趙 鑫，戴俊生，楊秀玉

(新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與科技信息研究所，烏魯木齊 830091)

0 引 言

【研究意義】在實(shí)施棉花目標(biāo)價(jià)格制度進(jìn)程中，研究農(nóng)戶這一重要且將長期存在的生產(chǎn)經(jīng)營主體行為之變化，從微觀農(nóng)戶視角研究棉花目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)北疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為的影響。 分析棉花目標(biāo)價(jià)格制度實(shí)施以來農(nóng)戶植棉行為變化的影響對(duì)促進(jìn)新疆棉花產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)具有實(shí)際意義?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】目前，有關(guān)棉花目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)棉農(nóng)生產(chǎn)決策行為的影響研究，通過開展調(diào)查、建立模型的實(shí)證分析已有學(xué)者研究報(bào)道，主要采用probit模型、Logit二元選擇模型、回歸模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，且研究結(jié)論相對(duì)單一。姚升(2017)[5]研究指出內(nèi)地棉花目標(biāo)價(jià)格補(bǔ)貼政策對(duì)棉農(nóng)生產(chǎn)決策行為具有正向的影響，有助于棉農(nóng)分配更多的土地用于棉花的種植，在激勵(lì)棉農(nóng)擴(kuò)大種植面積方面的政策效應(yīng)較為顯著；王力(2017)[6]指出目標(biāo)價(jià)格補(bǔ)貼政策對(duì)棉農(nóng)的種植意愿影響表現(xiàn)在棉農(nóng)在目標(biāo)價(jià)格政策實(shí)施以后更加關(guān)注棉花政策，并可依據(jù)政策調(diào)整棉花的種植；同時(shí)棉農(nóng)家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)、植棉畝均成本、棉花畝均產(chǎn)量、植棉畝均收入以及目標(biāo)價(jià)格預(yù)期對(duì)棉農(nóng)的棉花種植意愿有顯著影響；王利榮(2015)[7]指出價(jià)格是影響棉農(nóng)種植決策的重要依據(jù)；常江(2016)[8]分析指出目標(biāo)價(jià)格對(duì)棉農(nóng)生產(chǎn)決策影響，可以穩(wěn)定和提高棉花產(chǎn)出，但對(duì)于普通農(nóng)戶的收入影響卻不大。【本研究切入點(diǎn)】雖然目前已有學(xué)者運(yùn)用計(jì)劃行為理論研究農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響，但是未見將計(jì)劃行為理論運(yùn)用到棉花目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)棉農(nóng)生產(chǎn)行為影響的相關(guān)研究。研究建立結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)，分析棉花目標(biāo)價(jià)格制度實(shí)施對(duì)北疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為的影響。【擬解決的關(guān)鍵問題】以計(jì)劃行為理論(TPB)為基礎(chǔ)，新疆北部昌吉州、塔城地區(qū)、博州3個(gè)地州的5個(gè)主要產(chǎn)棉縣(市)10個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))的290個(gè)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，采用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)研究北疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為的變化探尋促進(jìn)新疆棉花提質(zhì)增效，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展可能的新途徑。

1 材料與方法

1.1 材 料

采用發(fā)放問卷調(diào)查表、訪談、召開座談會(huì)以及實(shí)地調(diào)研的數(shù)據(jù)。

問卷設(shè)計(jì)主要是基于文獻(xiàn)綜述、相關(guān)理論、專家咨詢和北疆疆棉花生產(chǎn)情況、補(bǔ)貼情況綜合分析的結(jié)果，充分涵蓋了新疆棉花目標(biāo)價(jià)格制度實(shí)施四年來可能對(duì)農(nóng)民的生產(chǎn)行為影響的因素。

使用目前最普遍的信度分析工具克倫巴赫ɑ系數(shù)法(Cronbach’s alpha)來檢測樣本信度，

針對(duì)假設(shè)模型中的5個(gè)潛變量的觀測變量進(jìn)行驗(yàn)證式因素分析(CFA)，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量和協(xié)方差指數(shù)MI值進(jìn)行觀測變量的刪除或修正，

