社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的影响*——基于文成县种植型家庭农场的调查

许伟杰,赵爱莲,刘德弟

(1.浙江农林大学 经济管理学院,浙江 杭州 311300;2.文成县现代农业与康养产业研究院,浙江 温州 325300;3.文成县大峃镇龙川小学,浙江 温州 325300)

一、引言和文献综述

近年来,随着我国经济的快速发展、社会主要矛盾的转变,人民群众对美好生活的向往与需求愈发强烈,然而与民众追求不相符的是由于化肥、农药等农业化学品超标使用,所导致农产品质量安全事件如青岛毒韭菜、海南毒豌豆的频频曝光,已成为社会关注的焦点[1]。很显然传统的高投入、高产出、高污染的粗放型生产模式已不能满足消费者对绿色优质农产品的需要,在这样的背景下,绿色农业逐渐映入大众的眼帘。绿色农业是指充分运用先进的科学技术、工业装备和管理理念,以促进农产品、生态、资源安全和提高农业综合经济效益的协调、统一为目标,以倡导农产品标准化为手段,推动人类社会和经济全面、协调和持续发展的农业模式。另一方面,我国农业生产正发生着历史性变化,作为新型农业经营主体的家庭农场,引领现代农业发展的作用日益凸显,据不完全统计,截至2021年底,全国共有家庭农场超过390万家[2]。因此,在我国竭力实现“质量兴农、绿色兴农”的背景下,研究家庭农场绿色生产技术的采用就显得尤为重要。

围绕家庭农场绿色生产的问题引起了专家学者的关注,王世尧等、刘铮等研究发现绿色生产技术如测土配方施肥、秸秆还田等技术的采用,通过提高化肥的利用率,带来农作物的增产增效[3-4]。从理论上来看家庭农场经营者作为“理性经济人”,其采用绿色生产技术的决策受到预期收益以及机会成本的影响[5],[6]97,但在实际生产中,家庭农场的经营者受认知因素的制约,其绿色生产技术是否采用不仅受到生产意愿的影响,而且更多地受到社会因素的影响[7]。我国农村作为一个“差序格局”的社会,农户由于自身经济禀赋有限,受教育程度较低,加之农村基础设施建设落后,从而导致大多数农业经营者信息滞后,还是沿用传统的生产方式,凭借自身经验施肥、施药和焚烧秸秆等[8]。长此以往,我国的农业生产陷入了农业经济发展和生态环境破坏的恶性循环中,而社会资本可以缓解由农户自身状况所带来的信息约束,增加其绿色生产技术采用的概率。经营主体通过社会资本进行技术学习,可获得有效的农业技术信息,对增加其知识积累、提高技术采纳行为具有显著的正向影响[9-10]。社会资本能够通过内部成员间的合作,减少外部性的干预如成本、资金束缚等问题,并有效缓解风险冲击,从而为其提供风险保障,是推动家庭农场采用新技术的另一重要渠道[11-12]。由此可知,农户可通过社会资本来缓解其资金约束降低技术采用风险、增强农户之间的学习效应。可见,社会资本对家庭农场等经营主体生产技术的采用具有不容忽视的影响。因此,从社会资本视角探讨其绿色生产技术的采用具有一定的现实意义。

二、理论分析和研究假设

自从社会资本一词出现以来,国内外研究者从不同角度其进行了界定和衡量,为本研究提供了借鉴和参考。结合学界的研究成果,将社会资本界定为:一种社会关系,包括社会结构的某些方面,主要包含了信任、规范、关系网络等方面,在一定程度上可以帮助结构中的个体达成目的。在本研究中主要从社会网络、社会规范、社会参与三个角度分析社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的影响。

社会网络对主要是通过缓解家庭农场主的信息约束来发挥作用。单个家庭农场主的收集处理信息的能力较弱,大部分农场主不经常接触互联网等通讯设备,主要依靠电视及新媒体等来获得信息,但由于农业劳作繁重,农场主没有过多的时间去观看电视,从而获得信息相对有限[13],而当农场获得示范性称号时,农场在日常生产经营中会经常和农业技术部门及科研人员进行沟通交流,从而获得新技术的最新信息,从而促进其绿色生产技术的采用;另一方面,获得示范农场称号,可以帮助其认识更多的来自不同地方的农场主,不同区域农场主的交流互动进一步促进了农场经营者农业新技术知识的积累,使得农场主对农业新技术的认知发生改变,进而增加其采用绿色生产技术的概率。

