绿色信贷对农户生态农业技术实施行为的影响——基于生态认知的中介作用及农业收入占比的调节效应

郑骏川，苏 莉

一、研究背景与理论综述

农为邦本，本固邦宁。在国家的高度重视下，我国农业的发展取得了举世瞩目的成就。然而，长期化肥农药投入品滥用、农业废弃物不恰当处置、农业资源过度消耗等粗放式生产方式，导致农业生态环境持续恶化、农产品质量安全问题屡见不鲜、农业生产资源日益枯竭等一系列负面问题出现，[1](p186-195)[2](p8-13)这严重威胁我国农业生产力水平提升、农民增收致富以及农业可持续发展。为此，党的十九大报告及近年来的“1号文件”均提出，要推动农业投入品减量化、农业废弃物资源化运用，形成农业绿色生态生产方式的新时代现代农业发展方向。以上文件精神可见，大力推广生态农业技术，发展生态农业，不仅是破解农业资源与农村环境协同发展的题中之义，更是推动现代农业高质量发展的必然抉择。

科学引导农业生产者形成广泛的生态农业技术采纳机制，成为关系农业生态化转型升级发展的关键。[3](p118-135)大量文献探究了农户生态农业技术行为决策的影响因素，包括生产者个人特征、[4](p57-71)[5](p680-687)[6](p1-13)资源禀赋、[7](p328-344)[8](p78-89)[9](p35-42)政府规制[10](p186-195)[11](p1227-1239)[12](p49-56)等。其中，生态农业需以先进技术为支撑，充足的资金保障成为影响生态农业技术采纳的核心因素。[13](p475-488)[14](p10-19)当前农业领域财政投入不足且存在资金使用效益低下等问题，[15]而传统农村信贷约束对生态农业技术的采用具有抑制作用，[16](p54-62)学界一直致力于寻求一种“环境保护”与“资金融通”相结合的资金供给方式，试图破解生态农业发展过程中的资金困境。[17](p99-105)[18](p119-128)绿色信贷作为绿色金融体系的核心构成部分，在推动产业结构绿色转型升级、促进绿色经济发展方面发挥着积极作用。[19][20]绿色信贷是基于生态环境的信贷配给规则，①绿色信贷的配给规则是指对绿色生态项目加大信贷倾斜力度，而对高污染高排放项目实施融资惩罚。通过宣传可持续发展理念影响借款者的生态价值观与环保意识，促进绿色生产生活方式形成，从而获得信贷资金支持条件，以实现经济可持续发展。[21](p900-906)因此，从影响机制上看，生态认知在绿色信贷影响生态农业行为选择过程中发挥着至关重要作用。其中，生态认知在地膜回收、[22](p54-59)秸秆还田、[23](p39-48)施用有机肥、[2](p8-13)稻虾共养技术[24](p198-208)等生态农业行为中的积极作用已得到现有文献的广泛肯定。

现存文献在信贷支持、生态认知对农户生态农业技术实施行为的影响方面进行了一定探讨，但在以下方面仍存局限：一是既有研究虽探讨传统信贷约束对生态农业技术推广的影响，但较少对绿色信贷规制农业生态化转型的效应进行实证研究；二是既有关于绿色信贷环境规制原理的研究，虽已经意识到生态认知提升对生态农业技术采纳的积极作用，但还未验证绿色信贷通过生态认知这一中介变量对生态农业生产方式的传导机制，没有建立“绿色信贷—生态认知—行为决策”的系统分析框架；三是现有研究尚未考虑农业收入占比在生态认知对生态农业技术采纳的调节效应。农户农业收入占比不仅反映其对农业生产的重视程度，而且还影响到农业新技术的可投入资金来源，关系到“生态认知—行为决策”转化过程的实现，故农业收入占比需作为调节变量纳入分析框架；四是生态农业行为体现为多种形式，单一的生态农业方式无法科学全面地反映绿色信贷对农户生产方式的采纳效果。

