合法性视角下创新对农户绿色转型的影响研究

一、引 言

随着我国农业的不断发展，我国农作物产量逐年增高，其中粮食产量近十年实现了2.6%的平均增长率，解决了13亿人口的温饱问题。然而我国农业在取得巨大成就的同时，化肥、农药的过度使用严重危害我国的生态环境，引起了各界的高度重视。环保部全国土壤污染状况调查数据显示，我国耕地土壤污染点位超标率为19.4%，其中重度污染点位比例达1.1%。①中央对此给予高度关注，十八届五中全会提出为实现“十三五”的发展目标，应贯彻“创新、协调、绿色、开放、共享”五大新理念，十九大报告强调“要推进绿色发展，着力解决突出环境问题”。在这种情势下，如何推动农户进行绿色转型成为迫切需要解决的重要问题。

现有研究已经证实了农户创新性对绿色转型具有促进作用［1］。这些研究大多认为创新性的促进作用源于经济效率选择，如机会的感知以及风险偏好。例如，郭红东和丁高洁［2］认为创新性有助于农户感知潜在机会和承担风险，采用新技术开发、新产品、新服务。Kleemann［3］的研究结果显示农户的风险偏好会影响农业转型，风险偏好者与风险容忍度较高的农户采用可持续农业的概率较大。蔡旻翰［4］发现采用有机农业的农户更倾向于尝试新作物、销售渠道和合作模式。

然而，绿色转型很大程度上受到制度环境的约束。Press［5］基于制度合法性理论指出绿色转型面临制度合法性的压力。他采用斯科特［6］对合法性的分类，将合法性分为规制合法性（regulatory legitimacy）、规范合法性（normative legitimacy）和认知合法性（normative legitimacy）三类。首先，规制合法性指行为符合政府管理或行业组织的制度、规章和标准的程度。现有的政府政策或行业标准并不倾向于绿色生产。例如，政府的补贴和支持大多针对常规生产；关于绿色生产的技术研发和生产资料的供应很少；市场体系也偏向于常规农产品。其次，规范合法性来源于社会道德规范和价值观，它反映的是个体对农业行为的“正确性”的评断。更多的农户认为常规生产更加科学，符合“高产”的价值理念。最后，认知合法性强调“惯例”，指理所当然的、恰当的行为方式，反映了社会的共同理解和接受。目前农户对常规生产已经习以为常，被大众普遍接受和熟悉，改变这种生产方式将面临“认同”障碍。周雪光［7］指出当一种行为被制度化，强大的惯性致使新的行为面临巨大的挑战。个体置身于这种制度环境之中，会不自觉地服从“合法性”，不断接受和采纳外界公认和赞许的行为，无论该种行为是否获得效用最大化。若采用有悖于“合法性”的行为，往往难以获得认可，甚至会引起其他人的反对。在这种背景下，农户进行绿色转型势必需要克服合法性制约。

很多研究证实创新性有助于打破常规，为新行为建立合法性。眭文娟和张慧玉［8］的研究表明在信息不完全的情况下，创新性有助于合法性的构建，来应对外部制度环境渗透的压力，并且合法性的构建有助于组织获得资源，从而促进组织成长。由此，创新性促进绿色转型并非仅仅出于经济效率的考虑，更多的是具有创新性的农户更容易跨越“合法性门槛”（legitimacy threshold）。为了验证“合法性”的中介机制，本文构建了回归模型，以330份问卷为研究样本，探讨合法性在创新性和绿色转型意愿之间的作用。

二、研究假设

（一）创新与绿色转型

创新性［9］指利用新技术开发新产品、新服务的倾向，对催生新事物、新产品、新工艺的创造性和实验性活动的支持。农户的创新性体现在农户对新种子、新生产资料、新生产方式的态度，是实现农业质量、创造价值、推动农业转型的重要前提。

常规农业体系已形成了壁垒，具有成熟的农产品生产和服务体系、丰富的生产资料供应、强大的技术支持、完善的市场供应链。创新性对于打破壁垒、构建竞争优势、满足市场需求尤为重要。创新是通过重新配置现有的生产资料和资源以提供差异化的产品或服务，从而应对挑战。农业创新可以改进农业技术、生产高质量的产品和服务，而且能够革新观念、实现高效率管理，提高农业投入产出，获得持续竞争优势。研究证实［10］具有创新性的农户通过采用新技术、新生产方式创造更多的价值。农户的农业创新采纳行为随着创新倾向的提高而增加，农户的创新有助于农户识别、利用市场机会，获取先动优势，推动整个农业的进步。基于此，本文提出以下假设：

