农户有机肥施用意愿与行为悖离原因何在——基于对黑龙江省的调查

许佳彬，王洋，李翠霞,2*

（1. 东北农业大学经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150030；2. 黑龙江省绿色食品科学研究院，黑龙江 哈尔滨 150028）

推进农业绿色发展，鼓励农户采用有机肥替代化肥，是现行经济体制下中国政府高度关注的问题。2017年在《关于创新体制机制推进农业绿色发展的意见》中指出，要继续推进农药化肥“零增长”行动，加大对有机肥的推广力度，在重点区域着力推广有机肥替代化肥，全面实施测土配方施肥，强化病虫害统防统治以及实现农业生产全程绿色防控。2018和2019年中央一号文件均强调，有效解决农业面源污染是全面建成小康社会、全面实现乡村生态振兴的重要环节，要全面开展农业绿色生产行动，实现农药、化肥等投入品的减量投入。虽然化肥在提高农业生产效率、保障国家粮食安全方面做出了巨大贡献[1-2]，但由于化肥常年、低效的使用已经导致土壤板结、水土流失、农产品质量下降等问题日益严重。研究表明，有机肥因其具有养分充足、肥效持久稳定的特性，并且具备有效缓解土壤板结、降低水土流失率的功效，被认为是破解中国资源环境压力的“先锋军”，可以加快实现化肥“零增长”和减量的目标[3-4]。然而在农业生产过程中有机肥的实际施用率仍然较低，根据对农户的实地调查数据显示，当前正在施用有机肥的农户仅占15%-35%[5-6]，但是农户有机肥施用意愿却相当高，比重接近80%，有施用意愿但没有施用行为的农户占比达到63%。是什么原因导致农户有机肥施用意愿与行为的不一致？厘清农户有机肥施用意愿与行为相悖离的原因对于改进农业投入品格局、推进有机肥持续长久采用、最终实现农业绿色发展、全面实现乡村生态振兴具有重要意义。

目前，关于意愿与行为的悖离，学者们在不同领域内开展了相关的研究，主要包括食品安全购 买[7-9]、粮食生产投资[10]、农村宅基地流转[11-12]、草原流转[13]、农村社区小型水利设施建设[14]、农村生活垃圾集中处理[15]等，发现影响农户意愿与行为相悖离的因素不尽相同。同时，已有部分学者开始关注农户农业绿色生产意愿与行为相悖离的研究，张童朝等[16]利用鲁鄂冀皖四省1 372份农户调研数据，采用MOA模型实证检验农民秸秆资源化意愿与行为相悖的原因，发现农民秸秆资源化利用多表现为“有意愿无行为”，机会的强化能够增强动机和能力在农民意愿向行为转化中的积极效应。杨玉苹等[17]基于设施蔬菜农户的数据，构建Bivariate Probit模型，系统阐述农户生物菌肥购买意愿与行为差异的原因，发现农户文化程度、种植年限、对无公害、绿色、有机蔬菜了解程度等是导致意愿与行为不一致的原因。姜利娜和赵霞[18]基于5省863个农户的调研数据，采用Bivariate Probit模型实证检验农户绿色农药购买意愿与行为悖离的原因，发现距中心城市距离、对政府禁止使用农药的认知、对绿色、无公害、有机产品的了解等是主要影响因素。郭利京和王颖[19]通过对江苏省693户蔬菜种植户的深度访谈，探究农户生物农药使用意愿与行为冲突的原因及影响因素，发现农户生物农药使用存在明显意愿与行为的悖离，这一现象的形成不仅仅受农户个人因素的影响，同时还会受到不为农户所控制的现实生产环境因素所影响。傅新红和宋汶庭[20]基于对四川省406户农户的调查数据，分别构建2个Logistic回归模型研究影响农户生物农药购买意愿与行为的因素，发现性别、受教育程度既影响农户购买意愿又影响农户购买行为。

综合现有研究成果可以发现，关于农户有机肥施用意愿与行为悖离的研究甚少，特别是以黑龙江省为研究区域的文献尚未发现。黑龙江省是农业大省，是全国重要的粮食主产区，截至2020年粮食产量连续17年稳居全国第一，肩负维护国家粮食安全“压舱石”的责任和使命。2018年4月，黑龙江省政府在《黑龙江省创新体制机制推进农业绿色发展的实施意见》中指出，必须全面推进农业绿色发展，2020年全省化肥施用量比2015年减少10%以上，化肥利用率达到42%，全力保障国家食物安全、资源安全和生态安全。鉴于对现有文献梳理及分析存在的不足，本研究基于对黑龙江省13市47村652个农户的调查数据，采用Logistic回归模型探究农户有机肥施用意愿与行为悖离的原因，并采用解释结构模型（ISM）进一步探究各影响因素之间的逻辑层次结构，为积极推行有机肥的施用提供理论支持与决策参考。

