農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的影響因素

摘 要：【目的】農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用對促進(jìn)綠色鄉(xiāng)村建設(shè)、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要意義，探究農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的影響因素可針對性提升農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的積極性，為促進(jìn)其可持續(xù)發(fā)展提供參考依據(jù)。【方法】本研究基于計劃行為理論構(gòu)建農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對其行為響應(yīng)影響的理論模型，采用500份農(nóng)戶資源化利用行為問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行實(shí)證分析，從行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三個維度構(gòu)建了農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的指標(biāo)體系，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察了農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的影響因素?！窘Y(jié)果】農(nóng)戶資源化利用認(rèn)知的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個維度均對其行為響應(yīng)有顯著的直接正向影響，同時主觀規(guī)范和知覺行為控制會通過行為態(tài)度的中介作用對行為響應(yīng)產(chǎn)生間接正向影響；農(nóng)戶資源化利用認(rèn)知三個維度對其行為響應(yīng)的綜合影響路徑系數(shù)從大到小依次為知覺行為控制（0.378）、主觀規(guī)范（0.238）和行為態(tài)度（0.182）；不同規(guī)模、不同地形區(qū)域農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對行為響應(yīng)的作用具有異質(zhì)性，即規(guī)模與地形區(qū)在其中具有調(diào)節(jié)作用。【結(jié)論】為實(shí)現(xiàn)進(jìn)一步的資源化利用應(yīng)推進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)常態(tài)化，強(qiáng)化農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為控制能力，同時加強(qiáng)山區(qū)的信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，暢通信息傳播，創(chuàng)新媒體手段，推進(jìn)數(shù)字化管理，推進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用支持政策全覆蓋，并對小規(guī)模農(nóng)戶實(shí)施重點(diǎn)幫扶與支持。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶；資源化利用行為；計劃行為理論；多群組SEM

中圖分類號：S7-05 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-923X（2024）10-0205-12

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（20BJY046）。

Influencing factors of farmers’ participation in agricultural waste resource utilization

DU Hongmei， CHEN Tonglu， XIE Yanhua

（College of Business， Hunan Agricultural University， Changsha 410128， Hunan， China）

Abstract：【Objective】Farmers’ participation in the recycling of agricultural wastes is of great significance for promoting the construction of green villages and realizing the rural revitalization strategy. Exploring the influencing factors of the recycling of agricultural wastes can promote farmers’ enthusiasm for recycling agricultural wastes and provide reference for promoting their sustainable development.【Method】Based on the theory of planned behavior， this paper constructed a theoretical model of the influence of farmers’ cognition on agricultural waste resource utilization on their behavior response. Based on 500 questionnaires of farmers’ resource utilization behavior， this paper made an empirical analysis by using structural equation model， constructs an index system of agricultural waste resource utilization behavior from three dimensions： behavior attitude， subjective norms and perceived behavior control， and further investigates the influencing factors of agricultural waste resource utilization behavior.【Result】The behavior attitude， subjective norm and perceived behavior control of farmers’ resource utilization cognition had significant direct and positive effects on their behavior response， while subjective norm and perceived behavior control had indirect and positive effects on their behavior response through the mediation of behavior attitude. The comprehensive influence path coefficients of the three dimensions of farmers’ cognition of resource utilization on their behavior response were， from large to small， perceptual behavior control（0.378）， subjective norm （0.238） and behavior attitude （0.182）. Farmers’ cognition of agricultural waste resource utilization in different scales and different terrain areas had heterogeneous effects on behavior response， that is， scale and terrain areas had regulatory effects.【Conclusion】In order to realize further resource utilization， it is necessary to promote the normalization of farmers’ participation in technical training and guidance of agricultural waste resource utilization， strengthen farmers’ behavior control ability in agricultural waste resource utilization， strengthen information infrastructure construction in mountainous areas， smooth information dissemination， innovate media means， promote digital management， promote the full coverage of farmers’ participation in agricultural waste resource utilization support policies， and implement key assistance and support for small-scale farmers.