H1：创新性与绿色转型意愿正向相关。

（二）合法性与绿色转型

新产品、新技术、新服务采纳通过满足市场需求，获得先动优势。然而，新技术采纳带来先动优势的同时，由于市场信息不对称、需求不确定性、经验缺乏以及社会接受度低等合法性缺失的影响，从而对采纳行为带来负面影响，形成了合法性悖论［11］。Press［5］发现尽管相较于常规生产，有机生产方式带来更高的经济收益，大多农户仍然采用常规生产。Press对这一违背“经济学”假设的现象进行研究，发现常规农户和绿色农户的合法性认知不同，甚至形成了规范、规制和认知方面的冲突，并由于合法性认知建立生产意识和进行生产行为决策。由上，“合法性”作为个人决策的评判标准，影响着个体决策。李新春等［12］以家庭企业为研究背景，探究了创业者对制度环境合法性判断对其行为决策具有显著影响。并且，面对制度压力，合法性的构建对于组织获得竞争优势具有重要作用［13］。程聪［14］从组织内部和外部探讨了使组织提倡的行为合法化、制度化、惯例化对组织发展的良性促进作用。杜运周［15］的研究显示行为的合法性有助于组织获得更好的绩效。

现有文献从不同的研究角度阐述了规制、规范和认知对农户绿色转型的影响。Huttunen和Peltomaa［16］的研究表明绿色生产的补贴政策的制定有助于农户生产绿色转型，即规制会影响绿色转型。学者们发现相较于常规农户，绿色农户具有更强烈的环境保护意识［17-19］，更加关注常规农业带来的环境问题，对绿色生产方式具有更强的认同度，并愿意采取更多的行动，并能遵守绿色生产准则，即规范会影响绿色转型。还有研究阐述了采纳绿色生产的农户往往会受到来自于家庭、朋友、常规农户的舆论压力，甚至被认为是“理想家”［5］［17］［20］，也就是说认知也影响绿色转型。因此，合法性对于农户绿色转型具有重要意义。当农户感知到政府对绿色生产的鼓励信号、绿色价值理念的正确性、绿色生产的可行性，并不畏于其他农户的质疑时，这种绿色转型的合法性获得会导致农户绿色转型。基于此，构建以下假设：

H2：与绿色转型相契合的合法性与绿色转型意愿正向相关。

（三）合法性的中介作用

由上可知，合法性的获得有助于农户绿色转型。很多研究证实了创新性有助于合法性的构建。丁浩［21］对科技型小微企业进行研究，结果显示员工企业家精神有助于创新合法性的建立，从而促进了商业模式创新。李雪灵等［22］的研究显示战略合法性在创新性维度与新企业成长之间起到的完全中介作用。眭文娟［8］的研究显示合法性在创新性与新创企业成长之间起部分中介作用。随着常规农业暴露出的环境污染和农产品质量问题日益突出，绿色转型在一定程度上得到普遍的认知和理解，并且政府对之高度重视并出台一些激励措施。这种制度环境是促使绿色生产获得合法性的土壤。而创新性农户更容易捕捉到这些信息，感知到绿色转型的合法性。首先，具有创新性的农户更关注于政策与行业发展，当主流的制度对绿色转型进行激励支持时，感知到绿色转型的规制合法性，转型的概率就增加。其次，农户的生产行为受到社会规范的制约以及价值观的显著影响［4］，但是创新性农户具有打破常规，重建价值观和农业文化，更易于获得绿色转型的规范合法性，转型的概率则会提高。最后，创新是对惯例的挑战，具有创新性的农户更愿意尝试新鲜事物和新技术，更易于获得认知合法性，越可能转型。因此，创新性更易于感知到绿色转型的合法性，从而实现绿色转型，提出以下假设：

H3：与绿色转型相契合的合法性（规范、认知、规制）在创新性与绿色转型意愿之间起到中介作用。

三、研究方法

（一）数据来源

本文采用问卷调查方式收集数据。首先在山东进行了预调研以对问卷进行测试，然后对问卷进行了修正，形成最终问卷。最后于2017年4月—8月在浙江省、山东省、黑龙江省、江西省、安徽省五省种植户进行问卷发放。调查采用分层抽样的方法，首先每省选取一个市；其次，在各市中选择一个县或区，分别为浙江省衢州市龙游县、山东省聊城市东昌府区、黑龙江省哈尔滨市呼兰区、江西省九江市修水县以及安徽省安庆市宜秀区；最后，各县/区中选择1-2个乡镇，在每个乡中选择2-4个村；在每个村选取15户左右农户。本次发放问卷共收集到331份问卷，其中1份无效问卷，有效问卷共330份。

