农户农地生态功能供给行为研究*——基于拓展的计划行为理论

胡伟艳，李梦燃，张娇娇，朱庆莹

(华中农业大学公共管理学院，湖北武汉 430070)

0 引言

农地是人类社会赖以生存和发展的物质基础，除了生产功能之外、还具有景观、文化及生态等功能[1]，其中，农地的生态功能是指农地保护生物多样性、涵养水源、循环养分和调节气候等[2]。当前国际国内农地生态功能退化和生态安全问题突出，面临的生态安全危机和农地资源保护形势非常严峻[3]，农地生态功能的实际供给持续下降，与公众逐步增强的生态功能需求存在错位[4]，制约了农业农村的可持续发展，迫切需要农地利用方式的转型。为此，改革开放以来，中国中央政府提出了一系列严格的农地生态保护政策，比如划定“生态红线”、“要鼓励发展循环农业、生态农业”、“生态文明建设”和“绿色发展”等。可见，这些政策要求农地供给向生态功能供给方向转变，研究农地生态功能供给具有重要的现实意义。

目前，许多文献在农地生态功能分类[5]、价值评估[6]、影响因素[7]、时空演变[8]等宏观领域进行了大量研究，也有较多文献探讨了微观农户的基本特征、土地面积、家庭收入、社会保障状况、农业政策环境等客观因素对农户农地生态供给行为的影响[9， 10]，但从农户主观心理角度对农地生态功能供给行为及其形成机制的研究还比较薄弱[1]。农户作为农地的直接利用者和管理者，对农地生态功能的供给行为直接决定农地能否可持续利用[3， 11]。那么，哪些关键因素影响农户的农地生态功能供给行为？应如何激励农户供给农地的生态功能服务？文章尝试基于拓展的计划行为理论框架提出研究假说，以武汉市蔡甸区370户农户调研数据为研究样本，探讨影响农户参与农地生态功能供给行为的关键因素，为政府有关部门制定合理的农地利用与管理政策、促进农村农业可持续发展提供理论依据和决策参考[12]。

1 理论基础与研究假说

计划行为理论(TheoryofPlannedBehavior，TPB)是社会心理学领域解释和预测人类行为的理论。TPB在Fishbein的多属性态度理论(TheoryofMultiattributeAttitude，TMA)、Fishbein和Ajzen的理性行动理论(TheoryofReasonedAction，TRA)的基础上发展成熟[13]，被广泛应用于心理、教育、饮食、运动、旅游等领域的行为研究，经实证检验该理论能显著提高对个体行为的预测力和解释力[14-17]。该理论认为，人们的行为(Behavior，B)是有意识的诱发行动，而非无意识的自发行动； 行为的产生直接取决于一个人执行某种特定行为的行为意愿(BehavioralIntention，BI)； 行为意愿是个体的心理认知作用的结果； 个体认知又由行为态度(AttitudeTowardTheBehavior，ATB)、主观规范(SubjectiveNorms，SN)和知觉行为控制(PerceivedBehaviorControl，PBC)共同构成[13]。行为态度是个体行为的动机因素，表明个体对执行某种行为的喜欢或厌恶程度； 主观规范指个体在决策是否执行某特定行为时感到的社会压力； 知觉行为控制即个体对其是否有能力实施行为的感知，反映个体对实施行为时所能控制的资源与条件的判断，是影响个体行为的重要因素。计划行为理论认为，人的行为态度、主观规范、知觉行为控制越积极，则执行某种行为的意愿越强，执行该行为的可能性就越多大。

农地生态供给行为是农户有计划的行为，农户的农地生态功能供给行动遵循“认知—意愿—行为”这一路径。农户的农地生态功能供给行为(用B表示)受供给意愿(用BI表示)以及认知(用C表示)的影响。农户的认知包括行为态度、主观规范、知觉行为规范3个维度分别用ATT、SN、PBC来表示。该文在计划行为理论模型的基础上增加“认知”变量，构建二阶结构方程模型，提出以下研究假说：