Keywords： farmers； resource utilization behavior； theory of planned behavior； multi-group SEM

農(nóng)業(yè)是關(guān)乎國計民生的重要產(chǎn)業(yè)，其在為人們供給食品、促進(jìn)農(nóng)民增收的同時，也產(chǎn)生了大量的廢棄物。近年來，由于農(nóng)業(yè)廢棄物的不當(dāng)處置產(chǎn)生巨大的環(huán)境壓力[1]，嚴(yán)重制約著美麗鄉(xiāng)村建設(shè)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進(jìn)。但農(nóng)業(yè)廢棄物并非毫無價值，而是“放錯地方的資源”[2]。當(dāng)前至未來十幾年，農(nóng)業(yè)廢棄物的產(chǎn)生總量依然呈增加趨勢[3]，我國已經(jīng)具備多項(xiàng)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用技術(shù)并開展相關(guān)試點(diǎn)工作，實(shí)踐證明廢棄物資源化利用技術(shù)可行，實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用對我國農(nóng)業(yè)綠色、高質(zhì)量發(fā)展和“雙碳”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)具有重要意義。

黨的十八大以來，為深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用，中共中央 國務(wù)院頒布了一系列政策法規(guī)，連續(xù)多年在中央“一號文件”中強(qiáng)調(diào)要防治農(nóng)業(yè)面源污染和實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化[4]。2021年，生態(tài)環(huán)境部、國家發(fā)改委、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等七部委聯(lián)合發(fā)布《“十四五”土壤、地下水和農(nóng)村生態(tài)環(huán)境保護(hù)規(guī)劃》，指出農(nóng)戶要加強(qiáng)參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用，明確到2025年全國畜禽糞污綜合利用率達(dá)到80%以上。農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用是防治農(nóng)業(yè)面源污染、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的有效途徑，更是改善農(nóng)村人民居環(huán)境、推動生態(tài)宜居美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的重要內(nèi)容。然而，在現(xiàn)實(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中，由于農(nóng)牧割裂、種養(yǎng)分離，加之利用技術(shù)尚未成熟、利用成本過高而收益趨負(fù)等原因，農(nóng)戶實(shí)際進(jìn)行農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為響應(yīng)不強(qiáng)，利用水平也不高。因此，對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用影響因素進(jìn)行研究，能夠切實(shí)推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。

目前，學(xué)界對農(nóng)戶參與廢棄物資源化利用行為的影響因素開展了研究，方法上多采用Logit或Probit[5]、ISM[6-7]、Heckman的兩階段法[8]、Tobit模型[9]；研究內(nèi)容集中在：1）個體與生產(chǎn)特征。有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶個體年齡、受教育年限、風(fēng)險偏好、人均耕地面積、非農(nóng)勞動力比例、養(yǎng)殖規(guī)模、產(chǎn)業(yè)組織等特征因素對其資源化利用行為有顯著影響[10-12]；2）農(nóng)戶認(rèn)知因素。于婷等[13]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對于環(huán)境保護(hù)和資源化利用的認(rèn)知水平會直接影響其行為選擇。張紅麗等[14]認(rèn)為生態(tài)價值認(rèn)知能顯著提高農(nóng)戶參與廢棄物資源化行為發(fā)生的概率；3）正式制度與非正式制度。譚永風(fēng)等[15]研究表明，補(bǔ)貼政策能夠緩解農(nóng)戶資金壓力，從而促進(jìn)資源化利用行為的發(fā)生。李文歡等[16]研究發(fā)現(xiàn)社會規(guī)范作為一種非正式制度在一定程度上會影響農(nóng)民的環(huán)境治理行為。夏佳奇等[17]發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與村民公約均會影響農(nóng)戶資源化利用行為，即正式制度與非正式制度均會對農(nóng)戶行為造成影響。杜紅梅等[18]研究認(rèn)為正式制度與非正式制度協(xié)同聯(lián)動，共同驅(qū)動了農(nóng)戶廢棄物資源化利用行為效果的提升。

綜上，農(nóng)戶資源化利用行為影響因素的研究取得較豐富成果，為本研究提供借鑒與參考。農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為雖然受到諸多因素的影響，但其資源化利用心理認(rèn)知是影響行為響應(yīng)的關(guān)鍵因素[11，19]，已有的研究由于方法上的局限，大多僅研究心理因素是否影響農(nóng)戶資源化利用行為及其影響強(qiáng)度，而未能揭示農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)的心理決策，且多基于農(nóng)戶整體視角，對于不同類型農(nóng)戶資源化利用心理決策的差異性也缺乏關(guān)注。因此，本研究運(yùn)用計劃行為理論分析框架，采用結(jié)構(gòu)方程模型探究農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對其行為響應(yīng)的作用。根據(jù)農(nóng)戶規(guī)模、分布的地形條件為分類依據(jù)，進(jìn)一步檢驗(yàn)不同類型農(nóng)戶的有關(guān)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化心理決策，探究影響農(nóng)戶資源化利用行為的影響因素，旨在為政府完善農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用政策，提高農(nóng)戶資源化利用參與度和綜合利用率提供理論依據(jù)。

