農戶茶園生態建設行為驅動因素及其作用路徑研究——基于安溪縣樣本數據的SEM實證

高水練，雷鄭延，戶杉杉，陳倩潔，楊江帆2,,4*

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農戶茶園生態建設行為驅動因素及其作用路徑研究——基于安溪縣樣本數據的SEM實證

高水練1,2，雷鄭延3，戶杉杉3，陳倩潔1，楊江帆2,3,4*

1. 福建農林大學安溪茶學院，福建 福州 350002；2. 福建農林大學經濟學院，福建 福州 350002；3. 福建農林大學園藝學院，福建 福州 350002；4. 中國烏龍茶協同創新中心，福建 福州 350002

為探明農戶茶園生態建設行為的驅動因素及其作用路徑，本文采用結構方程模型（SEM）對安溪縣310個有效樣本數據進行實證分析，結果表明，政策因素、生態意識、發展期望能有效驅動農戶茶園生態建設行為，進而促進茶園生態狀況改善。其中，這3項關鍵驅動因素的標準化系數值分別為0.43、0.36、0.21，農戶茶園生態建設行為對改善茶園生態狀況的解釋度為0.87。可以通過完善茶園生態建設政策制度、提高農戶茶園生態建設意識與能力、指導農戶樹立正確的茶業發展觀念、健全生態茶葉消費的市場引導機制等措施推動農戶茶園生態建設行為。

農戶；茶園生態建設行為；驅動因素；驅動路徑；驅動措施

茶葉是全球三大飲料之一，也是人們溫飽以后一種良好的保健和精神享受飲品。全球約有60個國家和地區種植茶葉，2016年，世界茶園面積達494.22萬hm2。中國擁有世界60%的茶園，其中85%左右的茶園為8?000萬名茶農所擁有，茶葉是這些茶農的主要經濟來源[1]。安溪縣擁有茶園4萬hm2，占全縣行政區域面積的13%、耕地面積的80%左右，且90%以上的茶園分布在16萬戶茶農中。但是，目前茶園生態狀況好壞參差不齊，尤其是農戶所屬茶園生態建設推進緩慢，茶園物種單一，水土流失率將近50%。這不符合全球氣候環境保護和中國生態文明建設的時代要求。現有研究對農戶茶園生態建設行為的驅動機理尚不明確。本文以安溪縣茶園生態建設作為實證分析對象，采用文獻研究、實地調查、計量分析等方法，圍繞如何驅動農戶茶園生態建設行為這一科學問題開展研究，以期能夠豐富農業經濟管理研究的特色案例范疇，也為推動農戶進行茶園生態建設提供有針對性的政策建議，促進茶園生態狀況改善，從源頭上確保茶葉質量安全，推進茶區生態文明建設。

1 理論基礎與研究假設

1.1 農戶茶園生態建設行為模式

由行為科學和動機理論可知，人的需求、動機、行為是一個遞進關系，人的行為由某種動機引起，而動機又建筑在需要的基礎之上，需要是人類行為的原動力。豐毅[2]在總結人的行為科學時，認為人總是從感知的需要出發，引起對某種目標的渴望和行為的動機，導致了某種行為，最后達到預定目標，實現滿足，完成了一次行為的全過程。然后又產生新的需要，導致下一次行為過程，如此循環往復。這一理論應用在當前農戶茶園生態建設行為上，表示為環境壓力和生態文明建設熱潮等因素激發茶農產生茶園生態建設行為的需求和動機，這種需求是在茶農生存需求得到滿足之后追求可持續發展需求中產生的生態需求，進而引起生態動機，產生茶園生態建設行為的內驅力，從而驅動茶農進行生態建設，達成生態茶園目標，促進茶園生態狀況改善（圖1）。

圖1 農戶茶園生態建設行為模式

1.2 農戶茶園生態建設行為的驅動因素假設

參考現有相關研究文獻和相關專家意見，結合筆者行業工作經驗和茶農的看法，對農戶茶園生態建設行為潛在驅動因素進行如下假設、分類和完善。

1.2.1 政策因素

隨著中國生態文明建設的深入，許多茶葉主產區政府出臺了茶園生態建設有關制度和扶持政策，總結和推廣生態模式，并加強生態觀念教育、生態建設技術培訓。前人研究表明[3-7]，政策引導和扶持對農民（農戶）生態行為有顯著的正向影響；林愛惠等[8]研究表明，補貼與扶持政策、培訓頻率和力度等對茶農生態茶園建設意愿的影響達到顯著水平。因此，假設政策因素（ZCYS）能驅動茶園生態建設行為的發生。

