石志恒，符 越

（1.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730020；2.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

在中國，農(nóng)業(yè)面源污染的防治形勢依然嚴(yán)峻，高濃度、高毒性的傳統(tǒng)農(nóng)藥及其污染物給人體健康和生態(tài)環(huán)境帶來嚴(yán)重風(fēng)險(xiǎn)隱患。與傳統(tǒng)農(nóng)藥不同，無公害農(nóng)藥①無公害農(nóng)藥指全國農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣服務(wù)中心推薦應(yīng)用于無公害農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的農(nóng)藥品種。是指對農(nóng)產(chǎn)品及環(huán)境友好的高效、低毒、低殘留農(nóng)藥，屬于個(gè)體農(nóng)戶所采納的綠色生產(chǎn)技術(shù)范疇。綠色生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用與推廣，是推動(dòng)構(gòu)建綠色農(nóng)業(yè)體系的根本動(dòng)力［1］。2021年中央一號(hào)文件提出應(yīng)推廣農(nóng)作物病蟲害綠色防控產(chǎn)品和技術(shù)，在加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的背景下，研究農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)意愿與行為研究具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

近幾年有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶逐漸接受綠色生產(chǎn)的價(jià)值觀念，但其行為并未發(fā)生明顯改變，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿向行為轉(zhuǎn)化存在阻礙［2］。目前關(guān)于農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿、行為及其悖離的影響因素研究主要集中于以下3個(gè)方面：一是基于農(nóng)戶個(gè)體、家庭與政府行為研究，主要從個(gè)體認(rèn)知［3］、現(xiàn)實(shí)情景［4］、技術(shù)培訓(xùn)［5］、價(jià)格激勵(lì)［6］等方面展開；二是基于綠色生產(chǎn)技術(shù)研究，主要從技術(shù)效率［7］、技術(shù)易用程度與預(yù)期效果［8］、技術(shù)投入［9］等方面展開；三是基于非正式制度研究，主要從社會(huì)規(guī)范、社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)［10-11］等方面展開。從經(jīng)濟(jì)理性角度來看，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為出現(xiàn)悖離是當(dāng)期經(jīng)濟(jì)利益與長期生態(tài)利益之間矛盾的微觀體現(xiàn)，同時(shí)，農(nóng)戶也具備一定的社會(huì)理性，能夠通過非經(jīng)濟(jì)手段對其意愿與行為進(jìn)行干預(yù)。

盡管諸多研究關(guān)注農(nóng)戶施藥意愿與行為發(fā)生悖離的現(xiàn)象，但鮮有文獻(xiàn)從技術(shù)擴(kuò)散角度剖析悖離產(chǎn)生的原因。技術(shù)擴(kuò)散是社會(huì)體系中的個(gè)人隨著時(shí)間推移通過不同渠道傳播技術(shù)信息并接納技術(shù)的過程［12］。技術(shù)擴(kuò)散理論是技術(shù)創(chuàng)新取得社會(huì)效益和經(jīng)濟(jì)效益的源泉，是理解農(nóng)戶技術(shù)選擇與采納的重要視角。近幾年現(xiàn)代技術(shù)擴(kuò)散理論逐漸滲透到農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，由于研究目的、研究對象不同，且農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散機(jī)制較為復(fù)雜，學(xué)者們研究側(cè)重點(diǎn)也有所不同。一部分學(xué)者以農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散總體特征為研究對象，借助“S”型曲線理論和數(shù)學(xué)模型反映擴(kuò)散過程，以時(shí)間為軸，傾向于對擴(kuò)散效率、趨勢的宏觀研究［13］。另一部分學(xué)者受面板數(shù)據(jù)（面板數(shù)據(jù)能夠?qū)Χ嚯A段技術(shù)擴(kuò)散過程進(jìn)行準(zhǔn)確擬合分析）獲取限制，以技術(shù)采納的靜態(tài)分析為主，將農(nóng)戶行為選擇作為研究對象，方法上注重經(jīng)濟(jì)行為的分析和誘導(dǎo)，更多著眼于對技術(shù)擴(kuò)散條件的微觀探討。