1 理論框架與研究假說

理性行為理論（Theory of reasoned action，TRA）假定行為受到個人意志力控制，因此對于不完全由個人意志力控制的行為缺乏解釋力，Ajzen等[20]修正理性行為理論后，增加知覺行為控制因素，而提出了計劃行為理論（Theory of planned behavior，TPB）。根據(jù)該理論，個體行為受意愿影響，而意愿又受態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制三個因素的影響。當(dāng)個體態(tài)度越積極，主觀規(guī)范越強(qiáng)，知覺行為控制力越大，進(jìn)行某項(xiàng)行為的意愿就會越大；反之，進(jìn)行該項(xiàng)行為的意愿就會越小。該理論對個體行為具有很強(qiáng)的解釋力和預(yù)測力，廣泛應(yīng)用于農(nóng)戶生態(tài)行為[19-20]、環(huán)境友好行為等方面的研究[21-23]。行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制在概念上易于區(qū)分，但又建立在共同的信念基礎(chǔ)上[21]。因此，基于計劃行為理論，結(jié)合農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用內(nèi)涵以及實(shí)際情況，將農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的影響因素分解為行為態(tài)度影響因素、主觀規(guī)范影響因素、知覺行為控制影響因素三個方面，充分考慮數(shù)據(jù)的可獲取性，將其又進(jìn)一步分解成若干個具體的影響因素來分析農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的認(rèn)知對其行為響應(yīng)的影響。

1.1 行為態(tài)度與農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)

研究顯示，態(tài)度是預(yù)測行為最有效的因素之一[24]。行為態(tài)度是指個體對特定行為的認(rèn)可程度。農(nóng)戶作為理性的經(jīng)濟(jì)人，基于對生產(chǎn)成本及其對應(yīng)的收益考慮，會迅速對變動的市場做出對應(yīng)的反應(yīng)，從而做出最優(yōu)的生產(chǎn)決策，實(shí)現(xiàn)利益最大化[25-26]。目前，農(nóng)戶普遍認(rèn)為農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用在長遠(yuǎn)來看是有利可圖的，對生態(tài)環(huán)境保護(hù)有益，同時能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，當(dāng)農(nóng)戶對某項(xiàng)行為持積極態(tài)度時，更有可能認(rèn)為該行為是有益的、值得采取的。這種認(rèn)知評估會在農(nóng)戶行為決策過程中發(fā)揮重要作用，使他們更傾向于采取符合其積極態(tài)度的行為。農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為態(tài)度可被理解為對該行為的積極或負(fù)面看法。當(dāng)農(nóng)戶持積極態(tài)度時會更關(guān)注資源化利用的優(yōu)點(diǎn)，從而對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為做出積極回應(yīng)；反之則不太可能采取行動。為此，提出以下假說：

H1：行為態(tài)度對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)具有正向影響。

1.2 主觀規(guī)范與農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的行為態(tài)度及行為響應(yīng)

主觀規(guī)范是影響農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用處理的主要因素[27]，是指個體感知到身邊重要的組織或個人對其執(zhí)行或不執(zhí)行某種特定行為所產(chǎn)生的壓力程度。

主觀規(guī)范可以形成個體對于特定行為的規(guī)范性信念。這是指個體對于某種行為是否符合社會道德、價值觀或標(biāo)準(zhǔn)的認(rèn)知。對于農(nóng)戶來說，主觀規(guī)范會通過社會影響塑造他們對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的看法。如果農(nóng)戶認(rèn)為參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為符合社會道德標(biāo)準(zhǔn)或與他們的價值觀一致，很可能會形成積極的行為態(tài)度進(jìn)而產(chǎn)生積極的行為。相反，如果農(nóng)戶認(rèn)為參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為違背社會道德標(biāo)準(zhǔn)或與他們的價值觀不一致，可能會形成消極的行為態(tài)度進(jìn)而產(chǎn)生消極的行為。