1.2.2 需求因素

劉新新[9]研究發現生態消費的發展是推動生產可持續發展的基本力量。張沖[10]研究表明，準確把握當前城鎮居民的消費需求，能普及生態環保理念，改善人與自然的關系。如今，茶葉已產略大于銷，茶葉市場競爭激烈，茶葉消費導向茶葉生產趨勢明顯，且伴隨人們生活水平和健康意識的提高，高收入人群應當會愿意支付更高的價格購買質量安全較有保障的生態茶葉。因此，假設需求因素（XQYS）是農戶茶園生態建設行為的驅動因素。

1.2.3 生態意識

意識會通過影響人的行為從而改造客觀世界。隨著全球氣候變暖、環境惡化，生態危機日益凸顯，保護氣候環境逐步獲得世界性共識，中國生態文明建設不斷深入，基于產業可持續發展和生態環境保護考慮，農戶茶園生態意識理應會不斷提高。Zainab Mbag[11]、Elena Fraj等[12]、紀詠梅等[13]研究發現，農民生態行為受生態意識的影響。李衛雁等[14]研究表明，茶農的茶園生態環境保護意識、對生態茶園建設的態度、對茶園現存的危害認識等農戶認知意識對其生態茶園建設情況有顯著影響。因此，假設生態意識（STYS）會驅動農戶茶園生態建設行為的主動發生。

1.2.4 資源與能力

茶園生態建設行為會受到自然資源條件和人的生態建設能力影響。其中，自然資源條件可能包括茶園數量、質量、規模、環境、水源、區位等因子，人的生態能力主要包括勞動力數量和生態建設適合度等因子，同類研究有如，牛建高等[15]認為土地的數量和質量在很大程度上影響著農戶的投資行為，勞動力的數量和質量對農戶經濟行為影響更大。崔新蕾等[16]研究表明農戶參與農田生態環境保護的意愿與灌溉條件、土地區位對環境有害認知呈顯著負相關。梁流濤等[17]綜述國外相關研究發現，農戶水土保持行為決定于外部政策、自然環境和經濟條件。Shiferaw，B．等[18]認為土地和農戶特性等因素對農戶土壤保護決策具有重要影響。Wickramasinghe等[19]認為規模會影響茶農行為選擇。因考慮農戶茶園生態建設能力會受到限制，為避免不同因素之間的交叉測量，將資源要素與能力因素合為農戶茶園生態建設行為的一個潛在變量，合稱“資源與能力（ZYTS）”。

1.2.5 成本收益

從國內外對農戶行為分析看，大多數農戶是利己和追求利益最大化的。林新堅等[20]、田永輝等[21]、和饒軍等[22]的研究認為生態茶園可以提高經濟效益。陶俊生等[7]、張莎莎[23]、馬奔等[24]的研究表明，農民經濟利益是影響農民生態行為的主要因素，收益感知對農戶保護態度和對生態保護行為都有直接的積極影響，成本感知對生態保護態度具有顯著的負向影響。林愛惠等[8]的研究發現生態茶園建設的成本與收益情況對茶農生態茶園建設意愿的影響達到顯著水平。因此，假設成本收益（CBSY）是農戶茶園生態建設行為的驅動因素。

1.2.6 發展期望

人們對自己的所作所為總會有些期望。梁流濤等[17]發現農戶環境保護和生態建設行為受到預期收益等因素的影響，陳利頂等[25]認為生態環境影響具有長期性、共享性和普適性，影響著農戶經濟行為決策，需要從長遠看問題。許多重點茶區，農戶大部分收入來源于茶葉，而且基本沒有兼業情況，對茶葉發展寄予重托。茶園生態建設的效益更多在于長遠，因此，假設發展期望（FZQW）也會是農戶茶園生態建設行為的一項驅動因素。

