農(nóng)戶農(nóng)地生態(tài)功能供給行為研究*
——基于拓展的計(jì)劃行為理論

胡偉艷，李夢燃，張嬌嬌，朱慶瑩

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北武漢 430070)

0 引言

農(nóng)地是人類社會(huì)賴以生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，除了生產(chǎn)功能之外、還具有景觀、文化及生態(tài)等功能[1]，其中，農(nóng)地的生態(tài)功能是指農(nóng)地保護(hù)生物多樣性、涵養(yǎng)水源、循環(huán)養(yǎng)分和調(diào)節(jié)氣候等[2]。當(dāng)前國際國內(nèi)農(nóng)地生態(tài)功能退化和生態(tài)安全問題突出，面臨的生態(tài)安全危機(jī)和農(nóng)地資源保護(hù)形勢非常嚴(yán)峻[3]，農(nóng)地生態(tài)功能的實(shí)際供給持續(xù)下降，與公眾逐步增強(qiáng)的生態(tài)功能需求存在錯(cuò)位[4]，制約了農(nóng)業(yè)農(nóng)村的可持續(xù)發(fā)展，迫切需要農(nóng)地利用方式的轉(zhuǎn)型。為此，改革開放以來，中國中央政府提出了一系列嚴(yán)格的農(nóng)地生態(tài)保護(hù)政策，比如劃定“生態(tài)紅線”、“要鼓勵(lì)發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)”、“生態(tài)文明建設(shè)”和“綠色發(fā)展”等。可見，這些政策要求農(nóng)地供給向生態(tài)功能供給方向轉(zhuǎn)變，研究農(nóng)地生態(tài)功能供給具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，許多文獻(xiàn)在農(nóng)地生態(tài)功能分類[5]、價(jià)值評估[6]、影響因素[7]、時(shí)空演變[8]等宏觀領(lǐng)域進(jìn)行了大量研究，也有較多文獻(xiàn)探討了微觀農(nóng)戶的基本特征、土地面積、家庭收入、社會(huì)保障狀況、農(nóng)業(yè)政策環(huán)境等客觀因素對農(nóng)戶農(nóng)地生態(tài)供給行為的影響[9， 10]，但從農(nóng)戶主觀心理角度對農(nóng)地生態(tài)功能供給行為及其形成機(jī)制的研究還比較薄弱[1]。農(nóng)戶作為農(nóng)地的直接利用者和管理者，對農(nóng)地生態(tài)功能的供給行為直接決定農(nóng)地能否可持續(xù)利用[3， 11]。那么，哪些關(guān)鍵因素影響農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)功能供給行為？應(yīng)如何激勵(lì)農(nóng)戶供給農(nóng)地的生態(tài)功能服務(wù)？文章嘗試基于拓展的計(jì)劃行為理論框架提出研究假說，以武漢市蔡甸區(qū)370戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)為研究樣本，探討影響農(nóng)戶參與農(nóng)地生態(tài)功能供給行為的關(guān)鍵因素，為政府有關(guān)部門制定合理的農(nóng)地利用與管理政策、促進(jìn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供理論依據(jù)和決策參考[12]。