主觀規(guī)范還反映了個體對周圍人期望和社會壓力的感知[28]。農(nóng)戶在決策行為時可能會考慮他人的期望和社會壓力。如果農(nóng)戶感知到周圍人對參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的支持和認(rèn)可[29]，更有可能形成積極的行為態(tài)度，產(chǎn)生積極的行為。相反，如果農(nóng)戶感知到周圍人對參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的負(fù)面評價或缺乏支持，可能會形成消極的行為態(tài)度，產(chǎn)生消極的行為。這些社會壓力和他人期望會影響農(nóng)戶對參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的認(rèn)可程度，從而塑造他們的行為態(tài)度、影響農(nóng)戶行為。

主觀規(guī)范還與個體的社會認(rèn)同緊密相關(guān)。農(nóng)戶可能會認(rèn)同相關(guān)群體、社區(qū)的價值觀和行為準(zhǔn)則。他們會受到所屬社會認(rèn)同群體的影響，形成對參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的認(rèn)可或否定[30]。如果農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為被認(rèn)為是他們社會認(rèn)同的一部分[31]，更有可能形成積極的行為態(tài)度，產(chǎn)生積極的行為。相反，如果某種行為與他們的社會認(rèn)同相悖，可能會形成消極的行為態(tài)度，產(chǎn)生消極的行為。為此，提出以下假說：

H2：主觀規(guī)范對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為態(tài)度具有正向影響。

H3：主觀規(guī)范對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用響應(yīng)具有正向影響。

1.3 知覺行為控制與農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為態(tài)度及行為響應(yīng)

知覺行為控制反映了個體對于實(shí)施某種行為的自信心和能力評估，依賴于時間、金錢、經(jīng)驗(yàn)、信息和技術(shù)等多種因素。對于農(nóng)戶來說，他們的行為受到他們對于特定行為的自我評估以及態(tài)度的影響。如果農(nóng)戶認(rèn)為自己有足夠的能力和資源來實(shí)施這項(xiàng)行為，就更有可能形成積極的行為態(tài)度。相反，如果農(nóng)戶認(rèn)為自己缺乏必要的能力或面臨困難和障礙，就可能會形成消極的行為態(tài)度，導(dǎo)致他們消極地對待這類行為。

知覺行為控制涉及個體對于實(shí)施某種行為的可行性評估。農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)能力及其技能等是影響其參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的重要因素[32]。農(nóng)戶會考慮實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的成本和收益，以及可能出現(xiàn)的風(fēng)險和不確定性。如果農(nóng)戶認(rèn)為實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的成本相對較低，收益相對較高，并且風(fēng)險和不確定性較小，更有可能形成積極的行為及態(tài)度。相反，如果農(nóng)戶認(rèn)為實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的成本高、收益低，并且存在較大的風(fēng)險和不確定性，可能會形成消極的行為及態(tài)度。

知覺行為控制還涉及個體對于外部環(huán)境因素的感知。農(nóng)戶的行為態(tài)度受到他們對于實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為所需條件和資源的認(rèn)知影響[33]。如果農(nóng)戶認(rèn)為實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為所需的條件和資源容易獲取、可控制，并且能夠應(yīng)對外部環(huán)境的變化，更有可能形成積極的行為態(tài)度。相反，如果農(nóng)戶認(rèn)為實(shí)施農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為所需的條件和資源難以獲得、不可控制或容易受到外部環(huán)境的干擾，可能會形成消極的行為及態(tài)度。

綜上所述，知覺行為控制均可能通過農(nóng)戶的行為態(tài)度直接或間接地對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用產(chǎn)生積極影響[34]。為此，提出以下假說：

H4：知覺行為控制對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為態(tài)度有顯著的正向影響。

H5：知覺行為控制對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)有顯著的正向影響。

基于以上假說，構(gòu)建模型如圖1所示。

2 方法、數(shù)據(jù)與變量

2.1 結(jié)構(gòu)方程模型

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural equation modeling，SEM）來探究農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為認(rèn)知對其行為響應(yīng)的作用，分析影響農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的因素。 SEM與普通的回歸模型相比最大的優(yōu)點(diǎn)是它可以同時處理多個被解釋變量，且解釋變量和被解釋變量允許存在測量誤差，模型能夠同時測量和估計因子結(jié)構(gòu)和因子關(guān)系。SEM將因素分析和路徑分析相結(jié)合，這種模型可用于驗(yàn)證測量變量、潛在變量和誤差變量之間的關(guān)系以及自變量對因變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。具體表達(dá)式如下：