本次调查农户的基本情况如下。样本中男性为253人，占样本总数的76.7%。绝大多数农户接受过教育，未接受过在校正式教育的仅为9.7%；然而接受过小学（占43.6%）和初中教育（37.6%）的农户居多；调查对象中不存在接受过高等教育的农户。这说明农户的受教育程度普遍不高。调查对象40岁以下仅为21人，样本比例为6.3%，可以判断目前参与农业劳动的群体中青年较少。79%的农户未接受过任何技术培训；村干部占比为12%，各个收入层次的农户较为平均。调研的农户中，兼业农户与能够上网的农户占比为50%左右。

（二）变量的测量

本研究包括创新性、合法性和绿色转型意愿3部分。所有题目均采用李克特7点量表来测量，按照对以下题项的认同程度打分，1表示非常不同意，7表示非常同意。

1.创新性：该量表参考Cukur［1］的文献，主要采用以下5个题项进行测度，即农户认为自己：①在农业生产中喜欢尝试新种子和新技术；②与其他农户相比，较早采用新种子和新技术；③寻求农产品销售新渠道；④会克服困难实现新想法；⑤具有创新倾向。

2.合法性：绿色生产的合法性量表是在访谈的基础上开发的。其中，规范合法性包括价值观和生产规范两个部分，共9个题项。价值观部分的题项为，相较于常规生产，绿色生产可以：①保护生态环境；②保护土壤中生物和微生物；③保护地下水不受污染；④保护土壤肥力不受减损。生产规范部分的题项为：绿色生产⑤可以防治杂草；⑥可以防治病虫害；⑦能够提高农产品品相；⑧不会导致减产；⑨不需大量人工。认知合法性是对绿色生产的“理所当然”的判别，共7个题项。分别为农户是否赞同以下说法：①绿色生产方式是习以为常的生产方式；②当地农户普遍采用绿色生产方式；③当地农户短期内会转型，采用绿色生产方式；④绿色生产方式生产的收成稳定；⑤绿色生产在当地有成功的案例；⑥当地农户通过绿色农业以谋生；⑦采用绿色生产能够得到家人和其他农户的理解和认可。规制合法性为政府、农业生产和销售体系对绿色生产的支持程度，共6个题项，分别为①当地政府大力推行绿色生产方式；②采用绿色生产可得到资金支持；③采用绿色生产可得到技术支持；④采用绿色生产可得到可靠的绿色生产生产资料；⑤采用绿色生产可得到绿色生产相关信息；⑥采用绿色生产可得到绿色农产品销售渠道。

3.绿色转型意愿：该量表为农户的绿色转型意愿，参考了蔡旻翰［4］的量表，共6个题项。该题项包括：农户认为：①过去尝试减少化学投入品的使用；②绿色生产可行；③愿意绿色转型；④未来采纳并坚持绿色生产；⑤建议其他农户采用绿色生产方式；⑥对绿色生产方式的前景持有信心。

4.控制变量。为保证研究结果的稳定性，防止一些人口统计学变量影响主要变量而导致推理上的偏差，根据相关文献，引入年龄、学历、性别、人均收入、是否参加农业技术培训、是否是村干部、是否兼业、家中是否能够上网等人口统计学变量［23］。

表1 检验结果

（三）信度与效度检验

量表的信度采用Cronbach’s α进行检验，结果如表1所示。所测各变量的Cronbach’s α系数0.6以上（Cronbach’s α一般0.45以上就可接受，0.7以上效果较好），显示出较好的信度。所测各变量的KMO值均大于0.7。Bartlett球检验结果为显著 （显著性水平为1%），表明量表具有较好的结构效度，适合做因子分析。因子分析后，各个题项的解释总方差在45%以上。需要说明的是，本文中各个变量或因子的得分为其下所有题项得分的简单平均值。

（四）均值及相关分析

各变量的均值及相关系数如表2所示，其主要特征如下。

1.合法性三个维度的均值都小于3.5，说明被调查农户认为绿色生产的合法性较弱，目前绿色生产转型将面临由规范、认知、规制等构成的制度压力，在他们能够承受的范围之外。其中，认知合法性的均值最小，说明常规农业长期形成的惯例根深蒂固，对绿色生产合法性构成阻碍最大。