1.2 方 法

1.2.1 樣本變量

問卷采用Likert 5分量表形式對(duì)變量的賦值從小到大進(jìn)行打分，問卷內(nèi)容涉及5個(gè)潛變量，24個(gè)觀測變量。表1

表1 樣本變量
Table 1 Information of Variable from Sample

1.2.2 問卷調(diào)查

調(diào)查選取北疆棉花主產(chǎn)區(qū)昌吉州、塔城地區(qū)、博州3個(gè)地州的5個(gè)縣(市)的10個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取一個(gè)行政村中20～25個(gè)植棉戶開展問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷313份，整理有效問卷290份，有效率92.6%。男性農(nóng)戶較多，占樣本總數(shù)的93.1%，女性農(nóng)戶占6.9%；漢族農(nóng)戶較多，占樣本總數(shù)的94.4%，少數(shù)民族農(nóng)戶占5.6%；被調(diào)查農(nóng)戶中受教育水平偏低，78.1%的農(nóng)戶是初中及以下文化程度。家庭人口3～5居多，耕地面積在6.67hm2(100畝)以上較多；家庭人口1～2人的占7.3%，3～5人的占88%，5人以上的占4.7%；耕地面積在100畝以下的占33.9%，6.67～20 hm2(100～300畝)的占56.2%，20 hm2(300畝)以上的占9.9%。

1.2.3 模型假設(shè)與構(gòu)建

結(jié)合棉花目標(biāo)價(jià)格制度內(nèi)涵、北疆棉農(nóng)生產(chǎn)實(shí)際，依據(jù)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用計(jì)劃行為理論(TPB)和結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)構(gòu)建棉花目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)北疆棉農(nóng)生產(chǎn)決策行為影響的假設(shè)模型，具體提出以下研究假設(shè)。圖1

圖1 北疆農(nóng)民植棉行為影響因素假設(shè)模型
Fig.1 Model chart of influencing factors of the planting behavior of cotton farmers in nouthern xinjiang

假設(shè)1：農(nóng)戶植棉行為意愿與植棉生產(chǎn)行為正相關(guān)；

假設(shè)2：農(nóng)戶的行為態(tài)度與農(nóng)戶植棉的行為意愿有顯著正相關(guān)；

假設(shè)3：主觀規(guī)范與農(nóng)戶植棉的行為意愿有顯著正相關(guān)；

假設(shè)4：農(nóng)戶感知行為控制與農(nóng)戶植棉行為意愿有顯著正相關(guān)。

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural equation modeling，簡稱SEM)不僅可以處理觀測變量間的相互關(guān)系，構(gòu)建多個(gè)潛變量，更能探討潛變量之間或者潛變量與觀測變量之間的復(fù)雜關(guān)系。因此，結(jié)構(gòu)方程如下：

測量方程：γ=Λγη+ε.

χ=Λχξ+δ.

測量方程是表示觀測變量χ，γ與潛變量η，ξ之間關(guān)系的方程組。

結(jié)構(gòu)方程：η=γξ+βη+ζ.

結(jié)構(gòu)方程是表示潛變量與潛變量之間關(guān)系的方程組。式中：ξ為外生潛變量，η為內(nèi)生潛變量，γ、β是路徑系數(shù)，γ表示外生潛變量對(duì)內(nèi)生潛變量的影響，β表示內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，ζ為結(jié)構(gòu)方程的殘差項(xiàng)。

所以構(gòu)建棉花目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)北疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為影響的結(jié)構(gòu)方程模型，具體形式為：

γ1=γ11χ22+γ12χ23+γ13χ24ζ1.

γ2=γ21χ16+γ22χ18+γ24χ19+γ25χ20+γ26χ21+β21γ1+ζ1.

γ3=γ31χ1+γ32χ2+γ33χ3+γ34χ4+γ35χ5+γ36χ6+β31γ2+ζ3.

γ4=γ41χ7+γ42χ8+γ43χ9+γ44χ10+γ45χ11+β41γ2+ζ4.

γ5=γ51χ12+γ52χ13+γ53χ14+γ54χ15+β51γ2+ζ5.

其中，γ1～γ5分別代表棉農(nóng)的生產(chǎn)行為、植棉行為意愿、態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制，χ1～χ24分別代表24個(gè)觀測變量，γ代表潛變量與觀測變量之間的因素負(fù)荷量，β代表潛變量之間的路徑系數(shù)，ζ為殘差項(xiàng)。

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用的模型是由Amos24.0分析得出。

2 結(jié)果與分析

2.1 信度檢驗(yàn)

研究表明,樣本數(shù)據(jù)總體信度ɑ值為0.948，各潛變量ɑ值均在0.7以上，問卷樣本具有較好的內(nèi)部一致性，同時(shí)樣本信度較好，數(shù)據(jù)可靠性較高，問卷設(shè)計(jì)合理。表2

2.2 驗(yàn)證式因素分析(CFA)與模型擬合評(píng)價(jià)