在這個模型中，測量方程式（1）和（2）描述了外生觀測變量和內(nèi)生觀測變量與潛變量之間的關(guān)系，結(jié)構(gòu)方程式（3）描述了內(nèi)生潛變量之間和外生潛變量之間的關(guān)系。在測量方程式（1）中，x是外生觀測變量的向量，ξ是外生潛變量的向量，Λx表示外生觀測變量在外生潛變量的因子負(fù)荷矩陣。同樣地，測量方程式（2）中，y是內(nèi)生觀測變量的向量，η是內(nèi)生潛變量的向量，Λy表示內(nèi)生觀測變量在內(nèi)生潛變量的因子負(fù)荷矩陣。最后，在結(jié)構(gòu)方程式（3）中，B表示內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系矩陣，Γ表示外生潛變量之間的關(guān)系矩陣，而ζ則表示結(jié)構(gòu)方程無法解釋的部分[35]。

2.2 數(shù)據(jù)來源

研究采用團(tuán)隊(duì)2021年7—8月實(shí)地調(diào)研的數(shù)據(jù)。調(diào)研樣本以農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用為主要樣本，通過采用分層和重點(diǎn)隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法。首先兼顧自然地理?xiàng)l件與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平從湖南抽取衡陽縣、衡南縣、溆浦縣、湘陰縣、湘潭縣、湘鄉(xiāng)市、新化縣、雙峰縣、益陽赫山區(qū)、岳陽屈原管理區(qū)10個縣（市、區(qū)）作為樣本縣；再依據(jù)縣（市、區(qū)）服務(wù)中心提供的資料，從全縣（市、區(qū)）農(nóng)戶數(shù)量排名前50%的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)抽選取2～3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；最后根據(jù)不同規(guī)模、不同資源化利用模式等從每個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取10～30個農(nóng)場（戶）進(jìn)行問卷調(diào)查，共回收調(diào)查問卷567份，經(jīng)有效性檢驗(yàn)剔除無效樣本后，用于模型分析的有效樣本500份，樣本有效率為88.2%。本研究將規(guī)模面積在3.33 hm2及以上的樣本界定為大規(guī)模農(nóng)戶，大規(guī)模占比51.4%；將規(guī)模面積在3.33 hm2以下的樣本界定為小規(guī)模農(nóng)戶，小規(guī)模占比48.6%。按農(nóng)戶所在縣域地形條件分成山丘區(qū)和平原區(qū)，山丘區(qū)占比68.8%，平原區(qū)占比31.2%。從農(nóng)戶主的基本特征看，男性占比93%，40歲以上中老年農(nóng)戶占比87.2%；文化程度高中及以下水平占比84%，樣本與湖南的現(xiàn)實(shí)情況相符，具有較好的代表性，如表1所示。

2.3 變量選擇及描述

基于理論部分的模型設(shè)定，設(shè)置農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)、行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制4個潛變量，借鑒張董敏等[36]的研究設(shè)計，本研究共設(shè)計4×3個量表題項(xiàng)，題項(xiàng)采用李克特五級量表，從“非常不同意”到“非常同意”，分別用“1”到“5”賦值。各個維度變量對應(yīng)的測量題項(xiàng)及其描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

2.4 信度與效度檢驗(yàn)

