农户化肥减量行为动力机制研究*——基于山西运城地区苹果种植户调研

李树强，葛颜祥

（山东农业大学经管学院，泰安 271018）

0 引言

为了解决过量施肥导致的环境问题，我国政府多次强调控制化肥的施用量。2015 年原农业部印发《到2020 年化肥使用量零增长行动方案》以及2019 年“中央一号文件”再次提出“开展农业节肥节药行动，实现化肥农药使用量负增长”，以期实现化肥施用量“零增长”向“负增长”转变。然而在市场经济体制下，农户生产目标与农业化肥减量发展目标存在偏差。实际施肥决策者——农户往往追求经济利益最大化，较少考虑甚至忽视化肥施用量对环境与生态安全影响，在生产经营过程中投入过量的化肥行为造成了严重的农业面源污染[1-3]。在对果农施肥情况及减量意愿的实地走访中，发现果农普遍存在“低意愿、少行为”和部分“有意愿、无行为”的现象。因此亟需构建一个促使农户化肥减量的动力机制，调动农户化肥减量积极性，协调农户生产目标和农业化肥减量发展的目标相统一，从而实现我国农业化肥用量“负增长”的目标。

1 文献综述

化肥减量是减少农业面源污染，保护生态环境的有效措施。因此化肥减量的研究一直是学术界研究的热点话题。有关化肥减量的动力机制的研究主要集中在以下四方面。

（1）研究农业产业化经营组织，包括订单式农业生产、农业合作社以及新型农业生产服务部门等。加入合作社的农户在一定程度上受到组织内部的约束，从而减少了农户经营活动的盲目性，并提升了其组织性和计划性[4]。订单式农业生产组织比农业合作社对农户化肥施用量影响更加显著，订单式的组织通常对农产品的质量要求严格，农户为生产出符合合同的农产品，会更加控制施肥量。新型农业生产服务部门通过优化化肥结构以及提供规范化和精准化生产服务，有效实现化肥减量[5]。合作社对农户的约束力则没有订单式组织那么强，且合作社内部管理松散，使其功能难以发挥。在实际生产中，农户往往为了能够促进农产品销售加入合作社，所以为了提高产量而增加施肥量[6]。通过培育农业生产服务部门，大规模规范化生产来实现化肥减量具有一定可行性，但我国农户经营特性决定服务需求受限，无法诱导专业化服务供给。

（2）研究消费者对绿色农产品的偏好，完善生态农产品认证制度，倒逼农户进行转型，采用清洁生产技术[7]。实际上，通过销售绿色农产品倒逼农户进行转型需要解决农户与消费者之间信息不对称的问题，否则就会导致农产品供应的逆向选择和道德风险。构建全面可溯源的农产品系统可以有效地解决交易中信息不对称问题，但我国众多农业经营主体以小规模分散化经营为主，农产品标椎化、规模化生产水平较低，建立溯源机制具有较大困难，所以依靠销售绿色农产品倒逼农户进行转型任重而道远[8]。

（3）研究农户化肥减量行为意愿的心理机制，通过“认知—意愿—行为”对农户的生产决策进行干预[9-10]。研究认为农户的个体特征、风险感知、环保意识等因素会影响农户的减量施肥意愿与行为。学者普遍认为过量施肥是由农户自身行为引起的，农户的农业生产行为直接决定着农业环境的污染程度[6]。农户的个体特征会对农户施肥行为产生影响，其中性别、年龄、文化程度、兼业化程度以及农户是否具有干部身份等会对实际施肥量产生影响。此外，农户风险规避是导致农户过量施肥的一个重要原因[10]。农户对风险感知程度越高，越愿意投入更多的化肥。农户不当施肥行为还与其环保意识有关，农户往往环保意识薄弱，容易忽视环境和生态安全，在农业生产经营过程中投入过量化肥造成了农业面源污染[3]。

