曾釗 魯聰 張洪浩

摘 要：推行綠色生產(chǎn)方式是增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力的關(guān)鍵，本文基于計(jì)劃行為理論對湖南省祁東縣與瀏陽市兩地206戶農(nóng)民進(jìn)行田野調(diào)查獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析驗(yàn)證，結(jié)果顯示：農(nóng)戶主觀規(guī)范和感知行為控制對其參與綠色生產(chǎn)行為的意向有直接影響，同時(shí)綠色生產(chǎn)的意向指導(dǎo)其行為響應(yīng);鄰里間的交流監(jiān)督、制度環(huán)境、農(nóng)戶自身能力以及政策的補(bǔ)貼都有利于農(nóng)戶響應(yīng)綠色生產(chǎn)行為。

關(guān)鍵詞：綠色生產(chǎn)行為;計(jì)劃行為理論;田野調(diào)查

我國近些年有關(guān)農(nóng)村環(huán)境治理的相關(guān)政策高密度落地，農(nóng)業(yè)環(huán)境污染改善最重要的方法便是農(nóng)戶能夠?qū)嵤┚G色生產(chǎn)、出行等環(huán)境友好型行為。影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的因素大體可分為農(nóng)戶自身和外部環(huán)境兩方面。一方面，農(nóng)戶自身因素主要包括農(nóng)戶自身的稟賦、風(fēng)險(xiǎn)偏好，環(huán)境意識，家庭收入等。周玉新（2014）認(rèn)為農(nóng)戶選擇環(huán)保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的動(dòng)機(jī)與追求經(jīng)濟(jì)利益、農(nóng)戶的從眾行為、環(huán)保意識密切相關(guān);趙佳佳等（2017）認(rèn)為農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度會(huì)直接影響其生產(chǎn)決策行為;高昕（2019）通過結(jié)構(gòu)方程模型證實(shí)了農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為選擇主要受個(gè)體、家庭及認(rèn)知特征的影響，且不同的變量之間也相互作用。另一方面，外部影響主要涉及農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和產(chǎn)量、政府政策、制度環(huán)境等因素。韓耀（1995）認(rèn)為影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為的因素在經(jīng)濟(jì)方面主要是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、生產(chǎn)成本、稅收等，非經(jīng)濟(jì)因素包括政治輿論和環(huán)境、文化及傳統(tǒng)、戶籍制度;王志剛等（2014）研究證明新品種產(chǎn)量和價(jià)格、積極的示范和宣傳、新品種的投入成本以及國家宏觀農(nóng)業(yè)政策的推行都影響農(nóng)戶使用新品種。本文將從計(jì)劃行為理論視角出發(fā)研究農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的形成，運(yùn)用SEM結(jié)構(gòu)方程模型對湖南省祁東縣、瀏陽市兩地的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并根據(jù)結(jié)果提出促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的相關(guān)結(jié)論與建議。

一、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為態(tài)度可認(rèn)為農(nóng)戶響應(yīng)相關(guān)政策時(shí)積極或消極評價(jià)。農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為態(tài)度借鑒俞振寧等人的研究，通過經(jīng)濟(jì)收益和生態(tài)收益來體現(xiàn)。一方面，農(nóng)戶對經(jīng)濟(jì)收益的衡量會(huì)對其參與綠色生產(chǎn)的意向產(chǎn)生積極的影響。另一方面，農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知越高，其參與生態(tài)保護(hù)行為的響應(yīng)程度也會(huì)越高，基于以上分析，提出假設(shè)H1。

H1：農(nóng)戶行為態(tài)度對其綠色生產(chǎn)的意向具有正向作用。

農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的主觀規(guī)范分為鄰里效應(yīng)與制度環(huán)境，其中制度環(huán)境可以理解成政府人員對農(nóng)戶行為產(chǎn)生的指導(dǎo)作用，鄰里效應(yīng)可以理解成親友近鄰對農(nóng)戶行為產(chǎn)生的監(jiān)督作用。另外，政府正向積極宣傳營造的氛圍會(huì)通過影響農(nóng)戶的行為態(tài)度進(jìn)而對其生態(tài)保護(hù)行為產(chǎn)生積極的影響，對農(nóng)戶的行為形成激勵(lì)?；诖?，提出假設(shè)H2。

H2：農(nóng)戶主觀規(guī)范對其綠色生產(chǎn)的意向具正向作用。

農(nóng)戶感知行為控制一方面指農(nóng)戶自身所具備的響應(yīng)該行為的能力，如自身?xiàng)l件、知識技術(shù)等;另一方面指外在的機(jī)會(huì)、資源、政府的支持等。在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)H3。

H3：農(nóng)戶感知行為控制對其綠色生產(chǎn)的意向具有正向作用。

農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的行為意向越強(qiáng)烈，其會(huì)越積極以實(shí)際行動(dòng)響應(yīng)。行為意向起到中介作用。另外，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制之間可能是相互影響的?；诖耍岢黾僭O(shè)H4、H5。

H4：農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的意向?qū)ζ湫袨轫憫?yīng)有正向作用。