本研究采用SPSS 22.0軟件對樣本數(shù)據(jù)集進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。信度指問卷測量結(jié)果的可靠性和一致性，一般通過Cronbachs α系數(shù)來判斷問卷信度是否可靠，檢驗(yàn)得到各題項(xiàng)的Cronbachs α值在0.782～0.927之間，均滿足大于0.7的要求，說明該問卷題目具有穩(wěn)定的信度。效度檢驗(yàn)包括內(nèi)容效度和建構(gòu)效度。內(nèi)容效度是指測量題項(xiàng)的適當(dāng)性與代表性，其測量內(nèi)容能否反映所要測量變量的特質(zhì)。本研究問卷設(shè)計借鑒已有的相關(guān)研究成果[25，34]，認(rèn)為題項(xiàng)具有良好的內(nèi)容效度。建構(gòu)效度指的是測量樣本能夠測量出理論的特質(zhì)或概念的程度，如樣本數(shù)據(jù)能進(jìn)行因子分析，則該量表具有良好的建構(gòu)效度。一般通過KMO檢驗(yàn)系數(shù)和Bartlett球形檢驗(yàn)來判斷問卷效度是否可靠，檢驗(yàn)得到整體KMO檢驗(yàn)系數(shù)為0.868，大于0.7，Bartlett球形檢驗(yàn)P<0.001，通過了顯著水平為0.1%的顯著檢驗(yàn)，量表的結(jié)構(gòu)效度較好。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 模型適配度檢驗(yàn)

TPB理論并非萬能，它有著嚴(yán)格的適用范圍，研究的問題與基于TPB構(gòu)建的理論模型是否能擬合還要經(jīng)過嚴(yán)格檢驗(yàn)。本研究模型整體適配度的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，各項(xiàng)指標(biāo)估計值均較好地符合了建議值標(biāo)準(zhǔn)，表明模型適配度良好，前文假設(shè)模型構(gòu)建得到了支持。

3.2 模型假說檢驗(yàn)與分析

經(jīng)過模型擬合得到變量之間的非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤差SE、標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)、臨界比例值CR以及顯著性P值。一般情況下，如果CR值大于1.96，P值小于0.05，可以認(rèn)為這條路徑系數(shù)在95%的置信區(qū)間內(nèi)是能通過顯著性檢驗(yàn)的，說明預(yù)設(shè)模型相應(yīng)路徑假設(shè)成立；否則，假設(shè)不成立。結(jié)果如表5所示。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型各潛變量路徑系數(shù)均在1%顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為的認(rèn)知—行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制對其行為響應(yīng)有顯著正向影響。另外，行為態(tài)度作為中介因子的路徑系數(shù)在1%顯著性水平下顯著，前文各假說基本得到證實(shí)。

具體來看：

1）農(nóng)戶行為態(tài)度（AT）。農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為態(tài)度對其行為響應(yīng)影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)顯著為正，路徑系數(shù)為0.182，表明農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為態(tài)度越積極，其行為響應(yīng)程度越高，即假說1的驗(yàn)證成立。

2）農(nóng)戶主觀規(guī)范（SN）。農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用主觀規(guī)范對其行為響應(yīng)影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)顯著為正，路徑系數(shù)為0.153，表明農(nóng)戶受到來自社會各界的外界壓力越大，參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為響應(yīng)程度越高，即假說3的驗(yàn)證成立。同時，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用主觀規(guī)范對其行為態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)顯著為正，路徑系數(shù)為0.467，表明主觀規(guī)范能夠通過行為態(tài)度對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)產(chǎn)生間接的正向作用，即假說2的驗(yàn)證成立。農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用主觀規(guī)范對其行為響應(yīng)影響總路徑系數(shù)為0.238。

3）農(nóng)戶知覺行為控制（PBC）。農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用知覺行為控制對其行為響應(yīng)影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)顯著為正，路徑系數(shù)為0.317，表明農(nóng)戶資金實(shí)力越強(qiáng)、技術(shù)掌握越好，消納渠道越暢，其參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的行為響應(yīng)程度越高，即假說5成立。同時，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用知覺行為控制對其行為態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)顯著為正，路徑系數(shù)為0.337，表明知覺行為控制也能夠通過行為態(tài)度對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)產(chǎn)生間接的正向作用，即假說4成立。農(nóng)戶知覺行為控制對其參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為影響總路徑系數(shù)為0.378。

