農(nóng)戶水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的影響因素研究

中圖分類(lèi)號(hào)：F323.22 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-060X（2025）06-0102-07

Study on the Influencing Factors of Farmer Households' Willingness and Behavior in Ecological Aquaculture

BIN Mu-rong

(School ofBusiness，HainanTropical Ocean University，Sanya572o22，RC)

Abstract:Basedon thequestionnaire surveydataof aquaculture farmer households in Hainan Province，Guangdong Province， Guangxi ZhuangAutonomousRegionandFujianProvinceofChina，thestudyusedthebinarylogisticmodeltoidentifysignificant factorsaffctingteconsistencbetwnfarerouseholds'willngnessadbehaviortparticipateinecologcalaquacultuend usedthe boostedregresiontrees modeltoquantifytherelativeimportaneofachifuencingfactortotewillingnessandbhavio soatoexplainasonsfortheiconsistecybetweentewilingnessandehavioputforwardstrateicsugstionstoprootete transformationofthewilingnesintoehavio，andadvancetedevelopmntoftecologicalaquacultureindustry.hesudfound thataquaculturefrouseoldsintiseahdacertainwilingne tprtiipateicologicalaquaclturebutteosistncy degree between the willngnessand behavior was relativelylow.Significant factors influencing theconsistencybetween farmer households'wilingnesandbhavortoparticiate inologicalaquacultureereevirometalgulations，tesaleofaqaculture thepoliticalidentity，theproportioofaquacultureincoeithetotalfamilyincome，tecologicalaquacultureawaree，the aquaculture'senvironmental impactawareness，andtheeasedegreeoffancing，allofwhichhadpositiveimpacts.Thesignificant influencingfactosoffmerhouseholds'willingnessandehaviortoparticiateinecologccalaquacultureerediffrenttogeat extent，anthereeregeatdiferencesinelativeimportancesofthsignifcantifuencingfactors.Themaifactorsiuencing the willingnessandbehaviorereconomicharacteristicsandbreedingcharacteristicsrspectivelywitteaincontributionateof 53% and 61.4% respectively.This reflected the significance of breeding characteristics，and to some extent explaind the reason forthe inconsistency between the willingness and behavior.

Keywords:ecological breeding;farmer household; breeding willingness; breeding behavior;influencing factor

我國(guó)是世界上最大的水產(chǎn)養(yǎng)殖國(guó)，養(yǎng)殖水產(chǎn)品總產(chǎn)量從1978年的233萬(wàn)t增加至2023年的5809.70萬(wàn)t（占全國(guó)水產(chǎn)品總產(chǎn)量的 81.64% )，水產(chǎn)養(yǎng)殖在農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、農(nóng)產(chǎn)品安全供給等方面發(fā)揮著重要作用[1-2]。但水產(chǎn)養(yǎng)殖過(guò)程中投入品泛濫，水產(chǎn)品排泄物、病死水產(chǎn)品尸體等大量污染物未經(jīng)妥善處理而隨意排放等，給我國(guó)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境帶來(lái)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)[3-4]。水產(chǎn)養(yǎng)殖帶來(lái)的污染是我國(guó)農(nóng)村主要的水資源污染源之一，且污染程度日趨嚴(yán)重[5-，已成為我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)亟須解決的重要課題之一。在此背景下，水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖強(qiáng)調(diào)將水產(chǎn)養(yǎng)殖放到自然生態(tài)循環(huán)之中，在“源頭—過(guò)程一末端”的全程實(shí)現(xiàn)能量、物質(zhì)的良性自然循環(huán)。學(xué)界普遍認(rèn)為，水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖是水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)未來(lái)發(fā)展的方向，構(gòu)建健康、生態(tài)、節(jié)水減排和多營(yíng)養(yǎng)層次的水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖體系，是控制水產(chǎn)養(yǎng)殖污染的有效途徑[7-8]。而宏觀生態(tài)技術(shù)體系的建立需以微觀上推動(dòng)農(nóng)戶廣泛采納為基礎(chǔ)?，F(xiàn)階段，在養(yǎng)殖方式上，傳統(tǒng)粗放式的養(yǎng)殖方式在我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖中占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)；在養(yǎng)殖主體上，我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖活動(dòng)大多由農(nóng)戶分散進(jìn)行[0-]。養(yǎng)殖農(nóng)戶分布分散且數(shù)量龐大，加上投入成本、環(huán)境意識(shí)等的影響，健康、生態(tài)養(yǎng)殖的組織生產(chǎn)和統(tǒng)一管理在農(nóng)戶水產(chǎn)養(yǎng)殖中難以實(shí)施[12-14]，這使得水產(chǎn)養(yǎng)殖污染防治成為一個(gè)較難解決的問(wèn)題。