1 理論基礎(chǔ)與研究假說

計(jì)劃行為理論(TheoryofPlannedBehavior，TPB)是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域解釋和預(yù)測人類行為的理論。TPB在Fishbein的多屬性態(tài)度理論(TheoryofMultiattributeAttitude，TMA)、Fishbein和Ajzen的理性行動(dòng)理論(TheoryofReasonedAction，TRA)的基礎(chǔ)上發(fā)展成熟[13]，被廣泛應(yīng)用于心理、教育、飲食、運(yùn)動(dòng)、旅游等領(lǐng)域的行為研究，經(jīng)實(shí)證檢驗(yàn)該理論能顯著提高對個(gè)體行為的預(yù)測力和解釋力[14-17]。該理論認(rèn)為，人們的行為(Behavior，B)是有意識(shí)的誘發(fā)行動(dòng)，而非無意識(shí)的自發(fā)行動(dòng)； 行為的產(chǎn)生直接取決于一個(gè)人執(zhí)行某種特定行為的行為意愿(BehavioralIntention，BI)； 行為意愿是個(gè)體的心理認(rèn)知作用的結(jié)果； 個(gè)體認(rèn)知又由行為態(tài)度(AttitudeTowardTheBehavior，ATB)、主觀規(guī)范(SubjectiveNorms，SN)和知覺行為控制(PerceivedBehaviorControl，PBC)共同構(gòu)成[13]。行為態(tài)度是個(gè)體行為的動(dòng)機(jī)因素，表明個(gè)體對執(zhí)行某種行為的喜歡或厭惡程度； 主觀規(guī)范指個(gè)體在決策是否執(zhí)行某特定行為時(shí)感到的社會(huì)壓力； 知覺行為控制即個(gè)體對其是否有能力實(shí)施行為的感知，反映個(gè)體對實(shí)施行為時(shí)所能控制的資源與條件的判斷，是影響個(gè)體行為的重要因素。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，人的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制越積極，則執(zhí)行某種行為的意愿越強(qiáng)，執(zhí)行該行為的可能性就越多大。

農(nóng)地生態(tài)供給行為是農(nóng)戶有計(jì)劃的行為，農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)功能供給行動(dòng)遵循“認(rèn)知—意愿—行為”這一路徑。農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)功能供給行為(用B表示)受供給意愿(用BI表示)以及認(rèn)知(用C表示)的影響。農(nóng)戶的認(rèn)知包括行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為規(guī)范3個(gè)維度分別用ATT、SN、PBC來表示。該文在計(jì)劃行為理論模型的基礎(chǔ)上增加“認(rèn)知”變量，構(gòu)建二階結(jié)構(gòu)方程模型，提出以下研究假說：

H1：農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知(C)各維度間存在顯著的兩兩交互作用。

H2：農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知(C)顯著正向影響農(nóng)地生態(tài)功能供給意愿(BI)。

H3：農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能供給意愿(BI)顯著正向影響農(nóng)地生態(tài)功能供給行為(B)。

2 問卷設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)收集和信度效度檢驗(yàn)

2.1 問卷設(shè)計(jì)

該文將農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知、供給意愿和供給行為劃分為以下5個(gè)潛變量，各變量具體賦值及注釋見表1。

(1)農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知(C)，包括行為態(tài)度(ATT)、主觀規(guī)范(SN)、知覺行為控制(PBC)3個(gè)維度。農(nóng)戶的主觀態(tài)度是個(gè)體對于農(nóng)地具有生態(tài)功能積極或消極的評價(jià)，參考Huylenbroeck等[2]的農(nóng)地生態(tài)功能分類，并結(jié)合課題組于2017年11月在蔡甸區(qū)開展的預(yù)調(diào)研，最終將該文研究的農(nóng)地生態(tài)功能確定為凈化空氣、保護(hù)生物多樣性、涵養(yǎng)水源3個(gè)功能。中國農(nóng)村為“鄉(xiāng)土社會(huì)”，是以血緣、地緣為主的農(nóng)村，農(nóng)地生態(tài)功能的農(nóng)戶供給行為受群體壓力和政策環(huán)境的影響[15， 16]。參考趙建欣等[15]，選取親人、同村村民和村委會(huì)對農(nóng)戶參與農(nóng)地生態(tài)供給行為的建議，共3個(gè)觀測變量。知覺行為控制是農(nóng)戶對于執(zhí)行農(nóng)地生態(tài)功能供給行為難易程度的判斷，反映了個(gè)體對自身能力及對客觀資源、相關(guān)信息的綜合感知[13， 14]。根據(jù)趙鑫等[17]的研究，該文從農(nóng)戶對自身能力(時(shí)間、金錢、身體素質(zhì)等綜合能力)的感知、對農(nóng)地生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的感知、農(nóng)戶從村組織獲得的政策信息和技術(shù)培訓(xùn)等4個(gè)方面測度知覺行為控制，并相應(yīng)設(shè)置4個(gè)變量進(jìn)行測量。