据此，本文基于重庆潼南区1168 户农户的调查数据，以秸秆还田、有机肥施用、测土配方施肥等生态农业技术采纳行为为研究对象，综合运用因子分析法、bootstrap 有调节的中介作用检验法，考察绿色信贷对农户生态农业技术实施行为的直接影响，以及绿色信贷通过提升农户的生态认知对生态农业技术选择行为的间接影响，并对生态认知影响农户生态农业技术决策过程中农业收入占比的调节效应进行验证，以期在乡村生态文明建设背景下，为推广生态农业生产方式，推进现代农业可持续发展提供实证支持与政策参考。

二、研究设计

（一）数据与样本

本文数据主要来源于课题组2020 年9—10 月对重庆市潼南区开展的实地问卷调查。重庆市潼南区被誉为中国西部绿色菜都，曾被农业部评为“全国无公害农产品（种植业）生产示范基地县先进单位”，在此进行生态农业相关研究具有区域代表性。采用分层调查与随机抽样相结合的方式开展本次问卷调查。具体而言：首先，在潼南区内随机抽取乡镇10 个；其次，在每个乡镇内随机抽取村庄8个；最后，在每个村庄内随机抽取参与问卷作答的农户15 人。调查问卷涵盖信息包括农户及家庭特征、生产经营状况、生态农业实施情况等方面的内容。本次调查共发放问卷1200 份，在剔除信息不足、逻辑混乱等无效问卷后，最终获得有效问卷1168份，有效率为97.3%。

（二）变量说明

1.被解释变量

本文的被解释变量为生态农业技术，基于调查地区生态农业技术的普及推广实际，本文以秸秆还田、有机肥施用、测土配方施肥技术代表生态农业技术，探究绿色信贷对农户生态农业生产行为决策的影响。此变量为二元虚拟变量（取值1 或0），赋值为1 意味农户实施某种生态农业技术，赋值为0意味农户未实施生态农业技术。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为绿色信贷。问卷中“请问您在生产经营中是否具有绿色贷款余额”来反映农户是否获得绿色信贷支持，此变量为二值虚拟变量，赋值为1代表农户获得绿色信贷，赋值为0代表农户未获得绿色信贷。

3.中介变量

本文的中介变量为生态认知，它是个体对生态科学基本知识、生态环境及生态服务系统、生态保护政策的了解程度，是个体形成生态价值观并进而实施生态友好行为的基础。[25](p109-116)绿色信贷通过信贷配给手段影响借款者的生态环保意识，促进绿色生产方式形成。[26](p532-545)[27](p149-157)本文选取“对农业生态保护政策的了解度”“对有机肥、配方肥、秸秆还田的了解度”“生态农业技术的重要性”“知道如何保护生态环境”4 个指标来反映农户的生态认知状况，每个指标采用李克特五分量表法进行衡量。

4.调节变量

本文的调节变量为农户家庭一年的农业收入占家庭总收入的比重。农业收入占比不但可以反映农户对农业生产的关注程度，还关系农业新技术的可投入资金保障，进而影响生态认知到生态农业生产行为的转化过程。因此，本文预期农业收入占比在生态认知影响生态农业技术采纳过程中存在调节效应。

5.控制变量

本文对控制变量的选取，参考张童朝等、[8](p78-89)魏昊等、[15](p56-66)闫迪和郑少锋[28](p76-84)等学者的做法，将农户的年龄、性别、受教育年限等农户个人特征，农户家庭人口数、耕地规模和社会网络等家庭禀赋特征，农业技术推广次数、农业技术示范户等农业技术推广特征，地块离家距离、地块土质等地块特征作为控制变量纳入模型。上述变量的描述性统计结果详见表1。

