社会资本对蔬菜种植户环境保护型技术采纳行为的影响研究

作为农业生产的微观主体，小农户是农业生产的最终实践者，其生产行为直接决定着农业生产方式转变的进程。农户对环境保护型生产技术的采纳是农户实施绿色生产行为的具体体现

。然而，当前我国存在着农户绿色生产积极性不高、环境保护型技术采纳率较低的问题

。因此，在当前全面推进乡村振兴和农业农村现代化的背景下，探究农户环境保护型技术采纳行为的影响因素，进而制定更加具有针对性的政策和计划，对于农业可持续发展的实现具有重要意义。已有关于社会资本与农业生产的研究集中分析了社会资本在降低信息获取成本

、提升创新绩效

、实现集体行动

和促进效率提升

等方面的积极作用。特别地，社会资本能够帮助农户应对风险冲击，具备较强社会资本的农户更有可能在遭受困难时获取村内农户和亲朋好友的帮助和支持

。然而，已有研究对于社会资本与农业绿色生产行为之间的探讨相对较少。此外，学术界针对农户采纳各类环境保护型技术的决策行为及其影响因素进行了广泛而深入的研究。已有研究表明，受教育程度

、环境责任感

、家庭收入状况

均显著影响农户绿色生产技术的采纳行为；技术培训

、政府约束

、信息化水平

等外部环境因素也在农户实施绿色生产的过程中发挥着积极作用。总体来看，可以归纳为技术特征、农户个人特质、家庭经营特征、外部环境等方面。

已有文献为本研究的开展奠定了坚实基础，具有十分重要的借鉴意义，但仍存在有待完善之处：一是已有关于社会资本影响环境保护型技术采纳等农业绿色生产行为的文献较少；二是以往研究对于社会网络、社会参与等社会资本的不同维度如何影响农业绿色生产这一主题尚未达成一致结论；三是已有研究多聚焦某一种环境保护型技术的采纳行为，涵盖范围相对较少。基于此，本研究以山东、河北、辽宁、北京、天津5省市的样本蔬菜种植户为研究对象，分析社会资本对环境保护型技术采纳行为的作用效果，并探讨社会资本各个维度的具体影响效果，以期为提升环境保护型技术采纳率、推进农业绿色生产的政策优化提供依据。

1 模型构建、变量选择与数据来源

1.1 模型构建

本研究的因变量为农户采纳环境保护型技术的数量，取值为0、1、2、3、4，属于有序多分类变量，因此本文选用有序Probit模型来分析社会资本对农户环境保护型技术采纳行为的影响。基本回归模型为式(1)：

*=

+

+

(1)

式(1)中，

*为不可观测的潜变量，

为社会资本综合得分，

为控制变量，

、

为待估系数，

是服从标准正态分布的扰动项。可观测的农户环境保护型技术采纳变量

和不可观测的潜变量

*之间的关系如式(2)：

(2)

式(2)中，

、

、

、

分别代表农户环境保护型技术采纳行为变量的未知分割点，且

<

<

<

。农户未采纳、采纳1种、采纳2种、采纳3种、采纳4种环境保护型技术的概率分别表示为式(3)—(7)：

式(3)—(7)中，Φ为标准正态分布的累计密度函数，采用极大似然法估计该模型各项参数。

(3)

表3结果显示，样本农户平均采纳了2种环境保护型技术。受访户主中有81.38%为男性，平均受教育年限为8.52年，绝大部分户主的受教育程度在小学及以上。样本农户的蔬菜种植规模0.02～5.6 hm

不等，均值为0.32 hm

；家庭总收入全部源于蔬菜种植的农户占样本总数的46.32%，蔬菜收入占家庭总收入比重的样本平均值为78.80%。被调查农户中对环境保护型技术的了解程度很高的种植户占6.91%，了解程度很低的种植户占9.41%，不同种植户的技术认知水平存在一定的差异；仅有29.20%的种植户认为其是风险偏好者，表明绝大多数的种植户选择风险中立或风险厌恶。另外，有23.80%的种植户加入了村内的农民专业合作社。