(2)農(nóng)地生態(tài)功能農(nóng)戶供給意愿(BI)和供給行為(B)。對于農(nóng)戶來說，農(nóng)地的“生態(tài)功能供給”可以轉(zhuǎn)換為“農(nóng)地耕種自然友好化”，指的是除了對每一單位面積投入較低密度的勞動(dòng)或資本外，重視農(nóng)地生態(tài)環(huán)境特征、生態(tài)環(huán)境問題、生態(tài)環(huán)境敏感性，強(qiáng)調(diào)自然友好的耕作方式，不以作物的產(chǎn)量作為農(nóng)地使用的目標(biāo)[3， 18]。借鑒李承嘉等[18]的研究，該文將農(nóng)地生態(tài)功能農(nóng)戶供給行為劃分為農(nóng)戶減少或不用化肥、農(nóng)藥的生產(chǎn)行為、秸稈的合理回收利用行為、使用有機(jī)肥等綠色農(nóng)資行為4個(gè)方面，共設(shè)置4個(gè)變量測量農(nóng)地生態(tài)功能農(nóng)戶供給意愿和供給行為。

表1 農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知、供給意愿與供給行為量

類別變量測量題項(xiàng)變量定義行為態(tài)度ATTAtt1農(nóng)地能凈化空氣1=完全不同意, 2=比較不同意, 3=一般, 4=比較同意, 5=完全同意Att2農(nóng)地能保護(hù)生物多樣性Att3農(nóng)地能涵養(yǎng)水源、防止水土流失主觀規(guī)范SNSn1如果親人建議維持農(nóng)地生態(tài)功能,您會(huì)嘗試1=完全不同意, 2=比較不同意, 3=一般, 4=比較同意, 5=完全同意Sn2如果同村村民建議維持農(nóng)地生態(tài)功能,您會(huì)嘗試Sn3如果村委會(huì)建議維持農(nóng)地生態(tài)功能,您會(huì)嘗試知覺行為控制PBCPbc1您參與農(nóng)地生態(tài)功能供給行為有很強(qiáng)的能力(時(shí)間、金錢等)1=完全不同意, 2=比較不同意, 3=一般, 4=比較同意, 5=完全同意Pbc2您對周圍農(nóng)地生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的變化有很強(qiáng)的感知Pbc3村組織為您提供相關(guān)的生態(tài)農(nóng)業(yè)政策信息Pbc4村組織為您提供相關(guān)的生態(tài)農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)供給意愿BIBI1您是否愿意減少施用化肥BI2您是否愿意減少施用農(nóng)藥1=完全不愿意, 2=比較不愿意, 3=一般, 4=比較愿意, 5=完全愿意BI3您是否愿意秸稈再利用,如喂養(yǎng)牲畜、打碎還田 BI4您否愿意施用有機(jī)肥等綠色農(nóng)資供給行為BB1您是否按照/低于標(biāo)準(zhǔn)施用化肥 1=完全不符合, 2=比較不符合, 3=一般, 4=比較符合, 5=完全符合B2您是否按照/低于標(biāo)準(zhǔn)使用農(nóng)藥B3您是否對秸稈進(jìn)行了妥善處理B4您是否對農(nóng)地施用了有機(jī)肥等綠色農(nóng)資

