年江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院暑期開展的社會服務(wù)實踐活動。采用抽樣調(diào)查的方法,鄉(xiāng)村振興班實驗小組對江西省各地開展了實地調(diào)查。在調(diào)查過程中,調(diào)查員和當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶可能存在主觀理解偏差,因此在剔除無效問卷后,實際問卷有效數(shù)為394份,問卷有效率為97.52%。樣本中,男女占比分別為60.36%和39.64%,約為3:2,男性人數(shù)偏多,這與農(nóng)村地區(qū)家庭戶主主要為男性相關(guān),與實際情況符合。受訪農(nóng)戶多為小學(xué)及以下學(xué)歷,其比例高達(dá)56.35%,其次為初中、高中/中專/技校,大學(xué)專科與大學(xué)本科及以上學(xué)歷極少?？傮w來看,接受調(diào)查者多為低學(xué)歷人群。

2.2 診斷性檢驗

2.2.1 信效度檢驗

為確保選取的數(shù)據(jù)可靠性和有效性,利用SPSS對問卷中的5級量表類問題分析信效度情況,以驗證數(shù)據(jù)質(zhì)量的可靠性。標(biāo)準(zhǔn)化的Cronbach’sα信度系數(shù)為0.610,說明可靠度可以接受,可以進(jìn)行數(shù)據(jù)分析工作。KMO值為0.633>0.6,且Bartlett顯著性水平小于0.05,認(rèn)為各變量之間存在顯著的相關(guān)性。運用探索性因子分析進(jìn)行有效性分析,6個量表共分為2個維度,刪除絕對值小于0.5的問題,即該問題與公共因子無關(guān)。其余5個指標(biāo)最終與維度對應(yīng)關(guān)系良好,基本符合預(yù)期。旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為62.945%,表明問卷指標(biāo)信息量能有效提取。因此,綜合說明研究數(shù)據(jù)具有良好的結(jié)構(gòu)有效性水平。

2.2.2 主成分分析

考慮到各影響因素往往是共同對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響的,因而通過主成分分析法測算各個維度的綜合值。對政策制度環(huán)境、社會認(rèn)同、環(huán)境認(rèn)知、區(qū)位稟賦4個維度的各個指標(biāo)進(jìn)行主成分分析,首先進(jìn)行KMO檢驗和巴特利特球形度檢驗。對調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化之后進(jìn)行分析,結(jié)果如表1所示,其中4個指標(biāo)的KMO檢驗值均大于0.5,Bartlett球形檢驗值均小于0.05,故而表示文中選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)適合于做主成分分析。

表1 KMO檢驗和巴特利特球形度檢驗

2.3 變量設(shè)置與說明

2.3.1 被解釋變量

鑒于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為的內(nèi)涵與外延較為廣泛[16],以農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度作為因變量,從是否采用水沖式廁所、是否不亂扔農(nóng)藥包裝、畜禽糞污是否資源化處理、生活垃圾是否統(tǒng)一處理、是否正確污水處理等維度出發(fā),沒有采用該行為賦值為0,采用了賦值為1。依據(jù)農(nóng)戶采納個數(shù)將其由低到高分成了5個層次,來度量農(nóng)戶綠色生產(chǎn)采納程度。此處的采納程度是農(nóng)戶對各種采納數(shù)量的算數(shù)平均值分組比較劃分的程度層次。

2.3.2 核心解釋變量

以社會認(rèn)同作為本文的核心解釋變量,從鄰里關(guān)系、整治氛圍、環(huán)境氛圍3個層面測度社會認(rèn)同。另考慮到社會認(rèn)同的具體指標(biāo)對農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為影響往往是共同發(fā)揮作用的,故通過因子提取和因子旋轉(zhuǎn)從鄰里關(guān)系、環(huán)境氛圍和環(huán)境整治氛圍3個指標(biāo)中獲得社會認(rèn)同的綜合值。