表1 变量描述性统计说明

（三）模型设定

1.主成分因子分析

由于本文的中介变量——生态认知通过4 个二级指标进行衡量，各指标之间存在很强的相关关系或者存在很强的信息重叠，如果直接进行计量建模容易出现变量间的多重共线性问题。故本文采用主成分因子分析法对生态认知指标体系进行降维处理，仅保留较少有效信息，通过计算因子综合得分来度量农户的生态认知水平。具体步骤如下：

第一步，检验生态认知评价指标体系是否适合适用因子分析。经检验各指标的KMO 综合值为0.773，巴特利特球形检验卡方值为2635.645（在1%水平内显著），这表明原始指标适合开展因子分析。

第二步，提取公因子。采用最大方差法进行因子旋转，然后运用主成分法提取特征值大于1 的公因子，最终提取2 个公因子，公因子累计方差贡献率为82.742%，表明公因子保留了原始变量中绝大部分有效信息。

第三步，计算因子得分。计算方法如下：

公式（1）中，Fi为农户第i个公因子的得分，X1～Xp为生态认知下设的4 个二级指标变量，αi1～αip为各二级指标所占的权重。

第四步，计算农户生态认知综合评价得分。以2 个公因子的方差贡献率（公因子1、公因子2 的方差贡献率分别为47.738 和35.004）为权重，计算加权因子得分，便可得到生态认知变量的综合评价得分值。计算公式：

生态认知=（F1×47.738+F2×35.004）/82.742

2.bootstrap有调节的中介作用检验法

参考国内外文献的经验做法，[16](p54-62)[28](p76-84)[29](p185-227)本研究采用基于bootstrap 的有调节的中介作用检验方法，来对绿色信贷影响农户生态农业技术采纳决策中，生态认知对生态农业技术选择行为的中介作用以及农业收入占比的调节效应进行实证检验。模型具体表述如下：

式（2）—（4）中，Yi代表第i种生态农业生产技术，X代表绿色信贷，Z代表中介变量（生态认知），T 代表调节变量（农业收入占比），μ1—μ2为模型的随机误差项，a，a′，b，c，d为模型的待估计参数。式（2）刻画的是绿色信贷对农户生态农业技术选择的直接影响，式（3）刻画的是绿色信贷对生态认知的影响，式（4）刻画的是绿色信贷通过受农业收入占比调节的生态认知对生态农业技术选择的间接影响。

三、实证研究结果

（一）绿色信贷对生态农业技术采纳的直接影响

绿色信贷对农户生态农业技术采纳的直接影响检验结果见表2。bootstrap 对直接作用（中介作用）的显著性判断规则：[28](p76-84)1.如果置信区间的上下限值均为正，说明直接作用（中介作用）具有显著性正向影响；2.如果置信区间的上、下限值分别为正、负，说明直接作用（中介作用）影响不显著；3.如果置信区间的上、下限值均为负，说明直接作用（中介作用）具有显著性负向影响。根据以上经验规则可知，绿色信贷对以秸秆还田、有机肥施用、测土配方施肥为代表的生态农业技术采纳行为均有显著性正向影响。绿色信贷的原理为基于生态环境的信贷配给，即在同等条件下加大对生态绿色项目的信贷倾斜力度，而对重污染高排放项目实施信贷约束，进而推动经济向绿色生态化转型。以本文列举的3 类生态农业技术为例，不管是秸秆还田机械、商品有机肥等农机农资的购买，还是测土配方施肥技术的引进，均离不开绿色信贷资金的支持，生态农业技术决策具有较强的金融依赖性，绿色信贷对生态农业技术的采纳及推广具有积极作用得到本文实证结果的支持。

表2 绿色信贷对生态农业技术采纳的直接影响结果

（二）生态认知在绿色信贷影响生态农业技术采纳决策中的中介效应

生态认知的中介作用检验结果见表3。可以发现，绿色信贷通过影响农户的生态认知从而对有机肥施用具有显著正向影响。这是因为绿色信贷通过金融杠杆向农户传递了生态价值观及可持续发展理念，让农户意识到只有从事绿色生态生产活动才可能获得信贷资金支持，从而在潜移默化中影响农户的行为决策方式，促进农业生态生产方式形成，故而农户选择更加生态环保的有机肥施用方式的可能性更大。