（4）研究农业环境政策，如通过补贴、税收等外源激励手段改变农户农业经营核算体系，激励农户进行化肥减量[11]。由于市场机制在调整要素投入的外部性问题上存在失灵，农户需要将外部环境成本纳入农业生产核算中，从根本上改变农业经营的成本收益核算体系，主要包括按照“谁污染，谁付费”的原则，对农户征收化肥税[7]和通过政府转移支付、市场间接支付等方式给予化肥减量农户生态补偿。但现行的政策激励无法有效形成化肥减量的自我执行机制，政府提供的各类补贴，只能诱发农户“有补贴即用、无补贴即停”的机会主义行为[5]。一方面由于农户对地方政府提供补贴的需求大于对精准施肥技术的需求，农户化肥减量技术需求内生动力不足，导致补贴机制难以真正起到作用[12]。另一方面在农户自由择业与非农转移以及农地小规模背景下，农业经营收入已不再是农户收入的主要来源，通过减量降低生产成本，不足以显著改善农户收入，因而减量政策难以改变农户的行为决策[5]。显然农户作为直接施肥主体，也是相关政策的最终落实者，其实际施肥行为是政府政策能否顺利实现的重要保障。同时化肥减量是一种具有外部性的集体行动，农户在实际减量过程中改善农田生态环境却无法得到相应回报，同时还要面临产量和市场的双重风险，因此只有极少部分农户表现化肥减量行为[13]。文章重点研究农户化肥减量心理机制与政府减量激励机制。

从已有关于农户化肥减量心理机制的研究来看，尚未发现基于农户从众性行为这一角度研究化肥减量的心理机制。农户在行为决策时，既可以通过理性计算，也可以通过模仿他人，在不确定市场情景下，追随模仿可以部分替代理性计算[14]。实际上，由于农户在施肥技术上普遍存在误区，在化肥使用数量、化肥种类选择、施肥时期上存在随大流现象。即农户由于处于信息不完全和市场不确定的条件下，通常基于亲缘、地缘、业缘的便利性，学习和模仿周边农户施肥行为，表现出了一定的从众性。关于政府减量激励机制的研究则过分强调政府外源激励作用，忽视了如减量技术、田间管理技术以及政府宣传教育工作等内源激励的作用，导致农户缺乏持续减量动力。对农户的教育培训是农业面源污染治理的内在动力，应重视政府教育引导与监督约束措施的结合[13]。但实际中提供农业技术培训的一方通常是化肥供应商，在利益驱使下，培训内容主要以促进化肥销售为目标，且较少涉及过量施肥污染环境的内容，反而增加了施肥量[15]。

综上，文章试图构建一个包括农户从众性行为的心理机制和政府内、外源激励机制在内的化肥减量动力机制，综合性的将影响农户化肥减量行为决策过程的内生动力和外生动力引入一个系统，通过农户与政府的演化博弈及稳态分析，说明该动力机制的作用过程及稳定性，最后运用结构方程模型对减量行为的动力机制模型进行实证检验，以期为促进农户化肥减量行为和提高政策实施效率提供科学依据。

2 基于演化博弈的理论分析

化肥减量是一个具有外部性的集体行动，政府和农户是主要参与主体，且双方属于有限理性和有限信息，策略调整的方式和速度有很大不同，是一个逐渐向优势策略转变的渐近过程。农户与政府双方都不可能通过一次博弈达成一致，而是在不断选择和调整自己的策略，最终找到最优策略[16]。因此，运用演化博弈理论研究农户与政府之间的合作问题比较贴近现实。

2.1 化肥减量动力机制演化博弈3个基本假说

（1）减量内生动力（从众性行为）：演化博弈理论的一个基本内容是个体通过相互之间的模仿、学习和突变等动态过程来实现群体行为变化[17]。在有限理性和有限信息的条件下，农户的从众性特点在博弈中作为化肥减量的内生动力，驱动着农户选择模仿收益高的施肥策略。具体化肥减量而言，多数农户由于获取信息受限，无法准确衡量化肥减量收益与损失，农户改变生产行为面临较大风险，如果一些果农采取化肥减量行为后，能够较为显著地增加了收益，其他农户就会增加减量意向进行模仿，反之则不会。基于此，提出假说H1。