在生態(tài)農(nóng)業(yè)微觀領(lǐng)域，農(nóng)戶參與生態(tài)生產(chǎn)的意愿與行為及其相關(guān)關(guān)系一直是研究熱點(diǎn)。由于理論基礎(chǔ)、研究對(duì)象、研究方法不同，研究結(jié)果存在差異。如有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)戶參與生態(tài)養(yǎng)殖的意愿與行為之間有顯著的正向關(guān)系[15]；大部分學(xué)者則認(rèn)為，現(xiàn)階段我國(guó)農(nóng)戶參與生態(tài)生產(chǎn)的意愿與行為相悖離，農(nóng)戶參與生態(tài)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿向行為的轉(zhuǎn)化存在障礙[16-17]。導(dǎo)致農(nóng)戶參與生態(tài)生產(chǎn)意愿與行為悖離的因素主要涉及社會(huì)規(guī)范、補(bǔ)貼政策、政府宣傳等宏觀層面和農(nóng)戶個(gè)體特征、資源稟賦等微觀層面；隨著研究的深入，生態(tài)環(huán)境保護(hù)意識(shí)、社會(huì)責(zé)任感、主觀規(guī)范等認(rèn)知與心理變量逐步被納入進(jìn)來(lái)。

然而，縱觀現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，關(guān)于農(nóng)戶參與生態(tài)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿與行為的研究仍存在不足。大多數(shù)研究得出了影響農(nóng)戶意愿和行為的因素存在差異，但分析多個(gè)影響因素對(duì)意愿或行為的相對(duì)重要性的研究較少。因此，該研究基于對(duì)我國(guó)海南省、廣東省、廣西壯族自治區(qū)、福建省水產(chǎn)養(yǎng)殖農(nóng)戶的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用二元Logistic模型識(shí)別影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的顯著因素，進(jìn)而運(yùn)用增強(qiáng)回歸樹(shù)模型量化各影響因素對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的相對(duì)重要性，從而解釋意愿與行為不一致的原因，提出促進(jìn)意愿向行為轉(zhuǎn)化的策略建議，推進(jìn)水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

該研究以我國(guó)海南省、廣東省、廣西壯族自治區(qū)、福建省為研究區(qū)域，通過(guò)對(duì)其水產(chǎn)養(yǎng)殖農(nóng)戶進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查獲取數(shù)據(jù)。調(diào)查時(shí)間為2021年7月一2022年1月，調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的意愿、行為及農(nóng)戶個(gè)體特征、經(jīng)濟(jì)特征、養(yǎng)殖特征、認(rèn)知特征和政策特征等。課題組發(fā)放問(wèn)卷1200份，剔除信息不完整和存在邏輯錯(cuò)誤的問(wèn)卷后，共獲得1087份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷有效率為 90.58% 。其中，愿意參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的樣本農(nóng)戶為558戶，占樣本總量的 51.33% ；在有參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的558戶農(nóng)戶中，有參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的農(nóng)戶為357戶，占比為 63.98% ，其占樣本總量的 32.84% ?？傮w上而言，研究區(qū)域的水產(chǎn)養(yǎng)殖農(nóng)戶有一定的參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿，但有參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的較少，意愿與行為的一致性程度較低，表明農(nóng)戶在水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖領(lǐng)域的實(shí)際行動(dòng)仍不足。

1.2 研究方法

1.2.1二元Logistic模型借鑒生態(tài)農(nóng)業(yè)相關(guān)研究成果[18]，該研究運(yùn)用二元Logistic模型（BinaryLogisticModel）識(shí)別影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的顯著因素，具體如公式（1）所示。

式（1）中： P_i 表示農(nóng)戶 i 參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致的概率； y 表示農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的意愿與行為是否一致，“不一致”時(shí)取值為0，“一致”時(shí)取值為 1:x_k 表示第 k 個(gè)影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的因素； α 表示常數(shù)項(xiàng)； β_k 為 x_k 的回歸系數(shù)。