在衡阳市水稻生产管理工作开展进程中，要建立完整的农业保险体系，一方面，要对基础农业作物保险项目予以监督，作为主要粮食产物的水稻，则要保证投保金额能由国家财政负责监管，从而真正提高保险管理工作的规范性。另一方面，要降低理赔门槛，针对水稻减产受灾以及绝收标准等理赔起点予以控制，充分结合衡阳市当地实际情况进行管理，并且开设水稻项目的绿色保险通道，保证管理工作效果的全面优化。

(4)

(

=2|

)=Φ(

-

-

)-Φ(

-

-

)

本文的研究特色在于将当代工笔花鸟画与北宋院体花鸟画构图比较研究，两者结合分析。将当代工笔花鸟画构图的中国画博大精深，无论是从传统还是所谓的当代，要深度理解和剖析画面构图的内在意蕴，都要我们具有坚持不懈勤于探索的精神。中国画意象性的表现，决定了画面上出现的任何绘画元素都有很强的主观色彩，这些元素的安排更是随个人的心境、修养、学识有很大的不同。创作观念的突破大大激活了当代工笔花鸟画家的创作思维，迸发出层出不穷的创意和灵感，经过众多画家不懈的实践与探索，对传统工笔花鸟画构图的全面梳理，广泛吸收外来艺术的长处，才能创作出更优秀的构图图式来。

(5)

(

=3|

)=Φ(

-

-

)-Φ(

-

-

)

(6)

社会资本=(信任强度×31.900%+互动参与×24.790%+社会网络×18.465%)/75.155%

1.2.2 自变量 社会资本为本研究的核心自变量。参考已有研究，从信任强度、互动参与、社会网络3个方面来衡量社会资本。由于社会信任有利于农户之间进行信息传递，从而增加农户对于种植技术的认同感，提高采纳相关技术的可能性

，因此选择“同村村民是否影响您采纳种植技术”和“是否相信亲朋好友推荐的种植技术”作为信任强度的代理变量。选择“是否和同村村民商量种植技术”和“与亲朋好友交流种植技术的频率”作为互动参与的代理变量，其原因是村民或亲友之间的技术信息传递和互动学习能够帮助农户获取更多知识和信息。此外，考虑到受访农户的家庭社会网络主要是以地缘和亲缘为基础的亲友网络，且重要节日及婚丧嫁娶时互赠礼品礼金是农户之间往来的重要方式

，因此本文使用“经常来往走动的亲戚数量”和“全家一年的礼金支出”作为社会网络的代理变量。基于以上6个指标，构建农户社会资本的评价指标体系(表2)。

(7)

(

=0|

)=Φ(

-

-

)

1.2 变量选择

在进行实证分析前，首先对所有解释变量进行多重共线性检验。结果显示，所有解释变量的方差膨胀因子均小于5，表明不存在多重共线性问题，因此运用Stata1 5.0软件进行实证检验，回归结果见表4。

两组均治疗3个月,患者在治疗前1周停用安坦等药物,患有高血压、糖尿病、心脑血管疾病者适当给予常规的降压、降糖、治疗心血管药物等。

本研究利用SPSS 24.0软件进行分析，得到社会资本6个指标的KMO检验值为0.727，Bartlett球形检验的近似卡方值为632.676(sig=0.000)，说明所选取的各项指标数据适合进行因子分析。采用最大方差法进行因子旋转后，得到特征根大于1的公因子3个，其累计方差贡献率为75.155%。其中，公因子1在前2项指标上的载荷较大，方差贡献率为31.900%，反映的是信任强度；公因子2在第3、4项指标上的载荷较大，方差贡献率为24.790%，反映的是互动参与；公因子3在第5、6项指标上的载荷较大，方差贡献率为18.465%，反映的是社会网络。根据各因子得分及对应的方差贡献率，得到社会资本综合指标的计算公式如式(8)：

(

=4|

)=1-Φ(

-

-

)

(8)

