近年来，我国农业在快速发展的同时，农业资源污染问题日益凸显，尤其是耕地污染引起的耕地质量下降，成为威胁我国农产品质量安全和人体健康的重要因素^[1]。目前，化肥不合理施用是导致耕地污染、耕地质量下降的重要原因之一^[2]。作为农业生产经营主体，农户采用有机肥不仅有利于耕地质量改善，有利于我国“到2020年化肥使用量零增长”目标的实现，还有利于我国农业的绿色、可持续发展^[3]。因此，明确农户对有机肥的采用意愿及其影响因素，已成为当前改善农业耕地质量、保障粮食安全所面临的重要课题。

目前，学界对有机肥采用影响因素的研究已相对成熟，且主要集中在3个方面。一是研究个人与家庭特征对农户采用有机肥的影响。研究显示，在个人特征中，年龄、受教育水平和技术培训经历^[4]等是影响农户施用有机肥的重要因素；在家庭特征中，土地经营规模^[5]、非种植业收入占总收入的比例^[6]和农业收入^[7]等均显著影响农户对有机肥的采用意愿。二是研究农地使用权对农户采用有机肥的影响。研究显示，农地使用权的稳定性会提高农户对土地长期投资的意愿^[8]。此外，农地使用权确权能够显著提高农户对有机肥的施用率和施用量^[9]。三是探讨其他因素对农户采用有机肥的影响。蔡荣等^[10]研究发现，销售合同、生产合同以及对有机肥认知程度是影响农户有机肥采用量的重要因素。

虽然以上研究为笔者工作的开展提供了基础，但仍存在进一步细化的空间：一是已有研究主要探究个人和家庭特征对稻农采用有机肥的影响，较少系统考察多维度家庭资本对稻农有机肥采用意愿的影响，这在一定程度上制约了相关研究内容的系统性；二是稻农对有机肥采用意愿方面的大样本调查较少，使得相关研究深入分析不足。为此，笔者基于对湖北省随州市、天门市和武汉市新洲区稻农调查所获取的544份微观数据，通过建立二元Logistic模型，从多维度家庭资本视角出发，系统分析人力资本、经济资本、社会资本和自然资本对稻农有机肥采用意愿的影响，以期为推动绿色农业技术发展等相关政策的制定与实施提供参考。

1 概念界定与研究假说 1.1 概念界定

有机肥的定义分为两类：广义有机肥指以有机物为主的自然肥料，主要包括农作物秸秆、畜禽粪便和生活垃圾；狭义有机肥指通过相关科学工艺流程而生产的工业有机肥，如商品有机肥等^[11]。需特别指出的是，笔者研究中有机肥特指工业商品有机肥。堆沤肥、绿肥不在此研究范围之内。

1.2 研究假说

家庭作为最基本的社会单元，其资本状况会影响个人和家庭的思想、行为选择和实践活动^[12]。家庭资本是家庭成员及整个家庭共享的可被使用的资源，主要包括人力资本、经济资本、社会资本和自然资本^[13]。

人力资本。人力资本是家庭成员投资的产物，是知识、技能、经验和健康的综合，主要包括体力和智力两个方面^[14]。其中，体力主要包括劳动力数量、家庭成员健康状况等。智力则主要包括受教育水平和技术培训。其中，受教育水平越高的农户对有机肥社会、经济和生态效应的认知程度通常较高，更有可能采纳有机肥；技术培训可以有效地提高农户对有机肥等技术的专业认知水平，是其学习、掌握有机肥施用的重要途径之一^[15]。据此，笔者提出研究假说1(H1)：家庭人力资本越丰富，稻农对有机肥的采用意愿越强。

经济资本。作为家庭资本的重要内容之一，经济资本是家庭以货币形式存在的、可转化为产权形式的资本^[16]。已有研究主要以家庭经济水平如家庭总收入、决策者月均收入、农业收入、农业收入占家庭总收入的比例等衡量家庭经济资本。研究显示，农户家庭经济水平是影响其技术采用意愿的重要因素。其中，决策者月均收入越高的农户对良种及栽培技术等的需求越大^[17]；家庭成员平均收入越高的农户对新技术的采用意愿就越强^[18]；通常，农业收入占比越高，说明农业是家庭主要的生产经营活动^[19]，这类农户对有机肥等农业技术的重视程度也较高。据此，笔者提出研究假说2(H2)：家庭经济资本越丰富，稻农对有机肥的采用意愿越强。