新技術(shù)引進(jìn)意味著要打破傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)長期形成的定規(guī)，從技術(shù)視角分析，農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為發(fā)生悖離本質(zhì)上是新技術(shù)接納和擴(kuò)散的問題。技術(shù)擴(kuò)散條件不足致使技術(shù)擴(kuò)散無法達(dá)到相應(yīng)結(jié)果，在微觀層面上即農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為不能相互轉(zhuǎn)化，從而發(fā)生悖離現(xiàn)象。有相關(guān)學(xué)者證明農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散結(jié)果受技術(shù)擴(kuò)散條件的影響，研究總體上從內(nèi)部擴(kuò)散推力條件和外部擴(kuò)散拉力條件展開：秦文利等［14］認(rèn)為農(nóng)戶文化素質(zhì)和科技素質(zhì)對技術(shù)擴(kuò)散有關(guān)鍵影響；金影怡等［15］認(rèn)為農(nóng)戶所面臨風(fēng)險(xiǎn)的不確定性與模糊態(tài)度等因素影響農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散；王雅鳳等［16］發(fā)現(xiàn)信息傳播和農(nóng)業(yè)推廣機(jī)構(gòu)服務(wù)對農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散有直接影響；喻登科等［17］論證自然、社會(huì)、科技、經(jīng)濟(jì)、政策等外部環(huán)境條件對農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文提供參考價(jià)值，但仍存在拓展空間。首先，從研究視角來看，鮮有文獻(xiàn)從技術(shù)擴(kuò)散條件視角解釋農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為發(fā)生悖離的原因。技術(shù)擴(kuò)散條件是技術(shù)擴(kuò)散成功與否的關(guān)鍵因素，對技術(shù)擴(kuò)散條件的剖析能夠更加深刻地理解農(nóng)戶技術(shù)選擇行為。其次，已有文獻(xiàn)對農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散條件研究缺乏完整性與結(jié)構(gòu)性，本文認(rèn)為農(nóng)戶是否最終采納無公害農(nóng)藥技術(shù)既是個(gè)人通過自我技術(shù)認(rèn)知判斷、平衡收益與風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的內(nèi)驅(qū)理性決策行為，也是個(gè)體間通過信息傳播交流、社會(huì)環(huán)境宏觀調(diào)節(jié)的外驅(qū)動(dòng)態(tài)過程。然而，已有文獻(xiàn)將上述4 類技術(shù)擴(kuò)散條件納入同一分析框架的討論并不充足。基于此，本文試圖構(gòu)建技術(shù)擴(kuò)散條件視角下農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為悖離的假說模型，以期為提升農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)推廣效率提供相對豐富的理論支撐。

二、理論分析與研究假說

基于技術(shù)擴(kuò)散條件視角，農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為是否發(fā)生悖離是技術(shù)擴(kuò)散的微觀結(jié)果，且受技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境等技術(shù)擴(kuò)散條件的影響。如果農(nóng)戶技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期與技術(shù)信息傳遞所需的傳播媒介、社會(huì)環(huán)境相容，則易出現(xiàn)技術(shù)采納意愿和行為一致的情況。反之，若無公害農(nóng)藥技術(shù)與農(nóng)戶在某個(gè)特定環(huán)境下不相容，即使農(nóng)戶有著強(qiáng)烈的實(shí)施意愿，也會(huì)因?yàn)槟承l件不足產(chǎn)生意愿與行為悖離的現(xiàn)象。