1.3 茶園生態建設行為驅動因素的作用路 徑假設

根據以上農戶茶園生態建設行為模式（圖1），以及農戶茶園生態建設行為驅動因素的假設，可以理解為，如果有優惠政策、市場需求、更大的利潤、更好的發展前景，以及茶園主體生態意識提高、生態經營能力增強等因素發生，可能引起茶農產生生態建設行為的動機，從而驅動茶農進行茶園生態建設行為的產生，而生態建設的行為結果可能改善茶園生態狀況。Mohandass, D等[26]認為茶園中套種樹木、Sultana J等[27]發現利用家禽糞便等有機資源替代化學肥料、稅偉等[28]實證表明“茶-蔬”、“茶-果”等復合生態茶樹種植結構等措施有利于改善茶園生態狀況，提高茶園生態系統服務功能。因此，本研究提出以下潛在驅動因素對農戶茶園生態建設行為和農戶茶園生態建設行為對茶園生態狀況的作用路徑假設：

H1：政策因素對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響；

H2：需求因素對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響；

H3：生態意識對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響；

H4：資源與能力對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響；

H5：成本收益對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響；

H6：發展期望對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響；

H7：農戶茶園生態建設行為對茶園生態狀況有顯著的正向直接影響。

其中，如果假設檢驗結果被接受，即“有顯著的正向直接影響”，表示以上假設的潛在影響因素（自變量）對因變量具有驅動作用。

綜合以上農戶茶園生態建設行為的驅動因素及其作用路徑假設，可以構建如圖2所示的農戶茶園生態建設行為影響研究框架，表示農戶茶園生態建設行為驅動機理是政策因素、需求因素、生態意識、資源與能力、成本收益和發展期望6個潛在變量通過驅動農戶茶園生態建設行為發生而改變茶園生態狀況。

2 測量變量設計與數據來源

2.1 測量變量設計

2.1.1 茶園生態狀況的測量變量設計

參照中華人民共和國環境保護部發布的《生態環境狀況評價技術規范》，從植被覆蓋情況、生物豐貧程度、水網密度、土地脅迫、污染負荷和環境限制性指標等6個維度對茶園生態狀況進行評價。但是，鑒于受調查者絕大部分只能從表觀的生態環境看待茶園生態狀況，而無法觀察生態內部的微觀關系，為便于受調查者理解，結合茶農的表達習慣，將評價指標中的水網密度、土地脅迫、污染負荷和環境限制性指標4個指標合并為環境質量一個指標，并注明含土壤、水文、空氣質量情況；在植被覆蓋評價指標中備注含茶、草、樹等綠色植物的覆蓋度；在生物豐貧評價指標中備注含植物、動物、微生物等生物多樣性情況（表1）。

圖2 農戶茶園生態建設行為驅動因素研究整體框架

2.1.2 茶園生態建設行為的測量變量設計

農戶茶園生態建設行為是通過在原有純茶園基礎上進行生態建設的行為。從生態基本要求的生物多樣性和豐富程度出發，結合全國主要茶區，特別是安溪縣關于生態茶園建設的常用方法，同時也便于受調查者的理解和回答，從表觀上將農戶茶園生態建設行為的測量變量概括為茶園種樹留樹、種草留草、套種綠肥、茶樹留高封行、飼養生物5個維度，它們的變量解釋如表2所示。

表1 茶園生態狀況的測量變量及其解釋

表2 農戶茶園生態建設行為的測量變量及其解釋

2.1.3 茶園生態建設行為潛在驅動因素的測量變量設計

根據上文對農戶茶園生態建設行為潛在驅動因素的假設，及文獻綜述中關于這些潛在影響因素的相關測量變量研究，參照現實中的普遍做法，農戶茶園生態建設行為潛在驅動因素的測量變量設計、變量解釋說明如表3所示。