此外，在绿色信贷影响秸秆还田和测土配方施肥技术选择过程中，生态认知的中介作用仅在农业收入占比位于平均值的农户组及高于均值农户组（均值+标准差）中影响显著，而在低于均值农户组（均值-标准差）中影响不显著。可能的原因是：农业收入占比能够反映出家庭的收入结构，农业收入占比越低的农户家庭，说明其主要收入来源并非依赖农业生产经营，故低农业收入占比组农户可能对农业生产重视不够，不会对农业生产投入过多的资金与技术。对于秸秆还田而言，其技术的实现通常需要相应机械化设备（如秸秆粉打包机、粉碎机等）作为保障，农机设备购买作为一次性大笔投入资金成本，需要在未来长期的农业生产中加以摊销回收。故对农业生产不太重视的低农业收入占比组农户不愿意投入大量资金购买秸秆回收辅助设备，而更可能对秸秆进行焚烧或随意掩埋处理；对于测土配方施肥技术而言，这是较普通化肥投入更高、见效更慢的生态农业技术，看重短期利益实现的低农业收入占比组农户很明显会更加可能选择成本更低、见效更快的普通化肥。以上原因导致生态认知在秸秆还田和测土配方施肥技术选择中的中介作用在低农业收入占比组农户并不显著。

（三）农业收入占比在绿色信贷影响生态农业技术选择路径中的调节效应检验

bootstrap 有调节的中介作用检验法，首先按照均值和均值加减一个标准差将调节变量分为高、中、低3 个组别，再结合各个组别中介作用系数差异来判定调节变量是否具有显著性。调节变量的显著性判定标准分为4 种情况：第一种情况，至少有一个组别的中介作用显著，方可进一步讨论调节效应的显著性；如各组别中介作用不显著，则调节效应不显著。第二种情况，若各组别的中介作用存在显著和不显著两类，则意味组间中介作用存在明显的差异，认为调节变量具有显著性影响。第三种情况，若各组别的中介作用均为显著，则需要结合中介作用系数的符号变化来最终判定调节效应的显著性。若各组别中介作用系数符号存在正、负两种情况，说明组间中介作用存在明显的差异，认为调节变量具有显著性影响；否则，调节效应不显著。第四种情况，若各组别中介作用均显著且系数符号完全一致，则需通过进一步计算中介作用系数差异率来最终判定调节效应的显著性情况。系数差异率计算方法为：

（5）式中，β高、β低分别代表调节变量高、低水平组的中介作用系数，分别代表调节变量高、低水平组中介作用系数标准差的平方。

表3 的检验结果显示，生态认知在秸秆还田和测土配方施肥技术选择中的中介作用在低农业收入占比组农户不显著，但在中、高农业收入占比组农户的中介作用显著，根据调节变量显著性判定准则第二条，则说明农业收入占比对生态认知影响秸秆还田和测土配方施肥技术采纳行为存在显著的正向调节效应。农业收入占比高说明农户的收入主要来源于农业生产，侧面反映出农户对农业生产的重视度较高，促使农户投入更多的资源来提高未来农业生产收入，这无疑能够对秸秆还田、测土配方施肥技术的采用提供充足的资金支持。相反，对于低农业收入占比组农户而言，即使认识到生态农业技术对于生态环境的重要性（生态认知较高），但出于对农业生产的关注不够及资金支持不足，也无法实现由“生态认知—生态农业行为”过程的实际转化，阻碍了生态农业技术的采纳。