H5：農(nóng)戶的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制之間是相互影響的。

（二）調(diào)查點(diǎn)選擇

本次調(diào)查點(diǎn)選擇的是湖南省祁東縣和瀏陽市，兩地分別位于湖南東北部和中南部，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上二者差距較大。瀏陽市農(nóng)業(yè)發(fā)展位于湖南省前列，更具規(guī)?；同F(xiàn)代化;而祁東縣農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)弱，大部分地區(qū)為丘陵地帶，農(nóng)業(yè)的大規(guī)模機(jī)械化較難，農(nóng)村居民人均純收入仍低于湖南省平均水平。選取這兩個(gè)地點(diǎn)能夠滿足不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的異質(zhì)性需求。

（三）數(shù)據(jù)獲得

本研究所用數(shù)據(jù)源自課題組2019年7至8月實(shí)地進(jìn)行的隨機(jī)抽樣調(diào)查。調(diào)查問卷涉及受教育程度、性別、收入來源等內(nèi)容，正式調(diào)查共獲問卷240份，剔除無效問卷，共獲取206份有效問卷，回收率85%，其中祁東縣59份、瀏陽市147份。對樣本的基本情況進(jìn)行分析，在性別上，瀏陽市和祁東縣男女受訪者的比例相似，大致為6：4;在受教育程度上，兩地的受訪者學(xué)歷普遍偏低，瀏陽市小學(xué)及以下占比最多（45.6%），祁東縣初中學(xué)歷最多（51.7%）;在家庭的收入及來源方面，瀏陽市農(nóng)戶的家庭收入明顯高于祁東縣，且瀏陽市農(nóng)戶的主要收入來源除種地外還有小本經(jīng)營與外出務(wù)工，而祁東縣受訪者里有89.7%的農(nóng)戶主要依靠種地。

二、結(jié)果分析

（一）信度和效度分析

本文通過計(jì)劃行為理論構(gòu)建初步的假設(shè)模型，并根據(jù)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的實(shí)際情況，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型方法進(jìn)行理論模型檢驗(yàn)，參考借鑒俞振寧等關(guān)于指標(biāo)的選擇設(shè)計(jì)了本文的測量目標(biāo)（見表1）。

為了確保結(jié)果的可靠性，利用SPSS.25對所有量表進(jìn)行信度檢驗(yàn)，行為意向（BI）量表信度0.719;行為態(tài)度（AB）量表信度為0.668;主觀規(guī)范（SN）量表信度為0.806;感知行為控制（PBC）量表信度為0.813，所有量表信度均在0.6以上說明變量信度可靠。使用探索性因子分析進(jìn)行效度分析，各潛變量KMO值在0.500～0.8之間，總體KMO值為0.815>0.6，Bartlett 球度檢驗(yàn)概率（Sig.）為0.000，說明研究數(shù)據(jù)具有較好的結(jié)構(gòu)效度水平。

（二）模型適配度檢驗(yàn)

根據(jù)研究假設(shè)，用AMOS23.0軟件構(gòu)建起變量間的假設(shè)關(guān)系模型，運(yùn)算結(jié)果可知（見表2）χ2/df=1.599，RMSEA=0.055，RMR=0.049，GFI=0.912，IFI=0.939，TLI=0.922，CFI=0.937，均達(dá)到模型可接受標(biāo)準(zhǔn)。整體而言，從主要適配度統(tǒng)計(jì)量來看，模型擬合度較好。

（三）結(jié)果分析

各變量間的影響路徑檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表3）：

1.行為態(tài)度由經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益來體現(xiàn)，其中經(jīng)濟(jì)效益用家庭收入水平測量，生態(tài)效益用環(huán)保性資金的投入測量。分析出的農(nóng)戶行為態(tài)度對行為意向的影響系數(shù)為0.210，P>0.05，即農(nóng)戶行為態(tài)度對其參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為意向具有正向影響但不顯著，假設(shè)H1被拒絕。出現(xiàn)在情況的原因可能是因?yàn)樵谡{(diào)查過程中，部分農(nóng)戶對環(huán)保資金投入的理解出現(xiàn)了偏差，認(rèn)為環(huán)保資金的投入指的是農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生整治方面的投入，比如當(dāng)?shù)匾蠼y(tǒng)一購買的環(huán)保垃圾桶，而不是農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為中產(chǎn)生的投入，獲得的數(shù)據(jù)影響了行為態(tài)度與生產(chǎn)行為意向之間的結(jié)果。

2.主觀規(guī)范對行為意向有顯著的正向影響。在0.001顯著水平上，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為主觀規(guī)范對其參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為意向的路徑系數(shù)為0.371，說明農(nóng)戶在響應(yīng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)相關(guān)政策實(shí)施過程中來自社會(huì)各界的影響。如果農(nóng)戶認(rèn)為和鄰里交流種植經(jīng)驗(yàn)、政府部門的政策宣傳有利于種植則農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)行為意向，那么就更容易持贊同態(tài)度。