2.2 問卷設計

調查問卷設計按照循序漸進的溝通原則，并結合茶葉生產和茶園建設的一般過程，把問卷分成4個主要部分。第一部分為農戶基本信息。第二部分為茶葉生產現狀。第三部分為茶園生態建設情況與農戶茶園生態建設行為驅動力評判調查，這是問卷最主要構成部分，分成農戶茶園生態建設行為（表2）、茶園生態狀況（表1）、茶農對茶園生態建設行為驅動力的判斷或感知（表3）3個方面完成，并采用李克特5點量表法設置選項。比如，要調查知道安溪縣關于生態茶園建設制度/規定的程度，題目設為“您知道安溪縣關于生態茶園建設的制度或規定嗎？”選項為“很強、較強、一般、較弱、很弱”同時用測量值“1、2、3、4、5”表示該測量變量重要性判斷由強到弱的程度，5個選項分別代表非常熟悉、比較熟悉、一般熟悉、比較不熟悉、不熟悉安溪縣關于生態茶園建設制度或規定。第四部分為問題探討，設有生態茶園建設困難與建議等題目。2015年5月，調查問卷初步制定后，先在安溪縣感德鎮、虎邱鎮、龍涓鄉的3個村落抽取16家茶農進行了預調查，然后根據調查情況，并咨詢了農業經濟、生態學、茶學等相關領域專家意見，對問卷進行修改和完善，最后確定問卷內容。

表3 農戶茶園生態建設行為潛在驅動因素及其測量變量假設

2.3 數據收集

2.3.1 研究樣本選擇

本調查選擇在全國第一產茶大縣的安溪進行。為能兼顧到不同茶園生態狀況的調查對象，研究采取先分類后隨機入戶調查的方式進行樣本選擇。首先根據茶園生態總體狀況，將安溪縣的茶區分為茶園生態較好的和較差的兩種類型產茶鄉鎮，然后分別在兩種區域內隨機入戶調查。調查數量大概根據產茶面積每個鄉鎮選取2~4個村，每個村隨機入戶調查10~25戶茶農。

2.3.2 數據收集方式

數據收集主要采取實地觀測、訪談和入戶問卷調查的方式進行。其中，關于全縣茶園生態狀況、建設情況、存在問題等宏觀數據信息主要采取實地觀測和對安溪縣農業與茶果局、安溪縣茶葉協會、安溪縣統計局、安溪縣水土保持局等相關部門進行訪談和索取相關資料。對于茶農的調查，主要是隨機入戶問卷調查。

2.3.3 樣本問卷情況

問卷正式調查于2015年6月—7月和2016年7月—8月進行。從觀測和調查結果看，兩年間茶園面積與產量、茶園生態狀況、成本收益、茶園生態建設驅動力判斷等無明顯變化，因此，將兩年的兩次調查資料合并使用。問卷數量統計結果顯示，兩次調查共發放問卷368份，回收363份，回收率達98.64%。信息較為完整的有效問卷310份，回收問卷有效率85.40%。310份農戶有效問卷來源于安溪縣感德、桃舟、劍斗、長坑、西坪、祥華、虎邱、龍涓、藍田、龍門、蓬萊等11個鄉鎮、32個村。

3 基于SEM模型的實證分析

3.1 樣本數據的測量量表信度和效度檢驗

首先，對問卷數據進行信度檢驗，結果發現除了需求驅動因素測量量表的總體樣本Cronbach’s a系數為0.666，小于0.700外，其他量表的總體樣本Cronbach’s a系數均≥0.700，問卷調查結果具有較高可信度；從單個測量變量看，生態建設行為中的茶樹留高封行和飼養生物、需求因素中的客戶屬性、資源與能力中水資源情況和合作社職務、發展期望中的茶葉收入重要性6項測量變量CITC指數小于0.500，未通過信度檢驗。接著，在剔除未通過信度檢驗的測量變量基礎上對樣本數據進行效度檢驗，結果表明，所有測量量表的KMO值均大于0.6、其中大部分大于0.7，Bartlett球度檢驗的卡方統計值顯著性概率均為0.000，均適合進行因子分析，且因子分析抽取一個公因子的累計解釋方差均大于0.5，解釋變量負載在相應公因子上的因子載荷系數除個別在0.6~0.7之間外絕大部分大于0.7，因此，本研究所設計的測量量表有效，通過信度檢驗的測量變量能有效測量各自的潛在變量，可以用于后續的結構方程模型計量分析。