4）潛變量和觀測變量間的關(guān)系可歸納如下：首先，勸說或制止他人隨意排放農(nóng)業(yè)廢棄物是農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)潛變量中最顯著的因素，這與賓幕容等[32]的研究結(jié)論一致。其次，行為態(tài)度潛變量中的最顯著因素是對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的環(huán)境效益認(rèn)知，這與張董敏等[36]研究不一致，但從實(shí)地調(diào)研情況看，“綠水青山就是金山銀山”理念已深植入農(nóng)戶內(nèi)心，多數(shù)農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知達(dá)到一定高度，保護(hù)生態(tài)環(huán)境的責(zé)任意識強(qiáng)，認(rèn)識到個人生產(chǎn)行為必須遵循國家綠色低碳發(fā)展戰(zhàn)略要求；主觀規(guī)范潛變量中最顯著的因素是身邊相鄰農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用；知覺行為控制潛變量中的最顯著因素是農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用技術(shù)的掌握程度。不難理解，農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的生態(tài)環(huán)境價值認(rèn)知度越高，對資源化利用技術(shù)掌握越好，則資源化利用行為響應(yīng)就越積極。此外，中國文化的“榜樣力量”和農(nóng)戶的“同頻”心理作用，身邊人良好的示范將直接有效影響農(nóng)戶的資源化利用行為響應(yīng)。

3.3 多群組模型檢驗(yàn)與分析

農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知是行為響應(yīng)的基礎(chǔ)，不能忽略不同規(guī)模、不同地形區(qū)域農(nóng)戶心理決策的異質(zhì)性。農(nóng)戶規(guī)模和所在縣域不同意味著資源稟賦存在差異，相對而言，大規(guī)模農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營過程中已經(jīng)積累了大量的經(jīng)驗(yàn)和知識，同時具備較穩(wěn)定的收入來源。而平原地區(qū)自然資源豐富、地理位置優(yōu)越，更有可能將農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際利用行為?；诖?，本研究進(jìn)一步結(jié)合多群組SEM模型，將規(guī)模和地形區(qū)作為2個調(diào)節(jié)變量，檢驗(yàn)小規(guī)模戶與大規(guī)模戶、平原區(qū)戶與山丘區(qū)戶農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對其行為響應(yīng)的作用。表6為模型擬合情況，表7列出了多群組SEM模型的路徑系數(shù)估計結(jié)果。

從表7可以看出，分組樣本與全樣本（表5）結(jié)果部分相似，相較小規(guī)模戶和山丘區(qū)戶，大規(guī)模戶和平原區(qū)戶的農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對其行為響應(yīng)正向影響的綜合路徑系數(shù)明顯要高，同時部分結(jié)果存在差異：

1）農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用主觀規(guī)范對行為響應(yīng)的影響方面，大規(guī)模戶、平原區(qū)農(nóng)戶通過檢驗(yàn)，但小規(guī)模戶、山丘區(qū)戶未通過檢驗(yàn)。小規(guī)模戶主觀規(guī)范對行為響應(yīng)的影響不顯著，可能的原因：一是自2007年以來，無論是鼓勵發(fā)展規(guī)模化，抑或農(nóng)業(yè)廢棄物污染治理及其農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用等支持政策的目標(biāo)對象都主要為大規(guī)模戶，將小規(guī)模戶排除在支持對象范圍之外，導(dǎo)致小規(guī)模群體中進(jìn)行農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的典型示范戶缺失；二是鑒于數(shù)量眾多的小規(guī)模戶過高的監(jiān)管成本，政府環(huán)境規(guī)制的對象也定位為大規(guī)模戶，小規(guī)模戶長期處于監(jiān)管的真空狀態(tài)，因而造成小規(guī)模戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用主觀規(guī)范對行為響應(yīng)的影響不顯著。山丘區(qū)農(nóng)戶主觀規(guī)范對行為響應(yīng)的正向影響不顯著，可能的解釋是：山丘區(qū)由于自然地形條件決定的農(nóng)戶分布更為零散，加上交通、網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)條件差，相較平原區(qū)的農(nóng)戶而言受到身邊相鄰或同行的影響以及政府監(jiān)管的壓力都比較小，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用主觀規(guī)范對其行為響應(yīng)的影響不顯著。

2）關(guān)于農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為態(tài)度對行為響應(yīng)的影響方面，平原區(qū)戶通過檢驗(yàn)，山丘區(qū)戶未通過檢驗(yàn)。由于山丘區(qū)受自然條件的限制，加之地方財力不足，交通、信息設(shè)施建設(shè)滯后，農(nóng)戶信息閉塞，思想保守，對于農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的經(jīng)濟(jì)、環(huán)境、社會效益的認(rèn)知度低，因而農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為態(tài)度對其行為響應(yīng)的影響不顯著。