農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致的概率0 (P_i) ）與不一致的概率（ 1-P_i ）的比值為事件發(fā)生比，該研究通過(guò)對(duì)其取自然對(duì)數(shù)得到二元Logistic模型的線性表達(dá)式，具體如公式（2）所示。

1.2.2增強(qiáng)回歸樹(shù)模型增強(qiáng)回歸樹(shù)（BoostedRegressionTrees，BRT）模型是一種基于分類(lèi)回歸樹(shù)算法的自學(xué)習(xí)方法，可以用來(lái)量化各自變量對(duì)因變量的相對(duì)重要性[19-20]。該研究運(yùn)用BRT模型量化各影響因素對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的相對(duì)重要性，具體如公式（3）所示。

F_m(X^j)?F_m-1(X^j)+f_m(X^j)

式（3）中： F_m 是最終模型， X^j 為變量。

1.3 變量設(shè)置

一是被解釋變量。該研究以“農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的意愿與行為是否一致”為被解釋變量，其分為“不一致”與“一致”2種結(jié)果?；谒a(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)的生產(chǎn)特點(diǎn)及現(xiàn)實(shí)背景，結(jié)合現(xiàn)有農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為研究，該研究從“源頭一過(guò)程一末端”的全程視角對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為進(jìn)行界定。水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為主要包括源頭的污染預(yù)防行為、過(guò)程中的減投養(yǎng)殖行為以及末端的清潔行為，如果受訪農(nóng)戶在其中1個(gè)環(huán)節(jié)中有水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為，該研究就界定其參與了水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖。二是解釋變量。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的重要生產(chǎn)者、決策者，其行為深刻影響著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[21]。理論上，無(wú)論是信息不完全條件下個(gè)體對(duì)帕累托次優(yōu)的選擇，還是經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)中個(gè)體追求效用最大化的假設(shè)，都意味著農(nóng)戶在尋求效用的帕累托改進(jìn)[1，其在所面臨的外部限制條件下會(huì)做出理性選擇[22-23]。借鑒前人研究成果[24-28]，該研究引入5類(lèi)可能影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的因素作為解釋變量：個(gè)體特征、經(jīng)濟(jì)特征、養(yǎng)殖特征、認(rèn)知特征、政策特征。該研究的具體變量界定及描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表1。

2 結(jié)果與分析

2.1 二元Logistic回歸分析

該研究借助SPSS25.0軟件，選用Wald向后逐步法，運(yùn)用二元Logistic模型估計(jì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的影響因素，得到模型1；在經(jīng)歷6次回歸分析、逐步剔除與被解釋變量相關(guān)性較弱的解釋變量后，得到模型Ⅱ。Hosmer

Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)中 ρ 值為0.639，說(shuō)明模型擬合較好。模型估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性主要受以下因素影響（表2）。一是政治身份。政治身份在 10% 的水平上對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性產(chǎn)生正向顯著影響，表明政治面貌為中共黨員或擔(dān)任村干部的農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致的概率較大。主要原因在于，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，中共黨員或村干部的政治身份帶來(lái)的責(zé)任感和使命感，促使其更加積極主動(dòng)響應(yīng)國(guó)家號(hào)召，發(fā)揮先鋒模范帶頭作用。二是融資容易程度。融資容易程度在10% 的水平上對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性產(chǎn)生正向顯著影響，表明融資越容易，農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致的概率越大。三是水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模與水產(chǎn)養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重。水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模與水產(chǎn)養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重在 10% 的水平上對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性產(chǎn)生正向顯著影響，表明水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模越大，水產(chǎn)養(yǎng)殖收人占家庭總收人的比重越高，農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致的概率越大。主要原因在于，水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模越大、水產(chǎn)養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重越高的農(nóng)戶，參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖獲得的經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益越高。四是水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知和養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知。水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知和養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知在 10% 的水平上對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性產(chǎn)生正向顯著影響，表明農(nóng)戶認(rèn)知程度越高，對(duì)水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的生態(tài)功能和環(huán)境價(jià)值越了解，就越傾向于參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖。五是環(huán)境規(guī)制。該變量在 5% 的水平上對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性產(chǎn)生正向顯著影響，表明政府的環(huán)境規(guī)制政策供給對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的一致性具有提升作用。政府的環(huán)境規(guī)制政策通過(guò)命令強(qiáng)制、市場(chǎng)激勵(lì)等方式，如對(duì)將養(yǎng)殖廢水直接排入環(huán)境的行為進(jìn)行一定的處罰等，對(duì)養(yǎng)殖農(nóng)戶形成較強(qiáng)的約束力和引導(dǎo)力。