3.2 調查結果的描述性統計分析

利用調查數據，對通過效度和信度檢驗的測量變量進行描述性統計，結果匯總如表4所示，其中，“平均得分”是指相應測量變量的測量值1到5全部選項數值的平均值。從調查結果看，生態狀況中的植被覆蓋得分較高，因為茶樹本身就是一種綠色植物；生物豐貧和環境質量得分比較低，反映出茶園物種比較單一，水文系統較差，土壤退化較嚴重，3項測量變量的平均得分分別為2.19、3.04、3.01。生態建設的3項測量變量的平均得分分別為2.88、3.22、3.52，說明農戶茶園生態建設力度較弱，尤其是很少特地在茶園中種草留草和套種綠肥。茶園生態建設行為驅動力中的政策因素各項測量指標都接近或超過3，說明茶園生態政策效果不是很好，尤其是政策的宣傳和茶園生態建設培訓力度較薄弱；從茶農的判斷角度看，認為客戶對生態茶葉的識別能力、信任程度和支付意愿都比較高，平均得分均≤2.50；茶農的生態意識較高，3項測量變量的選項平均分分別為2.22、2.33、2.10；資源與能力中各項因素的平均得分在2.4~2.8之間，說明茶農對在茶園生態建設資源情況不是很好，建設能力也不高；成本效益各項指標大部分對茶園生態建設不利，從評分得分中可以看出，茶園生態建設成本高，效益且沒跟上，茶葉產量也受到一定影響；發展期望的兩項指標平均得分分別為2.58和2.38，說明茶農對茶業發展前景已經有一定遲疑，而發展生態茶葉的前景預期較好。

3.3 計量模型與測量變量選擇

3.3.1 計量模型選擇：結構方程模型（SEM）

本研究主要包含因素和作用路徑分析兩個部分。鑒于結構方程模型（SEM）整合了因素分析與路徑分析兩種統計方法，同時能檢驗模型中同時存在的顯性變量、潛在變量、干擾或誤差變量之間等的多重關系，進而得出自變量對因變量影響的直接效果、間接效果和總效果。本文采用結構方程模型對樣本數據進行計量分析，并應用LISREL8.70統計軟件進行結構方程模型擬合、分析。

表4 測量變量的調查結果

注：1、“很強1～很弱5”5欄數據表示相應選項占該測量變量所有選項的百分比；2、“平均得分”欄數據表示相應測量標量的測量值1到5全部選項數值的平均值。

Note: 1, The data of "Strongest-Weakest " is the percentage of the corresponding option in all options about the measurement variable. 2. The data of "average score" is the average value of all option values of the corresponding measurement scalar 1 to 5.

3.3.2 結構方程模型測量變量

剔除未通過的信度和效度檢驗的測量變量，進入農戶茶園生態建設行為驅動機理研究的結構方程計量模型的測量變量共有33個，其中生態狀況3個、生態建設行為3個、政策因素7個、需求因素3個、生態意識3個、資源與能力7個、成本收益5個、發展期望2個，詳見表4。

3.4 農戶茶園生態建設行為驅動機理的結構方程模型擬合結果

在CFA驗證性因素分析確認可以進行結構方程模型分析的基礎上，利用LISREL 8.70對所構建的結構方程概念模型進行路徑檢驗，當路徑系數的統計量絕對值大于1.96時，認為該路徑系數顯著異于0；當路徑系數的統計量絕對值小于1.96，則認為該路徑系數等于0的假設。從初步擬合結果看STJS←XQYS(=0.24)、STJS←ZYNL(=1.09)與STJS←CBSY(=1.00) 等3條路徑的統計量絕對值小于1.96，即路徑系數估計值未通過顯著性檢驗。接著，按路徑系數的統計量從小到大逐步剔除這些路徑，并再行逐步檢驗，經過3次方程模型修正，保留下來的STJS←ZCYS、STJS←STYS 、STJS←FZQW、STZK←STJS 4條路徑的路徑系數統計值分別為5.70、4.75、2.67、9.76，均大于1.96，路徑系數顯著異于0，均通過顯著性檢驗。最終得到圖3結構方程模型標準化路徑系數圖，STJS←ZCYS、STJS←STYS 、STJS←FZQW、STZK←STJS 4條路徑的標準化系數（即影響大小）分別為0.43、0.36、0.21、0.87。且從對第3次修正后的結構方程模型進行適配度指標估計結果看，本模型有簡約適配程度，本研究所構建的理論模型與實際數據可以契合，研究所提出的結構方程概念模型與實際數據可以適配。