技術(shù)認(rèn)知是技術(shù)擴(kuò)散的起點(diǎn)，技術(shù)認(rèn)知不同可能會(huì)導(dǎo)致技術(shù)選擇偏向的異質(zhì)性［3］。王建華等［18］認(rèn)為，農(nóng)戶施藥認(rèn)知偏差可能會(huì)造成其濫用劣質(zhì)農(nóng)藥和高毒農(nóng)藥。農(nóng)戶施藥意愿向行為轉(zhuǎn)化過程中，勢必要從技術(shù)整體適用性、易用性、有效性三方面對無公害農(nóng)藥進(jìn)行衡量。首先，技術(shù)整體認(rèn)知較低會(huì)制約農(nóng)戶接受新鮮種植理念和技術(shù)的能力，對新技術(shù)整體有所了解的農(nóng)戶是技術(shù)的潛在采納者。其次，考慮到技術(shù)具體實(shí)施階段，新技術(shù)接納與施用是方便、容易獲得的，技術(shù)獲取便捷性和技術(shù)可操作性能加速采納者意愿向行為的轉(zhuǎn)化進(jìn)程。無公害農(nóng)藥施用濃度需要嚴(yán)格控制，不宜過高或過低，是一種持續(xù)維護(hù)耕地產(chǎn)出能力以獲取穩(wěn)定產(chǎn)出的耕種策略。相較于傳統(tǒng)農(nóng)藥，農(nóng)戶應(yīng)承擔(dān)一定學(xué)習(xí)成本，農(nóng)戶對無公害農(nóng)藥施用的難易感知程度可能是意愿轉(zhuǎn)向行為的“鴻溝”。最后，技術(shù)具有現(xiàn)實(shí)目的性，技術(shù)效果若與采納者的價(jià)值觀不相符，采納行為本身缺乏動(dòng)力與刺激，意愿難以轉(zhuǎn)化成行為?；诖?，提出如下研究假說：

H1：技術(shù)整體認(rèn)知負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離；

H2：技術(shù)易用感知負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離；

H3：技術(shù)價(jià)值感知負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離。

決策風(fēng)險(xiǎn)是技術(shù)擴(kuò)散的阻力，風(fēng)險(xiǎn)性會(huì)削弱產(chǎn)權(quán)主體的行為能力。陳美球等［19］認(rèn)為農(nóng)戶在面對新技術(shù)采納所帶來的不確定性風(fēng)險(xiǎn)因素時(shí)，更愿意根據(jù)自身對未來收益的期望作出相對應(yīng)的決策。農(nóng)戶并不是直接考慮是否采納無公害農(nóng)藥這一目標(biāo)設(shè)置，而是依據(jù)前期目標(biāo)設(shè)置的績效反饋進(jìn)行決策［20］。農(nóng)戶由于受到資源稟賦的約束，生產(chǎn)要素分配效率低的情況比較少見。當(dāng)引入無公害農(nóng)藥技術(shù)作為新生產(chǎn)要素時(shí)，農(nóng)戶為了滿足自身效用最大化，會(huì)從經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益兩方面進(jìn)行預(yù)期衡量。復(fù)雜的市場條件下，農(nóng)戶生產(chǎn)調(diào)整行為逐漸趨于經(jīng)濟(jì)理性，經(jīng)濟(jì)收益預(yù)期較低的農(nóng)戶采納行為缺乏驅(qū)動(dòng)力，進(jìn)而意愿與行為發(fā)生悖離。此外，隨著農(nóng)村快速發(fā)展以及農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷升級，良好的生態(tài)環(huán)境逐步成為農(nóng)戶利益訴求的重要內(nèi)容［21］。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在與農(nóng)戶談及環(huán)保問題時(shí)，農(nóng)戶表現(xiàn)出傾向性的環(huán)境價(jià)值觀，可見生態(tài)環(huán)境保護(hù)需求逐漸融入到農(nóng)戶日常農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐當(dāng)中。然而，由于不確定采納無公害農(nóng)藥技術(shù)能夠改善環(huán)境，農(nóng)戶很可能會(huì)基于傳統(tǒng)農(nóng)藥帶來的高產(chǎn)量而放棄施用無公害農(nóng)藥，意愿與行為發(fā)生悖離?；诖耍岢鋈缦卵芯考僬f：