2.2 增強(qiáng)回歸樹(shù)模型分析

該研究采用gbmBRTR程序包及由此擴(kuò)展的空間尺度上BRT分析軟件進(jìn)行增強(qiáng)回歸樹(shù)分析，將模型參數(shù)抽樣率設(shè)置為0.5，將學(xué)習(xí)率設(shè)置為0.005，將決策樹(shù)復(fù)雜性設(shè)置為3，進(jìn)行交叉驗(yàn)證。BRT模型經(jīng)過(guò)1860次迭代運(yùn)算達(dá)到最優(yōu)，模型性能結(jié)果為0.416，平均總偏差為0.825，平均殘差為0.257。該研究經(jīng)由BRT模型得到各影響因素對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿和行為的相對(duì)影響，即各影響因素的貢獻(xiàn)率。如圖1所示，影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的最重要因素是水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖預(yù)期收益，其貢獻(xiàn)率為 38.2% ，接下來(lái)依次為融資容易程度、資源環(huán)境價(jià)值認(rèn)知、養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知、水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知、水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模，其貢獻(xiàn)率分別為 14.8% 11.1% 、 8.7% 、 7.7% 、 6.6% ，以上重要因素對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的影響率累計(jì)達(dá)到 87.1% 其中，經(jīng)濟(jì)特征、認(rèn)知特征維度的貢獻(xiàn)率較高，分別為 53% 、 27.5% 。這表明產(chǎn)生參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的農(nóng)戶在一定程度上具有“生態(tài)經(jīng)濟(jì)人”的屬性一既有關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益的經(jīng)濟(jì)理性，又有重視生態(tài)價(jià)值的生態(tài)理性。經(jīng)濟(jì)理性是農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的本能邏輯，農(nóng)戶心理決策受預(yù)期收益最大化目標(biāo)的影響較大；生態(tài)理性邏輯也在一定程度上促發(fā)農(nóng)戶參與意愿，農(nóng)戶通過(guò)資源環(huán)境價(jià)值認(rèn)知、養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知、水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知等認(rèn)識(shí)到參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖給其帶來(lái)的潛在效益，這些效益成為農(nóng)戶心理意愿表達(dá)的動(dòng)力，效益越明顯，意愿表達(dá)的概率就越大。根據(jù)成長(zhǎng)動(dòng)機(jī)理論，生態(tài)理性的建立需要一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)[29]。因此，較高的水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖預(yù)期收益和融資的較容易獲得，能顯著提高農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的意愿。

如圖2所示，農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的最大貢獻(xiàn)因素為水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模，其貢獻(xiàn)率為 47.5% 接下來(lái)依次為水產(chǎn)養(yǎng)殖收入占家庭總收人的比重、養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知、融資容易程度、水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知、產(chǎn)業(yè)組織參與情況，其貢獻(xiàn)率分別為 9.9% 9.2% 、 7.4% 、 4.9% 、 4% ，以上因素對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的影響率累計(jì)達(dá)到 82.9% 。其中，養(yǎng)殖特征、認(rèn)知特征維度的貢獻(xiàn)率較高，分別為61.4% 、 14.1% 。這表明農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為受到養(yǎng)殖特征、生態(tài)理性、資金可獲得性的共同約束，也印證了我國(guó)現(xiàn)階段有關(guān)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)、提高標(biāo)準(zhǔn)化專(zhuān)業(yè)化程度的政策同時(shí)有利于農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的改善。水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模較大、水產(chǎn)養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重較大、參與產(chǎn)業(yè)組織的農(nóng)戶產(chǎn)生參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的概率較大，這可能是因?yàn)槠溟_(kāi)展傳統(tǒng)水產(chǎn)養(yǎng)殖的環(huán)境破壞規(guī)模效應(yīng)更加突出，參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的專(zhuān)業(yè)化程度更高、規(guī)模效益更加明顯，產(chǎn)業(yè)組織的集聚效應(yīng)更易顯現(xiàn)。根據(jù)馬斯洛需求層次理論，隨著社會(huì)福利水平的提升，農(nóng)戶會(huì)關(guān)心更高層次的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題，生態(tài)收益預(yù)期也成為農(nóng)戶行為選擇的重要影響因素[27]。此外，與很多農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域相同，資金問(wèn)題也是制約農(nóng)戶進(jìn)行水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖轉(zhuǎn)型的瓶頸之一。