H1：农户对农地生态功能的认知(C)各维度间存在显著的两两交互作用。

H2：农户对农地生态功能的认知(C)显著正向影响农地生态功能供给意愿(BI)。

H3：农户对农地生态功能供给意愿(BI)显著正向影响农地生态功能供给行为(B)。

2 问卷设计、数据收集和信度效度检验

2.1 问卷设计

该文将农户对农地生态功能的认知、供给意愿和供给行为划分为以下5个潜变量，各变量具体赋值及注释见表1。

(1)农户对农地生态功能的认知(C)，包括行为态度(ATT)、主观规范(SN)、知觉行为控制(PBC)3个维度。农户的主观态度是个体对于农地具有生态功能积极或消极的评价，参考Huylenbroeck等[2]的农地生态功能分类，并结合课题组于2017年11月在蔡甸区开展的预调研，最终将该文研究的农地生态功能确定为净化空气、保护生物多样性、涵养水源3个功能。中国农村为“乡土社会”，是以血缘、地缘为主的农村，农地生态功能的农户供给行为受群体压力和政策环境的影响[15， 16]。参考赵建欣等[15]，选取亲人、同村村民和村委会对农户参与农地生态供给行为的建议，共3个观测变量。知觉行为控制是农户对于执行农地生态功能供给行为难易程度的判断，反映了个体对自身能力及对客观资源、相关信息的综合感知[13， 14]。根据赵鑫等[17]的研究，该文从农户对自身能力(时间、金钱、身体素质等综合能力)的感知、对农地生态环境质量的感知、农户从村组织获得的政策信息和技术培训等4个方面测度知觉行为控制，并相应设置4个变量进行测量。

(2)农地生态功能农户供给意愿(BI)和供给行为(B)。对于农户来说，农地的“生态功能供给”可以转换为“农地耕种自然友好化”，指的是除了对每一单位面积投入较低密度的劳动或资本外，重视农地生态环境特征、生态环境问题、生态环境敏感性，强调自然友好的耕作方式，不以作物的产量作为农地使用的目标[3， 18]。借鉴李承嘉等[18]的研究，该文将农地生态功能农户供给行为划分为农户减少或不用化肥、农药的生产行为、秸秆的合理回收利用行为、使用有机肥等绿色农资行为4个方面，共设置4个变量测量农地生态功能农户供给意愿和供给行为。

表1 农户对农地生态功能的认知、供给意愿与供给行为量

类别变量测量题项变量定义行为态度ATTAtt1农地能净化空气1=完全不同意, 2=比较不同意, 3=一般, 4=比较同意, 5=完全同意Att2农地能保护生物多样性Att3农地能涵养水源、防止水土流失主观规范SNSn1如果亲人建议维持农地生态功能,您会尝试1=完全不同意, 2=比较不同意, 3=一般, 4=比较同意, 5=完全同意Sn2如果同村村民建议维持农地生态功能,您会尝试Sn3如果村委会建议维持农地生态功能,您会尝试知觉行为控制PBCPbc1您参与农地生态功能供给行为有很强的能力(时间、金钱等)1=完全不同意, 2=比较不同意, 3=一般, 4=比较同意, 5=完全同意Pbc2您对周围农地生态环境质量的变化有很强的感知Pbc3村组织为您提供相关的生态农业政策信息Pbc4村组织为您提供相关的生态农业技能培训供给意愿BIBI1您是否愿意减少施用化肥BI2您是否愿意减少施用农药1=完全不愿意, 2=比较不愿意, 3=一般, 4=比较愿意, 5=完全愿意BI3您是否愿意秸秆再利用,如喂养牲畜、打碎还田 BI4您否愿意施用有机肥等绿色农资供给行为BB1您是否按照/低于标准施用化肥 1=完全不符合, 2=比较不符合, 3=一般, 4=比较符合, 5=完全符合B2您是否按照/低于标准使用农药B3您是否对秸秆进行了妥善处理B4您是否对农地施用了有机肥等绿色农资