1 理论逻辑分析

1.1 理论分析

作为理性经济人，农户一切生产活动均以自身利益最大化为目标，这便导致农业生产本身具有较强的外部性，如何将外部成本内部化一直是学术界关注的问题。庇古指出，对于环境污染问题国家可以采取向引起污染的经济主体征税的手段实现外部成本内部化。在农业生产过程中，农户往往追求自身利益的最大化，而不考虑对环境的危害程度，过量施用化肥以期能提高生产效益。但从实际生产来看，40%的化肥不能被农作物所吸收，而是直接排放到自然环境中，对土壤、水体、大气和人体健康均带来较强的负向影响，属于典型的负外部性活动，此时边际社会成本（MSC）大于边际私人成本（MPC），其中的差额即为化肥过量施用对环境带来的危害。从图1可以发现，在农户追求自身利益最大化的情形下，农户化肥施用均衡水平为Q1，要远高于社会要求的有效水平Q1*，多施用的化肥量（Q1-Q1*）一旦进入自然环境中，就会打破原有农业生态平衡，增加土壤板结率、农业面源污染率、环境恶化率等，称作为负外部性或成本外溢量。如何减少施用化肥给环境带来的负外部性，很多学者都支持采用有机肥替代化肥的方法，以减少化肥的投入量[1-2]。

减少化肥投入量用有机肥进行代替可以有效增强土壤肥力，如果长期施用还可提高土壤有机质含量，在保证作物高产稳产的同时可以改善农产品品质，提升农产品口感，有利于人体健康和农业生产环境可持续发展。有机肥的施用本质上是一种负外部经济正外部化的行为，此时产生的边际社会收益大于边际私人成本，其中的差额即为正外部性或称利益外溢。从图2可以发现，在农户利润最大化条件下，有机肥施用量为Q2，社会所要求的最优水平为Q2*，根据庇古提出可以通过补贴、奖励的解决办法，通过降低农户施用有机肥的成本，使农户边际收益曲线MPB上移，逐渐达到边际社会收益曲线MSB，有机肥的均衡收益量从Q2增加至Q2*，达到社会所要求最优水平，其中多施用的有机肥（Q2*-Q2）给环境带来正的外部性。另外，从实地调查中了解到农户在施用商品有机肥时更容易获得相应的财政补贴，但施用传统农家肥（如：畜禽粪污沤肥、沼渣沼液等）因施用量少、申报困难等原因无法获得相应的财政补贴。根据庇古提出的解决方案，应该对积极施用各种有机肥的农户均提供相应的补贴或奖励，可以有效调动农户施用有机肥的积极性，实现有机肥施用量从Q2向Q2*方向移动，外部边际收益增加，进而实现资源的高效配置。

然而，要想促使有机肥施用的正外部性增强，使有机肥施用量从Q2向Q2*方向移动仍需一定方法和手段，这其中的难点是如何解决农户有意愿无行为问题。意愿是行为拙劣的“预言家”，探究意愿与行为悖离的原因对促进意愿向行为转化至关重要[19,21]。本文所研究的农户有机肥施用意愿与行为悖离是指农户在生产过程中表现出施用有机肥意愿和想法，但实际并未施用有机肥，即在意愿和行为上表现出不一致的现象。以Schultz为代表的理性小农学派也一直在致力于探究农户行为问题，Schultz曾指出，与那些资本主义企业家相同的是，农户的日常生产也是以利润最大化为目标，即小农也是理性经济人[22]。既然农户是理性经济人，其施用有机肥的意愿与行为也会遵照理性经济人的假设，以往的研究主要将农户自身的禀赋特征作为研究假设，如农户个体特征（如性别、年龄、受教育程度等）、家庭禀赋特征（如劳动力情况、收入情况、兼业情况等）以及生产经营特征（如耕地规模、质量等），但是农户行为具有社会性，是社会因素与个人因素综合影响的结果[23]，因此，农户在做出行为决策时除受自身禀赋特征影响外，还会受到所处外部环境力量的影响。外部环境力量通常与农户自身禀赋特征所呼应，是独立于农业生产者本身特征之外的会对农业生产决策产生重要影响的环境力量，这些力量一般包括农户所处村庄的环境和与农业生产相匹配的政策环境。