2.3.3 中介變量

以“參與整治有利于保護(hù)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境、有利于身體健康”的認(rèn)同程度和對生態(tài)環(huán)保概念現(xiàn)象的了解程度來測度農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知。由上文因子分析的結(jié)果可知,樣本數(shù)據(jù)適用于因子分析。通過因子提取和因子旋轉(zhuǎn)技術(shù)從“對生態(tài)環(huán)境、身體健康、環(huán)保的認(rèn)知程度”3個指標(biāo)中獲得了1個公因子,命名為“環(huán)境認(rèn)知”。以環(huán)境認(rèn)知作為中介變量,深入分析環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度的中介傳導(dǎo)機制。

2.3.4 控制變量

除了上述社會認(rèn)同和環(huán)境認(rèn)知會對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響,農(nóng)民“經(jīng)濟(jì)人”和“社會人”的雙重身份會使其生產(chǎn)行為更加理性[17]。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀條件來看,制約農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的因素還有性別、年齡、年收入、文化程度、政策制度環(huán)境和區(qū)位稟賦[18-20]。其中政策制度環(huán)境包括外部激勵和環(huán)境衛(wèi)生宣傳,區(qū)位稟賦包括地形、與高速公路的距離和與市場的距離。各變量說明與描述性統(tǒng)計情況如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

2.4 模型構(gòu)建

2.4.1 有序probit模型

將“農(nóng)戶綠色生產(chǎn)采納程度”設(shè)置為因變量,對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度由低到高依次取值為1、2、3、4、5,為典型的有序分類變量。對于此類有序變量,通過參考使用有序Probit模型進(jìn)行估計分析,構(gòu)建回歸模型:

(1)

(2)

式中:Degreei為因變量農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度;r1,r2,…,r5為節(jié)點,滿足r1≤r2,…,r5;CT、control分別為社會認(rèn)同與環(huán)境認(rèn)知和控制變量;α、δ分別為自變量的回歸系數(shù);μ是服從正態(tài)分布的隨機干擾項;c為常數(shù)項。

2.4.2 中介效應(yīng)模型

為檢驗環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為之間是否存在中介作用,假設(shè)所有變量都已經(jīng)中心化(即均值為零),參考溫忠麟等[21]、符建華和曹曉晨[22]提出的中介效應(yīng)檢驗流程,文本不贅述。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基于有序probit回歸的綠色生產(chǎn)行為采納程度分析

主要運用STATA 17.0軟件,在回歸前,對各變量進(jìn)行多重共線性檢驗。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn),方差膨脹因子(VIF)均值為1.07,最大值為1.16,因此可以推斷研究中解釋變量間的共線程度在合理范圍內(nèi),不存在嚴(yán)重的多重共線性,適合做回歸分析。

采用有序Probit模型探究社會認(rèn)同與綠色生產(chǎn)行為的影響,表3中模型(1)報告顯示核心解釋變量社會認(rèn)同對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)在1%的水平上具有顯著的正向影響。表明社會認(rèn)同能夠通過親鄰的示范帶動和濃厚的環(huán)境保護(hù)氛圍,帶動農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納,假設(shè)H1成立。環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)也具有顯著的正向影響,且通過了1%的檢驗,假設(shè)H2成立。

表3 社會認(rèn)同對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的影響分析

更換計量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗、在各變量1%和99%的水平上縮尾之后,模型(2)和模型(3)分別顯示有序Logit模型和Winsor2回歸結(jié)果顯示,社會認(rèn)同和環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度的影響在1%的水平上均呈正顯著仍然穩(wěn)健。