社会规范主要是通过增强农场主绿色生产技术的学习效应和降低生产成本来实现。家庭农场在考虑是否采用绿色生产技术进行农业生产时,可能会受到附近其他农场主行为的推力和当地绿色生产技术采用鼓励政策诱惑力的影响。家庭农场主要由传统小农户转变而来,故而更多的农场主属于“风险规避型”生产者,绿色生产技术作为新事物其能否帮助农场主获益是一个未知数[6]96。因此,农场主是否采用绿色生产技术的决策行为会明显受到附近其他农场主以及亲戚朋友是否采用的影响,这在一定程度上增强了家庭农场主之间的学习效应。此外,倘若当地政府部门在绿色生产技术采用上有一定的鼓励措施,农场主为了获得该项收益及其他利益也会提升采用绿色生产技术的概率。

社会参与主要通过缓解家庭农场主绿色生产技术采用的技术约束来实现。家庭农场主与农业技术人员的联系次数越多,越能够缓解农场主对绿色生产技术的约束。个体农场主的自身素质如受教育水平、对新事物的接受能力存在差异,和农业技术人员频繁的联系能够帮助其增加对绿色生产技术的特征、操作技能等方面知识,有助于增加其对绿色生产技术的认可度。此外,与农业技术人员的联系次数越多,则进一步降低了绿色生产技术的学习难度,提高家庭农场主的采纳积极性[14]。

鉴于此,提出如下三条假说:

假说1:社会网络能够促进家庭农场绿色生产技术采用。

假说2:社会规范能够促进家庭农场绿色生产技术采用。

假说3:社会参与能够促进家庭农场绿色生产技术采用。

三、数据来源、样本点概况、变量设置及模型设定

(一)数据来源

本研究所用的数据来源于课题组2020年12月～2021年3月,对文成县种植型家庭农场绿色生产技术采用状况的调研,为确保样本的代表性,本次调研范围涵盖了文成县的南田镇、二源镇、百丈漈镇、黄坦镇、西坑镇、珊溪镇、巨屿镇、大峃镇、玉壶镇等9个乡镇,共计调研180余个农场,在剔除部分关键信息缺失的问卷后,共获得有效问卷165份,有效问卷率91.67%,与此同时为了保证数据的可靠性,本研究在初始阶段采用SPSS25.0统计软件进行信、效度检验。在信度检验方面,Cronbach’s Alpha系数为0.880,且单个潜变量的Cronbach’s Alpha信度系数也均在0.846以上,表明各个潜变量因子内部一致性较强,量表具有较好的信度;在效度检验方面,通过因子分析得出的KMO值为0.904,且Bartlett球形检验的近似卡方值1 271.426,在1%水平上显著,说明文中数据的效度较高。

(二)样本点概况

文成县位于浙江省南部山区,温州市西南部,飞云江中上游。东邻瑞安市,南界平阳、苍南县,西倚泰顺、景宁县,北接青田县。土地总面积1 296.44km2,占温州市土地总面积的10.7%,境内以山地和丘陵为主要的地貌类型,其中山地面积占全县总面积的82.5%,地势自西北向东南倾斜,素有“八山一水一分田”的称谓。2022年,全县农作物种植面积为175km2,粮食种植面积71.01km2,粮食作物产值1.31亿元,建成粮食生产功能区28km2、现代农业园区61.33km2。根据实践调研得知,截至2022年末,全县共有注册登记家庭农场632家,其中南田镇、珊溪镇和黄坦镇分别有184家、114家和97家,三镇家庭农场登记数占全县总数的57.92%。