社会资本。家庭社会资本存在于社会结构中，是家庭在信任、规范和责任等基础上建立的人际关系网络^[20]。其中，家庭政治背景(如家庭成员是否为干部)是衡量家庭社会资本的重要指标^[21]。一方面，与技术供给、环境管理等部门的较多联系会使农户获得更多可支配的资源和信息，为其采用有机肥提供了可能；另一方面，家庭成员干部身份所具有的“带头示范”效应会增强农户对农业技术的采用意愿。此外，加入农业合作社为农户提供了良好的平台，有利于提高其农业生产经营活动的组织性和计划性^[22]，在拓宽其获得农业技术等资源渠道的同时，提高其技术采用意愿。据此，笔者提出研究假说3(H3)：家庭社会资本越丰富，稻农对有机肥的采用意愿就越强。

自然资本。家庭自然资本是生计资源流及相关服务的统称^[23]，包括农村基本经营制度规定的农户可用的承包地、自留地等^[24]。耕地作为家庭自然资本的重要内容，主要包括耕地数量和质量两个方面。就耕地数量而言，一方面，土地经营规模的大小会影响农户农业生产投入。已有研究证实，土地经营规模越大，农户对农业技术的需求越强^[25]。另一方面，耕地细碎化程度会影响农业耕地规模化经营^[26]，进而影响农户的农业技术采用。就耕地质量而言，土壤肥沃程度是农户施肥多少与施肥种类的直接衡量标准。一般地，家庭耕地土壤肥力越好，农户对有机肥的采用意愿就越低；反之，则越高。据此，笔者提出研究假说4(H4)：家庭自然资本越丰富，稻农对有机肥的采用意愿就越弱。

2 数据来源与变量说明 2.1 数据来源

该研究数据源于2016年7—8月在湖北省武汉市新洲区、随州市以及天门市开展的实地调查。3个地区分别位于湖北省的东北部、北部和中部，均为亚热带季风气候区，光照、水等自然资源丰富，水稻等农作物种植历史悠久。调研方法为随机抽样法，即分别在3个地区随机抽取3个乡(镇)，在各个乡(镇)随机选取1~4个村并在每个村随机入户调查。此次调查对象以水稻种植户为主，在开展调查之前，调查员先向受访者解释有机肥的含义，以保证问卷质量。此次调查共收回问卷634份，剔除前后逻辑矛盾、重要数据缺失等问卷90份，共获得有效样本544份，有效率为85.80%，其中，新洲区、随州市和天门市的有效样本数占比分别为31.57%、31.39%和37.04%。

2.2 样本特征

所有样本中，与女性受访者相比，男性受访者数量占有效样本数的比例较大，为71.69%；≤40岁、>40~60岁、>60岁的受访者数量分别占有效样本数的5.33%、61.40%和33.27%；家庭劳动力人数在4人及以下的占样本总数的89.34%，而5人及以上仅占10.66%，即大部分受访者家庭劳动力人数较少；家庭成员平均受教育水平为1~6 a的占比与>6~9 a的占比相当，分别为42.46%和40.44%，其次是平均受教育年限>9 a的占比，为11.95%，而家庭成员平均受教育水平为0的占比最低，仅为5.15%，说明大部分受访者家庭成员的平均受教育水平偏低。

2.3 模型选择

该研究的被解释变量Y为“稻农对有机肥的采用意愿”，为二分类变量。为此，构建二元Logistic回归模型以分析多维度家庭资本对Y的影响。在二元Logistic模型中，假设有n个观测样本，Y为随机因变量，取值为“0”(不愿意采用)或“1”(愿意采用)，X(i=1, 2, …, n)为与Y相关的独立自变量。用P表示稻农愿意采用有机肥的概率，则Logistic概率函数的计算公式为

$ P = {\rm{ }}\frac{{Exp\left( Z \right)}}{{1 + Exp\left( Z \right)}}{\rm{ }}, $

(1)

$ \begin{array}{l} Z{\rm{ }} = {b_0} + {b_1}{X_1} + {b_2}{X_2} + \ldots + {b_n}{X_n} + {\varepsilon _i}\\ = {b_0} + \sum\limits_{i = 1}^n {} {b_i}{X_i}。\end{array} $

(2)

式(1)~(2)中，Z为变量X_i(i=1, 2, …, n)的线性组合；b₀为截距参数；b_i(i=1, 2, …, n)为回归系数。在数据统计分析过程中，将稻农愿意采用有机肥的概率设为P(Y=1)，则稻农不愿意采用有机肥的概率为1－P(Y=1)。在进行Logistic回归分析时，通常要进行P的Logit变换，即$Logit\left( P \right) = {\rm{ln}}\left( {{\rm{ }}\frac{P}{{1 - P}}{\rm{ }}} \right) $，经过变换后得$ Logit\left( P \right) = {\rm{ln}}\left( {{\rm{ }}\frac{P}{{1 - P}}{\rm{ }}} \right) = {b_0} + \sum\limits_{i = 1}^n {} {b_i}{X_i}$，即为概率函数和自变量之间的线性表达式。