表2 因子均值、标准差及相关分析结果

2.创新性和绿色转型意愿的均值都在3.5-4.1之间，说明在农户看来，他们认为自己具有较高的创新性，同时具有绿色转型意愿但并不高。

3.相关分析中，合法性的三个维度显著正相关，相关系数介于0.433～0.565之间；创新性与其他各变量之间显著正相关，相关系数介于0.169～0.353；绿色转型意愿与其他各变量之间显著正相关，相关系数介于0.353～0.5之间。相关分析结果初步验证了前面的研究假设。

四、模型设定与研究结果

为了检验上述研究假设，构建如下计量模型：

（1）式中，因变量是y*绿色转型意愿。x′为解释变量，具体包括：年龄、学历、性别、人均收入、是否参加农业技术培训、是否是村干部、是否兼业、家中是否能够上网等控制变量；创新性；规范合法性；认知合法性；规制合法性。εi是随机扰动项。本文建立模型1-6，采用最小二乘法对回归进行分析，结果如表3所示。

首先，建立模型1检验假设1。结果显示创新性对于农户绿色转型意愿具有正向显著影响（t=5．848，P＜0．001），并且解释程度为0．192，验证了假设1。这表明倾向于尝试新技术新种子、主动寻求销售渠道、为实现新想法不畏困难的农户更勇于率先进行绿色转型。另外，性别、学历、人均收入、村干部与转型意愿具有显著影响，男性、高学历、村干部、高收入更倾向于绿色转型。

表3 回归结果

其次，建立模型2检验假设2。结果显示规范合法性（t=4．652，P＜0．001）、认知合法性（t=3．131，P＜0．001）、规制合法性（t=4．072，P＜0．001）对绿色转型意愿具有显著正向影响，并且具有较高的解释度（0．389），验证了假设2。具有以下特征的农户具有更高的绿色转型意愿：认同环境保护的价值理念；认为绿色生产同样可以防治杂草、病虫害、取得较高产量；勇于打破惯例和克服政策规制。另外，学历对绿色转型意愿的影响在1%水平上的正向显著相关。

最后，建立模型3-6检验假设3。检验中介效应（mediated effect）时，中介效应成立需有几项条件，一是自变量和中介变量分别与因变量之间存在显著关系；二是自变量与中介变量之间存在显著关系；三是置入中介变量会降低自变量对因变量的关系。

模型1和2已经证明了自变量和中介变量分别与因变量之间存在显著关系。建立模型4-6，可以发现创新性对规范合法性（t=2．576，P＜0．001）、认知合法性（t=4．943，P＜0．001）、规制合法性（t=4．282，P＜0．001）具有显著的影响，证明自变量与中介变量之间存在显著关系，即创新性有助于合法性的构建。另外，收入对规范、认知、规制合法性具有显著的影响；技术培训对认知、规制合法性具有显著的影响；村干部对认知合法性具有显著的影响；男性更容易构建规制合法性。

建立模型3并与模型1对比，检验置入中介变量后是否会降低自变量对因变量的关系。结果发现，与模型1相比，模型3加入合法性后，模型的解释度由0．192提高至0．416，创新性系数由（β=0．316）明显下降至（β=0．184）。并且各自变量之间的VIF值在1-3之间，表明它们之间不存在共线性。该数据证实了假设3，即合法性在创新性与绿色转型意愿间具有中介效应。由此，创新性农户由于认同环境保护的价值理念和绿色生产规范构建绿色转型的规范合法性，从而进行绿色转型。创新性农户能够打破习以为常的惯例，在绿色生产普遍接受度较低时，认同绿色生产，建立认知合法性，进行绿色转型。创新性农户更关注绿色生产的相关政策支持，并且用于克服在市场、技术、信息、生产资料供应等方面的困难，建立规制合法性，促进绿色转型。

综上，合法性在创新性与农户绿色转型意愿间具有中介效应。本文从合法性视角解释了创新性对绿色转型意愿的影响机制，为促进农户生产绿色转型提供了理论指导和实证支持。

五、结论与对策建议

（一）结论

本文从合法性理论视角，通过对330个农户的调查数据进行实证分析，探讨了创新性、合法性、绿色转型意愿三者之间的关系。

首先，创新性有助于绿色转型合法性的获得而促进绿色转型。回应了眭文娟［8］的结论，即创新性对于合法性建立具有积极作用；揭示了创新性与绿色转型相关研究的局限；补充解释了创新性促进绿色转型的合法性机制。在制度环境中，创新性农户倾向于尝试新技术新种子、寻求新的市场渠道、搜集相关信息，从而有助于对绿色生产的市场、技术的了解以及对绿色生产价值理念的认同，这种认同激励其“绿色转型”的意愿。