另外，农户的行为决策还会受其对事物认知能力的影响[24]，农业生产所面临的资源环境问题是农户实行绿色生产时所需考虑的环境背景，而相关认知水平的提升将进一步强化绿色行为决策的形成，因此本文将外部环境力量和绿色生产认知纳入分析影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的分析框架中。农户有机肥施用意愿与行为悖离的影响因素如图3所示。

1.2 研究假设

结合上述对农户行为理论和外部性理论的系统分析，本文最终确定影响农户有机肥施用意愿与行为悖离因素有5类，分别是农户个体体征、家庭禀赋特征、生产经营特征、外部环境力量和绿色生产认知，具体指标度量、解释及研究假设如下：

1）农户个体特征。该组变量主要包括家庭决策者的性别、年龄和受教育程度。一般来说，性别的差异引起了农业生产分工的差异，男性作为家庭生产的主要劳动力，更加了解生产实际情况，对有机肥的应用更趋于理性[18,25]。有机肥是传统农业肥料，年龄越大的农户对其施用技术了解程度越高，但也有学者认为农户年龄越大越不愿意施用有机 肥[26]。教育可以增加农户采用友好型农业技术的可能性[27]，农户受教育水平越高，对环境的保护意识以及对新事物的接受能力越强[28-29]。因此，本文假设决策者性别、受教育程度对农户有机肥施用意愿与行为悖离有负向影响，而年龄的影响方向待定。

2）家庭禀赋特征。该组变量主要包括务农劳动力数量和农业收入占比。相比于化肥的施用而言，有机肥在施用过程中对务农劳动力要求更高，需要投入更多的时间和精力[30-31]。随着农业收入占比的提高，农业可投入资本将会增加[32]，与此同时农户在农业生产上的投资以及可持续发展需求将会显 著提升，农户选择施用有机肥的可能性也会相应提升[3,33]。因此，本文假设务农劳动力数量和农业收入占比对农户施用有机肥意愿与行为悖离均有负向影响。

3）农业生产经营特征。该组变量主要包括经营耕地规模、土地细碎化程度和耕地质量。有机肥具有明显的运输成本高、施用量大的特征，农户 经营耕地规模越大、地块越分散，施用有机肥所消耗的成本就越高，农户对有机肥的施用可能性就越小[31,34]。另外，由于有机肥肥效较低，土壤吸附周期相对化肥而言较长，耕地质量不佳将弱化农户有机肥施用意愿和行为[35]。因此，本文假设耕地质量对农户施用有机肥意愿与行为悖离有负向影响，经营耕地规模、土地细碎化程度有正向影响。

4）外部环境力量。该组变量主要包括是否加入农民专业合作社、是否担任村干部、是否参加过农业技术培训、是否获得有机肥施用补贴和有机肥获取便利性。农民专业合作社组织化程度较高，加入农民专业合作社能够显著降低化肥的施用量，对有机肥的推广和施用可起到促进作用[36]。村干部 是新技术推广和使用的源动力，起到重要的中介作用[37-38]，相比于普通农户有更多机会接触到新型农业技术信息[39]。技术培训能够显著拓宽农户的知识面，对环境保护意识的增强具有显著效果[40]。有机肥施用是一种亲社会的环保行为，具有极强的公共属性，有效的补贴政策则有助于提高有机肥施用积极性[2]。另外，有机肥获取越便利，农民可能更愿意施用有机肥[1]。因此，本文假设是否加入农民专业合作社、是否担任村干部、是否参加过农业技术 培训、是否获得有机肥施用补贴和有机肥获取便利性 对农户施用有机肥意愿与行为悖离均有负向影响。