研究表明,所有觀測變量的非標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量均為正值，且顯著；所有觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子負(fù)荷量均在可接受范圍內(nèi)(均大于0.6)；組成信度(CR)大于0.7，每個(gè)潛變量內(nèi)部具有高度一致性；收斂效度(AVE)大于0.5，表明每個(gè)潛變量與其觀測變量所組成的構(gòu)面有較高的收斂效度。計(jì)劃行為理論對(duì)北疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為變化研究的適應(yīng)性。表3

表2 樣本信度
Table 2 Sample reliability analysis results

變量名稱Variable names變量個(gè)數(shù)Variable numberα值α value態(tài)度Attitude60.908主觀規(guī)范Subjective Norm50.942感知行為控制Perceived Behavioral Control40.886行為意愿Behavior Intention60.944行為Behavior30.8580.948

注：α值≥0.7時(shí)，具有較高信度；α值在0.6～0.7可接受

Note：α≥0.7，it has higher reliability；αbetween 0.6-0.7，it is acceptable

表3 驗(yàn)證式因素(CFA)
Table 3 Confirmatory factor analysis

路徑Paths非標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷Non standardized factor loadingS.E.z-valueP標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷Standardized factor loading組成信度CRComposite reliability收斂效度AVEConvergent validity態(tài)度Attitude→X11.0000.812態(tài)度Attitude→X21.1010.05420.280***0.943態(tài)度Attitude→X31.0770.05519.455***0.916態(tài)度Attitude→X40.7150.06111.674***0.634態(tài)度Attitude→X50.8030.06113.162***0.698態(tài)度Attitude→X60.8520.05914.364***0.7450.9120.639主觀規(guī)范Subjective Norm→X71.0000.837主觀規(guī)范Subjective Norm→X80.9910.05119.316***0.878主觀規(guī)范Subjective Norm→X91.1650.05322.005***0.944主觀規(guī)范Subjective Norm→X101.1270.05620.226***0.901主觀規(guī)范Subjective Norm→X111.0300.06116.894***0.8090.9440.766感知行為控制Perceived Behavioral Control→X121.0000.831感知行為控制Perceived Behavioral Control→X131.1400.06717.052***0.856感知行為控制Perceived Behavioral Control→X141.0320.06116.910***0.851感知行為控制Perceived Behavioral Control→X150.7900.05913.338***0.7150.8890.667行為意愿Behavior Intention→X161.0000.901行為意愿Behavior Intention→X170.9750.04422.366***0.875行為意愿Behavior Intention→X180.8860.04718.830***0.808行為意愿Behavior Intention→X190.9770.04123.902***0.899行為意愿Behavior Intention→X200.8270.04817.369***0.774行為意愿Behavior Intention→X210.9830.04223.456***0.8930.9440.740行為Behavior→X221.0000.849行為Behavior→X231.0400.06815.187***0.796行為Behavior→X240.9790.06315.472***0.8080.8580.670

注：標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量>0.7理想，0.5～0.6可接受；CR>0.7可接受；AVE建議>0.5，0.36～0.5可接受。(Fornell and Larcker，1981；Hair，1997)

Note：Standardized factor loading is perfect greater than 0.7，it is acceptable between 0.5-0.6；CR is acceptable greater than 0.7；AVE is greater than 0.5，it is acceptable between 0.36-0.5(Fornell and Larcker，1981；Hair，1997)

通過SEM模型擬合度評(píng)價(jià)來衡量整體模型的優(yōu)劣，選擇了卡方值(CMIN)、自由度(DF)、卡方自由度比(CMIN/DF)和相對(duì)擬合指數(shù)等指標(biāo)。該模型擬合評(píng)價(jià)的結(jié)果顯示，各指標(biāo)數(shù)值均符合評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，模型整體適配度較好，假設(shè)模型構(gòu)建得到支持。表4

表4 SEM整體適配度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及擬合
Table 4 SEM overall fitness evaluation index system and fitting results

指標(biāo)名稱Index names含義Meaning評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)Evaluation criterion實(shí)際擬合值Fitted value結(jié)果ResultCMIN卡方值(Χ2)越小越好380.284DF自由度越大表示模型越精簡242CMIN/DFΧ2自由度之比< 21.571理想GFI擬合優(yōu)度指數(shù)> 0.90.905理想AGFI調(diào)整后擬合度指數(shù)> 0.90.882 接近CFI比較擬合指數(shù)> 0.90.976理想TLI(NNFI)塔克-劉易斯指數(shù)> 0.90.973理想RMSEA近似誤差均方根< 0.050.044理想