H1：农户减量的从众性行为会正向影响农户化肥减量意向。

（2）减量外生动力（内源激励）：地方政府作为化肥减量的主导者，其主要利益要兼顾经济效益和生态效益。地方政府代表了一般社会公众的利益，更加关注生态环境状况，对减少化肥施用量，改善生态环境质量有更高的诉求，所以在一定程度上，愿为农户提供化肥减量的相关激励措施。对政府的激励措施进行以下区分：内源激励指政府对农户进行化肥减量技术的宣传教育工作，包括向农户提供作物管理技术，协助农户测土配方，施用有机肥替代化肥等提供技术支持。内源激励会增强农户获得政策支持和技术帮助的信心，在提高农户的减量认知，促进其减量行为具有直接、根本、持久的作用[18]。但减量技术推广会受到技术易用性和有用性的影响，还会受到农户习惯性生产行为的阻力，所以内源激励对农户生产行为调整是一种长期影响。基于此，提出假说H2。

H2：政府内源激励会正向影响农户的化肥减量行为。

（3）减量外生动力（外源激励）外源激励是一种应用经济手段来激励农户短期内调整生产行为的有效措施，表现为政府鼓励农户参与化肥减量行为，直接给予的经济补偿或实物补偿。在一些发达国家，通过使用绿色农业补偿政策鼓励农户转变生产方式，减少农业生产负外部性，取得了较好效果，但对于外源激励政策对农户行为的作用路径和程度缺少相关研究[19]。现有文献表明，与传统的“命令型”环境治理政策相比，采用“激励型”的生态补偿政策的治理效果可能更好[20-22]。外源激励在作用路径和程度上不具有内源激励政策直接性和强制性，能够增加农户收入，所以外源激励的农户接受阻力较小，对具有减量意向但风险规避型的农户，更会起到极大的促进作用。基于此，提出假说H3。

图1 农户化肥减量行为动力机制的理论模型

H3；外源激励在减量意向到行为之间发挥正向调节作用。

2.2 政府内源激励下农户化肥减量演化博弈模型设计

农户在博弈模型中的角色定位为执行者，其主要利益是经济利益，博弈策略既可以选择化肥减量，又可以选择按传统施肥量进行农业生产。地方政府扮演激励者角色，直接与农户发生博弈关系，博弈策略为提供激励或不激励。政府采取激励的策略，农户选择化肥减量化策略，可以视为博弈主体之间的合作状态。相反，地方政府选择不提供激励策略，农户选择传统施肥量进行生产策略，可以视为博弈主体之间的不合作状态。令A为农户采取化肥减量策略所带来的长期效益；C为农户选择化肥减量而损失的机会成本，即农户传统施肥下收益；B1为农户采取化肥减量策略时地方政府所获的总收益；B2为农户采取传统施肥量策略时地方政府的总收益；D1为地方政府给予农户内源激励的货币金额，D2为地方政府选择外源激励策略的货币金额，包括经济补偿E 和技术成本（政府用来鉴别农户是否减量的成本），T为农户减量而政府未激励时政府的损失，长期将降低政府执政公信力，不利于地方政府的管理和服务。此外B1＞B2，对于政府来说化肥减量所带来的效益要大于传统施肥效益，否则地方政府不会采取激励；T＞D1+D2，政府长期公信力的损失较大，大于地方政府给予农户内源激励和外源激励的货币金额。地方政府与农户的收益矩阵如表1所示。

表1 内源激励下地方政府和农户的博弈收益矩阵

2.3 化肥减量演化稳定策略分析

假设地方政府采取内源激励的比重为x，不采取内源激励策略的比重为1-x。当x为1 时，表示地方政府全部选择内源激励策略；x为0 时，表示地方政府全部选择不进行内源激励的策略。同样假设农户采取减量施肥的比重为y，采取传统施肥策略的比重为1-y。当y为1 时，表示农户全部选择化肥减量策略，否则反之。地方政府选择、不选择内源激励策略的期望收益以及平均收益分别