5）绿色生产认知。该组变量主要包括有机肥施用政策认知、化肥施用危害认知和有机肥施用前景认知。研究表明，农户的意愿与行为决策会受其对事物的认知能力的影响[24]，当农户的认知能力不断提升时，意愿与行为悖离发生的可能性就会逐渐降低，即农户对当下有机肥施用政策越了解、对化肥 施用危害认知程度越深、对有机肥施用前景越看好，则有机肥施用意愿向行为的转化就越容易[2,17]。因此，本文假设绿色生产认知对农户施用有机肥意愿与行为悖离均有负向影响。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文所采用的数据源自于东北农业大学畜牧经济团队于2019年7—8月对黑龙江省13市47村开展的“第六次黑龙江省农村经济社会调查”，调查区域覆盖黑龙江省全部市（区）。样本选取方法主要是通过分层抽样与典型抽样相结合的方式，首先对黑龙江省13市（区）样本县进行选择，根据各地市经济发展与人口结构随机选择一定数量的样本县，其次根据样本县农业生产基本情况选择具有典型性的样本村，最后在调研过程中根据样本村农业人口数量按照一定比例选择一定数量的农户进行调研。考虑到受教育程度的差异性，本次调研全部采取入户深度访谈的形式，在调研前，分别对调研员进行整体培训和专题培训，重点强调座谈方式和记录整理方式，充分保证每份问卷的有效性。经过样本核实与数据校正，在剔除信息不全面、数据不合乎逻辑的样本后，本文最终获得652个有效样本用于分析农户有机肥施用意愿与行为悖离的影响因素，需要强调的是，因为本文研究的是农户有机肥施用意愿与行为悖离，因此样本筛选前提是有施用有机肥意愿的农户。调研区域分布与样本数量统计如表1所示。

表1 调研区域分布与样本数量统计Table 1 Regional distribution and sample size statistics

2.2 模型构建

2.2.1 Logistic回归模型构建 从对现有意愿与行为悖离的研究可以发现，大部分学者在研究农户意愿与行为悖离问题时，通常询问农户“是否愿意”和“是否按照意愿执行（即行为）”，如果农户有意愿但无行为则认为意愿与行为存在悖离[11-12,16-17]，因此农户有机肥施用意愿与行为的悖离是一个二元选择问题，即农户有机肥施用意愿与施用行为是否一致。同时，意愿与行为的悖离又会受到诸多因素的影响，因此本文选用Logistic回归模型对农户有机肥施用意愿与行为悖离的影响因素进行分析，令因变量Y服从二项分布，取值范围为0和1，即对农户施用有机肥有意愿但没有行为赋Y值为1，有意愿且有行为赋Y值为0，Y=1的总体概率为P(Y=1)，Y=0的总体概率为P(Y=0)=1-P(Y=1)，则n个自变量X1，X2，……，Xn所对应的Logistic回归模型为：

式中：β1，β2，…，βn为第i个自变量Xi的回归系数，n为自变量个数，β0为截距项，ε为随机扰动项。

2.2.2 解释结构模型（ISM）构建 解释结构模型（ISM）是用于分析复杂社会经济系统结构问题的模型，最早是由Warfield提出，其基本原理是加强对影响因素之间的关联性与层次性进行构建，同时会采取有向图描述的方式描述各影响因素之间的关联关系和层次关系，以此来实现主次要因素和其关联结构的确定[41]。鉴于ISM在解释影响因素之间关联性与层次性的优势，本文在确定影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的因素之后，进一步采用该模型分析农户有机肥施用意愿与行为发生悖离的影响因素之间的关联性和层次性，其主要分析步骤为：确定关键影响因素，根据关系图构建邻接矩阵，求出可达矩阵，分解可达矩阵，建立结构模型[42-43]。假设影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的因素有k个，则用S0表示农户施用有机肥意愿与行为悖离情况，用Si（i=1，2，…，k）表示农户施用有机肥意愿与行为悖离的影响因素，因素间的逻辑关系具体可指这两个因素是否存在相互影响，或者是互为前提。

因素间邻接矩阵R的构成元素Rij由式（2）定义：

式（3）中，i、j=1，2，…，k。

因素间的可达矩阵可根据式（3）计算而得：

式（4）中，I为单位矩阵；2≤λ≤k；矩阵中的幂运算根据布尔运算法则进行运算。

从顶层到底层所含的因素可根据式（4）来确定：

式（4）中，i=1，2，…，k；P(Si)表示可达矩阵中从Si出发可以达到全部因素的集合；Q(Si)表示可达矩阵中可以达到因素Si的全部因素的集合，即：

式（5）中：mij和mji均是可达矩阵。

其他层因素的确定方法是：首先，从原可达矩阵M中删除L1中因素对应的行与列，得到矩阵M’；其次，对M’进行（5）式和（4）式操作，得到位于 第二层L2的因素；再次，从M’中删除L2中因素对应的行与列，得到矩阵M’’，对M’’同样进行（5）式 和（4）式操作，得到位于第三层L3的因素；依据上 述方法，可以得到每一层的因素。最后，采取有向边 连接同一层次及相邻层次的因素，便可以得到农户有机肥施用意愿与行为悖离影响因素的层级结构。