H4：經(jīng)濟(jì)收益預(yù)期負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離；

H5：環(huán)境收益預(yù)期負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離。

傳播渠道是技術(shù)擴(kuò)散的傳播媒介。新事物從產(chǎn)生到被接納，信息傳遞至關(guān)重要，農(nóng)戶采納無公害農(nóng)藥技術(shù)實(shí)質(zhì)上是信息在整個(gè)農(nóng)村社會(huì)流動(dòng)與收集的過程。然而，信息收集與分析需要支付一定的交易費(fèi)用。已有研究表明，相對于城市居民，農(nóng)戶是信息弱勢群體，農(nóng)村信息渠道匱乏使得信息失真度升高［22］，進(jìn)而影響農(nóng)戶技術(shù)采納決策。通過傳播渠道構(gòu)筑信息獲取、反饋、共享網(wǎng)絡(luò)，能夠降低信息搜尋成本、技術(shù)學(xué)習(xí)成本和信息不對稱性，從而使農(nóng)戶能夠有效識(shí)別技術(shù)并應(yīng)用技術(shù)。閉塞或效率不高的傳播渠道阻礙信息在農(nóng)村社會(huì)流動(dòng)，增加技術(shù)擴(kuò)散的交易成本，誘發(fā)農(nóng)戶意愿與行為產(chǎn)生悖離。在農(nóng)村，農(nóng)戶習(xí)以為常的“串門兒”“嘮嗑”活動(dòng)、日常使用的互聯(lián)網(wǎng)及微信、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)宣傳會(huì)都是農(nóng)戶獲取信息的方式?？紤]到農(nóng)業(yè)技術(shù)信息傳播的普遍性與有效性，提出如下研究假說：

H6：人際關(guān)系傳播負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離；

H7：組織干部傳播負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離。

社會(huì)環(huán)境是技術(shù)擴(kuò)散的外部環(huán)境?；诘鼐壓脱墐纱笾饕蛩?，農(nóng)戶間的聯(lián)系與互動(dòng)形成了特定的農(nóng)村社會(huì)環(huán)境［23］。外界環(huán)境激活農(nóng)戶認(rèn)知與情感，并在其價(jià)值觀的作用下影響農(nóng)戶決策行為。政府作為平衡農(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)保護(hù)的代表，能夠從政策制定、制度管控層面統(tǒng)籌協(xié)調(diào)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與綠色技術(shù)采納的關(guān)系。政府強(qiáng)制管控可能會(huì)對農(nóng)戶行為選擇施加壓力，有利于無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿向行為轉(zhuǎn)變。此外，羅必良［24］認(rèn)為，農(nóng)戶決策目標(biāo)函數(shù)不一定是收入最大化而是效用最大化。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有廣泛的非經(jīng)濟(jì)功能，往往更多依賴于制度與文化所內(nèi)含的激勵(lì)。農(nóng)村特定群體成員共有的風(fēng)俗習(xí)慣、行為規(guī)則、價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)，能夠強(qiáng)化農(nóng)戶內(nèi)在道德責(zé)任感，使其認(rèn)為有義務(wù)按此行動(dòng)。隨著鄉(xiāng)村人文、集體意識(shí)貫穿于農(nóng)戶日常生產(chǎn)生活，非正式環(huán)境的軟性約束可能促使農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿轉(zhuǎn)向行為?；诖?，提出如下研究假說：

H8：政府管控環(huán)境負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離；

H9：鄉(xiāng)村人文環(huán)境負(fù)向影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離。

上述分析未考慮各條件因素在整個(gè)技術(shù)擴(kuò)散過程中的交互作用，實(shí)際上，農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿能否轉(zhuǎn)化成行為，很大程度上由技術(shù)擴(kuò)散內(nèi)部和外部條件共同決定。一方面，技術(shù)采納主體可能由于滿足不了任意一種相應(yīng)條件發(fā)生的需要而選擇放棄；另一方面，一個(gè)因素在農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)向行為過程中所發(fā)揮的作用可能隨著另一個(gè)因素變化而增強(qiáng)或減弱。比如，即使社會(huì)環(huán)境能從宏觀層面引導(dǎo)農(nóng)戶在實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中施用無公害農(nóng)藥，但如果農(nóng)戶技術(shù)認(rèn)知水平較低，農(nóng)戶很可能會(huì)基于施藥認(rèn)知偏差而產(chǎn)生“高意愿，低行為”現(xiàn)象?；诖?，提出如下研究假說：

H10：技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道和社會(huì)環(huán)境之間的交互項(xiàng)影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為的悖離。

