社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響
——基于信息可得性的中介效應分析

石志恒 楊澤赟

(1.蘭州財經大學 農林經濟管理學院,蘭州 730020;2.蘭州財經大學 經濟學院,蘭州 730020)

近年來,我國農業高速發展并取得突出成就,農藥、化肥的使用對其快速發展有著重要貢獻,但也由此導致了嚴重的農業環境問題。《第二次全國污染源普查公報》(1)生態環境部、國家統計局、農業農村部2020年6月9日以2020年第33號公告發布《第二次全國污染源普查公報》。https:∥www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk01/202006/t20200610_783547.html顯示,我國農業面源污染排放量占全國排放總量的近50%。化學品的大量投入,一方面造成土壤質量下降、農業生產能力損失和產品質量不安全等問題,另一方面也造成農業面源污染,對高質量農業發展造成極大威脅[1]。面對這一嚴峻形勢,農業農村部于2018年制定《農業綠色發展技術導則(2018—2030年)》全面推進常規技術向綠色施肥技術轉型。與傳統化肥相比,有機肥是一種親環境的農業生產資料,可以極大程度改變農業污染現狀[2]。所以,施用有機肥替代化肥以減少農業面源污染已經成為大眾共識。但是在實地調查過程中,發現農戶普遍有施用有機肥的意愿,卻很少有農戶將其真正落實到實際行動中,即有機肥施用意愿和行為之間存在明顯的悖離。

目前,關于農戶有機肥施用意愿、行為影響因素的研究主要集中在以下幾個方面:一是基于農戶個體特征、家庭特征、生產經營特征方面,認為農戶的年齡[2]、受教育程度[3]、非農就業[4]、務農意愿[5]、耕地質量[6]等是影響農戶有機肥施用意愿與行為的主要因素;二是基于農戶認知方面,認為生態認知[7]、綠色認知[8]、經濟感知[3]、有機肥效果認知[9]等是影響農戶有機肥施用意愿與行為的主要因素;三是基于外部環境方面,認為政府補貼[10]、技術環境[11]、農產品銷售服務政策[12]等是影響農戶有機肥施用意愿與行為的主要因素。然而,在傳統的中國農村社會,農戶具有“經濟人”和“社會人”雙重身份,既受正式制度的約束,又受非正式制度的規范。社會資本作為一種典型的非正式制度,對農戶個體的行為決策有著重要影響[13]。社會資本的概念最早由Bourdieu[14]正式提出,眾多國內外學者在此基礎上進行不斷豐富和補充。受到學界廣泛關注的是Putnam等[15]對社會資本的界定,他認為,社會資本是“社會組織的特征,包括信任、規范和網絡。”縱觀已有文獻,學術界對社會資本的研究主要集中在宅基地退出[16-17]、生態治理[18]、耕地保護[19]、垃圾處理[20-21]、減貧效果評價[22]等領域。少有社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為的研究。綜上所述,應將社會資本納入農戶有機肥施用意愿與行為悖離現象的研究框架具體分析。

已有研究對本研究有重要啟發,但仍有以下可待完善之處:一是已有關于農戶意愿或行為的研究,多是從意愿或行為的單一角度進行分析,鮮有將農戶意愿與行為的悖離作為一個整體研究有機肥施用意愿與行為悖離的影響因素;二是現有關于社會資本的文獻中,鮮有關于社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的研究;三是社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離既可產生直接影響,又可通過信息可得性間接影響,但學術界目前還沒有探究其背后的傳導機制。四是已有關于農戶有機肥施用行為的研究多聚焦于果菜茶等經濟作物,而糧食作物往往更具有高化肥強度的特征,但是卻鮮有文獻研究糧食作物的有機肥施用情況。鑒于此,本研究基于甘肅省實地調研數據,借鑒學界學者對社會資本的定義[15,23],從社會網絡、社會信任和社會規范3個維度構建社會資本指標體系,利用二元Logit模型、中介效應模型探究社會資本及各維度對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響,同時驗證信息可得性的中介效應,以期彌補現有研究的不足,更好的促進農戶有機肥施用意愿向行為轉化。

1 理論分析與研究假設

1.1 社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響

1)在農村特有的經濟、制度體制的影響下,農戶進行個體決策時通常受到信息不對稱以及信任、規范缺失產生的道德風險的影響,致使個體行為決策產生不確定性[21,24-25]。因此,需要信息、知識儲備的支撐以避免因認知差異而產生決策風險。王玉等[26]研究也表明,社會資本對農戶有機肥替代化肥行為有顯著正向影響。據此,提出假設:

H1:社會資本可以抑制農戶有機肥施用意愿和行為悖離的發生;

2)社會網絡是社會成員、組織之間形成的穩定關系網絡[27]。調查研究發現,在缺乏政府技術推廣服務的農村地區,社會網絡高密度、短傳播路徑的特征使其在農戶技術采納行為中發揮著至關重要的作用[28]。社會網絡主要通過信息傳遞機制對農戶的采納意愿產生影響:農業生產過程中,社會網絡加強了農戶與親戚、朋友、鄰居的交流,隨著農戶與親朋鄰里間交流次數和頻率的增加,增加了農戶獲得優質信息的渠道從而減少了農戶對有機肥的認知偏差,降低了農戶有機肥施用的風險。因此,社會網絡發達的農戶,有機肥施用意愿向行為轉化的可能性就越大。據此,提出假設:

H1a:社會網絡可以抑制農戶有機肥施用意愿和行為悖離的發生;

3)社會信任是公民在固定環境內長期形成的一種相互信任關系,一般包括人際信任和制度信任。人際信任指以情感為紐帶形成的農戶對親戚、鄰居的信任,制度信任指以制度、規范為基礎形成的農戶對村干部、鄉鎮干部及當地法律法規的信任程度。基于對人際關系的信任,農戶從信任的親朋鄰里處獲得有關有機肥施用的建議,農戶自身往往更容易采納。基于對制度關系的信任,農戶信任政府等權威機構,政府等權威機構發布的有關綠色生產的法律法規,農戶也更容易遵守。據此,提出假設:

H1b:社會信任可以抑制農戶有機肥施用意愿和行為悖離的發生;

4)社會規范指在生活地區形成的一種行為規范或行為指導(不具備法律效力),用于約束自身行為或者維護社會秩序[29]。在以“人情”為特征的中國農村社會,人們普遍希望獲得周圍人的認可與尊重,所以會做群體中大多數人贊同的事情,而不做大多數人反對的事情[30]。農戶遵守社會規范,是農戶個人釋放的與其他農戶合作的信號,目的是為了在未來可能的條件下獲得周圍農戶的幫助并從中獲益。當周圍大多數農戶認為應該施用有機肥時,農戶自身為了更好的融入群體以便日后獲取大家的幫扶,農戶會選擇遵從集體中大多數人的行為而施用有機肥,促使有機肥施用意愿向行為的轉化。據此,提出假設:

H1c:社會規范可以抑制農戶有機肥施用意愿和行為悖離的發生。

1.2 社會資本對信息可得性的影響

信息可得性指農戶有無豐富的信息收集渠道,即農戶信息獲取渠道的數量[31]。在農業技術采納理論中,社會資本和信息可得性是研究農戶技術采納行為的兩個重要視角。社會資本主要通過信任與人情機制和信息共享機制對農戶農業生產經營活動產生影響[32]。擁有豐富社會資本的農戶,與周圍親戚朋友溝通交流頻繁,對親朋鄰里的信任度高,其信息獲取渠道的數量自然更多。據此,提出假設:

H2:社會資本可以增加農戶的信息可得性;

H2a:社會網絡可以增加農戶的信息可得性;

H2b:社會信任可以增加農戶的信息可得性;

H2c:社會規范可以增加農戶的信息可得性。

1.3 信息可得性在社會資本影響農戶施用有機肥中具有中介效應

農戶信息可得性越強,越容易掌握充分完整的有機肥施用信息,有機肥施用意愿向行為轉化的可能性越大。信息可得性對農戶有機肥施用意愿向行為轉化的影響主要通過信息積累和信息獲取兩個方面。農戶通過信息積累提高自身農業生產技能,通過信息獲取減少農業生產中技術不確定性問題。社會資本作為一種潛在的資本,對農戶信息獲取有著重要的影響。社會資本可以拓展農戶獲取信息的來源和渠道,提高農戶認知,降低其生產經營風險。鄭黎陽等[31]研究表明,農戶的社會資本越豐富,信息可得性就越強,技術采納行為越容易。農戶通過自身社會資本的積累,其獲取信息渠道的數量不斷增加,可以全面了解有機肥施用技術,進而促使其有機肥施用意愿向行為轉化。據此,提出假設:

H3:信息可得性在社會資本對農戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3a:信息可得性在社會網絡對農戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3b:信息可得性在社會信任對農戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用;

H3c:信息可得性在社會規范對農戶有機肥施用意愿和行為悖離的影響中具有中介作用。

1.4 關系理論模型圖

構建了“社會資本—信息可得性—農戶施用有機肥意愿與行為悖離”模型圖,如圖1所示:

圖1 理論模型

2 數據來源與研究設計

2.1 數據來源

本研究數據來源于課題組2021年7—9月在甘肅省定西、隴南、天水、慶陽和平涼市5市的實地調研。以上5市是甘肅省糧食作物種植的主要產區,以種植小麥、玉米為主。與果菜茶等經濟作物相比,小麥、玉米等大田作物經濟附加值低,施用有機肥成本高,農戶在其生產過程中往往選擇施用化肥而忽視有機肥,由此造成了嚴重的農業環境污染。因此,本研究選擇以上5市作為樣本地區,研究農戶有機肥施用意愿與行為悖離。本次調研采用隨機抽樣和分層抽樣相結合的方式。首先在每個市隨機抽取3個鄉鎮,其次在每個鄉鎮隨機抽取2～3個自然村,最后在每個村隨機選取20～30戶農戶。為使調查數據有效、可靠,正式調研前采用預調研的方法進行部分數據的收集,以此來發現初期問卷存在的問題。最終共發放900份問卷,對調查問卷進行整理后共得到730個有效樣本。需要說明的是,本課題的研究對象是農戶有機肥施用意愿與行為悖離,因此樣本篩選的前提是有施用有機肥意愿的農戶。調查內容主要包括:農戶個人基本信息、家庭基本信息、生產經營狀況、社會資本情況、信息獲取情況以及農戶有機肥施用意愿與行為等。

樣本特征:戶主年齡主要分布在35～65歲,占比86.8%。整體受教育水平偏低,初中及以下學歷占比為75.1%。農戶家庭中,3人及以下家庭勞動力人數占比69.5%,平均每戶收入為4.3萬元;生計方式中21%的農戶以純農業種植為主,13.8%的農戶以家庭養殖兼種植為主,52.6%的農戶以半農半工為主;每戶農戶平均擁有0.8 hm2耕地。

2.2 變量選取

2.2.1被解釋變量

借鑒郭清卉等[2]的研究,將農戶有機肥施用意愿與行為悖離界定為“有施用有機肥的意愿但無具體施用有機肥行為”的現象。將愿意且實際施用有機肥的農戶賦值為0,表明其意愿與行為未發生悖離;將愿意但沒有施用有機肥的農戶賦值為1,表明其意愿與行為發生悖離。本研究之所以不考慮沒有施用意愿的農戶,是因為意識是行為的先導,且本次調研中沒有出現有施用有機肥行為卻沒有施用有機肥意愿的情況。

2.2.2核心解釋變量

據前述理論分析,本研究核心的自變量為農戶社會資本,并選取社會網絡、社會信任和社會規范對其進行度量。借鑒朱慶瑩等[33]的研究,采用“與親戚交流頻率”、“與街坊鄰居交流頻率”和“與朋友們交流頻率”“與村干部交流頻率”等4個指標表示社會網絡;借鑒何可等[28]的研究,采用“對親戚信任程度”和“對村民信任程度”、“對村干部信任程度”和“對鄉鎮干部信任程度”等4個指標表示社會信任;借鑒石志恒等[29]研究,用“親戚是否采取綠色環保的生產方式”、“朋友是否采取綠色環保的生產方式”、“鄰居是否采取綠色環保的生產方式”、“好友認為我在生產中應該采取環保的生產方式”、“鄰居認為我在生產中應該采取環保的生產方式”、“親戚認為我在生產中應該采取環保的生產方式”等6個指標表示社會規范。社會資本指標測度及賦值見表1。

表1 社會資本測度

用SPSS26軟件對社會資本各觀測指標進行因子分析并提取特征根>1的公因子,共得到4個公因子,依次是社會信任(G1)、社會網絡(G2)、描述性社會規范(G3)和命令性社會規范(G4),各方差貢獻率依次是19.886%、18.677%、18.135%、17.226%,累積貢獻率為73.925%。最后,通過因子得分(G1、G2、G3、G4)和各因子方差貢獻率計算出社會規范和農戶社會資本的綜合得分,計算方式為:社會規范=(18.135%×G3+17.226%×G4)/(18.135+17.226)%;社會資本綜合得分=(19.886%×G1+18.677%×G2+18.135%×G3+17.226%×G4)/73.925%。