3.農(nóng)戶感知行為控制對其參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為意向的影響系數(shù)為0.245，P<0.05，H3假設(shè)得到驗(yàn)證。農(nóng)戶感知行為控制對其參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為意向有顯著影響。盡管被調(diào)查對象多為中老年人且文化水平不高，但是多年的種植經(jīng)驗(yàn)以及政府部門的激勵(lì)與技術(shù)支持使他們對采用綠色品種與綠色技術(shù)的行為意向較強(qiáng)。

4.農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為意向?qū)ζ湫袨轫憫?yīng)有正向作用檢驗(yàn)。分析表明，該意向?qū)π袨轫憫?yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.090，P<0.001，即農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為意向?qū)π袨轫憫?yīng)的正向影響作用顯著，假設(shè)H4成立。表明農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)政策的了解越多，主動(dòng)學(xué)習(xí)和交流綠色生產(chǎn)技術(shù)的積極性就越高，其參與綠色生產(chǎn)的意向也越強(qiáng)，采取適應(yīng)的行動(dòng)也更為快速有效。

5.根據(jù)分析結(jié)果，在0.001顯著水平上，農(nóng)戶主觀規(guī)范和知覺行為控制的路徑系數(shù)為 0.342，農(nóng)戶與鄰里之間的技術(shù)交流以及學(xué)習(xí)政策越多，那么他們試用新的綠色品種以及綠色技術(shù)的意愿就越強(qiáng)烈;農(nóng)戶行為態(tài)度與農(nóng)戶知覺行為控制的相關(guān)系數(shù)為0.223，P<0.05，即兩者之間具有正向的顯著相關(guān)影響，當(dāng)農(nóng)戶行為態(tài)度越積極時(shí)，他們就越有可能參與綠色生產(chǎn)。

（四）建 議

計(jì)劃行為理論可以解釋農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意向與行為，三個(gè)維度對農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)綠色生態(tài)行為的影響路徑系數(shù)從大到小依次為主觀規(guī)范（0.35）>感知行為控制（0.25）>行為態(tài)度（0.2）。因此，提出以下建議。一是政府應(yīng)該優(yōu)先關(guān)注農(nóng)戶的行為規(guī)范。目前農(nóng)戶的大部分種植經(jīng)驗(yàn)來自祖輩與鄰里間的交流，沒有太多的科學(xué)依據(jù)，需要加大政策宣傳的力度與綠色生產(chǎn)技術(shù)的指導(dǎo)，提升農(nóng)戶的認(rèn)識。二是要對村干部進(jìn)行培訓(xùn)，使他們更好地服務(wù)基層，及時(shí)解決農(nóng)戶的疑難，發(fā)揮村委會(huì)這一基層組織的協(xié)調(diào)作用。根據(jù)農(nóng)戶的感知行為控制可知政府應(yīng)該嚴(yán)格落實(shí)農(nóng)戶獎(jiǎng)勵(lì)補(bǔ)貼的政策，并及時(shí)發(fā)放，堅(jiān)持信息透明公開，以起到示范鼓勵(lì)作用。三是政府應(yīng)完善信息渠道與平臺，如農(nóng)業(yè)技術(shù)站與農(nóng)戶間通過微信建立交流群，及時(shí)讓農(nóng)戶知道應(yīng)對天氣變化與害蟲防治措施，而不僅僅限于將信息公布在公告欄。

參考文獻(xiàn)：

[1]周玉新.影響農(nóng)戶環(huán)保型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的因素分析——基于江蘇樣本的調(diào)查[J].生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2014，30（01）：128-131.

[2]趙佳佳，劉天軍，魏娟.2017.風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度影響蘋果安全生產(chǎn)行為嗎——基于蘋果主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)（4）：95 -105.

[3]高昕.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為內(nèi)在影響因素的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2019，36（03）：41-48.

[4]韓耀.中國農(nóng)戶生產(chǎn)行為研究[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，1995（05）：29-33.

[5]王志剛，姚冰，劉和，張獻(xiàn)國.農(nóng)戶選擇水稻新品種的影響因素分析——以黑龍江省佳木斯地區(qū)為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2014（04）：21-26.

[6]俞振寧，譚永忠，練款，吳次芳.基于計(jì)劃行為理論分析農(nóng)戶參與重金屬污染耕地休耕治理行為[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2018，34（24）：266-273.

[7]吳明隆.結(jié)構(gòu)方程模型——AMOS的操作與應(yīng)用[M].重慶：重慶大學(xué)出版社，2012：15 - 20.

[8]汪文雄，楊海霞.農(nóng)地整治權(quán)屬調(diào)整中農(nóng)戶參與的行為機(jī)理研究[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2017（5）：108-116.

衡陽市社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“衡陽市耕地重金屬污染治理的農(nóng)戶參與行為響應(yīng)及優(yōu)化”[項(xiàng)目編號：2020B（I）008];農(nóng)村環(huán)境綜合治理背景下農(nóng)業(yè)企業(yè)土地利用行為調(diào)查研究——基于湖南省的田野調(diào)查，全國大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練項(xiàng)目（項(xiàng)目編號：201910555120）

（作者單位：南華大學(xué)）