基于此，構(gòu)建農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為悖離假說模型如圖所示。

圖1 農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為悖離假說模型

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2019 年7—8 月在甘肅省白銀市、慶陽市、天水市、隴南市、定西市等五市組織的農(nóng)戶微觀調(diào)查，調(diào)查區(qū)域共計(jì)15 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)40 個(gè)村。本次調(diào)研采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣方法，調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶家庭情況、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)以及綠色生產(chǎn)技術(shù)采納意愿與行為等內(nèi)容。發(fā)放調(diào)查問卷1 200 份，有效問卷1 100 份，問卷有效率91.7%，在嚴(yán)格剔除含有缺失值、邏輯前后不一致的問卷后，納入研究的問卷共978 份。由于本文只研究農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納“有意愿無行為”的悖離情況，參考郭清卉等［25］觀點(diǎn)，將不愿意施用無公害農(nóng)藥的農(nóng)戶樣本剔除后，剩余樣本數(shù)量為877 份。樣本農(nóng)戶的基本特征如表1 所示：受訪者以男性居多，年齡集中在35～55 歲，且受教育程度普遍偏低；農(nóng)戶生計(jì)方式大多數(shù)為半農(nóng)半工，且以中、小農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模為主?？梢姡撗芯繕颖痉细拭C省農(nóng)村現(xiàn)實(shí)情況，具有一定代表性。

表1 樣本農(nóng)戶基本特征

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量 意愿與行為發(fā)生悖離分為“有意愿無行為”和“有行為無意愿”兩種情況，課題組在調(diào)研中未發(fā)現(xiàn)“有行為無意愿”現(xiàn)象，且意愿是行為的先導(dǎo)，對農(nóng)戶“有意愿無行為”現(xiàn)象的分析更加契合研究目的，能夠在一定程度上分析農(nóng)戶施藥意愿轉(zhuǎn)向行為過程中的阻礙條件。因此，本文將愿意且已經(jīng)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中施用無公害農(nóng)藥的個(gè)案賦值為“0”，表明農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為未發(fā)生悖離，將愿意卻未在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中施用無公害農(nóng)藥的個(gè)案賦值為“1”，表明農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為發(fā)生悖離。

2.核心自變量與控制變量 經(jīng)前述分析，選取技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境作為自變量，細(xì)分9個(gè)二級指標(biāo)。根據(jù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)常用研究范式，選取農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征作為控制變量，細(xì)分8個(gè)二級指標(biāo)，具體指標(biāo)說明如表2所示。

由表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析來看，意愿與行為悖離變量均值為0.399，即39.9%的農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為發(fā)生悖離，可見部分農(nóng)戶只是愿意采用無公害農(nóng)藥技術(shù)，實(shí)際生產(chǎn)中卻未能采納該技術(shù)。經(jīng)濟(jì)收益預(yù)期變量均值為0.284，表明絕大多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)為采納新技術(shù)不能明顯增加經(jīng)濟(jì)收益，而環(huán)境收益預(yù)期變量均值為0.733，表明大部分農(nóng)戶認(rèn)為施用無公害農(nóng)藥能夠有效改善環(huán)境質(zhì)量。兩者均值出現(xiàn)明顯差異表明影響農(nóng)戶意愿與行為悖離的關(guān)鍵變量是個(gè)體經(jīng)濟(jì)收益預(yù)期而不是環(huán)境收益預(yù)期。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)外部性理論分析，對于農(nóng)戶而言，環(huán)境屬于公共物品，鄉(xiāng)村環(huán)境治理具有非排他性和正外部性，易導(dǎo)致“搭便車”行為，即農(nóng)戶不用付出額外成本就可以享受到他人采納無公害農(nóng)藥技術(shù)所帶來的鄉(xiāng)村環(huán)境改善，從而壓低農(nóng)戶個(gè)人無公害農(nóng)藥技術(shù)施用意愿與行為傾向。農(nóng)戶技術(shù)采納意愿能否轉(zhuǎn)向行為，更多取決于對新舊技術(shù)凈收益的比較，即當(dāng)采納無公害農(nóng)藥預(yù)期凈收益大于傳統(tǒng)農(nóng)藥凈收益，農(nóng)戶意愿與行為趨向一致。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型選擇