圖1 研究區(qū)域位置

2.2 樣本采取與數(shù)據(jù)收集

該文數(shù)據(jù)源自課題組2017年12月蔡甸區(qū)的實(shí)地調(diào)研(圖1)。蔡甸區(qū)位于湖北省武漢市西南部，江漢平原之東，處于長江與漢江的交匯處，共11個(gè)行政街道， 288個(gè)村。隨著城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程的推進(jìn)，蔡甸區(qū)的農(nóng)地面積逐年減少，由2000年的2.756萬hm2降至2015年的2.413萬hm2，農(nóng)地?cái)?shù)量下降率達(dá)12.45%，人均農(nóng)地面積由0.029hm2下降至0.025hm2，嚴(yán)重低于聯(lián)合國糧農(nóng)組織確定的0.053hm2警戒線。由于生產(chǎn)中化肥農(nóng)藥的使用不當(dāng)，造成農(nóng)地生態(tài)環(huán)境污染嚴(yán)重，農(nóng)地質(zhì)量下降，人地矛盾十分嚴(yán)峻[18]。為此，引導(dǎo)農(nóng)戶從事環(huán)境友好型農(nóng)地生產(chǎn)，對改善農(nóng)地生態(tài)環(huán)境具有較強(qiáng)的實(shí)際意義。為了保證調(diào)研數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和完整性，調(diào)研采用分層抽樣及隨機(jī)抽樣原則，由調(diào)查員對農(nóng)戶進(jìn)行一對一直接面訪問卷調(diào)查。54個(gè)行政村共發(fā)放問卷400份，最終獲得有效問卷370份，有效回收率達(dá)到92.50%。問卷涵蓋受訪農(nóng)戶及家庭的基本信息、農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知、供給意愿和供給行為等信息。調(diào)研時(shí)課題組成員為了保證農(nóng)戶對調(diào)查內(nèi)容有充分的理解采取了如下措施：第一，根據(jù)農(nóng)戶的理解程度對問卷中出現(xiàn)農(nóng)地生態(tài)功能專業(yè)術(shù)語進(jìn)行了相應(yīng)的轉(zhuǎn)化和解釋； 第二，向農(nóng)戶展示有關(guān)農(nóng)地生態(tài)功能的圖片。

受訪農(nóng)戶基本特征見表2，樣本農(nóng)戶的性別大致均衡，男性占49.50%，女性占50.50%； 受訪總體中6.50%的農(nóng)戶擔(dān)任過村干部； 受訪農(nóng)戶的文化程度多為初中及以下，占到樣本總量的85.13%，表明農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度較低； 樣本農(nóng)戶年齡層次18～34歲占10.30%， 35～59歲占48.90%， 60歲及以上占40.80%，受訪農(nóng)戶的平均年齡是54.5歲，表明農(nóng)村務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力年齡偏大； 受訪農(nóng)戶的家庭可支配收入來源基本來自于打工，在1萬～3萬元的占比最大，達(dá)55.10%； 受訪農(nóng)戶的人均農(nóng)地面積為0.07hm2。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，受訪農(nóng)戶的結(jié)構(gòu)特征基本上反映了調(diào)研地點(diǎn)各個(gè)群體層次的特征，與武漢市郊區(qū)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對比發(fā)現(xiàn)與當(dāng)下農(nóng)戶的老齡化、受教育水平低、收入水平低、小規(guī)模生產(chǎn)的基本事實(shí)相符，樣本具有一定的代表性。

表2 樣本數(shù)據(jù)的基本特征

統(tǒng)計(jì)指標(biāo)樣本武漢市郊區(qū)平均 統(tǒng)計(jì)指標(biāo)樣本武漢市郊區(qū)平均性別(%) 35～5948.9038.49 男49.5050.93 60歲以上40.8020.72 女50.5049.07戶均可支配收入(%)文化程度(%) 1萬元以下 20.9026.70 小學(xué)及以下42.7036.00 [1萬元,3萬元)55.1052.10 初中32.4336.80 [3萬元,5萬元)11.6011.20 高中及以上24.8627.20 5萬元以上12.404.80年齡(%)人均農(nóng)地面積(hm2)0.070.08 18～3410.3040.79

表3 效度與信度分析

變量測量題項(xiàng)Cronbach′s αCITCKMOBartlett檢驗(yàn)(顯著性)ATTAtt10.8470.8670.736654.509(0.000)Att20.902Att30.856SNSn10.9090.830.7511 075.390(0.000)Sn20.901Sn30.93PBCPbc10.8940.9130.834980.310(0.000)Pbc20.876Pbc30.892Pbc40.866BIBI10.8880.9060.7491 030.872(0.000)BI20.904BI30.829BI40.82BB10.7090.8140.802588.011(0.000)B20.813B30.709B40.615