从经营的类型来看,文成县家庭农场经营的类型主要为种植业、畜牧业、渔业以及种养结合业4种,其中种植型的农场数量达到428家,占总数的67.72%;其他三类农场仅为204家。总体来看,因文成境内海拔较高,处于多山地带,昼夜温差较大适合种植水果、蔬菜以及水稻等农作物,故而种植型的家庭农场较多。从家庭农场绿色生产技术采用的状况来看,首先,有57%的农场主采用测土配方施肥技术,而有43%的农场未采用该项技术,这说明测土配方施肥技术当地的利用率并不是太高。其次,有64%的家庭农场采用了绿色有机肥,仅有36%的农场未采用,这说明有机肥的采用率较高,有机肥的获取较为便利,农村的动物可以生产,而且对农作物的增产效果更好、更有利于增强土地肥力,故而采用率较高。最后,有57%的农场采用秸秆还田技术,而未选择该技术的农场占比达到43%,这说明样本家庭农场在生产废料的处理方式上还不够合理,部分农场没有意识到生产废料的价值,并没有采用循环利用的方式进行处理。总体来看,这三种绿色生产技术在家庭农场中均有不同程度的采用,采用率最高的是绿色有机肥,而测土配方施肥技术和秸秆还田技术采用率持平,未来政府部门应制定相应的政策来促进绿色生产技术在家庭农场中的采用,推进绿色农业的发展。

(三)变量设置

1.因变量

在基准回归方面,通过对调查数据汇总,进而得到每个样本家庭农场绿色生产技术采用的数量,以此来反映家庭农场绿色生产技术采用的程度作为本研究的因变量,该变量是一个介于0～3之间的计数型变量;在稳健性检验方面,借鉴杨志海的研究,将调查问卷中“家庭农场经营者如何施肥、有机肥采用情况以及如何处理农业生产废料”等三个问题进行转化,得到“是否采用测土配方施肥技术”“是否采用绿色有机肥”和“是否采用秸秆还田技术”三个变量作为模型的因变量[15]。

2.自变量和控制变量

自变量主要包含:核心解释变量,即社会资本,主要包括社会网络、社会规范和社会参与;社会网络参考杨芳的研究成果,采用“是否为示范性家庭农场”来测度[16];社会规范借鉴慕宏杰的研究成果,采用“附近农场是否采用绿色生产技术”和“是否有绿色生产技术采用的鼓励措施”来测度[17];社会参与的测度主要参考熊爱华和宋婷婷的做法,采用“农场主与农业技术人员联系的次数”来衡量,并使用李克特5级量表法来反映[18]。控制变量主要从个体特征、家庭特征和其他因素等方面选取,具体变量的定义及统计见表1。

表1 变量的定义及统计描述

(四)模型构建

1.泊松回归模型

由于本研究中绿色生产技术采用程度,是用家庭农场绿色生产技术使用的个数来衡量,属于计数型的变量,故而使用泊松回归模型实证分析社会资本对家庭农场绿色生产技术采用程度的影响。相应的泊松回归模型设置如下:

(1)

ln(E(Z))=lnλ=α+∑βiCi+∑γjXj+ε

(2)

式中,Z代表采用家庭农场绿色生产技术,λ为其采用绿色生产技术的种类数,Ci为核心解释变量家庭农场主的社会资本状况,Xi为影响家庭农场绿色生产技术的其他因素,包括户主个人特征、户主家庭特征、其他因素;α为截距;βi核心解释变量社会资本的回归系数;γj控制变量的回归系数;ε为随机误差项。

2.二元Probit回归模型

由于本研究中家庭农场采用绿色生产技术,主要使用是否采用测土配方肥技术、是否采用绿色有机肥、是否采用秸秆还田技术3种指标来衡量,其结果分为“采用”和“未采用”2种行为结果,属于二分类离散行为。因此,借鉴朱萌等的做法,通过构建二元Probit回归模型,该模型能够估计出家庭农场对不同绿色农业生产技术采用行为的回归结果[19]。

二元Probit模型设定如下:

步骤1 选择一个参考点(x0,y0)建立直角坐标系。假定第i个机组WTi的坐标为(xi,yi),之后根据风电场的风电机组布置排列来确定每个风机的原始坐标。

Y*=P(Yi=1|X)=φ(BXi)

(3)