1.二元Logit 回歸模型 農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為是否發(fā)生悖離是典型的二元決策問題，因此采用二元Logit回歸模型對導(dǎo)致這一悖離現(xiàn)象產(chǎn)生的原因進(jìn)行分析。

式（1）中，P為農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用行為與意愿發(fā)生悖離的概率；b0為常數(shù)；b1，b2，…，bn為各自變量的回歸系數(shù)；x1，x2，…，xn為各自變量。

2.熵值法 為了進(jìn)一步探究技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境之間的交互作用，需要先對其進(jìn)行加權(quán)平均合成相應(yīng)的綜合性指標(biāo)。熵值法可以根據(jù)各項(xiàng)指標(biāo)觀測值所提供信息大小判斷指標(biāo)離散程度，并對指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行賦值。熵值法的優(yōu)點(diǎn)是具有一定客觀性，能夠減輕人為因素影響。根據(jù)指標(biāo)體系構(gòu)建基礎(chǔ)矩陣X=(xij)m×n，其中xij表示第i個(gè)農(nóng)戶的第j個(gè)指標(biāo)，m為農(nóng)戶數(shù)量，n為評價(jià)指標(biāo)個(gè)數(shù)。對基礎(chǔ)矩陣進(jìn)行極值標(biāo)準(zhǔn)化得到標(biāo)準(zhǔn)化矩陣x′ij：

對標(biāo)準(zhǔn)化矩陣x′ij進(jìn)行列向歸一化得到比重矩陣Y=(yij)m×n：

計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)信息熵值(ej)和信息效用值(dj)：

四、結(jié)果與分析

（一）信度與效度檢驗(yàn)

本文采用SPSS 23.0 對所涉及的Likert 5 級量表數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析，包括兩個(gè)維度下的6 個(gè)量表題項(xiàng)，其中克朗巴哈系數(shù)值為0.730，大于基準(zhǔn)值0.6，說明研究數(shù)據(jù)信度質(zhì)量良好。效度檢驗(yàn)中得到KMO值為0.775，大于基準(zhǔn)值0.7，Bartlett球型檢驗(yàn)值為1 755.304，且p= 0.000通過1%檢驗(yàn)，說明模型變量之間存在較高的相關(guān)性，具有良好的效度。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用二元Logit模型對農(nóng)戶樣本進(jìn)行回歸分析，模型似然比檢驗(yàn)結(jié)果p＜0.001，Hosmer和lemeshow 檢驗(yàn)結(jié)果p= 0.100，大于0.05，說明模型擬合良好。同時(shí)為了保證回歸結(jié)果穩(wěn)定性，采用Bootstrap重復(fù)抽樣1 000 次進(jìn)行回歸。模型估計(jì)結(jié)果如表3 所示，Bootstrap 方法下Logit 回歸結(jié)果與普通Logit 回歸結(jié)果基本一致，說明回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

表3 二元Logit回歸模型結(jié)果估計(jì)

（三）實(shí)證結(jié)果分析

技術(shù)整體認(rèn)知、技術(shù)易用感知、技術(shù)價(jià)值感知均對悖離產(chǎn)生負(fù)向影響。首先，認(rèn)知是對個(gè)人行為的解讀，直接影響個(gè)體行為決策，對無公害農(nóng)藥技術(shù)了解越深，農(nóng)戶意愿越容易轉(zhuǎn)化成行為。其次，無公害農(nóng)藥施用濃度不宜過高或過低，對實(shí)施者具有較高要求。如果農(nóng)戶感知行為成本與傳統(tǒng)農(nóng)藥沒有較大差別，其意愿與行為不易發(fā)生悖離。最后，技術(shù)價(jià)值感知往往與農(nóng)戶責(zé)任感掛鉤，近年來農(nóng)戶保護(hù)環(huán)境的意識(shí)逐步上升，農(nóng)戶越覺得無公害農(nóng)藥技術(shù)重要，其意愿越容易轉(zhuǎn)化為行為。因此，H1～H3得以驗(yàn)證。