2.3 信度和效度分析

為保證調(diào)研數(shù)據(jù)的質(zhì)量，必須對調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行信度與效度檢驗(yàn)，只有通過檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)才能進(jìn)行實(shí)證分析。信度檢驗(yàn)用以衡量問卷調(diào)查反映實(shí)際情況的程度，效度的檢驗(yàn)用以衡量問卷對既定目標(biāo)的表達(dá)的準(zhǔn)確性和真實(shí)性。該文運(yùn)用SPSS17.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信度與效度檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

該研究對樣本數(shù)據(jù)信度檢驗(yàn)的判斷標(biāo)準(zhǔn)是Cronbach′s α系數(shù)和CITC值(題項(xiàng)與潛變量相關(guān)性)。結(jié)果顯示行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、供給意愿和供給行為5個(gè)潛變量的Cronbach′s α分別為0.847,0.909，0894,0.888,0.709，均大于常用標(biāo)準(zhǔn)值0.70； CITC值都大于標(biāo)準(zhǔn)值0.6。檢驗(yàn)結(jié)果表明，該文通過調(diào)研獲得的數(shù)據(jù)信度比較理想。

問卷的效度檢驗(yàn)主要包括內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)。該文設(shè)計(jì)的問卷相關(guān)問題的設(shè)定以相關(guān)理論和文獻(xiàn)為基礎(chǔ)，結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際預(yù)調(diào)研情況并咨詢專家后進(jìn)行修改，確保了問卷的內(nèi)容效度。調(diào)研數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)效度采用KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)測度和Bartlett球體檢驗(yàn)進(jìn)行判定。結(jié)果表明行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、供給意愿和供給行為5個(gè)變量的 KMO分別為0.736,0.751,0.834,0.749,0.802，均大于常用標(biāo)準(zhǔn)值0.70； Bartlett球體檢驗(yàn)的顯著水平均為0.000<0.01，說明所有變量的結(jié)構(gòu)效度良好。該文的問卷數(shù)據(jù)通過了信度和效度檢驗(yàn)，適合進(jìn)一步研究。

3 實(shí)證分析

現(xiàn)階段學(xué)者們主要運(yùn)用回歸分析方法和結(jié)構(gòu)方程模型分析方法進(jìn)行計(jì)劃行為理論模型的實(shí)證分析研究。研究表明，結(jié)構(gòu)方程模型優(yōu)于回歸分析，能較好實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)。它整合了因素分析與路徑分析兩種統(tǒng)計(jì)方法，估計(jì)了顯性變量、潛在變量、干擾或誤差變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，同時(shí)獲得自變量對因變量的直接效果、間接效果或總效果。因此，該研究采用結(jié)構(gòu)方程模型的方法分析農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知、供給意愿和行為的作用機(jī)理。

3.1 農(nóng)地生態(tài)功能認(rèn)知測量

現(xiàn)有的多數(shù)文獻(xiàn)往往忽略了認(rèn)知結(jié)構(gòu)中各個(gè)維度的相互作用，即農(nóng)戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3個(gè)認(rèn)知潛在變量可能存在顯著的交互作用，為了彌補(bǔ)了這一缺陷，該文假設(shè)農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)功能認(rèn)知各維度間存在兩兩交互作用，采用多因素斜交模型構(gòu)建農(nóng)地生態(tài)功能認(rèn)知測量模型對其進(jìn)行驗(yàn)證。

該文運(yùn)用AMOS23.0軟件，參考吳明隆[20]的方法和思想，采用絕對配度指數(shù)、增值配度指數(shù)和簡約適配度指數(shù)對模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)。表3為檢驗(yàn)結(jié)果，除 χ2值不符合擬合標(biāo)準(zhǔn)值之外，其余各項(xiàng)指標(biāo)均為可接受范圍，表明模型與數(shù)據(jù)整體適配度較好。行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制各測量指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化因子負(fù)荷都大于0.7且具有很高的顯著性； 組合信度分別為0.891,0.894,0.908，均在0.800以上； 聚合效度AVE分別為0.736,0.746,0.834，均在0.500以上。以上測量指標(biāo)評估結(jié)果表明模型內(nèi)在擬合度良好。整體來說，農(nóng)地生態(tài)功能認(rèn)知測量模型擬合度較好。