圖3 第3次修正后結構方程模型的標準化路徑系數圖

3.5 農戶茶園生態建設行為關鍵驅動因素與作用路徑識別結果

3.5.1 關鍵驅動因素識別結果

從以上實證結果可知，農戶茶園生態建設行為的關鍵驅動因素是政策因素、生態意識和發展期望3項，它們的測量變量對茶園生態狀況的影響系數=測量變量到潛在變量路徑的標準化系數值×潛在變量到生態建設路徑的標準化系數值×生態建設到生態狀況路徑的標準化系數值，如ZCYS1對STZK的影響系數為0.74×0.43×0.87=0.28。具體影響系數見表5。

3.5.2 作用路徑識別結果

根據結構方程模型擬合結果，對上文7個路徑假設的檢驗結果匯總表如表6所示。其中，H1、H3、H6、H7假設可接受，即假設成立，影響大小（標準化系數值）分別為0.43、0.36、0.21、0.87，且前三者之和為1，說明這三者合起來，對生態行為的解釋能力（程度）達100%；H2、H4、H5假設被拒絕，即假設不成立。通過第3次修正后結構方程模型的標準化路徑系數圖（圖3），還可以計算出政策因素、生態意識、發展期望3個關鍵影響因素對生態狀況的間接影響大小分別為0.37、0.31、0.18。計算方式為潛在變量到生態建設路徑的標準化系數值×生態建設到生態狀況路徑的標準化系數值，如ZCYS對STZK的間接影響大小為0.43×0.87=0.37。

表5 農戶茶園生態建設行為的關鍵驅動因素及其對茶園生態狀況影響系數

Table 5 The key drivers and their influence coefficients of tea farmers’ ecological construction to tea garden ecological condition

表6 關鍵驅動因素作用路徑假設的檢驗結果匯總表

4 結論與討論

4.1 研究結論

從上文研究可得，農戶茶園生態建設的驅動機理為政策因素、生態意識、發展期望3項關鍵驅動因素通過驅動農戶茶園生態建設行為而有效地改善茶園生態狀況。其中，3項關鍵驅動因素的標準化系數值分別為0.43、0.36、0.21，農戶茶園生態建設行為對改善茶園生態狀況的解釋度為0.87（圖4）。

圖4 農戶茶園生態建設行為驅動因e素及其作用路徑綜合檢驗結果

4.2 農戶茶園生態建設行為驅動因素識別結果的討論

4.2.1 政策因素的討論

檢驗結果顯示（表6），政策因素對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響，而且影響系數是3個有顯著直接影響的因子中最大的，為0.43，說明它對農戶茶園生態建設行為的驅動力最大，因此，加大生態制度和扶持政策宣傳、提高生態制度和扶持政策的有效性、優化生態茶園模式、加大生態茶園推廣與培訓等政策措施，能有效驅動茶園生態建設。

4.2.2 需求因素的討論

在以上結構方程計量模型檢驗中，“需求因素對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響”的假設沒有通過檢驗。這與統計性描述中“茶葉購買主體對生態茶葉的識別能力和信任程度較高，也愿意支付較高的價格”似乎有矛盾。主要原因在于上文所述對茶葉購買者的生態茶葉消費行為調查是農戶的判斷，可能不符合消費者實際情況。為此，再從對廈門、福州、泉州、廣州、濟南等地部分茶葉消費者了解中發現，大部分消費者無法判斷他們所購茶葉是否屬于生態茶葉，也就很難信任，從而不會支付更高的價格。因此，要贏得消費者的信任和更高的價格，從而來動茶園生態建設，首先是要能讓消費者識別生態茶葉與普通茶葉的區別。

4.2.3 生態意識因素的討論

上文“生態意識對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響”通過結構方程計量模型檢驗，這符合行為的一般過程，也與Zainab Mbaga、Elena Fraj等、李衛雁等、紀詠梅等的研究結果吻合，因此說明提高農戶的生態意識能有效驅動農戶的茶園生態建設行為。

4.2.4 資源與能力因素的討論

資源與能力對農戶茶園生態建設行為沒有顯著的正向直接影響，這進一步解釋了本文關于資源與能力驅動因素統計結果，主要原因是目前農戶茶園面積小而分散、流轉困難，茶園周邊生態條件不良、資金不足等資源要素不利于茶園生態建設，且勞動力緊張，用工成本高，生態茶葉加工能力不足等生態茶園建設能力薄弱，難以支撐茶園生態建設，從而也就無法成為農戶茶園生態建設行為的驅動力。