由表3回歸結(jié)果可知,農(nóng)戶的區(qū)位稟賦和政策制度環(huán)境對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為也有顯著的正向影響。區(qū)位稟賦是由農(nóng)戶的地形和距離市場、高速的遠(yuǎn)近等因素通過主成分分析旋轉(zhuǎn)后根據(jù)權(quán)重計算的區(qū)位稟賦綜合得分。農(nóng)戶的區(qū)位稟賦更優(yōu)越時,意味著更容易受外界環(huán)境信息影響,更容易接觸到外界綠色生產(chǎn)生活觀念的推廣與擴(kuò)散,進(jìn)而更容易做出綠色生產(chǎn)行為。政策制度環(huán)境能夠通過外部刺激誘導(dǎo)農(nóng)戶做出環(huán)境友好型行為。政府的政策制度宣傳、獎懲機制能夠?qū)r(nóng)戶的生產(chǎn)生活行為起到一定的約束作用,直接影響農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)參與意愿。

3.2 基于環(huán)境認(rèn)知的中介效應(yīng)

3.2.1 逐步回歸法

由表4模型(1)單路回歸分析可以得知,社會認(rèn)同在1%顯著水平上對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)具有顯著正向影響,影響系數(shù)為0.384。說明社會認(rèn)同對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響的總效應(yīng)為0.384。由模型(2)雙路回歸分析可知,社會認(rèn)同對環(huán)境認(rèn)知在1%的水平上具有顯著的正向影響。第三步多路回歸結(jié)果顯示社會認(rèn)同和環(huán)境認(rèn)知均在1%的水平上對綠色環(huán)境具有顯著影響。因此,根據(jù)經(jīng)驗分析判斷,社會認(rèn)同-環(huán)境認(rèn)知-綠色生產(chǎn)行為存在中介效應(yīng)機制。模型(3)中納入環(huán)境認(rèn)知變量后,社會認(rèn)同依然會對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生正向影響,但影響系數(shù)有所下降,為0.204。說明“社會認(rèn)同-環(huán)境認(rèn)知-綠色生產(chǎn)行為”之間存在部分中介效應(yīng)。

表4 中介效應(yīng)逐步回歸結(jié)果

3.2.2 中介效應(yīng)檢驗

由表4可知,經(jīng)過三步回歸法后可以分析判斷“社會認(rèn)同-環(huán)境認(rèn)知-綠色生產(chǎn)行為”之間存在部分中介效應(yīng),但該方法檢驗的精確度還有待確定。故采用Sobel檢驗和Boostrap法進(jìn)行中介效應(yīng)驗證。根據(jù)表5結(jié)果,“社會認(rèn)同-環(huán)境認(rèn)知-綠色生產(chǎn)行為”中介傳導(dǎo)機制,在1%的水平上通過Sobel檢驗,Boostrap檢驗中間接效應(yīng)置信區(qū)間不包含0,說明存在中介效應(yīng),且中介效應(yīng)比例為22.3%。綜上所述,中介變量“環(huán)境認(rèn)知”對自變量“社會認(rèn)同”為部分中介作用,自變量與中介變量對因變量起著正向作用,假設(shè)H3成立。

表5 中介效應(yīng)檢驗

3.3 異質(zhì)性分析

社會認(rèn)同和環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度具有顯著正向影響,但是對于不同年齡和性別的農(nóng)戶,其影響效果是否存在差異還需要進(jìn)一步探究。一般來說,不同年齡段的農(nóng)村居民在經(jīng)濟(jì)能力、認(rèn)知和思維方式上存在差異。為探究在不同的年齡段中,原模型中社會認(rèn)同、環(huán)境認(rèn)知對于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響是否顯著成立?？紤]到老齡化勞動力可能因年齡大、受教育年限少,加上容易受傳統(tǒng)經(jīng)驗的影響可能對環(huán)境認(rèn)知偏低[23],根據(jù)世界衛(wèi)生組織對于年齡的劃分,結(jié)合調(diào)查樣本的年齡分布特征,將60歲及以上的農(nóng)村居民定義為老年組,60歲以下為非老年組,同時生成新的虛擬變量“老年組”,即年齡≥60歲,若變量為“老年組”則取1,否則取0。