地方政府采用内源激励策略的复制动态方程为：

同理农户选择化肥减量策略的复制动态方程为：

为了检验由地方政府与农户构成的动态博弈系统能否演进为（内源激励—化肥减量）的稳定状态，对F(x)与F(y)两式构成博弈动态复制系统的雅克比矩阵进行分析。Friedman 提出用微分方程对一个群体状态系统进行描述时，可以根据该系统的雅克比矩阵行列和迹的值的正负情况确定其均衡点的稳定性，即det.J＞0，tr.J＜0。所以该博弈群体均衡点的稳定性可以用雅克比矩阵局部均衡点的稳定分析。该博弈模型的雅克比矩阵为：

地方政府与农户博弈的最优策略为（内源激励-化肥减量）是否是稳定状态？考虑x=1，y=1 时，是否满足条件，det.J=(T-D1)(2A-2C) ＞0，tr.J=-(T-D1+2A-2C) ＜0。显然，政府公信力的损失将远大于地方政府给予农户内源激励的货币金额，T＞D1；但由于农户采取化肥减量所带来的长期效益与其损失的机会成本之间大小关系难以判断，故det.J符号未知，即策略（内源激励—化肥减量）不是稳定状态。因此，仅仅依靠地方政府内源激励和农户之间内生减量动力是无法实现最优的稳定均衡（内源激励—化肥减量），需要考虑引入政府外源激励，通过生态补偿手段保障农户化肥减量的收益，帮助农户降低风险，调动农户化肥减量的积极性。

2.4 引入外源激励下农户化肥减量演化博弈模型设计

在上述分析的模型基础上引入外源激励，由地方政府对选择化肥减量策略的农户进行物质或经济激励。在经济激励刺激下，农户会衡量自身收益，规范施肥行为。地方政府与农户收益矩阵如表2所示。

表2 引入外源激励下地方政府和农户的博弈收益矩阵

此时地方政府采取双向激励策略的复制动态方程为：

2.5 复制动态系统稳定性分析

基于上述分析，可以得到以下5 个均衡点，根据该系统的雅克比矩阵det.J与tr.J的公式，分别计算不同均衡点的行列式和迹的正负情况，对5个均衡点的稳定性进行分析。在双向激励下，此时该系统的雅克比矩阵为：

满足基本要求B1＞B、2T＞D1+D2的前提下，发现各均衡点的稳定性取值取决于E+2A与2C的大小关系及A与C的大小关系，即政府给予农户的经济补偿或实物补偿能否弥补化肥减量的长期收益与机会成本之间差额和农户化肥减量长期收益与机会成本关系。在3种不同的关系下，对各均衡点的稳定性进一步分析。研究发现，仅关系①和②时，即满足条件E+2A＞2C，不论化肥减量长期效益与损失的机会成本大小关系如何，均衡点(1,1)都具有较好的稳定性（表3）。

表3 3种关系下的抗扰动的稳定性分析

在农户从众性这一内生减量动力下，依靠地方政府内源激励农户减量，是无法实现稳定均衡的，必须引入外源激励，才有可能达到（双向激励—化肥减量）的均衡状态。理由如下：一是政府内源激励在一定条件下（A＞C），可以达到（内源激励—化肥减量）纳什均衡状态；但在（A＜C）的条件下，该收益矩阵的纳什均衡为（不激励—传统施肥）（表1），内源激励无法保障农户化肥减量的收益，所以策略（内源激励—化肥减量）无法进化为稳定均衡。政府引入外源激励后（E＞2C-2A），保障农户化肥减量的收益，策略（双向激励—化肥减量）任何条件下都是纳什均衡状态（表2），且都能进化为稳定策略（如表3）。二是从进化稳定策略的路径分析可以看出，外源激励在调节农户、政府策略选择比重发挥着积极作用。随着外源激励D2的增加会增加，农户会以更高的比例选择化肥减量策略，促使政府向双向激励演化；随着外源激励中经济补偿E增大，会减小，政府可以通过相对降低双向激励的比重，促使农户向化肥减量演化。