1.2.3 控制变量 本研究控制了其他可能的影响因素，一是种植户的户主特征，包括户主的性别、文化程度和是否担任村干部；二是种植户的家庭特征，包括受访者家庭种植蔬菜的规模、从事蔬菜生产的劳动力数量和蔬菜收入占家庭总收入的比重；三是技术认知及风险态度，包括受访者对环境保护型技术的认知水平和风险偏好；四是外部环境特征，包括种植户是否加入本村的农民专业合作社以及村内交通便利程度(表3)。

1.3 数据来源

本研究所使用的数据来源于课题组2021年5—7月在山东、河北、辽宁、北京、天津5省市开展的蔬菜种植户实地调研。调研采用分层随机抽样的方式选取13个县86个村，所有问卷由调查者采用一对一问答方式完成。本次调研实际获得问卷521份，剔除漏答及无效问卷后，最终得到有效样本503户，问卷有效率为96.55%。基于此调研数据，研究社会资本对环境保护型技术采纳行为的影响。

针对这些问题，分别从专业方向建设理念、知识体系、课程体系三个方向出发进行综合分析规划，探索一套适合大数据背景下的信息安全人才培养体系，对信息安全人才的培养机制加以补充和完善，以应对大数据对信息安全造成的威胁。最后对构建较为完整的信息安全人才培养模式提出了一些建议和思考。

1、房价涨了将近10倍，没房的人都在默默忍受；房价刚跌了一点点，有房的人就开始砸盘。2、物价不断攀升，发改委从未宣布进入严重通胀；物价跌了一点点，发改委就宣布通胀拐点已经出现。3、发展目标总是定为8%，但每次回落至9%左右，政府就开始紧张，然后就匆忙调整宏观政策。——中国三大怪象

1.4 描述性统计

(

=1|

)=Φ(

-

-

)-Φ(

-

-

)

式中：GPS为排放绩效，g/kWh；E为污染物许可排放量，g；D为理论发电量，kWh；c为污染物许可排放浓度，mg/m3；M为废气排放量，m3；CAP为装机容量，MW。

2 结果与分析

1.2.1 因变量 本研究的因变量为农户对环境保护型技术的采纳程度，使用农户在生产过程中所采纳的环境保护型技术数量进行衡量。调研过程中所关注的环境保护型技术有生物菌肥、生物农药、测土配方施肥和节水灌溉技术(滴灌/微灌/喷灌)4种，样本农户对环境保护型技术的采纳情况有5种，分别为“未采纳”“采纳1种”“采纳2种”“采纳3种”“采纳4种”。样本种植户的技术采纳情况见表1，区域间存在一定的差异。以节水灌溉技术为例，辽宁省样本种植户的采用比例最高，为88.03%；北京市次之，为50.98%；河北省样本种植户采纳比例仅为19.72%，不同省份之间存在一定的差异。总体来看，样本种植户对于生物菌肥、生物农药和节水灌溉技术的采纳率均超过半数，测土配方施肥的采纳率相对较低，各类环境保护型技术的采纳率有待进一步提升。

2.1 社会资本对农户环境保护型技术采纳行为的影响

由表4模型(1)可知，社会资本能促进农户采纳环境保护型技术，且在1%的统计水平上显著。即农户的社会资本水平越高，就越有可能选择采纳环境保护型技术，这一研究结果表明，社会资本对农户环境保护型技术采纳行为有显著促进作用。

2.2 社会资本各维度对农户环境保护型技术采纳行为的影响

由表4模型(2)可知，信任强度和社会网络分别在1%和5%的统计水平上显著，且系数均为正，表明信任强度的提升和社会网络的拓展对农户环境保护型技术采纳行为有积极影响。然而，互动参与对于农户环境保护型技术的采纳行为影响效果不显著。可能的原因是，相比于参加正规的专业化技术培训，农户与村内村民和亲朋好友交流种植技术的成本更低、效率更高，可以在一定程度上解决生产过程中的不确定问题，但此类交流更侧重基础类生产实践，对于环境保护型技术的针对性不强

。而正规的生产技术培训针对性更强且科学性更高，能够帮助农户更加深刻地了解环境保护型技术，进而提升技术采纳率

。

2.3 控制变量的影响

模型(1)和模型(2)中，蔬菜收入占比在5%的统计水平上显著，且系数为正，表明蔬菜收入占家庭总收入的比重越大，农户采纳环境保护型技术的可能性就越大。其原因可能是蔬菜收入占比较大的农户更加重视蔬菜生产经营活动并增加农业生产投入，考虑到采用环境保护型技术有利于提升蔬菜品质和经济效益，因此对于环境保护型技术采纳的自觉性更高