2.3 变量定义与赋值

基于上述理论分析，本文选择农户有机肥施用意愿与行为是否悖离为被解释变量，对其赋值0和1，选择农户个体特征、家庭禀赋特征、生产经营特征、绿色生产认知和外部环境力量共计16个解释变量，将其作为分析影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的因素，具体各变量定义及赋值情况如表2所示。

表2 变量定义与赋值Table 2 Definitions and assignments of variables

3 实证结果分析

3.1 农户有机肥施用意愿与行为悖离的影响因素分析

本文采用SPSS 24.0统计软件对农户有机肥施用意愿与行为悖离影响因素进行显著性检验，为确保回归结果的有效性和准确性，本文在进行回归之前对模型中各自变量进行多重共线性检验，结果显示方差膨胀因子（VIF）均小于3（最大值为2.947，即远小于10），则可以判断各自变量之间不存在明显的共线性，可以进一步采用二元Logistic回归模型对结果进行估计，共计回归2次，回归（1）是将所有解释变量均纳入模型，采用输入方法进行回归，回归（2）同样将所有解释变量均纳入模型，采用向前逐步回归法进行回归，目的是剔除不显著变量，找出关键影响因素，具体回归结果如表3所示。根据回归（1）、回归（2）结果显示，卡方检验P值均为0.000，表明模型显著成立，霍斯默—莱梅肖拟合度检验P值分别为1.000、0.999，明显大于0.05，表明模型拟合效果较好。

表3 Logistic模型回归结果Table 3 Logistic model regression results

3.1.1 农户个体特征的影响 从农户个体特征来看，年龄对农户有机肥施用意愿与行为悖离在回归（1）和回归（2）中均在1%的水平下通过显著性检验，且符号为正，系数由1.526提高到1.807，表明农户年龄越高，有机肥施用意愿与行为越容易发生悖离。有机肥虽是传统农业重要的投入要素，但是随着传统农业向现代农业转型升级，有机肥施用技术和施用成本越来越高，同时对劳动力的要求也比较高，因此年龄越大可能越不易施用有机肥。受教育程度在回归（1）中在5%的水平下通过显著性检验，在回归（2）中在1%水平下通过显著性检验，且符号均为负，表明受教育程度对农户有机肥施用意愿与行为悖离有负向影响，在剔除不显著因素后，受教育程度对农户有机肥施用意愿与行为悖离的影响更为显著。受教育水平反映的是农户对新事物的认知能力和接受能力，农户受教育水平越高，环境保护意识越强，同时对有机肥施用技术的接受能力越强，因此对于有机肥施用意愿与行为的悖离程度会大大降低。性别在回归（1）和回归（2）中均未通过显著性检验，表明性别并不是影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的关键因素。

3.1.2 家庭禀赋特征的影响 从家庭禀赋特征来看，农业收入占比在回归（1）和回归（2）中均在1%的水平下通过显著性检验，且符号为负，系数由2.000下降到1.775，表明农业收入占比越高，农户有机肥施用意愿与行为越不会悖离，这与理论预期相符。从现实考察来看，农户农业收入占比越高，对农业生产的依赖性越强，在进行农业生产决策时往往会越谨慎，同时随着农业生产收入占比的不断提高，农户对可持续性生产的需求也在不断提高，对土壤效力的关注度将会不断提升，因此有机肥施用意愿与行为之间的悖离将会被弱化。务农劳动力数量在回归（1）和回归（2）中均未通过显著性检验，可能是因为调查的农户家庭务农劳动力数量大多都集中在2人，差异性并不十分明显，由此说明务农劳动力数量并不是导致农户有机肥施用意愿与行为悖离的主要因素。