注：評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)參照榮泰生，AMOS與研究方法，2009[9]

Note：Evaluation criteria refer to RONG Tai-sheng.AMOS and research method，2009[9]

2.3 中介效應(yīng)

使用目前最普遍的信度分析工具克倫巴赫ɑ系數(shù)法(Cronbach’s alpha)來檢測樣本信度，針對(duì)假設(shè)模型中的5個(gè)潛變量的觀測變量進(jìn)行驗(yàn)證式因素分析(CFA)，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量和協(xié)方差指數(shù)MI值進(jìn)行觀測變量的刪除或修正，

為了進(jìn)一步證實(shí)北疆棉農(nóng)行為意愿在棉花目標(biāo)價(jià)格改革過程中的影響作用，采用Bootstrapping方法重復(fù)抽樣2000次并構(gòu)建95%的無偏差校正置信區(qū)間來進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，并分析不同路徑中介效應(yīng)的影響。

表5 不同路徑中介效應(yīng)檢驗(yàn)
Table 5 Test results of mediating effects of different paths

路徑PathsSESE-SEMean非標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)估計(jì)Estimation of indirect effects of non standardization標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)估計(jì)Estimation of standardized indirect effects95%置信區(qū)間95% Confidence interval下限Lower limit 上限Upper limit態(tài)度→行為意愿→行為Attitude→Behavior Intention→Behavior0.0370.0020.0840.0880.0740.0320.206主觀規(guī)范→行為意愿→行為Subjective Norm→Behavior Intention→Behavior0.0350.0020.1420.1370.1390.0760.214感知行為控制→行為意愿→行為Perceived Behavioral Control→ Behavior Intention→Behavior0.0360.0020.1410.1440.1420.0820.226

研究表明，各路徑對(duì)應(yīng)置信區(qū)間均未包括0，表示不同路徑的中介效應(yīng)顯著，中介效果存在。其中，行為意愿在態(tài)度與行為之間的中介效應(yīng)為0.074，95%的置信區(qū)間為[0.032，0.206]，不包括0，同時(shí)考慮到態(tài)度對(duì)行為具有直接顯著作用，則表明行為意愿在態(tài)度與行為之間具有部分中介作用；行為意愿在主觀規(guī)范與行為之間的中介效應(yīng)為0.139，95%的置信區(qū)間為[0.086，0.214]，不包括0，同時(shí)考慮到主觀規(guī)范對(duì)行為具有直接顯著作用，則表明行為意愿在主觀規(guī)范與行為之間具有部分中介作用；行為意愿在感知行為控制與行為之間的中介效應(yīng)為0.142，95%的置信區(qū)間為[0.082，0.226]，不包括0，同時(shí)考慮到感知行為控制對(duì)行為具有直接顯著作用，則表明行為意愿在感知行為控制與行為之間具有部分中介作用。表5

態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、行為意愿和行為5個(gè)潛變量之間三條不同路徑的標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)分別是：0.173、0.161、0.220，間接效應(yīng)分別是0.074、0.139、0.142，總效應(yīng)分別是0.247、0.300、0.362。以態(tài)度→行為意愿→行為路徑為例：態(tài)度對(duì)行為的直接效應(yīng)是0.173，說明棉花目標(biāo)價(jià)格制度實(shí)施過程中在其他條件不變的情況下，態(tài)度變量每提升一個(gè)單位，棉農(nóng)的生產(chǎn)行為變量直接提升0.173個(gè)單位；由于行為意愿變量的中介作用，態(tài)度變量對(duì)生產(chǎn)行為存在間接效應(yīng)是0.074，即行為意愿變量在此路徑中的間接效應(yīng)是0.074；態(tài)度變量對(duì)生產(chǎn)行為的總效應(yīng)是0.247，說明棉花目標(biāo)價(jià)格制度實(shí)施過程中在其他條件不變的情況下，態(tài)度變量每提升一個(gè)單位，棉農(nóng)的生產(chǎn)行為變量總共提升0.247個(gè)單位。表6

表6 各路徑之間直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)化
Table 6 Standardized results of direct effects, indirect effects and total effects among paths

路徑Paths標(biāo)準(zhǔn)化直接效應(yīng)Standardized direct effect標(biāo)準(zhǔn)化間接效應(yīng)Standardized indirect effect標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)Standardized total effect態(tài)度→行為意愿→行為Attitude→Behavior Intention→Behavior0.1730.0740.247主觀規(guī)范→行為意愿→行為Subjective Norm→Behavior Intention→Behavior0.1610.1390.300感知行為控制→行為意愿→行為Perceived Behavioral Control→Behavior Intention→Behavior0.2200.1420.362