图1 研究区域位置

2.2 样本采取与数据收集

该文数据源自课题组2017年12月蔡甸区的实地调研(图1)。蔡甸区位于湖北省武汉市西南部，江汉平原之东，处于长江与汉江的交汇处，共11个行政街道， 288个村。随着城镇化建设进程的推进，蔡甸区的农地面积逐年减少，由2000年的2.756万hm2降至2015年的2.413万hm2，农地数量下降率达12.45%，人均农地面积由0.029hm2下降至0.025hm2，严重低于联合国粮农组织确定的0.053hm2警戒线。由于生产中化肥农药的使用不当，造成农地生态环境污染严重，农地质量下降，人地矛盾十分严峻[18]。为此，引导农户从事环境友好型农地生产，对改善农地生态环境具有较强的实际意义。为了保证调研数据的准确性和完整性，调研采用分层抽样及随机抽样原则，由调查员对农户进行一对一直接面访问卷调查。54个行政村共发放问卷400份，最终获得有效问卷370份，有效回收率达到92.50%。问卷涵盖受访农户及家庭的基本信息、农户对农地生态功能的认知、供给意愿和供给行为等信息。调研时课题组成员为了保证农户对调查内容有充分的理解采取了如下措施：第一，根据农户的理解程度对问卷中出现农地生态功能专业术语进行了相应的转化和解释； 第二，向农户展示有关农地生态功能的图片。

受访农户基本特征见表2，样本农户的性别大致均衡，男性占49.50%，女性占50.50%； 受访总体中6.50%的农户担任过村干部； 受访农户的文化程度多为初中及以下，占到样本总量的85.13%，表明农村劳动力文化程度较低； 样本农户年龄层次18～34岁占10.30%， 35～59岁占48.90%， 60岁及以上占40.80%，受访农户的平均年龄是54.5岁，表明农村务农劳动力年龄偏大； 受访农户的家庭可支配收入来源基本来自于打工，在1万～3万元的占比最大，达55.10%； 受访农户的人均农地面积为0.07hm2。从统计结果来看，受访农户的结构特征基本上反映了调研地点各个群体层次的特征，与武汉市郊区的统计数据对比发现与当下农户的老龄化、受教育水平低、收入水平低、小规模生产的基本事实相符，样本具有一定的代表性。

表2 样本数据的基本特征

统计指标样本武汉市郊区平均 统计指标样本武汉市郊区平均性别(%) 35～5948.9038.49 男49.5050.93 60岁以上40.8020.72 女50.5049.07户均可支配收入(%)文化程度(%) 1万元以下 20.9026.70 小学及以下42.7036.00 [1万元,3万元)55.1052.10 初中32.4336.80 [3万元,5万元)11.6011.20 高中及以上24.8627.20 5万元以上12.404.80年龄(%)人均农地面积(hm2)0.070.08 18～3410.3040.79

表3 效度与信度分析

变量测量题项Cronbach′s αCITCKMOBartlett检验(显著性)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

为保证调研数据的质量，必须对调研数据进行信度与效度检验，只有通过检验的数据才能进行实证分析。信度检验用以衡量问卷调查反映实际情况的程度，效度的检验用以衡量问卷对既定目标的表达的准确性和真实性。该文运用SPSS17.0软件对样本数据进行信度与效度检验，结果见表3。

该研究对样本数据信度检验的判断标准是Cronbach′s α系数和CITC值(题项与潜变量相关性)。结果显示行为态度、主观规范、知觉行为控制、供给意愿和供给行为5个潜变量的Cronbach′s α分别为0.847,0.909，0894,0.888,0.709，均大于常用标准值0.70； CITC值都大于标准值0.6。检验结果表明，该文通过调研获得的数据信度比较理想。