3.1.3 生产经营特征的影响 从生产经营特征来看，经营耕地规模在回归（1）和回归（2）中均在1%水平下通过显著性检验，且符号为正，系数由2.803下降到2.389，充分表明了农户经营耕地规模越大，有机肥施用意愿与行为越容易发生悖离。通过实地调查发现，目前黑龙江土地流转进程较快，大部分地区整村土地集中在专业种植大户手中，近年来随着土地、农资、社会化服务等成本的不断提高，种植业成本普遍增加，从生产收益综合角度考虑，有机肥的施用成本要略高于化肥，因此经营耕地规模越大的农户越不愿施用有机肥，但这部分专业种植大户的环保意识存在，无奈于成本压力也就导致了有机肥施用意愿与行为的悖离。土地细碎化程度和耕地质量在回归（1）和回归（2）中均未通过显著性检验。由于本文中土地细碎化程度采用耕地块数比上经营耕地规模，测算结果差异性不大，同时通过对部分农户询问“您是否会因为土地零散而不施用有机肥”，有57.46%的农户回答“否”。而对于耕地质量，普遍发现农户会弱化自身耕地质量，总有“别人土地好于自己”的心里。

3.1.4 外部环境力量的影响 从外部环境力量来看，是否加入农民专业合作社在回归（1）中在5%的水平下通过显著性检验，在回归（2）中在1%的水平下通过显著性检验，且符号为负，系数由2.424提高到2.791，表明加入合作社有助于促进有机肥施用意愿与行为相一致。是否担任村干部和有机肥的可获得性在回归（1）和回归（2）中均在1%的水平下通过显著性检验，且符号为负，系数分别由2.850下降到2.450和5.061下降到3.842，表明担任村干部、有机肥获取越容易，农户有机肥施用意愿与行为越不容易悖离，上述变量与理论预期完全一致，在此不做过多赘述。是否参加过农业技术培训在回归（1）和回归（2）中均未通过显著性检验，从调查实际结果来看，仅有31%的农户参加过技术培训，且参加的技术培训往往是非正规技术培训，主要是由农资销售企业向农户推广种子化肥，对有机肥施用和指导作用并不大。是否获得有机肥施用补贴在回归（1）和回归（2）中均未通过显著性检验，但值得一提的是，在回归（1）中是否获得有机肥施用补贴变量系数为正，这与理论预期相违背，即获得有机肥施用补贴的农户反而越容易发生意愿与行为的悖离，分析原因是因为当前虽然政策鼓励向施用有机肥的农户给予补贴，但是农户获得补贴金额少，申请难度大，这可能是导致未通过显著性检验以及与理论相违背的原因。

3.1.5 绿色生产认知的影响 从绿色生产认知来看，有机肥施用政策认知和化肥施用危害认知在回归（1）和回归（2）中均通过显著性检验，显著水平分别为1%和5%，且符号均为负，系数分别由1.862下降到1.724和1.867下降到1.353，表明农户对有机肥施用政策越了解、对化肥施用危害认知程度越高，有机肥施用意愿与行为越不容易悖离，与理论预期完全一致。近年来，政府逐渐意识到环境规制的重要性，相继出台了一系列约束性和激励性相结合的指导意见，鼓励农民以有机肥替代化肥进行农业生产，在政府的管控和监督下，农民也清楚的意识到环境保护的重要性，同时也意识到过量施用化肥会导致土壤板结、水土流失等，不利于农业长期稳定发展，因此有机肥施用政策认知和化肥施用危害认知有效的规避了农户有机肥施用意愿与行为的悖离。有机肥施用前景认知在回归（1）和（2）中均未通过显著性检验，可能是因为目前农户对有机肥施用前景处于极力赞同和极力反对两种极端，因此对有机肥施用意愿与行为悖离影响并不显著。

3.2 农户有机肥施用意愿与行为悖离影响因素的解释性结构

在对Logistic回归结果进行分析以后可以发现，农户有机肥施用意愿与行为悖离受多重因素的综合影响，这些影响因素包括年龄、受教育程度、农业收入占比、经营耕地规模、是否加入农民专业合作社、是否担任村干部、有机肥的可获得性、有机肥施用政策认知以及化肥施用危害认知共9个，因此本文用Si（i=1，2，…，9）表示这9个影响因素，用S0表示农户有机肥施用意愿与行为悖离。通过理论分析与专家咨询，确定了各影响因素之间的关系（如图4所示）。其中，A代表行因素对列因素的直接或间接影响，V代表列因素对行因素的直接或间接影响，O代表行因素与列因素之间没有相互影响。

根据图4和式（2）得到各影响因素之间的邻接矩阵R：

利用Matlab7.0软件和式（3），进一步计算由邻接矩阵R计算可达矩阵M：

最后，根据最高层因素的确定方法，得到L1={S0}，L2={S8，S9}，L3={S7}，L4={S1，S2，S3，S4，S5，S6}，根据上述层级对可达矩阵进行重新测算，进一步得到了农户有机肥施用意愿与行为悖离影响因素的层次结构T：