2.3進(jìn)一步考量

如表3所示，該研究通過(guò)對(duì)多個(gè)影響因素的貢獻(xiàn)率進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的顯著影響因素及其相對(duì)重要性存在較大差異。在5類(lèi)影響因素中，影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的因素主要為經(jīng)濟(jì)特征，其主要貢獻(xiàn)率為 53% ;影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的因素主要為養(yǎng)殖特征，其主要貢獻(xiàn)率為 61.4% 。這體現(xiàn)了養(yǎng)殖特征的重要性，也在一定程度上解釋了農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為不一致的原因。

3 討論與建議

3.1 討論

其一，總體上而言，研究區(qū)域的水產(chǎn)養(yǎng)殖農(nóng)戶有一定的參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿，但有參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的較少，意愿與行為的一致性程度較低，表明農(nóng)戶在水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖領(lǐng)域的實(shí)際行動(dòng)仍不足。其二，影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的顯著因素為環(huán)境規(guī)制、水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模、政治身份、水產(chǎn)養(yǎng)殖收入占家庭總收入的比重、水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知、養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知、融資容易程度，其皆產(chǎn)生正向影響。其三，影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的重要因素按影響程度從大到小排列依次為水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖預(yù)期收益、融資容易程度、資源環(huán)境價(jià)值認(rèn)知、養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知、水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知、水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模，其貢獻(xiàn)率分別為 38.2% 、 14.8% 、11.1% 、 8.7% ！ 7.7% 、 6.6% 。其四，影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的重要因素按影響程度從大到小排列依次為水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模、水產(chǎn)養(yǎng)殖收人占家庭總收入的比重、養(yǎng)殖環(huán)境影響認(rèn)知、融資容易程度、水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知、產(chǎn)業(yè)組織參與情況，其貢獻(xiàn)率分別為 47.5% 、 9.9% 、 9.2% 、 7.4% 、 4.9% 、 4% 。其五，通過(guò)對(duì)多個(gè)影響因素的貢獻(xiàn)率進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的顯著影響因素及其相對(duì)重要性存在較大差異。在5類(lèi)影響因素中，影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的因素主要為經(jīng)濟(jì)特征，其主要貢獻(xiàn)率為 53% ；影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖行為的因素主要為養(yǎng)殖特征，其主要貢獻(xiàn)率為61.4% 。這體現(xiàn)了養(yǎng)殖特征的重要性，也在一定程度上解釋了農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為不一致的原因。

同時(shí)，在影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的重要因素中，經(jīng)濟(jì)特征、認(rèn)知特征維度的主要貢獻(xiàn)率較高，分別為 53% 、 27.5% ，表明產(chǎn)生參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿的農(nóng)戶在一定程度上具有“生態(tài)經(jīng)濟(jì)人”的屬性—既有關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益的經(jīng)濟(jì)理性，又有重視生態(tài)價(jià)值的生態(tài)理性，，這與一些現(xiàn)有研究[30-31]的結(jié)論一致。此外，在二元Logistic模型回歸分析中，政府補(bǔ)貼與技術(shù)培訓(xùn)變量作為可能影響農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性的因素，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這與現(xiàn)有大多數(shù)研究結(jié)論不一致。就政府補(bǔ)貼而言，這可能是因?yàn)榇蠖鄶?shù)樣本農(nóng)戶水產(chǎn)養(yǎng)殖規(guī)模較?。淮蠖鄶?shù)受訪農(nóng)戶表示，只有極少數(shù)規(guī)模養(yǎng)殖戶能獲得政府補(bǔ)貼，且金額不高。就技術(shù)培訓(xùn)而言，這可能是因?yàn)楝F(xiàn)階段的培訓(xùn)內(nèi)容一般由政府主管部門(mén)、農(nóng)業(yè)科研院所及職業(yè)院校共同決定，以疫病診斷與防治為主，而較少涉及水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)推廣服務(wù)。