將不同年齡類別的樣本進(jìn)行分組回歸,分組檢驗結(jié)果由表6的列(1)、(2)顯示。不同年齡段和性別,社會認(rèn)同對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的影響不存在顯著差異,但是社會認(rèn)同對老年組的影響相較于非老年組更加顯著。環(huán)境認(rèn)知對老年組和男性的綠色生產(chǎn)行為采納具有顯著正向影響,且通過了1%的檢驗;環(huán)境認(rèn)知對非老年組和女性的綠色生產(chǎn)行為采納影響不顯著。在樣本中,老年群體占據(jù)整體人口的90%以上。老年群體長年留守在村中,對外界信息的刺激反應(yīng)不敏感,但是對村中有著強烈的歸屬感和認(rèn)同感。這類群體的社會認(rèn)同具有較強的趨同性和傳播性,若改變老年群體的環(huán)境認(rèn)知可以極大地促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納。男性群體在樣本中約占60%,男性普遍作為一家之主,對內(nèi)具有較高話語權(quán),對外接觸的機會更多、更容易接觸和傳播外界信息[24]。異質(zhì)性分析結(jié)果說明,通過改善老年和男性農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知可以極大地促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納。

表6 異質(zhì)性影響分析

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

社會認(rèn)同和環(huán)境認(rèn)知對農(nóng)戶采納具有顯著正向影響,即隨著農(nóng)戶社會認(rèn)同和環(huán)境認(rèn)知的提高,農(nóng)戶采納的意愿更強,進(jìn)而促使農(nóng)戶做出綠色行為。

環(huán)境認(rèn)知在社會認(rèn)同與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)之間具有中介效應(yīng),存在“社會認(rèn)同-環(huán)境認(rèn)知-農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為”傳導(dǎo)機制。

不同年齡段、不同性別的農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)采納程度存在顯著差異。環(huán)境認(rèn)知對老年組和男性農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)具有顯著影響,而對非老年組和女性農(nóng)戶未起到顯著影響。社會認(rèn)同對老年組農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為更具有顯著影響。

4.2 建議

加強政府引導(dǎo)宣傳,深化農(nóng)戶綠色認(rèn)知。通過微觀激勵措施[25],使政府制定的措施能提高農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知,架起認(rèn)知與行為之間橋梁,規(guī)范農(nóng)戶生產(chǎn)行為。此外,還可以加大生態(tài)環(huán)境的保護(hù)政策和綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的宣傳和引導(dǎo),充分發(fā)揮環(huán)境政策的引導(dǎo)、激勵和約束作用,使農(nóng)戶意識到生態(tài)退化的危害。最后,通過建設(shè)鄉(xiāng)村生產(chǎn)培訓(xùn)學(xué)堂等方式,加強農(nóng)民職業(yè)化建設(shè)和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體建設(shè),促使農(nóng)業(yè)勞動力隊伍年輕化,促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn),緩解農(nóng)業(yè)環(huán)境污染,構(gòu)建農(nóng)村良好人居環(huán)境。

提升社會認(rèn)同,形成綠色共識。提升村民思想素質(zhì),通過加大綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)和生態(tài)保護(hù)宣傳教育,提升農(nóng)戶認(rèn)知水平,引導(dǎo)規(guī)范農(nóng)戶生活、生產(chǎn)行為。發(fā)揮黨員、村干部、鄉(xiāng)賢帶頭示范作用,鼓勵村民以多種方式參與生態(tài)宜居鄉(xiāng)村共同建設(shè)[26]。增強農(nóng)民參與綠色生產(chǎn)的認(rèn)同感和責(zé)任感,重視社會認(rèn)同在促進(jìn)綠色生活、生產(chǎn)觀念傳播中的作用。助力其形成對農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展的價值認(rèn)同,以此確立自己行為的方向感,將綠色發(fā)展觀念內(nèi)化于心,外化于行,并通過農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)帶動更多農(nóng)戶參與其中,最終形成集體共識。