其中,式(3)中Y*表示家庭农场绿色生产技术采用的潜变量,代表家庭农场有采用测土配方施肥技术、绿色有机肥和秸秆还田技术的行为,P(Yi=1|X)代表在给定X的情况下,家庭农场分别采用以上三种绿色生产技术的概率,X为解释变量的向量,主要包括农场主的社会资本状况、个体特征、家庭特征和其他因素等;φ表示标准正态分布的积累分布函数,B表示待估参数向量;i表示第i个观测样本。

四、实证结果分析

(一)社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的影响

在利用泊松回归模型,检验社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的影响之前,为排除变量之间共线性对估计结果造成影响,本研究对解释变量进行多重共线性检验,研究发现模型的方差膨胀因子(VIF)的最大值为3.86,平均值为1.99,所有变量方差膨胀因子均小于10,表明变量之间并不存在多重共线性。此外,通过BP异方差检验,发现P=0.248,拒绝模型存在异方差的原假设,说明其不存在异方差。但为了进一步增加估计结果的准确性,在进行泊松回归时,仍采用稳健标准误进一步消除异方差对估计结果的影响。

在上述检验的基础上,本研究采用STATA15.1统计软件检验社会资本对家庭农场绿色生产技术采用程度的泊松回归模型进行估计,估计结果见表2。

表2 基准回归结果及发生率比

根据表2的回归结果,可以得出如下结论:第一,在社会网络方面,从“是否为示范性家庭农场”的变量来看,该变量在5%的水平上通过显著性检验,对家庭农场绿色生产技术的采用呈现正向显著影响,且在其他条件不变的情况下,获得示范性称号的家庭农场,在绿色生产技术的采用数量上相较于普通农场会增加24.9%,主要原因是示范性家庭农场的评选在绿色生产上有一定的硬性要求。此外,该类农场主往往具有更广阔的人脉关系,在信息资源获取方面具有一定的优势,通过社会网络缓解了信息约束,从而促进了绿色生产技术的采用。第二,在社会规范方面,“附近农场是否采用绿色生产技术”该变量在1%的水平上通过显著性检验,这说明倘若附近家庭农场采用了绿色生产技术进行生产,会促进样本家庭农场绿色生产技术采用的概率,且在其他条件不变的情况下,能够使样本农场在绿色生产技术采用的数量了增加20.5%,主要原因是附近农场主率先采用绿色生产技术,对于农场主来说会在一定的程度上降低新技术采用的风险,从而达到风险共担的状态,使他们增加对新技术的信任水平。此外,农场主会进行相互间的模仿从而增强了学习效应,间接促进其绿色生产技术的采用;从“是否有绿色生产鼓励措施”,在1%的水平上通过显著性检验,对绿色生产技术采用的程度呈正向显著影响,可能的原因是当地通过各种形式如现金补贴、免费技术指导等方式可以减轻家庭农场主的经济负担,降低成本。第三,在社会参与方面,从“农场主与农业技术人员联系的次数”来看,该变量的系数符号均为正,在1%的水平上通过显著性检验,对家庭农场绿色生产技术采用的程度呈正向显著影响。同时,从该变量的发生率比来分析,该变量的发生率比为1.194,这说明在其他因素不变的情况下,家庭农场主与农业技术人员联系的次数每增加1%,其绿色生产技术采用的数量增加19.4%,最有可能的原因是,家庭农场主与农技人员联系能够通过增强社会资本,进而增强技术的学习效应,减少信息不对称等约束,直接提升技术成功使用的概率,进而促进其绿色生产技术采用的程度。

(二)社会资本对农场绿色生产技术采用类型的影响

依据前文的结果,可知社会资本能够显著促进家庭农场绿色生产技术的采用数量。在本部分,本研究继续验证上述结果的稳健性,对上文中的因变量进行拆分,分为“是否采用测土配方施肥技术”“是否采用绿色有机肥”“是否采用秸秆还田技术”三类。同时,采用二元Probit模型进行回归分析,计算社会资本对其影响的边际效应,以此检验基准模型的稳健性。社会资本对家庭农场是否采用绿色生产技术二元Probit模型回归边际效应结果,见表3。

表3 稳健性检验结果

从表3可以看出,模型1～3的PseudoR2值分别达到0.818、0.501和0.816,这说明模型估计结果对因变量的解释能力较强。社会网络对家庭农场是否采用绿色生产技术的影响,以下是对二元Probit模型估计结果的解释:

首先,从“是否为示范性家庭农场”的角度上看,在其他条件不变的情况下,获得示范性家庭农场称号的农场,对测土配方施肥技术、绿色有机肥和秸秆还田技术的采用均具有促进作用。三者分别在1%、10%和10%的水平上通过显著性检验。其中,相较于非示范性家庭农场,示范性家庭农场测土配方施肥技术的采用率增加14.3%;绿色有机肥的采用率增加10%;而秸秆还田技术的采用率则增加5.9%。

其次,从“附近其他农场是否采用绿色生产技术”这一变量来看,其对测土配方施肥技术、绿色有机肥以及秸秆还田技术呈正向影响且分别在1%、1%和10%的水平上通过显著检验。这说明,在其他条件不变的情况下,附近农场采用绿色生产技术能够使样本家庭农场增加绿色生产技术的概率。其中,测土配方施肥技术增加15%、绿色有机肥增加24.1%、秸秆还田技术增加9.4%。而“对绿色生产的鼓励措施”这一变量,能显著促进家庭农场测土配方施肥技术、绿色有机肥和秸秆还田技术的使用率,主要原因是鼓励措施能够减轻农场主的经营成本同时增加其对绿色生产技术的信任度。

综上所述,通过转换因变量后,研究发现社会资本对家庭农场绿色生产技术采用仍存在正向显著作用,由此可知基准模型的结果具有稳健性同时也验证了假说1、2、3。

(三)社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的群体差异

根据前文的分析结果可知,社会资本会显著影响家庭农场绿色生产技术的采用,但社会资本是否会因家庭农场的不同,而导致绿色生产技术的选择存在差异呢?正如夏雯雯等、冀县卿等研究发现,家庭农场经营农作物的种类和农场的经营面积均会对其绿色生产技术采用产生一定的影响[20-21]。故而,本研究从家庭农场的规模、农场经营的作物类型进行群体差异讨论。自变量与因变量的选取及模型的设定同基准回归,在此不做过多赘述。

1.对家庭农场经营规模的群体差异

在农场经营规模方面,刘畅等人研究发现家庭农场的经营面积达到一定的规模,其在生产资料的获取及劳动力的雇佣方面相较于小规模经营者存在一定的优势,故而规模经营农场更倾向于采用绿色生产技术[22]。那么,社会资本对家庭农场绿色生产技术采用上会因规模的不同而产生差异吗?为此,本研究将样本划分为较小规模农场和较大规模农场,以2.67hm2作为分界线,采用泊松回归模型,来分析经营规模异质性对家庭农场绿色生产技术采用的影响,见表4。

表4 经营规模异质性分析

从表4可以看出,社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的数量,并未随着经营规模的改变而产生显著的变化。尤其是“附近农场是否采用绿色生产技术”和“农场主与农业技术人员联系的次数”对较小规模和较大规模农场均在1%的水平上正向显著影响家庭农场绿色生产技术的采用,这说明无论经营规模大小,社会资本对农场主的学习效应和缓解信息约束的功能不会发生改变;而是否为示范性家庭农场对经营规模较大的家庭农场影响虽为正,但未通过显著性检验,可能的原因是样本量太少所导致。

2.对家庭农场经营种类的群体差异

家庭农场经营种类的不同,也会对绿色生产技术采用产生差异。故而,依据调研样本经营作物的不同将农场划分为蔬菜水果种植型家庭农场和水稻及其他经济作物种植型家庭农场。其中,蔬菜水果种植型农场有120个;水稻及其他经济作物种植型农场45个。农场经营种类异质性的分析结果,见表5。

表5 经营种类异质性分析

研究发现社会资本对于蔬菜水果种植类农场的绿色生产技术采用均具有显著的正向作用,而对于水稻及其它经济作物种植类农场仅社会网络较为显著,这说明相对水稻及其他经济作物种植类农场,社会资本对蔬菜水果种植类农场采用绿色生产技术的更为有效。

