農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿形成機(jī)制研究*
——基于TPB-NAM整合框架

汪興東，鄭哲棋，魯 盼※，廖 冰，彭 丹

（1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南昌 330045；2.西安交通利物浦大學(xué)國際商學(xué)院，蘇州 215123）

0 引言

近年來迅速發(fā)展的水禽產(chǎn)業(yè)，在保障國內(nèi)外市場水禽產(chǎn)品穩(wěn)定供給，促進(jìn)農(nóng)戶增收的同時(shí)，也給生態(tài)環(huán)境和公共衛(wèi)生安全造成嚴(yán)重威脅[1]。水禽廢棄物資源化循環(huán)利用的現(xiàn)代生態(tài)養(yǎng)殖模式是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、生態(tài)與社會(huì)效益并舉的有效舉措。為此，各國政府一直在積極推廣生態(tài)農(nóng)業(yè)來改善環(huán)境質(zhì)量。如伊朗積極推廣綜合蟲害治理技術(shù)以保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[2]，美國開展生態(tài)農(nóng)場建設(shè)以減少環(huán)境污染[3]，我國也大力推廣生態(tài)養(yǎng)殖模式，但尚未取得預(yù)期效果。已有研究結(jié)果表明，農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知程度較低，采用生態(tài)養(yǎng)殖模式的農(nóng)戶較少[4]。農(nóng)戶作為采納生態(tài)養(yǎng)殖模式的主體，其采納的動(dòng)機(jī)是什么？意愿如何產(chǎn)生？有哪些因素會(huì)提升（或阻礙）意愿的形成？等問題值得深入探究，對(duì)于這些問題的回答將有助于政府制定合理的政策及激勵(lì)措施來提高農(nóng)戶采納生態(tài)養(yǎng)殖的積極性。

鑒于農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖行為屬于親環(huán)境行為范疇，兼具有利己和利他屬性，農(nóng)戶實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖行為，既能提升（亦或降低）個(gè)體利益，也能提升社會(huì)效益（降低環(huán)境污染）。目前的大部分研究基本圍繞這兩個(gè)方面展開：利己動(dòng)機(jī)認(rèn)為，個(gè)體在行為選擇上會(huì)基于成本與收益的比較，而Ajzen[5]提出的計(jì)劃行為理論（TPB）能夠很好地解釋個(gè)體行為的理性決策，已成為預(yù)測個(gè)體行為最常用的模型，但由于親環(huán)境行為具有利他屬性，僅從利己屬性無法詮釋個(gè)體的親環(huán)境行為。因此有學(xué)者從利他視角出發(fā)[6]，引入道德激勵(lì)理論（NAM）以提升對(duì)個(gè)體親環(huán)境行為的解釋力度，但該理論在強(qiáng)調(diào)個(gè)體實(shí)施某一行為時(shí)利他動(dòng)機(jī)（如社會(huì)道德）重要性的同時(shí)，在一定程度上忽視了個(gè)體利己動(dòng)機(jī)在解釋親環(huán)境行為中的作用。從農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖行為動(dòng)機(jī)形成的邏輯上看，其意愿的產(chǎn)生可能會(huì)受到利己和利他動(dòng)機(jī)的共同影響。

鑒于此，文章綜合運(yùn)用TPB和NAM的理論框架，并引入過去習(xí)慣構(gòu)建出拓展TPB-NAM整合模型，從個(gè)體經(jīng)濟(jì)理性和社會(huì)道德理性兩個(gè)維度考察農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的形成機(jī)制。具體而言，研究從以下三個(gè)方面進(jìn)行：（1）應(yīng)用整合的TPB-NAM來解釋農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的形成機(jī)制；（2）探索TPB和NAM之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系；（3）探討利己和利他動(dòng)機(jī)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿形成的作用路徑及方式。以期為政府有關(guān)部門完善相關(guān)政策及配套措施提升農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖意愿提供理論借鑒和政策參考。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 計(jì)劃行為理論（TPB）