3 討 論

北疆棉農(nóng)的植棉行為意愿與生產(chǎn)行為呈顯著正相關(guān)，即農(nóng)戶改變植棉的行為意愿越強(qiáng)烈，對(duì)生產(chǎn)行為變化的影響程度就越大；其標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.39，表明棉農(nóng)的植棉行為變化受植棉意愿的影響。

態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)北疆棉農(nóng)的行為意愿呈顯著正相關(guān)，且標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.19、0.36、0.37，其中，感知行為控制對(duì)北疆農(nóng)戶植棉行為意愿影響最大，主觀規(guī)范次之，態(tài)度影響最小。農(nóng)戶感知行為控制越強(qiáng)烈，對(duì)其植棉行為意愿影響程度就越大。

北疆棉農(nóng)行為意愿在棉花目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為影響中具有部分中介作用，其間接效應(yīng)分別是0.074、0.139、0.142。換句話說，態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)北疆棉農(nóng)生產(chǎn)行為有直接顯著影響，標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.17、0.16和0.22，表明不考慮棉農(nóng)行為意愿因素的影響，感知行為控制潛變量對(duì)北疆棉農(nóng)行為變化影響較大，態(tài)度潛變量次之，主觀規(guī)范最小。

農(nóng)戶的感知行為控制潛變量影響最大的原因,一是北疆農(nóng)戶對(duì)棉花目標(biāo)價(jià)格制度的認(rèn)知和領(lǐng)悟程度較快也較高，以至于農(nóng)戶有信心有能力長期從事棉花生產(chǎn)；二是調(diào)查中發(fā)現(xiàn)北疆農(nóng)戶從事棉花生產(chǎn)的規(guī)?；潭取⒓夹g(shù)水平、機(jī)械化程度和家庭生活水平都相對(duì)較高，增加了農(nóng)戶抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力。

生產(chǎn)行為潛變量對(duì)應(yīng)的3個(gè)觀測變量分別是改進(jìn)植棉技術(shù)提高生產(chǎn)、更換優(yōu)良品種、規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營，其中，改進(jìn)植棉技術(shù)提高生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)最大0.85，其次是更換優(yōu)良品種0.81，最后是規(guī)模化生產(chǎn)經(jīng)營0.80。分析原因可能是：北疆棉農(nóng)對(duì)棉花目標(biāo)價(jià)格改革棉價(jià)市場化有一定認(rèn)知，對(duì)提質(zhì)增效的棉花供給側(cè)改革和結(jié)構(gòu)調(diào)整有一定意愿，在應(yīng)用現(xiàn)代植棉技術(shù)提高生產(chǎn)效率方面強(qiáng)烈需求，對(duì)其生產(chǎn)行為影響最大。由于補(bǔ)貼方式的不斷調(diào)整，機(jī)械化采摘對(duì)品種要求較高，農(nóng)民的質(zhì)量意識(shí)不斷增強(qiáng)，因此對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為的轉(zhuǎn)變影響較大。

行為意愿潛變量對(duì)應(yīng)的6個(gè)觀測變量中，繼續(xù)植棉和提高品質(zhì)觀測變量標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)最大0.9，分析原因：近年來，北疆大部分主要棉區(qū)沒有比植棉經(jīng)濟(jì)效益更好的作物來調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，并且植棉風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)小，棉農(nóng)不僅有繼續(xù)植棉的意愿，而且有通過土地流轉(zhuǎn)規(guī)模化植棉的意愿；實(shí)施目標(biāo)價(jià)格改革以來，棉農(nóng)對(duì)提高棉花品質(zhì)更有積極迫切的愿望；其次是機(jī)械化采收標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)0.89，棉農(nóng)在面對(duì)植棉成本較高，棉花價(jià)格市場化的現(xiàn)實(shí)中，尤其針對(duì)土地規(guī)?；a(chǎn)的棉區(qū)來說，棉農(nóng)對(duì)機(jī)械化采收具有較強(qiáng)意愿；然后依次為市場信息需求、降低成本和加入合作社，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)分別為：0.88、0.81、0.77，調(diào)研中發(fā)現(xiàn)北疆棉農(nóng)對(duì)加入合作社的意愿較小，分析原因可能是：北疆以家庭為單位的規(guī)模化植棉生產(chǎn)技術(shù)、管理水平和機(jī)械化程度較高，如果合作社沒有較好的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，反而不如家庭式農(nóng)場發(fā)展有利。