表4 模型整體適配度的評價(jià)指標(biāo)體系及擬合

絕對適配度指數(shù)增值適配度指數(shù)簡約適配度指數(shù)擬合指標(biāo)卡方(χ2)卡方/自由度(χ2/df)RMSEARFICFITLICN值PNFI因子測量P=0.0002.6580.0670.9620.9850.9762520.623擬合標(biāo)準(zhǔn)P>0.05<5<0.1>0.90>0.90>0.90>200>0.50

圖2 行為態(tài)度、主觀態(tài)度和知覺行為控制的相互作用關(guān)系

行為態(tài)度、主觀態(tài)度、直覺行為控制兩兩之間的路徑系數(shù)是0.641,0.670,0.597(圖2)，3者之間交互作用顯著，說明3個(gè)變量間存在更高階的共同因素，可以采用二階形式構(gòu)建認(rèn)知、供給意愿和供給行為的結(jié)構(gòu)模型。

3.2 農(nóng)戶生態(tài)功能認(rèn)知與供給意愿和行為的作用機(jī)理

該研究運(yùn)用 AMOS 23.0軟件，采用最大似然法進(jìn)行假設(shè)模型的路徑參數(shù)估計(jì)，得到結(jié)果如圖3。模型擬合度結(jié)果見表5：χ2拒絕虛無假設(shè)，CN值小于200，χ2/df、RMSEA、RFI、CFI、TLI和PNFI均滿足擬合標(biāo)準(zhǔn)，綜合考慮到樣本的數(shù)量與模型的復(fù)雜性，認(rèn)為模型具有較好的擬合度。表6的模型路徑系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，該研究的假設(shè)在P<0.001(***)的水平上通過檢驗(yàn)，并且系數(shù)符號(hào)符合預(yù)期。

圖3 農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知、供給意愿與供給行為的路徑分析

表5 模型整體適配度的評價(jià)指標(biāo)體系及擬合結(jié)果

絕對適配度指數(shù)增值適配度指數(shù)簡約適配度指數(shù)擬合指標(biāo)卡方(χ2)卡方/自由度(χ2/df)RMSEARFICFITLICNPNFI因子測量P=0.0003.3180.0780.9050.9440.9301500.739擬合標(biāo)準(zhǔn)P>0.05<5<0.1>0.90>0.90>0.90>200>0.50

表6 標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)

路徑標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(C.R.)標(biāo)準(zhǔn)誤(S.E.)假設(shè)是否成立H1(a):ATT→P0.888???12.6730.088成立H1(b):SN→P0.801???12.5910.081成立H1(c):PBC→P0.757???——成立H2:P→BI0.918???13.0950.096成立H3:BI→B0.500???8.2770.03成立 注:??? 表示p<0.001

為了進(jìn)一步探討潛變量間的關(guān)系，該文計(jì)算了各個(gè)潛變量間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。直接效應(yīng)指原因變量到結(jié)果變量的直接影響，用兩者間的路徑系數(shù)來衡量； 間接效應(yīng)指當(dāng)模型中存在中介變量時(shí)，對結(jié)果變量的間接影響，用影響區(qū)間內(nèi)各路徑系數(shù)的乘積來表示間接效應(yīng)； 總效應(yīng)指由原因變量到結(jié)果變量的總影響，用直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和衡量。各效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)如表7所示。

由表7可知，研究區(qū)3個(gè)認(rèn)知變量：行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對農(nóng)戶生態(tài)功能認(rèn)知的直接效應(yīng)分別為0.888,0.801和0.757，對生態(tài)功能供給意愿BI的間接效應(yīng)為0.815,0.735和0.695，對生態(tài)功能供給行為的間接效應(yīng)分別為0.408,0.368和0.347。生態(tài)功能認(rèn)知P對生態(tài)功能供給意愿的直接效應(yīng)為0.918，對生態(tài)功能行為的間接作用為0.459。生態(tài)功能供給意愿BI作為模型的中介變量，對行為的直接效應(yīng)為0.500。農(nóng)戶對生態(tài)功能的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、供給意愿對供給行為的總效應(yīng)分別為0.408,0.368,0.347,0.500。研究結(jié)果顯示，農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)功能供給行為很大程度上取決于供給意愿，農(nóng)戶對生態(tài)功能的認(rèn)知對生態(tài)功能供給意愿具有顯著的正向作用，因此可從影響農(nóng)戶對生態(tài)功能的認(rèn)知方面提高農(nóng)戶的供給意愿，進(jìn)而增強(qiáng)其生態(tài)功能供給行為。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論與討論