TPB（Theory of Planned Behavior, TPB）最初由Ajzen在1991年提出，是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域中用于解釋及預(yù)測個(gè)體行為的經(jīng)典理論。已有眾多研究把TPB應(yīng)用于個(gè)人健康[7]、環(huán)境行為[8]、政策采納[9]等領(lǐng)域，并取得了大量成果。該理論認(rèn)為個(gè)體行為意愿（Intention, INT）由態(tài)度（Attitude, ATT）、主觀規(guī)范（Subjective Norms, SN）和感知行為控制（Perceived Behavior Control, PBC）3個(gè)主要因素決定。TPB具有較好的開放性，在傳統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上，引入其他對(duì)意愿有重要影響的變量能夠進(jìn)一步提升模型的解釋力度。如Bamberg[10]和張輝等[11]的研究證明了過去行為能夠影響個(gè)體實(shí)施類似行為的意向，Conner[12]進(jìn)一步指出把過去行為納入TPB時(shí)，增加了對(duì)意向7%的解釋力度。借鑒這些研究成果，該研究將傳統(tǒng)的TPB進(jìn)行拓展，探討納入過去習(xí)慣后，將會(huì)對(duì)個(gè)體態(tài)度、感知行為控制及意愿形成產(chǎn)生何種影響。

態(tài)度是指個(gè)體對(duì)執(zhí)行某特定行為有利或不利的認(rèn)知及評(píng)價(jià)。通常而言，如果農(nóng)戶對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖模式認(rèn)知度越高，評(píng)價(jià)越積極，則其生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿也會(huì)越高；反之，則其在主觀上采納生態(tài)養(yǎng)殖模式的意愿會(huì)降低[13]。Rezaei[2]的研究表明，農(nóng)戶對(duì)病蟲害綜合治理技術(shù)的態(tài)度和認(rèn)知是影響技術(shù)采納最重要的因素。米松華等[14]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶認(rèn)知能顯著提高減排技術(shù)的采納意愿，且認(rèn)知能力每提高一個(gè)單位，對(duì)低碳技術(shù)采納的貢獻(xiàn)為25.5%。理論上看，生態(tài)養(yǎng)殖模式的應(yīng)用，不僅可以實(shí)現(xiàn)資源綜合有效利用，減少環(huán)境污染，產(chǎn)生生態(tài)效益，而且可以生產(chǎn)出無公害高質(zhì)量綠色產(chǎn)品，給農(nóng)戶帶來經(jīng)濟(jì)效益。因此，當(dāng)農(nóng)戶感知到生態(tài)養(yǎng)殖模式有用，并能帶來積極結(jié)果，他們會(huì)有較高的采納意愿。基于此，提出假設(shè)1。

H1：個(gè)體態(tài)度對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

感知行為控制是指個(gè)體執(zhí)行某一特定行為的容易或困難程度，是個(gè)體對(duì)促進(jìn)或阻礙其行為發(fā)生因素的主觀認(rèn)知。這種認(rèn)知在很大程度上取決于個(gè)體在實(shí)施過程中對(duì)成本和效益（包括財(cái)務(wù)成本、努力和時(shí)間）的權(quán)衡[15]。這表明，當(dāng)個(gè)體認(rèn)為執(zhí)行某種行為較容易時(shí)，他就有較高的感知行為控制及自我效能感，進(jìn)而有更強(qiáng)的行為實(shí)施意愿。謝賢鑫[16]對(duì)江西農(nóng)戶生態(tài)耕種的研究發(fā)現(xiàn)，感知行為控制對(duì)農(nóng)戶采納意愿有著顯著的影響。張董敏[17]等研究了農(nóng)戶兩型農(nóng)業(yè)認(rèn)知的響應(yīng)行為，發(fā)現(xiàn)具有更高能力、資源或機(jī)會(huì)的農(nóng)戶對(duì)兩型農(nóng)業(yè)行為響應(yīng)程度更高。這些事實(shí)可以擴(kuò)展到農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖中，當(dāng)農(nóng)戶相信自己掌握了足夠的知識(shí)、技能和資源時(shí)，他們就更有可能形成生態(tài)養(yǎng)殖意愿。基于此，提出假設(shè)2。