2.2.3中介變量

參考鄭黎陽等[31]的觀點,以農戶獲取農業技術信息的渠道數量來度量農戶的信息可得性。問卷設計中詢問農戶“您通常通過幾個渠道獲取農業技術信息?”主要包括親友渠道、合作社組織渠道、政府渠道、企業渠道、報刊渠道、電視渠道、手機渠道和電腦渠道等。

2.2.4控制變量

為防止變量缺失導致實證結果估計不準確,參照相關文獻的研究,選取農戶的個體特征、家庭特征、生產經營特征和外部力量等4個維度14個具體指標作為控制變量。具體變量說明如表2所示。

表2 變量說明及描述性統計

2.3 模型構建

2.3.1Logistic模型

由于有機肥施用意愿與行為悖離只有“發生悖離”和“未發生悖離”兩種情況,是典型的二值變量,所以本研究選取二元Logit模型對農戶有機肥施用意愿與行為悖離現象進行考察。具體表達式如下:

(1)

式中:Pi為農戶有機肥施用意愿與行為悖離的概率;y表示農戶有機肥施用意愿與行為悖離現象:若農戶有機肥施用意愿與行為發生悖離,則y=1,反之為0;i代表第i個農戶。y是變量X、S的線性組合,即:

yi=a0+βXi+θSi

(2)

式中:X為控制變量;S為社會資本變量;a0為常數項,β、θ為模型待估系數。

對式(1)和(2)進行處理,得到二元Logit模型的表達式:

(3)

式中:εi為隨機誤差項。

2.3.2中介效應模型

由于被解釋變量是二分類變量,參照劉紅云等[34]對中介效應的檢驗方法,構建模型如下:

Y′=i1+cX+ε1

(4)

Y″=i2+c′X+bM+ε2

(5)

M=i3+aX+ε3

(6)

(7)

(8)

式中:M為中介變量信息可得性;X為社會資本;Y′為農戶有機肥施用意愿與行為悖離;Y″為加入信息可得性后的農戶有機肥施用意愿與行為悖離;a為X對M的影響;b為M對Y″的影響;c為X對Y′的影響;c′為加入中介變量后X對Y″的影響;ε1、ε2、ε3為隨機誤差項。

由于系數b與a、c與c′屬于不同尺度,借鑒MacKinnon等[35]研究對待估系數進行等量尺化,等量尺化計算公式如下:

(9)

(10)

(11)

式中:bstd、cstd和c′std為等量尺化后的標準化系數,利用原始數據計算SD(M)、SD(X),SD(Y′)、SD(Y″)計算公式如下:

(12)

SD(Y″)=

(13)

(14)

式中:Mp為中介效應占比,abstd為中介效應量。

3 結果與分析

3.1基準模型回歸分析

3.1.1社會資本及各維度的影響

首先,檢驗核心自變量間是否存在多重共線性。綜合所有檢驗結果,VIF值遠小于3,說明各自變量間相互獨立,可以進行進一步回歸。其次,使用Stata15.0軟件對被解釋變量、解釋變量及控制變量進行Logit模型回歸,結果如表3。其中,模型(1)是檢驗社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響,模型(2)是其邊際效應。模型(3)和(4)從社會資本3個維度分別檢驗其對農戶施用有機肥意愿與行為悖離的影響及其邊際效應。總體來看,模型擬合程度較好,說明社會資本與農戶有機肥施用意愿與行為悖離之間存在著較強的相關關系。

表3 模型估計結果

由表(3)可知,社會資本及各維度均通過顯著性檢驗且影響為負,假設H1、H1a、H1b、H1c得證,具體分析如下:

1)社會資本在1%的統計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會資本水平每提高一個單位,農戶有機肥施用意愿與行為悖離現象減少21.7%。相較于其他變量,社會資本指標的回歸系數最大,表明社會資本對悖離現象的作用效果最為明顯,是產生有機肥施用意愿與行為悖離現象的主要原因。