。技术认知度在1%的统计水平上显著，且系数为正，说明农户对于环境保护型技术的了解程度越高，越有可能认识到此类技术对于生态环境保护的重要意义，从而做出采纳环境保护型技术的生产决策。风险态度在5%的统计水平上显著且系数为正，表明风险偏好这一特征对农户采纳环境保护型技术有显著的正向影响。通常情况下，根据成本—收益模型，高风险对应高收益，农户采纳环境保护型技术存在着一定的风险，风险偏好型农户愿意承担风险以获取高收益

。是否加入合作社在10%的统计水平上显著，系数为正，表明加入本村农民专业合作社能够正向促进农户采纳环境保护型技术，其原因是农民专业合作社等新型农业经营主体能够辐射带动农户采用环境保护型技术，通过生产培训、奖惩制度和统一管理促进实现农业生产的绿色和可持续

。

政府部门要进一步加强土地流转、征用宣传动员工作，严格按照相关规定及时足额兑现被流转、征用土地群众的各项补偿和扶持政策。对新规划工程应制定多个比选方案，项目选址应先广泛征求项目区村、组及土地使用管理权持有者的意愿，提高方案的可操作性，确保工程实施顺利。

2.4 稳健性检验

为进一步验证社会资本对农户环境保护型技术采纳行为具有积极影响，对以上实证结果进行稳健性检验。(1)剔除家庭劳动力老龄化的农户，即参与蔬菜种植的家庭劳动力全部为老龄人口(以60岁作为划分老龄人口的标准)的农户。主要原因在于，老龄化农户对于环境保护型技术的理解和接受能力都较弱，在调查过程中可能存在信息失真的情况，从而影响研究结果的准确性

。(2)剔除蔬菜种植面积小于0.067 hm

的样本农户，主要原因是小规模种植户的生产积极性相对较低，对新技术的关注度和需求也较低

，从而使得结果存在一定的偏差。表5结果显示，替换样本后的关键变量均通过了显著性检验，与模型(1)、(2)的结果基本一致，最终证实了社会资本有助于促进农户环境保护型技术的采纳。

3 结论与政策建议

本研究主要结论如下：

第一，社会资本能显著促进农户采纳环境保护型技术。第二，社会资本中信任强度和社会网络两个维度对于农户环境保护型技术的采纳行为具有显著的正向影响。第三，农户的个体特征、家庭经营特征、认知及外部环境结果表明，技术认知水平高和风险偏好的农户采纳环境保护型技术的可能性更大，家庭蔬菜收入占比大和加入农民专业合作社的农户更倾向于采纳环境保护型技术。

社会资本对农户环境保护型技术采纳行为具有较强的促进作用，有助于实现农业绿色生产和生态环境保护。基于以上研究结论，本研究的政策启示是：第一，进一步采取措施提升农户之间的信任水平。政府可以积极组织村民召开内部生产交流会，为相关技术的扩散和传播提供渠道，提升村民间信任水平并促进农户采用环境保护型技术。第二，充分利用社会网络的技术传播作用，针对蔬菜种植户的特征成立技术小组并开展多种形式的交流互助活动，为农户之间互帮互助、交流技术信息和提升生产水平创造条件，从而更好地发挥社会网络促进环境保护型技术扩散的积极作用。第三，加强对于环境保护型技术的宣传和引导，通过组织专题讲座、邀请专家进行技术讲解等活动提升农户对相关技术的了解程度和对环境保护的重视程度，促使农户积极主动采纳环境保护型技术。

[1]漆雁斌，韩绍，邓鑫. 中国绿色农业发展:生产水平测度、空间差异及收敛性分析[J].农业技术经济,2020(4):51-65.

[2]周霞，李昕欣. 绿色农业生产水平的空间异质性分析：基于山东省2010—2019年的经验数据[J].经济与管理评论,2021,37(6):152-164.