3.2 建議

一是要以“雙碳”目標(biāo)為契機(jī)，進(jìn)一步調(diào)整和優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，綜合考慮資源與環(huán)境承載力，合理配置區(qū)域資源，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生態(tài)化、規(guī)模化、專(zhuān)業(yè)化。如政府可結(jié)合當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)情況，引導(dǎo)適度提高規(guī)模養(yǎng)殖水平，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶參與生態(tài)養(yǎng)殖意愿向行為轉(zhuǎn)化。二是要重視經(jīng)濟(jì)特征對(duì)農(nóng)戶參與水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖的重要影響：在充分考慮生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品功能屬性、商品屬性的基礎(chǔ)上，建立生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制，為生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)交易提供條件，為農(nóng)戶的增收創(chuàng)效提供激勵(lì)；進(jìn)一步完善農(nóng)村金融供給機(jī)制，通過(guò)貸款貼息、放寬貸款條件、降低貸款利率等方式，打破農(nóng)戶參與生態(tài)生產(chǎn)的資金瓶頸，同時(shí)豐富金融供給形式，滿足農(nóng)戶多樣化的資金需求。三是要立足人與自然和諧共生的生態(tài)倫理，通過(guò)繼續(xù)教育、專(zhuān)題培訓(xùn)、示范宣講等活動(dòng)，宣傳生態(tài)發(fā)展理念，提升農(nóng)戶生態(tài)發(fā)展認(rèn)知，強(qiáng)化其環(huán)保意識(shí)與生態(tài)責(zé)任感，推廣農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)過(guò)程中好的做法和經(jīng)驗(yàn)，充分發(fā)揮典型案例的溢出效用，形成全社會(huì)重視和參與生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展的整體合力。四是可以政治身份的行為規(guī)范為導(dǎo)向，推動(dòng)中共黨員、村干部率先參與生態(tài)生產(chǎn)，并輔以培訓(xùn)和指導(dǎo)，確保其生態(tài)生產(chǎn)行為達(dá)到預(yù)期收益，進(jìn)而通過(guò)傳、幫、帶等方式發(fā)揮中共黨員、村干部參與生態(tài)生產(chǎn)的示范效應(yīng)、引領(lǐng)效應(yīng)。五是可在明確界定規(guī)?；B(yǎng)殖類(lèi)型的基礎(chǔ)上，細(xì)化生態(tài)養(yǎng)殖相關(guān)規(guī)范，明確養(yǎng)殖全過(guò)程中的相關(guān)環(huán)保責(zé)任，進(jìn)一步完善相關(guān)法律、法規(guī)、政策體系。

參考文獻(xiàn)：

[1]唐啟升.中國(guó)式現(xiàn)代漁業(yè)可持續(xù)發(fā)展的過(guò)去和未來(lái)[J].漁業(yè)科學(xué)進(jìn)展，2023，44（6）：1-6.

[2]賓幕容.農(nóng)戶水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)采納行為及激勵(lì)政策研究[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2023.

[3]秦鵬，徐海俊.水產(chǎn)養(yǎng)殖污染防治的現(xiàn)實(shí)困境與規(guī)范進(jìn)路[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2019（12）：88-95.

[4]張懿，紀(jì)建悅.中國(guó)海水養(yǎng)殖生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合關(guān)系及驅(qū)動(dòng)因素分解[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2020（4）：94-106.

[5]董雙林.論我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)生態(tài)集約化發(fā)展[J].中國(guó)漁業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015，33(5):4-9.

[6]胡金城，于學(xué)權(quán)，辛乃宏.工廠化循環(huán)水養(yǎng)殖研究現(xiàn)狀及應(yīng)用前景[J].中國(guó)水產(chǎn)，2017（6）：94-97.

[7]唐啟升，丁曉明，劉世祿，等.我國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)綠色、可持續(xù)發(fā)展保障措施與政策建議[J].中國(guó)漁業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014，32（2）：5-11.

[8]葉乃好，莊志猛，王清印.水產(chǎn)健康養(yǎng)殖理念與發(fā)展對(duì)策[J].中國(guó)工程科學(xué)，2016，18（3）：101-104.

[9]“中國(guó)水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略研究”課題綜合組.環(huán)境友好型水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略[J].中國(guó)工程科學(xué)，2016，18（3）：1-7.

[10]汪鳳桂，林建峰.農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)對(duì)水產(chǎn)養(yǎng)殖戶質(zhì)量安全行為的影響[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2015（6）：11-18.