2)社會網絡在1%的統計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會網絡每提高一個單位,農戶有機肥施用意愿與行為悖離減少4.7%。主要原因是,農戶的學歷普遍偏低,獲取信息主要依賴于自身形成的社會網絡,正是通過親朋鄰里之間的交流才有機會獲取關于有機肥技術及綠色生產的政策信息。社會網絡水平高的農戶可以得到更多關于有機肥技術的信息,減少其行為決策的不確定性,并且社會網絡中施用有機肥的農戶越多,隨著村民彼此之間交流的增加,越有利于農戶添加有機肥,從而減少意愿與行為的悖離。

3)社會信任在1%的統計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會信任每提高一個單位,農戶有機肥施用意愿與行為悖離減少4.1%。主要原因是,中國是一個講究“圈子”的人情社會,農戶通過長期與親朋鄰里的社會互動,形成自己的“圈子”,并且在與他們不斷相處的過程中逐漸形成對他們的信任。基于信任關系,看到圈中其他農戶施用有機肥獲得更高的產量且這種方式更有利于保護環境,農戶自身就會主動信任他們并采取和其他“圈中”農戶相一致的做法。

4)社會規范在1%的統計水平上顯著為負,且在其他條件不變的情況下,社會規范每提高一個單位,農戶有機肥施用意愿與行為悖離減少13.1%。主要原因是,在以地緣、業緣為基礎的傳統農村社會,農戶間互動較為頻繁,且大都存在從眾心理,行為決策容易受到周圍人的影響。農戶會做周圍人贊同的事情而不做周圍人反對的事情,以此釋放一種與其他農戶“合作”的信號,以便尋求日后的合作機會來獲取自身利益的最大化。當大多數農戶認為施用有機肥可以獲得更高的產量,且對環境保護更有利時,農戶自身為了更好的融入群體也會嘗試這一生產方式以便加強自己良好的社會聲望,從而獲得日后其他農戶的幫助。

3.1.2控制變量的影響

個體特征中,農戶年齡對悖離現象有顯著負向影響。可能的原因是年齡大的農戶對土地有更深的感情和依賴性,對增施化肥帶來的負面影響的判斷更為敏銳,因此年齡大的農戶更傾向于施用有機肥。受教育程度對悖離現象有顯著負向影響。一般來說,與學歷水平較低的農戶相比,高學歷的農戶更了解有機肥技術且有綠色化生產的意識,會主動施用有機肥,減少悖離的發生。家庭特征方面,外出務工人數對悖離有顯著正向影響。一般來說,施用有機肥需要運輸,費時費力。隨著外出務工人數的增加,從事農業生產的勞動力數量減少,施用有機肥的成本增加,農戶則更傾向于施用化肥代替有機肥從而彌補從事農業的勞動力的缺失。外部力量方面,有無綠色高效技術服務推廣的補貼對悖離有顯著負向影響。可能的原因是施用有機肥成本高,見效慢。如果政府有關于綠色生產方面的政策補貼,會降低農戶施用有機肥的邊際成本,促進其有機肥施用意愿向行為轉化。

3.1.3穩健性檢驗

為檢驗回歸結果的穩健性,采用替換模型、改變社會資本變量計算方式等方法再次對實驗數據進行檢驗,結果如表4。模型(5)為改變社會資本變量計算方式的方法,將前述社會網絡中“是否經常與朋友交流”、“是否經常與街坊交流”用“是否經常在空閑時間社交”替換;社會信任中加入“對政府法律法規實施的信任程度”,并對改變后的變量進行Logit回歸。模型(6)為社會資本及各維度影響農戶有機肥施用意愿與行為悖離的Probit模型檢驗。在上述2個模型中,社會資本影響農戶有機肥施用意愿與行為悖離的系數雖然有大小上的差異,但是核心變量均通過了顯著性檢驗,且系數方向也與上述回歸結果保持一致,表明前述實證結果是穩健的,上述結論依然成立。

表4 穩健性檢驗

3.2 信息可得性的中介效應結果檢驗

考慮到中介效應模型的穩健性,為檢驗信息可得性在社會資本各維度影響下的中介作用,參照陳霞等[27]、王恒等[36]做法,將社會資本各維度單獨納入回歸模型進行檢驗。由于前述已分析了社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響,因此表5是社會資本各維度分別對農戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的檢驗。由表3和5可知,社會資本及其各維度對農戶有機肥施用意愿與行為悖離均有顯著負向影響。表6是社會資本及各維度對信息可得性影響的檢驗。由表6可知,社會資本、社會網絡、社會信任、社會規范均在1%統計水平上對信息可得性有顯著正向影響,即社會資本及其各維度的提高都會增加農戶的信息可得性。假設H2、H2a、H2b、H2c得證。