[3]杨志海. 老龄化、社会网络与农户绿色生产技术采纳行为—来自长江流域六省农户数据的验证[J].中国农村观察,2018(4):44-58.

[4]李亚娟，马骥. 科学施肥技术的收入效应差异分析—基于粮农初始禀赋的实证估计[J].农业技术经济,2021(7):18-32.

[5]李旭，李雪. 社会资本对农民专业合作社成长的影响—基于资源获取中介作用的研究[J].农业经济问题,2019(1):125-133.

[6]戈锦文，范明，肖璐. 社会资本对农民合作社创新绩效的作用机理研究—吸收能力作为中介变量[J].农业技术经济,2016(1):118-127.

[7]蔡起华，朱玉春. 社会资本、收入差距对村庄集体行动的影响—以三省区农户参与小型农田水利设施维护为例[J].公共管理学报,2016,13(4):89-100.

[8]张士云，李博伟. 种粮大户社会资本、雇佣劳动与生产效率关系研究—基于道德风险的视角[J].农业技术经济,2020(4):66-78.

[9]王文略，朱永甜，黄志刚，等. 风险与机会对生态脆弱区农户多维贫困的影响—基于形成型指标的结构方程模型[J].中国农村观察,2019(3):64-80.

[10]夏雯雯，杜志雄，郜亮亮. 家庭农场经营者应用绿色生产技术的影响因素研究—基于三省452个家庭农场的调研数据[J].经济纵横,2019(6):101-108.

[11]于艳丽，李桦. 社区监督、风险认知与农户绿色生产行为——来自茶农施药环节的实证分析[J].农业技术经济,2020(12):109-121.

[12]孙治一，孙大鹏，于滨铜，等. 兼业如何影响农户“一家两制”生产行为？——来自全国5省1458个农户样本的经验证据[J].中国农村经济,2021(6):44-59.

[13]应瑞瑶，朱勇. 农业技术培训方式对农户农业化学投入品使用行为的影响——源自实验经济学的证据[J].中国农村观察,2015(1):50-58.

[14]林黎，李敬，肖波. 农户绿色生产技术采纳意愿决定：市场驱动还是政府推动？[J].经济问题,2021(12):67-74.

[15]闫贝贝，张强强，刘天军. 手机使用能促进农户采用IPM技术吗[J].农业技术经济,2020(5):45-59.

[16]钟真，穆娜娜，齐介礼. 内部信任对农民合作社农产品质量安全控制效果的影响——基于三家奶农合作社的案例分析[J].中国农村经济,2016(1):40-52.

[17]杨阳，蒋佳伶，尹志超，等. 社会网络与京津冀家庭消费——基于“中国家庭金融调查(2013)”的实证研究[J].经济与管理研究,2018,39(10):81-92.

[18]杨兴杰，齐振宏，陈雪婷，等. 社会资本对农户采纳生态农业技术决策行为的影响——以稻虾共养技术为例[J].中国农业大学学报,2020,25(6):183-198.

[19]李波，梅倩. 农业生产碳行为方式及其影响因素研究——基于湖北省典型农村的农户调查[J].华中农业大学学报(社会科学版),2017(6):51-58.

[20]李晓静，陈哲，刘斐，等. 参与电商会促进猕猴桃种植户绿色生产技术采纳吗？——基于倾向得分匹配的反事实估计[J].中国农村经济,2020(3):118-135.

[21]张红丽，李洁艳，史丹丹. 环境规制、生态认知对农户有机肥采纳行为影响研究[J].中国农业资源与区划,2021,42(11):42-50.

[22]饶静. “项目制”下节水农业建设困境研究——以河北省Z市高效节水农业技术推广为例[J].农业经济问题,2017,38(1):83-90.

[23]余威震，罗小锋，黄炎忠，等. 服务供给对稻农测土配方施肥技术采纳行为的影响研究[J].长江流域资源与环境,2021,30(2):484-492.

[24]刘乐，张娇，张崇尚，等. 经营规模的扩大有助于农户采取环境友好型生产行为吗——以秸秆还田为例[J].农业技术经济,2017(5):17-26.