[11]劉家壽，王齊東，解綬啟，等.內(nèi)陸大水面生態(tài)牧場(chǎng)化管理：群落調(diào)控、生物多樣性恢復(fù)與資源利用[J].科技促進(jìn)發(fā)展，2020，16(2):237-242.

[12]徐翔，陶雯，袁新華.農(nóng)戶青蝦新品種采納行為分析：基于江蘇省青蝦主產(chǎn)區(qū)466戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2013（5）：86-94.

[13]方建光，李鐘杰，蔣增杰，等.水產(chǎn)生態(tài)養(yǎng)殖與新養(yǎng)殖模式發(fā)展戰(zhàn)略研究[J].中國(guó)工程科學(xué)，2016，18（3）：22-28.

[14]李博偉，徐翔.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集聚、技術(shù)支撐主體嵌入對(duì)農(nóng)戶采納新技術(shù)行為的空間影響：以淡水養(yǎng)殖為例[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018，18（1）：124-136，164.

[15]賓幕容，文孔亮，周發(fā)明.湖區(qū)農(nóng)戶畜禽養(yǎng)殖廢棄物資源化利用意愿和行為分析：以洞庭湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)為例[J].經(jīng)濟(jì)地理，2017，37(9):185-191.

[16]李昊，李世平，南靈.農(nóng)戶農(nóng)業(yè)環(huán)境保護(hù)為何高意愿低行為？：公平性感知視角新解[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018（2):18-27，155.

[17]暢倩，顏儼，李曉平，等.為何“說(shuō)一套做一套”：農(nóng)戶生態(tài)生產(chǎn)意愿與行為的悖離研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021（4）：85-97.

[18]郅建功，顏廷武.技術(shù)感知、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避與農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納行為：基于對(duì)鄂皖冀3省1490個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2021，35（11）：74-80.

[19]尹才，劉淼，孫鳳云，等.基于增強(qiáng)回歸樹(shù)的流域非點(diǎn)源污染影響因子分析[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2016，27（3）：911-919.

[20]鄺佛緣，陳美球，李志朋，等.農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境認(rèn)知與保護(hù)行為的差異分析：以農(nóng)藥化肥使用為例[J].水土保持研究，2018，25（1)：321-326.

[21]張林秀.農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)學(xué)基本理論概述[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，1996（3)：24-30.

[22]陳和午.農(nóng)戶模型的發(fā)展與應(yīng)用：文獻(xiàn)綜述[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2004（3）:2-10.

[23]西奧多·舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M].梁小民，譯.北京：商務(wù)印書(shū)館，1987.

[24]羅嵐，李樺，許貝貝．綠色認(rèn)知、現(xiàn)實(shí)情景與農(nóng)戶生物農(nóng)藥施用行為：對(duì)意愿與行為悖離的現(xiàn)象解釋[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2020，41（4):649-658.

[25]余威震，羅小鋒，李容容，等.綠色認(rèn)知視角下農(nóng)戶綠色技術(shù)采納意愿與行為悖離研究[J].資源科學(xué)，2017，39（8）：1573-1583.

[26]郭清卉，李昊，李世平，等.基于行為與意愿悖離視角的農(nóng)戶親環(huán)境行為研究：以有機(jī)肥施用為例[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2021，30(1):212-224.

[27]石志恒，符越.技術(shù)擴(kuò)散條件視角下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿與行為悖離研究：以無(wú)公害農(nóng)藥技術(shù)采納為例[J].農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào)，2022，21(1):29-39.

[28]李福奪，尹昌斌.農(nóng)戶綠肥種植意愿與行為悖離發(fā)生機(jī)制研究：基于湘、贛、桂、皖、豫五?。▍^(qū)）854戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2021，43（1）：59-67.

[29]DEFRANCESCOE，GATTOP，RUNGEF，etal.Factorsaffecting farmers'participation in agri-environmental measures:Anorthern Italian perspective[J]. Journal of Agricultural Economics，2008，59（1） : 114-131.

[30]姚柳楊，趙敏娟，徐濤．經(jīng)濟(jì)理性還是生態(tài)理性？農(nóng)戶耕地保護(hù)的行為邏輯研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016，16(5):86-95，156.

[31]張朝輝.農(nóng)戶退耕參與意愿的生成邏輯：經(jīng)濟(jì)理性或生態(tài)理性[J].林業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2019，39（5）：449-456.

（責(zé)任編輯：袁萍萍）