4.2.5 成本收益因素的討論

以最低成本獲取最大收益是理性人所關心的。而在本研究的農戶茶園生態建設行為驅動機理分析中，“成本收益對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響”的假設被拒絕，不構成農戶茶園生態建設行為的驅動力。主要原因可能就是調查中農戶所反映的生態茶園建設成本高，收益跟不上，利潤反而降低的原因。筆者另外調查統計發現，生態茶園的平均生產利潤較純茶園降低5?880元·hm-2。這與林新堅等、田永輝等和饒軍等的研究認為生態茶園可以提高經濟效益的結果相反。

4.2.6 發展期望因素的討論

“發展期望對農戶茶園生態建設行為有顯著的正向直接影響”的假設被接受，說明農戶如果覺得生態茶園發展前景好，就會進行純茶園的生態建設，改善茶園生態狀況，因此，應該從可持續發展角度多宣傳生態茶園的好處。

4.3 農戶茶園生態建設行為對生態狀況驅動作用識別結果的討論

從檢驗結果看，“農戶茶園生態建設行為對茶園生態狀況有顯著的正向直接影響”假設成立，而且影響系數達0.87，大于0.7，說明了生態建設能夠有效改善生態狀況，但影響系數又沒有達到1，說明從行為到結果可能還受到其他因素的影響，比如在調查時茶農反映的“所套種的名貴樹成活率低”等問題影響了農戶茶園生態建設行為徹底性，因此影響了茶園生態狀況改善效果。

4.4 推動農戶茶園生態建設行為的政策建議

根據以上研究結果，可以通過強化政策、生態意識、發展期望3項關鍵驅動因素，克服需求、資源與能力、成本收益3項不利因素，推動農戶茶園生態建設行為從而促進茶園生態狀況改進。具體做法建議：（1）通過統一規劃茶園適宜區、規范生態茶園基本標準、合理補償茶園生態建設行為等措施完善茶園生態建設政策制度。（2）通過直觀的生態意識教育、茶園生態建設培訓與示范、加強公共服務建設等措施，提高農戶茶園生態建設意識與能力。（3）通過使農戶意識到生態對茶業可持續發展的重要性，兼顧短期和長期效益，指導農戶樹立正確的茶業發展觀念。（4）通過開展茶葉生態認證、明確生態茶葉特征、加強生態茶葉傳宣等途徑健全生態茶葉消費的市場引導機制。

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Driving Factors and Their Acting Path of Farmers' Ecological Construction Behavior in Tea Garden ——Analyzed on Sample Data of Anxi County by SEM

GAO Shuilian1,2, LEI Zhengyan3, HU Shanshan3, CHEN Qianjie1, YANG Jiangfan2,3,4*

1. Tea Science of Anxi College, Fujian Agriculture and Forestry University, Fuzhou 350002, China; 2. College of Economics, Fujian Agriculture and Forestry University, Fuzhou 350002, China; 3. College of horticulture, Fujian Agriculture and Forestry University, Fuzhou 350002, China; 4. Collaborative Innovation Center of Chinese Oolong Tea Industry, Fuzhou 350002, China

To explore the driving factors and their acting path of famers’ ecological construction behavior in tea gardens, 310 effective survey data from Anxi County were obtained and a structural equation model (SEM) was established. The results showed that the policy factors, ecology consciousness and development expectation could promote tea farmers’ ecological construction behavior to effectively improve the ecological conditions of tea gardens. The influence coefficients of three key driving factors were 0.43, 0.36, 0.21, and the tea farmers’ ecological construction behavior could effectively improve the ecological situation of tea gardens, with the explained degree of about 0.87. Therefore, government should improve the tea garden ecological construction policies, enhance the ecological consciousness and ability of tea farmers, guide farmers to establish the correct concept of tea industry development and construct the guidance mechanism of ecological tea consumption market to drive the farmers'ecological construction behavior in tea garden.

farmers, ecological construction behavior in tea garden, driving factors, driving path, driving measures

S571.1

A

1000-369X(2018)04-372-13

2018-02-02

2018-03-10

福建省科協科技思想庫研究重大專項（FJKX-ZD1501）、福建省軟科學項目（2012R0018）

高水練，男，博士，副教授，主要研究茶樹營養與茶園生態、茶業經濟管理。*通訊作者