表7 結(jié)構(gòu)方程模型擬合

變量認(rèn)知P供給意愿BI供給行為B直接效應(yīng)直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)行為態(tài)度ATT0.8880.8150.8150.4080.408社會(huì)規(guī)范SN0.8010.7350.7350.3680.368知覺行為控制PBC0.7570.6950.6950.3470.347認(rèn)知P0.9180.9180.4590.459供給意愿BI0.5000.500

(1)將農(nóng)戶對生態(tài)功能的認(rèn)知分為行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制3個(gè)維度，構(gòu)建農(nóng)地生態(tài)功能認(rèn)知測量模型分析各維度間的交互作用，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為規(guī)范之間相互作用比較顯著，3個(gè)潛變量兩兩之間均對另一潛變量起著“放大器”的作用。

(2)構(gòu)建的二階結(jié)構(gòu)方程模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對生態(tài)多功能的認(rèn)知是農(nóng)地生態(tài)供給行為產(chǎn)生的基礎(chǔ)，它通過影響農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能供給的心理偏好即供給意愿從而影響供給行為的發(fā)生。農(nóng)戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制均顯著提高農(nóng)戶對農(nóng)地生態(tài)功能的認(rèn)知，且行為態(tài)度對生態(tài)功能的認(rèn)知的提升作用最為明顯。

4.2 政策建議

(1)加大宣傳農(nóng)地生態(tài)功能，改善農(nóng)戶的行為態(tài)度。政策制定者可采用廣播、標(biāo)語等宣傳工具，同時(shí)結(jié)合宣傳單、村規(guī)民約、集中巡講等宣傳方式，提高農(nóng)戶對生態(tài)功能的認(rèn)知能力，進(jìn)而增強(qiáng)生態(tài)功能供給行為。

(2)營造積極社會(huì)壓力氛圍，強(qiáng)化農(nóng)戶的主觀規(guī)范。農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系緊密，農(nóng)戶的行為易受到周圍人和村集體影響，政策制定者有必要引入公眾參與理念，發(fā)揮村委會(huì)的帶頭作用并成立活動(dòng)小組，加強(qiáng)農(nóng)戶之間的溝通。此外，逐步完善法律、法規(guī)體系，對農(nóng)戶農(nóng)地利用行為進(jìn)行監(jiān)督或不定期抽查，規(guī)范農(nóng)戶農(nóng)地生態(tài)功能供給行為。

(3)提供技術(shù)培訓(xùn)和資金支持，強(qiáng)化農(nóng)戶的知覺行為控制。政策制定者需對農(nóng)戶進(jìn)行專門的宣傳和技術(shù)培訓(xùn)，提供合理施肥、安全用藥等技術(shù)支持。其次，完善各項(xiàng)支農(nóng)惠農(nóng)補(bǔ)貼政策，鼓勵(lì)、扶持農(nóng)地生態(tài)相關(guān)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展，如農(nóng)村生態(tài)旅游、綠色農(nóng)產(chǎn)品等，增加當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的就業(yè)機(jī)會(huì)，提高農(nóng)業(yè)收入水平。

該文從農(nóng)戶微觀角度研究了農(nóng)地生態(tài)功能供給行為及其形成機(jī)制，可為研究區(qū)乃至其他類似區(qū)域提供一定的參考。受問卷調(diào)查范圍的局限性，該文沒有考慮不同地區(qū)農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)供給行為的地區(qū)差異和城鄉(xiāng)差異，未來可對東中西部城市郊區(qū)農(nóng)戶的農(nóng)地生態(tài)功能供給行為開展更系統(tǒng)的研究，對政府有關(guān)部門制定差異化的農(nóng)地利用與管理政策具有更重要意義。