2.4 变量设置 2.4.1 关键自变量

(1) 人力资本。通过家庭劳动力数量、农业技术培训和家庭人均受教育水平来衡量。其中，劳动力数量是一种体力投资，是家庭人力资本的数量表示，具体指2015年家庭劳动力人数；农业技术培训和人均受教育水平是对家庭劳动力的质量考量。(2)经济资本。通过农业年收入、农业年收入占总收入的比例来衡量。其中，农业年收入是农户务农收入的直观反映，具体指2015年家庭农业年收入。农业年收入占比是对农业在家庭中重要性的考量，从侧面反映稻农对有机肥的重视程度。(3)社会资本。通过是否参加农民专业合作社和家庭成员是否是国家公职人员或村干部来衡量。其中，农民专业合作社等农村组织是重要关系网络和社会信息资源的载体^[21]，农户对其的参与与否会影响农户对有机肥的认知，进而影响农户的有机肥施用行为。家庭成员是否是国家公职人员或村干部是一种政治层面的社会资本，与普通农户相比，有国家公职人员或村干部的农户拥有更广阔的人际关系网络和更多的信息资源。(4)自然资本。通过土地经营规模、耕地细碎化程度和土壤肥力来衡量。其中，土地经营规模是家庭耕地自然资本的面积表示，耕地细碎化程度是家庭耕地自然资本的数量表示，而土壤肥力则是家庭耕地自然资本的质量表示。

2.4.2 控制变量

已有研究显示，受访者性别、年龄、技术风险认知水平和国家农业补贴政策等均对其有机肥等农业技术的采纳有影响^[27]。因此，为更加明晰因变量与关键自变量之间的关系，选取受访者性别、年龄、风险认知和粮食补贴政策满意度作为控制变量。各变量赋值及描述性统计分析见表 1。

3 家庭资本对稻农有机肥采用意愿的影响分析 3.1 稻农对有机肥采用意愿的现状分析

稻农对有机肥采用意愿的现状统计见表 2。

由表 2可知，男性稻农愿意采用有机肥的概率为50.77%，大于女性稻农的概率(36.36%)；年龄分组数据表明，>50~60岁的稻农愿意采用有机肥的概率最大，为50.00%，而≤40岁的稻农愿意采用有机肥的概率略低，为41.38%；受教育水平分组数据显示，随着家庭平均受教育水平的提高，稻农愿意采用有机肥的概率从32.14%提升至49.12%。

3.2 模型估计结果

采用二元Logistic模型(在模型回归前，考虑到所设自变量之间可能存在多重共线性，先对自变量进行多重共线性检验。检验结果表明，容差最小值为0.624，最大值为1.603，说明自变量之间的多重共线性程度不严重，能够满足回归要求)，通过强行进入策略，共建立6个方程。其中，方程(1)~(5)均通过强行进入策略构建，方程(1)~(4)为在未考虑控制变量条件下，人力资本、经济资本、社会资本和自然资本分别对因变量的独立影响效应。方程(5)则综合了4类家庭资本变量对因变量的整体影响。此外，考虑到其他因素可能对因变量有影响，方程(6)是在方程(5)的基础上引入控制变量，反映了在引入其他因素后自变量对因变量的影响，回归结果见表 3。由表 3可知，方程(1)~(5)的虚拟判定系数分别为0.016、0.020、0.019、0.021和0.070，即可知经济资本的解释力略优于社会资本，社会资本的解释力优于人力资本，而自然资本的解释力略优于经济资本，4种资本的组合解释力更强。方程(6)的虚拟判定系数为0.084，优于方程(5)的解释力。

由于方程(6)是综合4类家庭资本与其他因素的回归结果，且经过了多重共线性检验，回归结果更科学、严谨。据此，以下主要对方程(6)的回归结果进行分析。

(1) 人力资本的影响。人力资本对农户有机肥采用意愿的影响是综合的。纳入控制变量后，劳动力数量在95%的置信水平上显著且作用方向为正，综合边际效应可知，在其他条件不变的情况下，家庭劳动力数量每增加1人，稻农愿意采用有机肥的概率会提高3.270%。可能的解释是，家庭劳动力人数越多，农户对农业生产的劳动力投入越富足，越倾向于采用以有机肥为核心的绿色农业技术。家庭平均受教育水平在95%的置信水平上显著且作用方向为正，综合边际效应可知，在其他条件不变的情况下，家庭平均受教育水平每提升一个层次，稻农愿意采用有机肥的概率会提高1.646%。可能的解释是，由于家庭平均受教育水平较高的稻农，较能意识到有机肥所带来的经济和生态效益，因此对有机肥的采用意愿较强。据此，H1得到部分验证。