五、研究结论与政策建议

(一)结论

基于文成县家庭农场绿色生产技术采用的调研数据,实证分析社会资本对家庭农场绿色生产技术采用的影响。首先,对社会网络、社会规范和社会参与等因素影响家庭农场绿色生产技术采用的内在机理进行了理论分析,并提出了相关的理论假说。在此基础上,通过构建泊松回归模型,对相关理论假说进行了实证检验,发现“是否是示范性家庭农场”“附近农场是否采用绿色生产技术”“是否有绿色生产鼓励措施”“农场主与农业技术人员联系的次数”对家庭农场绿色生产技术采用有显著的正向影响。其次,为检验实证结果的稳健性,通过转换因变量,将其设为“是否采用测土配方施肥技术”“是否采用绿色有机肥”和“是否采用秸秆还田技术”三类并采用二元Probit模型进行回归分析,结果显著社会资本仍然对家庭农场绿色生产技术采用有正向显著影响。最后,进一步探究社会资本对不同经营规模、不同经营种类农场绿色生产技术采用影响的异质性,研究发现社会资本对家庭农场绿色生产技术的采用,依旧会存在一定的影响。

(二)政策建议

为有效地促进文成县家庭农场绿色生产技术的采用,帮助其更好地健康发展,结合上述研究结论,提出以下几条针对性的政策建议:

1.优化家庭农场经营者的农业经营培训体系

本研究发现,家庭农场经营者作为绿色生产技术采用的主体,农场主自身文化水平和技术认知是制约其技术采用的关键因素。因此,建议政府从以下几个方面采取措施,优化家庭农场经营者的农业经营培训体系:一是在培训资源上应积极与浙江省农科院、温州市农科院以及省内涉农高等院校如浙江大学、浙江农林大学等对接,并结合家庭农场主的农业生产经营特点安排农业绿色生产技术的普及培训课程。二是在培训内容上除了普及绿色生产技术的基础知识外,还需加强绿色生产技术实践操作、运作原理的指导,切实提高家庭农场经营者的采用信心,减少实际生产中的信息不对称性问题。三是在培训形式上可以积极创新网络教学、视频教学等远程教学方式,从而节约大量的时间成本。

2.提升家庭农场主的社会资本水平

本研究发现,获得示范性称号的家庭农场,其绿色生产技术的采用的概率较高。获得示范性称号的农场主就会有更为广阔的人际关系网络,能够缓解其对绿色生产技术的信息约束,而现实中获得示范性称号的家庭农场比例不高。因此,建议政府部门从以下角度采取措施:一是引导农场主积极参与示范性家庭农场的评选,从而增强其与外界的联系。二是在示范性农场评选中增加对绿色生产技术采用的硬性条件。三是通过科技特派员的介入,以科技项目为抓手,鼓励村中威望较高的农场主如能人等率先采用绿色生产技术,为其他人做出表率,提高农场经营者的社会规范水平。

3.加强绿色生产技术的推广普及

本研究发现,绿色生产技术涉及到多方面的内容,而家庭农场经营者往往对绿色生产技术掌握的不够全面,进而阻碍了技术的推广应用。对此,可以从以下几个方面加以改进:一是文成县农业部门可以以乡镇为单位指派若干个农业技术推广专员对家庭农场主做详细的讲解,并建立长效指导机制定期上门服务实践指导,以解决绿色生产技术操作难题。二是政府还可以设定相关的惠农补贴政策,针对率先采用绿色生产技术的农场经营者给予一定的现金补贴、农资购买补贴等,鼓励家庭农场经营者积极地应用绿色生产技术去扩大种植范围,用实际效果真正带动其他经营者。

4.加强合作组织以及基层群众自治组织的建设

重视发展和谐的农村社区组织,鼓励农场经营者之间交流学习。农村社区组织是家庭农场经营者交流互动学习的最优载体。一是通过培育和谐的农村社区组织,充分利用农村社区内部的“熟人社会”关系网络[23],促进农场主彼此交流学习,提高农场经营者之间的信任程度,进而有助于提高农户对绿色农业生产技术的学习和应用能力。二是政府还需关注农业专业合作社、农业协会等组织的发展,为其提供政策制度的保障,认可并支持基层社会组织的合法地位,创造各种优惠政策,充分把握基层社会组织的示范带动作用。