问卷的效度检验主要包括内容效度和结构效度检验。该文设计的问卷相关问题的设定以相关理论和文献为基础，结合当地实际预调研情况并咨询专家后进行修改，确保了问卷的内容效度。调研数据的结构效度采用KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)测度和Bartlett球体检验进行判定。结果表明行为态度、主观规范、知觉行为控制、供给意愿和供给行为5个变量的 KMO分别为0.736,0.751,0.834,0.749,0.802，均大于常用标准值0.70； Bartlett球体检验的显著水平均为0.000<0.01，说明所有变量的结构效度良好。该文的问卷数据通过了信度和效度检验，适合进一步研究。

3 实证分析

现阶段学者们主要运用回归分析方法和结构方程模型分析方法进行计划行为理论模型的实证分析研究。研究表明，结构方程模型优于回归分析，能较好实现既定目标。它整合了因素分析与路径分析两种统计方法，估计了显性变量、潜在变量、干扰或误差变量间的结构关系，同时获得自变量对因变量的直接效果、间接效果或总效果。因此，该研究采用结构方程模型的方法分析农户对农地生态功能的认知、供给意愿和行为的作用机理。

3.1 农地生态功能认知测量

现有的多数文献往往忽略了认知结构中各个维度的相互作用，即农户的行为态度、主观规范、知觉行为控制3个认知潜在变量可能存在显著的交互作用，为了弥补了这一缺陷，该文假设农户的农地生态功能认知各维度间存在两两交互作用，采用多因素斜交模型构建农地生态功能认知测量模型对其进行验证。

该文运用AMOS23.0软件，参考吴明隆[20]的方法和思想，采用绝对配度指数、增值配度指数和简约适配度指数对模型的拟合优度进行检验。表3为检验结果，除 χ2值不符合拟合标准值之外，其余各项指标均为可接受范围，表明模型与数据整体适配度较好。行为态度、主观规范和知觉行为控制各测量指标的标准化因子负荷都大于0.7且具有很高的显著性； 组合信度分别为0.891,0.894,0.908，均在0.800以上； 聚合效度AVE分别为0.736,0.746,0.834，均在0.500以上。以上测量指标评估结果表明模型内在拟合度良好。整体来说，农地生态功能认知测量模型拟合度较好。

表4 模型整体适配度的评价指标体系及拟合

绝对适配度指数增值适配度指数简约适配度指数拟合指标卡方(χ2)卡方/自由度(χ2/df)RMSEARFICFITLICN值PNFI因子测量P=0.0002.6580.0670.9620.9850.9762520.623拟合标准P>0.05<5<0.1>0.90>0.90>0.90>200>0.50

图2 行为态度、主观态度和知觉行为控制的相互作用关系

行为态度、主观态度、直觉行为控制两两之间的路径系数是0.641,0.670,0.597(图2)，3者之间交互作用显著，说明3个变量间存在更高阶的共同因素，可以采用二阶形式构建认知、供给意愿和供给行为的结构模型。

3.2 农户生态功能认知与供给意愿和行为的作用机理

该研究运用 AMOS 23.0软件，采用最大似然法进行假设模型的路径参数估计，得到结果如图3。模型拟合度结果见表5：χ2拒绝虚无假设，CN值小于200，χ2/df、RMSEA、RFI、CFI、TLI和PNFI均满足拟合标准，综合考虑到样本的数量与模型的复杂性，认为模型具有较好的拟合度。表6的模型路径系数可以发现，该研究的假设在P<0.001(***)的水平上通过检验，并且系数符号符合预期。

图3 农户对农地生态功能的认知、供给意愿与供给行为的路径分析

表5 模型整体适配度的评价指标体系及拟合结果

绝对适配度指数增值适配度指数简约适配度指数拟合指标卡方(χ2)卡方/自由度(χ2/df)RMSEARFICFITLICNPNFI因子测量P=0.0003.3180.0780.9050.9440.9301500.739拟合标准P>0.05<5<0.1>0.90>0.90>0.90>200>0.50

表6 标准化回归系数及显著性检验

路径标准化路径系数检验统计量(C.R.)标准误(S.E.)假设是否成立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