表5 各維度單獨對農戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的回歸分析

表6 社會資本及各維度單獨對信息可得性影響的回歸分析

進一步,表7是將社會資本及各維度分別和信息可得性對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的回歸結果,結果表明社會資本及各維度、信息可得性均對農戶有機肥施用意愿與行為悖離產生顯著負向影響,且加入信息可得性變量后,社會資本和各維度系數的標準化數值均有不同程度的下降,表明社會資本及各維度對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響中,信息可得性均具有正向部分中介效應。即社會資本及各維度不僅直接影響農戶有機肥施用意愿與行為悖離,而且還通過信息可得性間接影響農戶有機肥施用意愿與行為悖離,假說H3、H3a、H3b、H3c得證。表8是利用前述公式計算得到的標準化系數及中介效應占比。從中介效應占比來看,社會資本對悖離的影響中,信息可得性的中介效應占比為33.52%;各維度對悖離現象的影響中,信息可得性的中介效應從大到小依次為:社會信任(42.24%)>社會網絡(42.03%)>社會規范(17.75%)。綜上所述,農戶擁有的社會資本越豐富,其獲取信息的渠道數量就越多,越容易了解有機肥技術,促使其施肥意愿向行為轉化。

表7 社會資本、信息可得性對農戶有機肥施用意愿與行為悖離影響的回歸分析

表8 標準化系數及效應結果

4 討 論

有機肥替代傳統化肥是農業“降本、提質、增效”目標實現的重要途徑[37]。與傳統化肥相比,有機肥具有典型的投入大、見效慢、成本高的特點。因此,農戶施用有機肥后能否增加收入是影響悖離的一個重要原因。現有研究表明,農戶在施用有機肥后,收入水平會有所提升[38],但是完善的農產品市場競爭是收入效應增加的重要保障。在傳統的中國農村社會,農戶多是基于地緣、血緣關系進行群體性活動,社會網絡、信任等社會資本對其行為會產生重要影響。因此,討論社會資本背景下如何提高農戶的收入效應,或是解決農戶有機肥施用意愿與行為悖離,促進其進行綠色化生產的有效途徑。

5 結論與建議

本研究以有機肥施用意愿與行為悖離為研究對象,利用甘肅省730份調研數據,運用二元Logit模型和中介效應模型分析了社會資本及其各維度對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響和作用機理。得出以下結論:1)樣本區農戶有機肥施用意愿與行為存在悖離,悖離平均發生率為22.3%。2)社會資本對農戶有機肥施用意愿與行為悖離有顯著負向影響,農戶社會資本水平越高,越有可能將有機肥施用意愿轉化為行為。3)社會資本各維度對農戶有機肥施用意愿與行為悖離均有顯著負向影響,但邊際效應有所不同,效應從大到小依次為:社會規范(13.1%)>社會網絡(4.7%)>社會信任(4.1%)。4)信息可得性在社會資本及各維度對農戶有機肥施用意愿與行為悖離的影響中均存在中介效應,社會資本及各維度可通過信息可得性的增加抑制農戶有機肥施用意愿與行為悖離現象的發生。

根據以上結論,本研究提出如下建議:1)加大對農戶社會資本的培育力度,使其在農戶有機肥施用意愿與行為悖離中發揮重要作用。鼓勵農戶參加社會活動和社區組織,在參加活動的過程中,加強親朋鄰里間的交流,提升其網絡資本;加強村鎮干部建設,切實解決村民實際問題,提升農戶的信任資本;完善村規民約,形成具有地方特色的農村社會規范和道德約束,提升農戶的規范資本。2)拓展農戶獲取信息渠道的來源和數量。從農村獲取外界信息相對閉塞的角度出發,政府等相關部門應該通過各種形式的培訓活動、多種渠道為農戶提供有關有機肥施用等綠色生產的相關知識,例如:可以利用電視、互聯網絡(抖音、快手等)制作有關綠色生產的專題視頻,使農戶切實感受到綠色化生產的好處,從而自覺的將綠色化生產的意愿轉化為行為,減少悖離的發生。