表3 条件中介作用及调节效应检验结果

此外，对于有机肥施用行为，在不同农业收入占比组农户下，生态认知的中介作用均显著且系数全部为正，根据调节变量显著性判定准则第四条，认为农业收入占比对生态认知影响农户有机肥施用存在显著的正向调节效应。随着农户生态认知水平的提升，更多的农户意识到有机肥施用对于土质改善、农产品经济效益提升、生态环境保护等方面所发挥的积极作用，不同收入组农户可选择适合自己资金预算内的有机肥选择方式。低收入组农户可以选择施用自家农家肥，而高收入组农户可以选择更加便利的商品有机肥，但是高收入组农户对于有机肥的选择更大、施用有机肥的概率更高。

表4 为有调节的中介作用模型控制变量估计结果。一方面，户主年龄越大、地块离家距离越远，生态农业技术采纳的可能性就越低。可能的原因是：年龄越大的农户对农业生产的新技术和新方法接受能力较弱，而地块离家越远增加了农业生产相关农资农机搬运的难度，不利于农户实施生态农业行为。另一方面，户主的教育年限越高、农业技术推广活动开展次数越多、地块土质越差，则生态农业技术实施的可能性就越高。可能的原因是：教育年限越长的农户对农业新技术的学习能力和接受能力更强，农业技术推广活动的开展利于农户接触到生态农业技术的新技术与方法，地块土质越差的农户更有动力通过采用生态农业技术改善土质从而提高农作物产量，这均有利于农户对生态农业技术的采纳。最后，其他控制变量影响不显著。

表4 控制变量估计结果

四、结论与建议

（一）研究结论

本文采用bootstrap 有调节的中介作用检验法，对绿色信贷、生态认知、农业收入占比、生态农业技术采纳行为之间的关系进行了实证检验，结论如下：

第一，绿色信贷显著正向影响农户对秸秆还田、有机肥施用、测土配方施肥技术的采纳，表明绿色信贷对生态农业技术的采纳与生态农业生产方式的推广具有积极作用。

第二，生态认知在绿色信贷影响有机肥施用、中高农业收入占比组农户的秸秆还田和测土配方施肥行为中具有正向中介作用，但在低农业收入占比组农户秸秆还田和测土配方施肥行为中的中介作用不显著。

第三，农业收入占比在生态认知影响农业秸秆还田、有机肥施用和测土配方施肥技术采纳行为中的调节效应显著，说明农业收入占比能有效促进生态认知向生态农业生产行为转化。

（二）对策建议

根据以上研究结论，为提高农户采用生态农业技术的积极性提出如下建议：一要鼓励与支持农村绿色金融服务创新。进一步优化农业绿色信贷服务模式，建立金融机构农业绿色信贷考核指标体系，加大对生态农业生产者在农资农机购买用途的贷款支持力度，满足农户生态农业生产的资金需求；二要提高农户的生态认知水平。通过金融机构开展绿色金融入户宣传、地方政府开展生态农业技术推广活动，以及利用现代通信技术推送生态农业相关资讯等途径，拓宽农户对生态农业信息的获取途径，让农户意识到生态农业技术对于改善农村环境、提高农产品质量、发展农业生态经济的重要意义；三要提升农业收入水平。完善支持生态农业发展的财政、信贷、保险、用地政策体系，大力发展与推广先进生态农业技术，减少农药化肥等要素的不合理使用，降低农业综合生产成本，提高农产品经济效益，保障农业收入稳步提升。

本文构建了绿色信贷—生态认知—农业收入占比—生态农业行为的系统分析框架，实证检验了绿色信贷对农户生态农业技术采纳决策的直接影响效应以及内在传导机理，深化了对农户生态农业生产行为驱动因素的认识，利于生态农业生产方式的推广普及以及生态农业经济的可持续发展。文章虽证实农业收入占比在生态认知影响生态农业技术采纳行为过程中存在调节效应，但农业收入占比并非影响生态认知向农业生态行为转化的唯一调节因素，一些研究也表明财政补贴同样可以激励具有生态认知的农户采用生态农业技术，[30](p34-45)[31](p1-12)因此未来应对“生态认知—生态农业行为”演变过程的深层机理进行进一步探究。