經(jīng)濟(jì)收益預(yù)期、環(huán)境收益預(yù)期均對悖離產(chǎn)生負(fù)向影響。農(nóng)戶是典型的理性經(jīng)濟(jì)人，技術(shù)的不經(jīng)濟(jì)因素會(huì)阻礙技術(shù)擴(kuò)散進(jìn)程。同時(shí)，農(nóng)戶也存在一定生態(tài)理性，如果提前知曉新技術(shù)使用對其賴以生存的土壤質(zhì)量、鄉(xiāng)村環(huán)境有益處，其技術(shù)采納意愿與行為大概率不會(huì)發(fā)生悖離。因此，H4、H5得以驗(yàn)證。

組織干部傳播對悖離產(chǎn)生負(fù)向影響。相對正式的政府技術(shù)培訓(xùn)會(huì)保障信息傳播精度和效度，降低由技術(shù)信息不對稱而導(dǎo)致的外生交易成本，從而增加農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)向行為的可能性。人際關(guān)系傳播變量中同親戚、好友等交流方式均未產(chǎn)生顯著影響，同鄰居交流在5%水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)。進(jìn)一步探究原因，有學(xué)者認(rèn)為技術(shù)擴(kuò)散強(qiáng)度有隨距離增加而衰減的趨勢，從而產(chǎn)生空間的“近鄰效應(yīng)”［26］?！把垡姙閷?shí)，耳聽為虛”，通過同鄰居交流的方式讓農(nóng)戶直觀地了解無公害農(nóng)藥技術(shù)，農(nóng)戶也會(huì)因?yàn)槿诵浴澳７隆钡谋举|(zhì)采納無公害農(nóng)藥技術(shù)，其意愿與行為不易發(fā)生悖離。因此，H6部分得以驗(yàn)證，H7得以驗(yàn)證。

政府管控環(huán)境、鄉(xiāng)村人文環(huán)境均對悖離產(chǎn)生負(fù)向影響。表明政府管控越嚴(yán)格，讓農(nóng)戶知曉施用傳統(tǒng)農(nóng)藥不符合政府明文規(guī)定，甚至?xí)艿浆F(xiàn)金懲罰，農(nóng)戶施用無公害農(nóng)藥的意愿與行為自然不會(huì)大概率發(fā)生悖離。同時(shí)，新技術(shù)采納如果被大家普遍接受，并形成約定俗成的慣例，這種鄉(xiāng)村人文氛圍會(huì)正向引導(dǎo)農(nóng)戶技術(shù)采納意愿向行為轉(zhuǎn)化。因此，H8、H9得以驗(yàn)證。

為了驗(yàn)證H10，利用熵值法計(jì)算各核心自變量具體指標(biāo)權(quán)重（表4），再加權(quán)平均合成相應(yīng)的綜合性指標(biāo)。首先，不考慮交互相應(yīng)，僅考慮技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境對悖離的影響，得到模型（1），隨后依次引入交互項(xiàng)得到模型（2）～模型（7）。回歸結(jié)果如表5所示，所有模型似然比檢驗(yàn)結(jié)果均為p＜0.001，Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)結(jié)果均為p＞0.05，表明模型擬合有效。

表4 指標(biāo)及權(quán)重

表5 技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境之間的交互作用

模型（1）結(jié)果顯示，技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境均顯著負(fù)向影響悖離。Exp（B）為解釋系數(shù)，又稱OR值（優(yōu)勢比），結(jié)合OR值能夠分析解釋變量對被解釋變量的影響幅度。通過分析4個(gè)變量的OR值，可以得出技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、社會(huì)環(huán)境對悖離的負(fù)向影響相對較強(qiáng)，傳播渠道對悖離的負(fù)向影響相對較弱?？赡艿脑蚴莻鞑デ谰哂挟愘|(zhì)性，空間的“近鄰效應(yīng)”使得無公害農(nóng)藥技術(shù)擴(kuò)散的交易成本降低，相比于親戚、朋友，同鄰居交流方式對農(nóng)戶決策影響較大。農(nóng)戶對不同傳播渠道所傳遞信息的顯示性偏好不同，導(dǎo)致傳播渠道對悖離的綜合負(fù)向影響較弱。