其次，农户特质会影响绿色转型。其中，教育程度对转型有积极的促进作用，高学历的农户倾向于绿色转型。农户的收入并不会直接影响转型，会通过促进合法性的构建进而影响绿色转型。高收入的农户更加认同绿色生产的理念，可以承担当前绿色生产的较大成本和风险。技术培训也会影响合法性的建立，参与技术培训可以加深农户对绿色农业的认识，打破长期形成的对常规农业根深蒂固的认识，改变对绿色农业低产、无技术含量的意识。技术培训也有助于对绿色农产品市场、生产技术等相关信息的获得，促进绿色转型。村干部作为乡村的精英，较普通农户会与外界进行更多、更深层次的联系，更容易接受新的生产方式，建立认知合法性。农户的性别在一定程度上存在影响，男性比女性更易于合法性构建和绿色转型。

（二）对策建议

1.培育绿色转型的合法性土壤。合法性有助于创新性农户进行绿色生产转型。根据文中结论，以下措施有益于绿色转型的“合法性”构建。一是提高绿色生产的规范合法性。加大对环境保护的宣传，引导农户环保的行为，建立生态价值观；加大对绿色生产技术的开发的支持，对农户进行绿色生产技术培训与宣传，以解决绿色生产的病虫害等技术问题。二是树立绿色生产的认知合法性。倡导绿色生产，增进农户对绿色生产的认可与接受程度；建立绿色生产的合作社，增进绿色生产农户间的交流；鼓励农户采纳绿色生产，将绿色生产嵌入到农户的惯例、习惯之中，建立绿色农业的文化体系。三是制定绿色生产的政策，构建规制合法性。制定绿色生产相应的政策，鼓励绿色生产行为，提供绿色生产的生产资料供应，并建立绿色农产品市场体系，提供市场信息服务。构建绿色生产的制度环境，使农户感受到绿色生产的合理性与恰当性，实现绿色生产转型。

2.优化绿色转型的农业要素。主要包括人才、资金、技术。首先，人才激励措施。高教育水平的农户往往具有更高的技术水平、更多的信息搜集渠道，应鼓励新农人等高素质人才进行绿色生产，并且加大村干部的示范作用。通过对村干部进行宣传和倡议，增大村干部对绿色转型的认同，使其起到示范作用，从而促进农户对绿色转型的认同。其次，资金支持策略。在当前常规生产制度化的背景下，进行绿色生产往往面临较高的成本和风险，通过对绿色生产进行保险、贷款和补贴等资金支持，可以减少收入对转型的制约，提高绿色生产的意愿。最后，提供技术培训。农户对常规生产的技术已经非常熟悉，但是并不了解绿色生产技术。通过对绿色生产技术进行培训，提高绿色生产的认知和效率。

注释：

①数据来自于环保部的官方网站。

［1］Cukur T.Conventional Dairy Farmers Converting to Organic Dairy Production in Turkey.Polish Journal of Environmental Studies,2015,(4).

［2］郭红东,丁高洁.关系网络、机会创新性与农民创业绩效［J］.中国农村经济,2013，(8).

［3］Kleemann L,Abdulai A.Organic certification,agro-ecological practices and return on investment:Evidence from pineapple producers in Ghana.Ecological Economics,2013,93(6).

［4］蔡旻翰.画行为或经济考量·富里乡稻农有机农法采用之经济分析［J］.农业经济丛刊,2015,(1＆2).

［5］Press M,Arnould E J,Murray J B,et al.Ideological Challenges to Changing Strategic Orientation in Commodity Agriculture.Journal of Marketing,2014,78(6).

［6］（美）W·理查德·斯科特.制度与组织:思想观念与物质利益［M］.姚伟,等译.北京：中国人民大学出版社,2010.

［7］周雪光.组织社会学十讲［M］.社会科学文献出版社,2003.

［8］眭文娟,张慧玉.创新性与新创企业成长间关系的实证分析——合法性的中介效应［J］.技术经济,2014,(8).

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［11］张玉利,杜国臣.创业的合法性悖论［J］.中国软科学,2007,(10).

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［13］田志龙,等.企业社区参与过程中的合法性形成与演化:百步亭与万科案例［J］.管理世界,2014,(12).

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［15］杜运周,张玉利,任兵.展现还是隐藏竞争优势:新企业竞争者导向与绩效U型关系及组织合法性的中介作用［J］.管理世界,2012，(7).

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［21］丁浩,王炳成,段洪亮.科技型小微企业商业模式创新、创新合法性与员工企业家精神研究［J］.科技进步与对策,2013,(21).

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