3 基于山西运城果农施肥行为的实证分析

3.1 数据来源

2017年运城市苹果生产面积13.7万hm2，年产量400万t，其中万荣县、临猗县、平陆县、芮城县、盐湖县是运城市5 个苹果主要产区。2014 年3 月《山西省主体功能区规划》出台，运城市临猗县、芮城县、万荣县被定位为国家级限制开发的农产品主产区，平陆县重点生态区。作为兼顾农业生态环境和果蔬经济发展重要区域，具有一定的典型性和代表性。2019 年7—8 月团队对以上5 个苹果主要产区分别采取随机抽样的方法进行实地调研。为了保证调研数据的有效性和准确性，调研采取入户访谈的方式，受访者为果树施肥的主要决策人，面对面的对题项进行解释和问答，以确保问卷能够尽可能真实准确反映果农实际情况。该次调研共发放问卷230份，回收有效问卷202份，问卷有效率87.8%。其中万荣县60份，临猗县48份，平陆县40份，芮城县与盐湖县共回收54份。

3.2 化肥减量动力模型量表设计

借鉴相关文献[25-28]中观测变量的设计方法并结合预调研中果农回答的实际情况设计Likert 五级量表，经过多次修改和完善设计了13 个题项，其中实际施肥量按照“高于最高标准”“最高标准”“平均水平”“最低标准”“低于最低标准”赋值1、2、3、4、5，政府激励按照“是”“否”赋值1、0。其他观测变量按照果农回答“完全不赞同”“不太赞同”“一般”“比较赞同”“非常赞同”赋值1、2、3、4、5。上述变量的基本描述统计如表4 所示，在被解释变量中，果农减量意向的均值位于“一般”和“比较赞同”之间，表明存在一定程度的减量意向；减量行为中施肥量均值位于“最高标准”和“高于最高标准”之间，化肥购买行为的均值位于“完全不赞同”和“不太赞同”之间，表明实际减量行为水平较低，表现出“低意愿、少行为”特点。在核心变量中，果农从众行为中均值技术人员＞周边果农＞亲戚朋友；政府的内源激励和外源激励程度普遍较低，均值较接近0。在其他变量中，减量禀赋均值位于“一般”水平，表明农户具有一定减量禀赋。

表4 相关变量及描述统计

3.3 样本基本特征描述性分析

调查结果显示，果树主要施肥决策者以男性为主，占样本总数67%，是女性人数的2倍（表5）；从决策者年龄来看，呈现一定老龄化特征，年龄在51～60 岁的被调查者占样本总数49.5%，30～40 岁样本占比不到5%；果农职业大部分以纯务农为主，兼业果农占比仅为24.26%；从受教育程度来看，果农普遍学历水平不高，以初中和小学为主，占比82.3%；从种植规模来看，果树户均种植面积0.727hm2，超过1.33hm2以上果农仅占3.7%，表明果农目前仍以小规模种植为主。

表5 样本果农基本个体特征

4 实证检验与结果分析

4.1 模型构建

果农化肥减量意向、减量行为、从众行为和内源、外源激励等变量部分属于农户的主观认知，难以直接测量，因此，该文选择结构方程模型研究果农化肥减量行为影响机制。与其他的计量模型相比，结构方程模型可以综合处理多个因变量，并能够同时估计观测变量与潜变量以及各潜变量之间的结构关系、作用路径、影响效应。结构方程模型一般由结构模型式（10）和测量模型式（11）（12）构成，具体方程为：

式（10）是潜在内生变量与潜在外生变量的结构模型，式（10）中η为内生潜在变量，表示果农化肥减量意向和化肥减量行为，ξ为外生潜在变量，表示果农从众行为、减量禀赋以及政府内源激励。β和Γ分别表示对应变量的系数矩阵；式（11）（12）分别是内生变量的测量模型和外生变量的测量模型，y和X各自表示对应的观测变量，Λy表示内生观测变量在内生潜在变量上的因子载荷矩阵，Λx表示外生观测变量在外生潜在变量上的因子载荷矩阵，ζ、ε、δ是各模型的误差项。