交互分析得出，技術(shù)認(rèn)知與收益預(yù)期的交互項(xiàng)在1%顯著水平上負(fù)向影響悖離，二者在促使農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿轉(zhuǎn)向行為過程中存在互補(bǔ)關(guān)系，表明農(nóng)戶會(huì)以自身技術(shù)認(rèn)知為基礎(chǔ)，進(jìn)而平衡預(yù)期收益與風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，綜合作出決策。此外，在1%顯著水平上，技術(shù)認(rèn)知與社會(huì)環(huán)境的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明二者在抑制悖離的過程中同樣發(fā)揮互補(bǔ)效應(yīng)。一方面，技術(shù)認(rèn)知作用較弱的情況下，社會(huì)環(huán)境可以當(dāng)作農(nóng)戶技術(shù)認(rèn)知的補(bǔ)充，政府管控環(huán)境的硬約束與鄉(xiāng)村人文環(huán)境的軟引導(dǎo)能夠輔佐或彌補(bǔ)技術(shù)認(rèn)知作用的發(fā)揮。另一方面，技術(shù)認(rèn)知提升有助于營造良好的環(huán)境氛圍，使得社會(huì)環(huán)境對悖離的抑制作用能夠更好地發(fā)揮。因此，H10部分得以驗(yàn)證。

五、主要結(jié)論與政策建議

基于甘肅省877戶農(nóng)戶的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，從技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、傳播渠道、社會(huì)環(huán)境4個(gè)維度構(gòu)建技術(shù)擴(kuò)散條件視角下農(nóng)戶無公害農(nóng)藥技術(shù)采納意愿與行為悖離的假說模型，運(yùn)用二元logit模型與熵值法實(shí)證分析導(dǎo)致農(nóng)戶意愿與行為悖離的原因，得出以下結(jié)論：第一，樣本地區(qū)農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為存在悖離現(xiàn)象，悖離發(fā)生率為39.9%。第二，技術(shù)認(rèn)知、收益預(yù)期、社會(huì)環(huán)境對悖離的負(fù)向影響較強(qiáng)，傳播渠道對悖離的負(fù)向影響較弱。第三，不同維度傳播渠道對悖離的影響具有差異性：組織干部傳播渠道負(fù)向影響悖離，人際關(guān)系傳播渠道中同鄰居交流方式負(fù)向影響悖離，而同親戚交流、同好友交流等方式對悖離的影響均不顯著。第四，收益預(yù)期、社會(huì)環(huán)境在技術(shù)認(rèn)知影響農(nóng)戶無公害農(nóng)藥施用意愿與行為悖離中存在負(fù)向交互效應(yīng)。

基于以上研究結(jié)論，提出以下政策建議：第一，政府應(yīng)加大無公害農(nóng)藥技術(shù)宣傳的力度和效度，將宣傳內(nèi)容精準(zhǔn)落實(shí)到提升農(nóng)戶技術(shù)認(rèn)知層面，降低農(nóng)戶施藥認(rèn)知偏差。第二，政府應(yīng)推廣實(shí)施成本低、施用便捷的無公害農(nóng)藥技術(shù)，以農(nóng)戶可接受為導(dǎo)向，同時(shí)加大無公害農(nóng)藥技術(shù)補(bǔ)貼力度，通過資金補(bǔ)償和教育培訓(xùn)的方式，提高農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)收益預(yù)期和環(huán)境收益預(yù)期。第三，政府應(yīng)通過耕地保護(hù)培訓(xùn)、干部宣講等方式，優(yōu)化信息傳播渠道的精度與效度，特別是利用空間的“近鄰效應(yīng)”，引導(dǎo)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中采納無公害農(nóng)藥。第四，政府應(yīng)進(jìn)一步制定破壞農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的具體懲罰措施，加大對國家禁止農(nóng)藥施用的懲罰力度，同時(shí)應(yīng)營造綠色鄉(xiāng)村人文環(huán)境，適度引導(dǎo)并促成關(guān)于無公害農(nóng)藥技術(shù)施用的社會(huì)規(guī)范，加速無公害農(nóng)藥技術(shù)在農(nóng)村環(huán)境的擴(kuò)散。