態(tài)度潛變量對(duì)應(yīng)的6個(gè)觀測變量中，對(duì)其影響從大到小依次是：棉農(nóng)對(duì)目標(biāo)價(jià)格改革的整體滿意程度，目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)棉農(nóng)收益的影響，目標(biāo)價(jià)格實(shí)施的必要性，目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)棉花價(jià)格的影響和對(duì)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的影響，以及目標(biāo)價(jià)格制度對(duì)棉花產(chǎn)業(yè)的影響，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)依次是：0.94、0.92、0.81、0.75、0.70、0.63，農(nóng)民對(duì)目標(biāo)價(jià)格制度實(shí)施的總體滿意程度較高，且目標(biāo)價(jià)格制度能夠保障農(nóng)民的基本收益，其次農(nóng)民對(duì)目標(biāo)價(jià)格制度的實(shí)施后果、對(duì)整個(gè)棉花生產(chǎn)方向、產(chǎn)業(yè)發(fā)展動(dòng)向有不同程度的認(rèn)知。

主觀規(guī)范潛變量對(duì)應(yīng)的5個(gè)觀測變量中，對(duì)其影響從大到小依次是：補(bǔ)貼發(fā)放時(shí)間、補(bǔ)貼方式、補(bǔ)貼依據(jù)、宣傳手段和植棉合作社，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)依次為：0.94、0.90、0.88、0.84、0.81，表明棉農(nóng)最關(guān)心補(bǔ)貼發(fā)放時(shí)間，越及時(shí)越好；按什么方式補(bǔ)貼更為合理，調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，對(duì)于土地規(guī)?；潭雀叩牡貐^(qū)，按面積補(bǔ)貼更合理。

感知行為控制潛變量對(duì)應(yīng)的4個(gè)觀測變量中，對(duì)其影響從大到小依次是：資金、技術(shù)、勞動(dòng)力和非農(nóng)技能，其標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)依次為：0.86、0.85、0.83、0.71，表明北疆棉農(nóng)對(duì)現(xiàn)代植棉技術(shù)的投入、技術(shù)應(yīng)用以及其他生產(chǎn)要素都有較高需求。圖2

圖2 基于SEM的棉花目標(biāo)價(jià)格改革對(duì)北疆農(nóng)民植棉行為影響因素
Fig.2 Effect of SEM - based cotton target price system on the production behavior of farmers in northern xinjiang

4 結(jié) 論

4.1 調(diào)查樣本數(shù)據(jù)總體信度 值為0.948。

4.2 假設(shè)模型中所有觀測變量的非標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量均為正值，且顯著；所有觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子負(fù)荷量均在可接受范圍內(nèi)(均大于0.6)；組成信度(CR)大于0.7，表明每個(gè)潛變量內(nèi)部具有高度一致性；收斂效度(AVE)大于0.5，表明每個(gè)潛變量與其觀測變量所組成的構(gòu)面有較高的收斂效度。模型擬合評(píng)價(jià)的結(jié)果顯示，各指標(biāo)數(shù)值均符合評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，模型整體適配度較好。

4.3 行為意愿在各路徑中的中介效果顯著，具有部分中介作用，且中介效應(yīng)分別為：0.074、0.139和0.142。

4.4 通過實(shí)證棉農(nóng)行為意愿和生產(chǎn)行為的變化，折射出新疆棉花生產(chǎn)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)效能轉(zhuǎn)變勢在必行。一是從源頭確保棉花產(chǎn)業(yè)發(fā)展提質(zhì)增效，加強(qiáng)良種繁育，改善棉花品種結(jié)構(gòu)，提升棉花種業(yè)整合工程；二是加強(qiáng)棉花科技創(chuàng)新、成果轉(zhuǎn)化、技術(shù)集成和推廣應(yīng)用，滿足新型經(jīng)營主體規(guī)?；a(chǎn)科技服務(wù)需求，提升棉花生產(chǎn)的科技含量、綜合效益和市場競爭力；三是積極推進(jìn)棉花產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，激發(fā)棉花產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)模式、服務(wù)模式、銷售模式、物流模式、支付模式乃至管理模式的變革，實(shí)現(xiàn)更廣范圍、更深層次全產(chǎn)業(yè)鏈融合發(fā)展，培育中高端棉花品牌戰(zhàn)略。