4.2 量表的信效度检验

（1）信度检验。问卷的信度检验是对调查问卷可靠度、一致性的说明，直接关系研究结果可靠度与有效性。根据Kline的研究，样本量N和观察变量q之间的比值N∶q应为10∶1甚至是20∶1[29]，该文观测变量q为13，样本量N不得低于130份，实际N=202份为中等样本量。结果显示，问卷的整体Cronbach′s α系数值为0.889，表明问卷信度质量高。各潜变量α系数值均大于0.6，表示信度可接受，各潜变量的组合信度介于0.745～0.892之间，均大于0.7，说明量表具有较好的一致性①信度检验通常根据α 系数的大小进行信度检验，如果α 系数大于0.8，说明信度高；介于0.7～0.8，表示信度较好；介于0.6～0.7，则说明信度可接受；如果小于0.6，说明信度不佳。

（2）效度检验。问卷的效度是指调查问卷能够准确测量的程度，效度检验可以分为内容效度检验、收敛效度检验和区别效度检验。该文量表设计结合相关文献研究以及预调研情况，对观测变量的选择以及问题设计进行反复修改，以确保量表具有较好的内容效度。该文用因子负荷量和平均方差抽取量和组合信度值来衡量量表的收敛效度。因素负荷量系数在0.567～0.924，均大于0.5，表明各潜在变量与观测变量之间具有相关关系，5 个潜变量对应的AVE 值全部大于0.5，且CR 值全部高于0.7，表明数据具有良好的收敛效度。通过验证性因子分析研究区别效度，5 个潜变量对应的AVE 平方根值最小为0.726，大于变量间相关系数的最大值0.609，表明数据具有良好的区别效度。

4.3 模型整体适配度检验

运用Amos24.0 软件，从绝对拟合指数、相对拟合指数、简约适配指数三个方面对模型整体适配度进行检验。结合计划行为理论与MI修正指标，对模型进行不断修正，绝对拟合指数RMR没有通过检验，当样本数超过200 时还应参考其他适配度指标，如表6所示，其他相关指数指标均通过检验。综上所述，最终认为模型与样本数据的拟合度较好，且结果具有可靠性。

表6 模型整体适配度检验

4.4 结构方程模型估计结果分析

结构方程模型估计结果如表7 所示，假说H1 和H2 都通过了1%的显著性检验。果农化肥减量的内生性动力中，从众行为对减量意向的标准化路径系数为0.387，说明果农从众性行为显著地正向影响化肥减量意向，假说H1成立。其他控制变量中，果农减量禀赋对减量意向的标准化路径系数为0.493，说明果农的减量禀赋越强，农户的减量意向越大。果农化肥减量的外生性动力中，政府的内源激励对减量行为的标准化路径为0.450，说明政府的内源激励显著地正向影响农户减量行为，假说H2成立。在1%的显著性水平下，内源激励对减量意向的影响未能通过检验，说明内源激励对减量行为具有直接影响。

由于果农身处一定社会网络中，从众性行为必然会受到周围环境中不同群体的影响，从其模仿的对象选择顺序上来看邻居贡献度最大（0.789），其次是家人（0.773），再次是技术推广人员（0.67）。农技推广人员对农户从众性行为影响最小，一方面由于技术推广员大部分是由化肥销售商组成，农户对其缺乏信任。另一方面基层农业技术推广体系基本瘫痪，公共服务尤其是技术服务严重缺位，未能对农户的生产进行良好的指导[13]。政府对苹果质量检测和政策宣传对内源激励的贡献度分别为0.600、0.867，即政府政策宣传影响大于苹果监测检测，由于政府检测只能采取抽查的方式进行，对大量的果农行为难以形成强有力的约束，而政策宣传相比政府检测来说其影响范围也更大，故政府主张化肥减量对果农影响更大。在实地调查的农户回答中发现如表7，地方政府的内源激励和外源激励普遍较低，对模型估计值大小可能会产生影响。