(2) 经济资本的影响。经济资本对稻农有机肥采用意愿的影响主要表现为农业年收入的影响。具体而言，纳入控制变量后，农业年收入在95%的置信水平上显著且作用方向为正，综合边际效应可知，在其他条件不变的情况下，农业年收入每提高一个层次，稻农对有机肥的采用意愿会提高5.106%。可能的解释是，农业年收入越高的稻农因为有经济资本，对粮食种植的期望越大，从而越愿意尝试施用有机肥以增加收入。据此，H2得到部分验证。

(3) 社会资本的影响。纳入控制变量后，农民专业合作社在90%的置信水平上显著且作用方向为正，综合边际效应可知，与其他农户相比，参加专业合作社的稻农对有机肥的采用意愿会提高17.412%。可能的解释是，参加农民专业合作社的稻农受到合作社相关农业服务的影响，对有机肥的了解更透彻，因此，对有机肥有较高的采用意愿。国家公职人员或村干部在99%的置信水平上显著且作用方向为正，综合边际效应可知，与其他农户相比，有国家公职人员或村干部的稻农对有机肥的采用意愿会提高29.470%。可能的解释是，有国家公职人员或村干部的农户意味着其与国家行政人员联系更密切，对“化肥零增长”等相关政策更了解，为响应国家倡导实施的有机肥政策，此类稻农会以身作则，带头示范，进而表现出对有机肥的偏好。据此，H3得到验证。

(4) 自然资本的影响。纳入控制变量后，家庭土地经营规模在90%的置信水平上显著且作用方向为正；土地分散程度、土壤肥力均在95%的置信水平上显著且作用方向均为负。具体而言，在其他条件不变的情况下，家庭土地经营规模每扩大一个层次，稻农对有机肥的采用意愿会提高16.393%；土地分散程度每提高一个等级，稻农对有机肥采用意愿会降低1.613%；土壤肥力每提高一个等级，稻农对有机肥采用意愿会降低10.866%。可能的解释是，土地经营规模较大的稻农一般以农业生产作为主要收入来源^[28]，与其他农户相比，对能提高土壤肥力的有机肥有更强的采用意愿。而耕地细碎化不利于农业技术的规模化实施，在一定程度上制约稻农采用有机肥的意愿。家庭耕地土壤肥力越好，不需要投入其他生产要素就能获得较为可观的农业产出，在小农经济条件下，稻农一般不会再增加额外开销施用有机肥。据此，H4得到验证。

(5) 控制变量的影响。受访者性别在95%的置信水平上显著且作用方向为正，综合边际效应可知，与女性相比，男性稻农对有机肥的采用意愿会提高10.063%。可能的解释是，男性稻农通常比女性更愿意尝试新鲜事物。政策满意度在95%的置信水平上显著且作用方向为负，综合边际效应可知，受访者对粮食补贴政策满意度每提高一个等级，其对有机肥的采用意愿会降低9.634%。可能的解释是，作为小规模经营主体，由于稻农所得粮食补贴金额较低^[29]，不足以弥补稻农购买有机肥所需费用，因此，尽管对补贴政策很满意，但稻农更倾向于施用普通化肥而非高价购买的有机肥。

4 结论与启示

应用二元Logistic模型，从人力资本、经济资本、社会资本和自然资本4个维度出发，分析了家庭资本对稻农有机肥采用意愿的影响。结果表明，纳入控制变量后，在人力资本中，家庭劳动力数量越多、家庭平均受教育水平越高的稻农对有机肥的采用意愿越强；在经济资本中，家庭农业年收入越高的稻农对有机肥有更高的采用意愿；在社会资本中，参加农民专业合作社或者家庭有国家公职人员或村干部的稻农对有机肥的采用意愿越强；在自然资本中，土地经营规模越大、耕地细碎化程度越低、土壤肥力越差的稻农对有机肥的采用意愿就越强。此外，女性稻农或对粮食补贴政策满意度较高的稻农对有机肥的采用意愿较低。

基于此，笔者提出如下政策启示：一方面，应高度重视家庭资本对稻农有机肥采用意愿的影响。应加强职业教育，提高稻农对有机肥环境价值和经济价值的认知水平；大力发展农村经济，提高农户收入尤其是农业收入水平，提升其经济资本；在保证农民专业合作社规范化运作、强化其服务功能的同时，要鼓励稻农参加农民专业合作社，还要鼓励国家公职人员和村干部与农户保持紧密联系，充分发挥他们在有机肥推广与实施中的模范带头作用；完善土地流转政策，推动土地适度规模经营的发展，鼓励农户因地制宜地采用有机肥。另一方面，在推动农业技术创新发展的同时，应合理完善粮食补贴与粮食价格的联动机制，缩小粮食直补对农民农业技术采用的负向影响。