根据农户有机肥施用意愿与行为悖离影响因素的层次结构可以发现，农户有机肥施用意愿与行为悖离处于第一层，有机肥施用政策认知、化肥施用危害认知处于第二层，有机肥的可获得性处于第三层，年龄、受教育程度、农业收入占比、经营耕地规模、是否加入农民专业合作社、是否担任村干部处于第四层，形成了一条具有逻辑关系的影响因素链。用有向边连接相邻层次间及同一层次的因素，得到如图5所示的关联与层次结构。由图5可知，有机肥施用政策认知和化肥施用危害认知是最为直接的影响因素，有机肥的可获得性是中间层间接影响因素，而年龄、受教育程度、农业收入占比、经营耕地规模、加入农民专业合作社和担任村干部是深层根本原因。由此可见，农户个体特征、家庭禀赋特征、生产经营特征以及部分外部环境力量是导致农户有机肥施用意愿与行为悖离的根本原因，其次这些根本原因决定了农户有机肥的可获得性，在获得推广施用有机肥的基础上加深了农户对绿色生产的认知，进而对有机肥施用意愿与行为悖离产生直接影响。

4 结论与建议

4.1 结论

引导农户持续施用有机肥对土壤改良、环境改善、推进农业绿色发展，最终实现乡村生态振兴具有重要意义，而深入挖掘农户施用有机肥意愿和行为至关重要。

1）从实地调查结果发现，当前农户有机肥施用意愿较高，但施用行为较低，有73%的农户存在有机肥施用意愿与行为悖离，解决农户有机肥施用意愿与行为相悖离问题需要进一步深究意愿与行为悖离背后的深层次原因。

2）通过Logistic回归模型实证检验影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的因素发现，年龄、经营耕地规模对农户有机肥施用意愿与行为悖离有显著正向影响，受教育程度、农业收入占比、是否加入农民专业合作社、是否担任村干部、有机肥的可获得性、有机肥施用政策认知、化肥施用危害认知对农户有机肥施用意愿与行为悖离有显著负向影响，这些因素之间本身存在一定的逻辑关系。

3）采用解释性结构模型（ISM）进一步分析各影响因素之间的逻辑层次关系发现，年龄、受教育程度、农业收入占比、经营耕地规模、是否加入农民专业合作社和是否担任村干部是影响农户有机肥施用意愿与行为悖离的深层根本原因，并通过有机肥的可获得性导致农户有机肥施用政策认知和化肥施用危害认知存在差异，进而最终导致农户有机肥施用意愿与行为存在悖离。

4.2 建议

根据上述研究结论，为进一步积极推行有机肥的广泛施用，确保农户有机肥施用意愿与行为一致，为实现乡村生态振兴提供可参考的实践价值，本文提出如下政策建议：

1）加强政策指导作用，提高有机肥施用广度与深度。经过研究表明，农户在有机肥施用意愿与行为之间悖离现象较为明显，农户作为理性经济人，很少主动关注其生产是否会造成环境污染，因此在深入推进有机肥广泛施用的进程中，需要政府强有力的政策干预，积极推广和宣传有机肥施用的重要性，夯实有机肥替代化肥的社会基础，结合不同区域发展特色，因地制宜的指导有机肥供应商与农户有机衔接，提高有机肥施用的深度，避免因施用初期效果不佳导致农户生产效益受损。

2）强化市场引导作用，提高有机肥的供给能力。有机肥的可获得性是农户有机肥施用意愿与行为悖离的间接因素，决定了农户是否了解有机肥施用政策以及化肥施用的危害。因此，高等院校、科研院所、农业技术推广中心等公共部门以及有机肥经销企业，应加大有机肥研发的投入力度，积极探索适宜不同区域的有机肥施用比例，降低农业生产成本，提高市场供给能力。

3）增强农户主观意识，提高农业绿色生产认知能力。从实证结果可以发现，提高农业绿色生产认知能力可以显著降低农户有机肥施用意愿与行为悖离的概率，因此，在外部力量的支持下，农户自身也要不断提高环保意识，借助互联网、电视、广播等媒介提高农业绿色生产认知能力，确保在农业生产过程中加强对环境友好型生产技术的采用，掌握有机肥施用技能，做到说行一致。