由此可見，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用心理認(rèn)知對行為響應(yīng)的影響路徑不一致。不同規(guī)模、不同地形區(qū)域的農(nóng)戶，由于資源稟賦條件、經(jīng)濟(jì)實(shí)力、思想觀念及社會規(guī)范均存在一定差異，其參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的心理認(rèn)知會有所不同，進(jìn)而對其農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用行為響應(yīng)產(chǎn)生不同的影響。

4 結(jié)論與啟示

本研究基于500份農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)和結(jié)構(gòu)方程模型，研究了農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對其行為響應(yīng)的作用，并進(jìn)一步以規(guī)模、地形區(qū)為調(diào)節(jié)變量，厘清不同群組農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知對其行為響應(yīng)影響的差異，主要結(jié)論如下：1）全樣本數(shù)據(jù)顯示農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個維度均對行為響應(yīng)有顯著正向影響，綜合影響路徑系數(shù)依次為知覺行為控制（0.378）、主觀規(guī)范（0.238）和行為態(tài)度（0.182），同時主觀規(guī)范和知覺行為控制也會通過行為態(tài)度的中介作用對行為響應(yīng)產(chǎn)生顯著的正向影響；2）規(guī)模、地形區(qū)對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用認(rèn)知與行為響應(yīng)之間具有調(diào)節(jié)作用，與小規(guī)模、山丘地區(qū)相比，大規(guī)模、平原地區(qū)農(nóng)戶認(rèn)知對其資源化利用行為均顯著?；谏鲜鼋Y(jié)果，提出以下建議：

1）應(yīng)通過定向的教育和信息傳播活動提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的認(rèn)知水平，重點(diǎn)應(yīng)放在向農(nóng)戶介紹該利用方式的環(huán)境、經(jīng)濟(jì)和社會效益以及其與農(nóng)戶現(xiàn)有實(shí)踐的契合度上，進(jìn)一步引導(dǎo)農(nóng)戶對資源化利用行為產(chǎn)生積極的態(tài)度，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的可持續(xù)性。在主觀規(guī)范上應(yīng)利用社會影響力和權(quán)威渠道，加強(qiáng)對農(nóng)戶的主觀規(guī)范塑造，突出農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的社會責(zé)任和共識，以促使農(nóng)戶自覺遵循社會期望并積極進(jìn)行廢棄物的資源化利用。與此同時，應(yīng)通過強(qiáng)化農(nóng)戶對參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的知覺行為控制，推進(jìn)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)的常態(tài)化，提供技術(shù)支持、資源保障和操作便利，增強(qiáng)農(nóng)戶對資源化利用行為的信心和能力，從而降低行為實(shí)施過程中的障礙。

2）針對不同規(guī)模和地形區(qū)的農(nóng)戶，制定差異化的政策和支持措施。對于大規(guī)模和平原地區(qū)的農(nóng)戶，需重點(diǎn)關(guān)注其資源化利用行為并提供相應(yīng)激勵，以確保其繼續(xù)積極參與資源化利用。對于小規(guī)模農(nóng)戶，應(yīng)推進(jìn)農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用支持政策全覆蓋，實(shí)施對小規(guī)模農(nóng)戶重點(diǎn)幫扶與支持。今后支持政策重點(diǎn)對象是數(shù)量龐大的小規(guī)模戶，提升小規(guī)模戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的認(rèn)知度，激發(fā)他們開展農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的內(nèi)生動力及響應(yīng)度。同時選擇一批綜合效益高、適宜小規(guī)模戶的農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用模式進(jìn)行典型示范推廣，強(qiáng)化主觀規(guī)范的作用。對于山區(qū)地區(qū)的農(nóng)戶，應(yīng)加強(qiáng)山區(qū)的信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，暢通信息傳播，創(chuàng)新媒體手段，推進(jìn)數(shù)字化管理。通過對農(nóng)戶生產(chǎn)全過程數(shù)字化管理，提高山區(qū)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的經(jīng)濟(jì)、環(huán)境、社會效益認(rèn)知度，促進(jìn)其積極的行為態(tài)度形成；政府與農(nóng)戶、農(nóng)戶與農(nóng)戶通過云上“親密”接觸，實(shí)現(xiàn)對國家相關(guān)政策、資源化利用典型模式與樣板的宣傳普及，強(qiáng)化主觀規(guī)范的影響力，促使山區(qū)農(nóng)戶自覺、自愿開展農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用。

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[本文編校：吳 彬]