第
30
卷
摇
第
1
期
摇 摇
夏春玉
,
田
摇
敏
,
张
摇
闯
:
契约型农业中私人关系对投机行为的影响
:
农户感知公平的作用
变量
,
以
RQ、GQ
和
TR
为自变量
,
以
NL、XL、RS、
LX
和
RL
为控制变量
,
对数据作回归分析
,
结果
如表
5
所示
。
从表
5
可以看出
,
在
SP
模型
(域)
中
,RQ
的系数不显著
(
b
= 0郾 082,
p
> 0郾 1),
但
GQ
的系数
(
b
= - 0郾 275,
p
< 0郾 01)
和
TR
的系数
(
b
=
- 0郾 255,
p
< 0郾 01)
负向显著
,
同时加入
RQ、GQ
和
TR
后的
SP
模型
(芋)
较之
SP
模型
(玉),
调整
后
R
2
和
F
值都显著提高
,
假设
H5a
不支持
,H5b
和
H5c
成立
。
表
5摇
分配公平
(
DF
)、
程序公平
(
PF
)
及人情
(
RQ
)、
感情
(
GQ
)、
信任
(
TR
)
对农户投机行为
(
SP
)
的直接影响
变量
SP
模型
(
玉
)
SP
模型
(
域
)
SP
模型
(
芋
)
NL
0郾 027
0郾 059
0郾 004
XL
- 0郾 043
0郾 039
0郾 004
RS
0郾 183
*
0郾 226
**
0郾 179
**
LX - 0郾 071
- 0郾 182
**
- 0郾 046
RL
- 0郾 105
- 0郾 109
0郾 002
DF
- 0郾 344
***
PF
- 0郾 149
*
RQ
0郾 082
GQ
- 0郾 275
**
TR
- 0郾 255
**
F
值
1郾 707
7郾 872
***
7郾 233
***
调整后
R
2
0郾 016
0郾 185
0郾 190
摇 摇
注
:
***
表示
p
< 0郾 001
(
双尾检验
),
**
表示
p
< 0郾 01
(
双
尾检验
),
*
表示
p
< 0郾 05
(
双尾检验
)。
摇 摇 (
二
)
中介检验
本文采用
Preacher
和
Hayes (2008)
[34]
提出
的
Bootstrap
方法进行中介效应检验
。
相对于经
典的
Baron
和
Kenny(1986)
[35]
三步因果回归的检
验方法
,Bootstrap
方法可以检验多个并列中介变
量共同中介的作用大小和单个中介路径的作用大
小
,
对比不同中介路径的大小是否存在显著差异
。
Bootstrap
方法不需要对中介效应
a 伊 b
分布进行
限制
,
且适用于中小样本
,
有效避免了现在普遍使
用的
Sobel
中介检验法对中介效应
a 伊 b
正态分
布且大样本的要求
(
陈瑞等
,2013)
[36]
。
为了检验
DF
和
PF
的中介作用
,
本文构建了
RQ寅DF / PF寅SP、GQ寅DF / PF寅SP、TR寅DF / PF
寅SP
三个模型
,
按照
Zhao
等
(2010)
[37]
提出的中
介分析程序
,
参照
Preacher
和
Hayes(2008)
[34]
提
出的多个并列的中介变量检验方法
,
进行中介检
验
。
样本量选择
5 000,
设置
95%
的置信区间
。
具体检验程序如下
。
首先
,
查看中介效应
a 伊 b
置
信区间是否包含
0,
若包含
0,
中介效应不显著
;
若
不包含
0,
中介效应显著
。
其次
,
着重关注以下信
息
:(1)
两个中介变量
(DF
和
PF)
共同发挥中介
作用的大小和显著性
;(2)
在剔除另一中介变量
的中介作用后
,
两个中介变量各自单独的中介作
用大小及显著性
;(3)
比较两个中介变量各自的
中介作用大小
。
如表
6
所示
,
在模型
RQ寅DF / PF寅SP
中
,DF
和
PF
两个中介变量共同发挥中介作用的置信区
间
( - 0郾 166, - 0郾 055)
不包含
0,
即中介作用显
著
,
作用大小为
- 0郾 104。
在两个中介路径中
,DF
的中介作用的置信区间
( - 0郾 076, - 0郾 013)
不包
含
0,
大小为
- 0郾 039; PF
中介作用的置信区间
( - 0郾 129, - 0郾 014)
也不包含
0,
大小为
- 0郾 065。
因此
,
分配公平和程序公平各自在人情抑制投机
过程中的中介作用显著
,
且程序公平的作用大于
分配公平
,
假设
H6a
和
H6b
得到支持
。
同时
,RQ
寅SP
的主效应置信区间
( - 0郾 043,0郾 170)
包含
0,
即人情对投机行为直接影响不显著
,
这与上述
回归验证假设
H5a
一致
,
因此
PF
和
DF
具有完全
中介作用
。
在模型
GQ寅DF / PF寅SP
中
,DF
和
PF
两个中介变量共同发挥的中介作用的置信区间
( - 0郾 141,0郾 005)
包含
0,
即中介作用不显著
;
在
两个中介路径中
, DF
的中介作用的置信区间
( - 0郾 108, - 0郾 018)
不包含
0,
大小为
- 0郾 056,
而
PF
中介作用的置信区间
( - 0郾 090,0郾 071)
包含
0。
因此
,
分配公平单独在感情抑制农户投机行为
过程中的中介作用显著
,
而程序公平单独的中介
作用不显著
,
假设
H7a
成立
,H7b
不成立
,
而且
GQ寅SP
的主效应置信区间
( - 0郾 371, - 0郾 105)
不
包含
0,
即感情对投机行为有直接的抑制作用
,
这
与上述回归验证假设
H5b
一致
,
因此
DF
存在部
分中介作用
。
在模型
TR寅DF / PF寅SP
中
,DF
和
PF
两个变量共同发挥的中介作用置信区间
( - 0郾 241,0郾 034)
包含
0,
即中介作用不显著
,
且
在两个中介路径中
,DF
和
PF
各自的中介作用的
置信区间
( - 0郾 165,0郾 023)
和
( - 0郾 143,0郾 082)
都包含
0。
因此
,
分配公平和程序公平在信任对
农户投机行为的影响过程中没有中介作用
,
假设
H8
成立
。
·11·