表7 结构模型路径系数与检验

4.5 中介效应检验分析

为了进一步说明化肥减量动力机制的影响路径，通过表8可知，减量意向在不同影响路径下的中介效应检验结果。在1%的显著性水平下，减量意向分别在从众性行为对减量行为和减量禀赋对减量行为的影响中发挥中介效应，中介效应值为0.145和0.185。农户的从众性行为、减量禀赋的作用机制与已有研究相似，即通过“认知—意愿—行为”对农户的生产决策进行干预。在1%的显著性水平下，在内源激励对减量行为的影响中，减量意向的中介效应未能通过检验，间接验证了假说H2，即由于地方政府的内源激励往往具有一定的规范性和制约性，所以会对果农的实际施肥行为产生直接影响。

表8 标准化的Bootstrap中介效应检验

4.6 调节效应估计结果分析

该文选择果农实际施肥行为作为因变量，果农的化肥减量意向作为自变量（进行中心化处理），外源激励作为调节变量（进行虚拟变量处理），控制变量包括果农文化程度、是否兼业、苹果种植面积和劳动力人数。外源激励的调节效应结果如表9所示。模型1仅包括自变量减量意向，即不考虑政府外源激励的影响时化肥减量意向对实际减量行为影响程度，结果表明果农减量意向会显著地影响其实际施肥行为，影响方向为正。模型2 在模型1 的基础上加入了外源激励这一调节变量，政府外源激励在1%的显著性水平下正向影响果农实际减量行为。模型3作为核心模型，在模型2的基础上加入外源激励与减量意向的交互项，从表9 结果可以发现外源激励与减量意向的交互项在5%的显著性水平下通过检验，并且交互项的系数为0.519，说明政府的外源激励在减量意向与减量行为中确实发挥着正向的调节作用。且从模型2 到模型3 的F 值变化（F=6.646,P=0.011＜0.005）也在5%显著性水平下通过检验，同样也表明了外源激励具有调节作用，验证了假说H3。

表9 地方政府外源激励的调节效应

5 结论与政策建议

5.1 结论

该文首先基于现有研究提出3个基本假说，构建农户化肥减量行为动力机制理论模型，借助演化博弈论证动力机制的稳定性，最后对假说进行实证检验。主要结论如下。

（1）仅在政府提供双向激励的基础上，且满足E＞2C-2A时，农户才会形成持续稳定减量行为。

（2）农户减量的内生动力包括从众性行为和减量禀赋，外生动力包括地方政府内源激励和外源激励。

（3）减量的内生动力通过影响减量意向间接影响减量行为，减量的外生动力中内源激励直接影响减量行为，外源激励在减量意向与行为之间发挥调节作用。不足之处，由于样本地区尚未实施生态补偿政策，仅采用农户对生态补偿政策认知进行估计，导致调节效应估计结果可能偏小，且未能确定博弈中关键量（生态补偿额）E大小。

5.2 建议

（1）增强农户减量内生动力。一是完善基层农业技术推广体系建设，地方政府应积极提供技术服务等公共服务；二是建设标准化果园，为农户提供正确的学习对象，通过示范效应带动周边农户积极参与化肥减量；三是增加农户禀赋能力，加大化肥减量技术的推广，组织相关施肥技术培训。

（2）充分发挥减量外生动力。一是持续进行减量内源激励，政府应当发挥主导作用，加大地方政府对化肥减量增效技术的宣传教育，多渠道传播施肥信息，同时加大测土配肥力度，为化肥减量提供科学依据。二是尽快落实化肥减量外源激励政策。以生态补偿政策为例，明确补偿的标准、补偿的方式以及补偿的来源等相关问题，细化补偿资金的安排和使用，构建符合现实并可操作的生态补偿体系。