为了进一步探讨潜变量间的关系，该文计算了各个潜变量间的直接效应、间接效应和总效应。直接效应指原因变量到结果变量的直接影响，用两者间的路径系数来衡量； 间接效应指当模型中存在中介变量时，对结果变量的间接影响，用影响区间内各路径系数的乘积来表示间接效应； 总效应指由原因变量到结果变量的总影响，用直接效应和间接效应之和衡量。各效应的标准化系数如表7所示。

由表7可知，研究区3个认知变量：行为态度、主观规范、知觉行为控制对农户生态功能认知的直接效应分别为0.888,0.801和0.757，对生态功能供给意愿BI的间接效应为0.815,0.735和0.695，对生态功能供给行为的间接效应分别为0.408,0.368和0.347。生态功能认知P对生态功能供给意愿的直接效应为0.918，对生态功能行为的间接作用为0.459。生态功能供给意愿BI作为模型的中介变量，对行为的直接效应为0.500。农户对生态功能的行为态度、主观规范、知觉行为控制、供给意愿对供给行为的总效应分别为0.408,0.368,0.347,0.500。研究结果显示，农户的农地生态功能供给行为很大程度上取决于供给意愿，农户对生态功能的认知对生态功能供给意愿具有显著的正向作用，因此可从影响农户对生态功能的认知方面提高农户的供给意愿，进而增强其生态功能供给行为。

4 研究结论与政策建议

4.1 结论与讨论

表7 结构方程模型拟合

变量认知P供给意愿BI供给行为B直接效应直接效应间接效应总效应直接效应间接效应总效应行为态度ATT0.8880.8150.8150.4080.408社会规范SN0.8010.7350.7350.3680.368知觉行为控制PBC0.7570.6950.6950.3470.347认知P0.9180.9180.4590.459供给意愿BI0.5000.500

(1)将农户对生态功能的认知分为行为态度、主观规范与知觉行为控制3个维度，构建农地生态功能认知测量模型分析各维度间的交互作用，行为态度、主观规范、知觉行为规范之间相互作用比较显著，3个潜变量两两之间均对另一潜变量起着“放大器”的作用。

(2)构建的二阶结构方程模型研究发现，农户对生态多功能的认知是农地生态供给行为产生的基础，它通过影响农户对农地生态功能供给的心理偏好即供给意愿从而影响供给行为的发生。农户的行为态度、主观规范和知觉行为控制均显著提高农户对农地生态功能的认知，且行为态度对生态功能的认知的提升作用最为明显。

4.2 政策建议

(1)加大宣传农地生态功能，改善农户的行为态度。政策制定者可采用广播、标语等宣传工具，同时结合宣传单、村规民约、集中巡讲等宣传方式，提高农户对生态功能的认知能力，进而增强生态功能供给行为。

(2)营造积极社会压力氛围，强化农户的主观规范。农村社会网络关系紧密，农户的行为易受到周围人和村集体影响，政策制定者有必要引入公众参与理念，发挥村委会的带头作用并成立活动小组，加强农户之间的沟通。此外，逐步完善法律、法规体系，对农户农地利用行为进行监督或不定期抽查，规范农户农地生态功能供给行为。

(3)提供技术培训和资金支持，强化农户的知觉行为控制。政策制定者需对农户进行专门的宣传和技术培训，提供合理施肥、安全用药等技术支持。其次，完善各项支农惠农补贴政策，鼓励、扶持农地生态相关的产业发展，如农村生态旅游、绿色农产品等，增加当地农户的就业机会，提高农业收入水平。

该文从农户微观角度研究了农地生态功能供给行为及其形成机制，可为研究区乃至其他类似区域提供一定的参考。受问卷调查范围的局限性，该文没有考虑不同地区农户的农地生态供给行为的地区差异和城乡差异，未来可对东中西部城市郊区农户的农地生态功能供给行为开展更系统的研究，对政府有关部门制定差异化的农地利用与管理政策具有更重要意义。