H2：感知行為控制對(duì)農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

主觀規(guī)范是指個(gè)體執(zhí)行或不執(zhí)行某一行為所感受到的壓力，這種壓力主要來自于對(duì)其行為決策具有影響力的個(gè)人或團(tuán)體。換言之，個(gè)體通常更喜歡與參照群體的期望保持一致。通常情況下，與個(gè)體關(guān)系密切的個(gè)人或團(tuán)體對(duì)執(zhí)行某一行為越積極，則個(gè)體執(zhí)行該行為意愿越強(qiáng)；反之，則會(huì)降低個(gè)體執(zhí)行該行為的意愿[18]。曹惠[19]的研究表明，來自親朋好友或重要同事等的社會(huì)期待對(duì)農(nóng)戶化肥減量化施用行為意向具有顯著的正向影響。Arli和Tan[20]在關(guān)于綠色產(chǎn)品購買意愿的研究中也證實(shí)了這一觀點(diǎn)。在生態(tài)養(yǎng)殖實(shí)踐中，囿于農(nóng)戶自身知識(shí)水平以及判斷能力，村干部以及親戚朋友對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)的采納會(huì)產(chǎn)生示范效應(yīng)，進(jìn)而促使農(nóng)戶提高對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖的采納意愿。基于此，提出假設(shè)3。

H3：主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

過去習(xí)慣（Past Habit, PH）是指是個(gè)體會(huì)把過去發(fā)生的行為經(jīng)驗(yàn)作為心理認(rèn)知基礎(chǔ)，啟發(fā)將來實(shí)施相似的行為[21]。崔亞飛等[21]關(guān)于農(nóng)戶生活垃圾處理行為的研究證明過去行為會(huì)影響行為意愿。然而，Sommer[22]則將感知行為控制作為過去習(xí)慣與行為意愿的中介變量，認(rèn)為過去習(xí)慣會(huì)通過影響個(gè)體對(duì)行為的控制能力來影響農(nóng)戶的行為意愿。此外，Trafimow[23]認(rèn)為如果人們有過去的習(xí)慣，態(tài)度的預(yù)測能力應(yīng)該減弱，相反，Huitu[24]則認(rèn)為當(dāng)人們不習(xí)慣表現(xiàn)出某種行為時(shí)，態(tài)度則是行為意愿的良好預(yù)測變量。有研究也發(fā)現(xiàn)將個(gè)體的過去習(xí)慣納入TPB中會(huì)提升對(duì)個(gè)體行為意愿的預(yù)測力度[13]。從邏輯上看，擁有生態(tài)養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)的農(nóng)戶，對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖的認(rèn)知程度更高，感知生態(tài)養(yǎng)殖的難度更低，從而影響其對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)的采納意愿，因此，基于上述論述，將過去習(xí)慣納入TPB中，得到以下假設(shè)。

H4：過去習(xí)慣對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖態(tài)度具有正向影響。

H5：過去習(xí)慣對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖感知行為控制具有正向影響。

H6：過去習(xí)慣對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿具有正向影響。

1.2 道德激勵(lì)理論（NAM）

最早由Schwartz在1977年提出的道德激勵(lì)理論（Norm Activation Model, NAM），主要用來預(yù)測和解釋個(gè)體的利他行為，被廣泛應(yīng)用于各種親社會(huì)和親環(huán)境領(lǐng)域，如綠色出行方式選擇[25]、農(nóng)戶采用生態(tài)農(nóng)業(yè)實(shí)踐[2]等。個(gè)人規(guī)范（Personal Norms, PN）、后果意識(shí)（Awareness of Consequence, AC）和責(zé)任歸屬（Attribution of Responsibility, AR）構(gòu)成了道德激勵(lì)理論模型的核心變量，其中，個(gè)人規(guī)范由后果意識(shí)和責(zé)任歸屬這兩個(gè)因素激活。個(gè)人規(guī)范是指特定情況下個(gè)體實(shí)施具體行為的自我期望，是被內(nèi)在化的社會(huì)規(guī)范，是自我的道德義務(wù)感；后果意識(shí)是指個(gè)體對(duì)自身行為可能產(chǎn)生的積極或消極影響的感知；而責(zé)任歸屬則表明個(gè)體對(duì)其行為后果的責(zé)任感[26]。

根據(jù)NAM，個(gè)人規(guī)范越強(qiáng)的個(gè)體越容易在生產(chǎn)生活中實(shí)施符合個(gè)人規(guī)范要求的意愿或行為。當(dāng)個(gè)體遵循個(gè)人規(guī)范實(shí)施具體行為時(shí)，會(huì)因其實(shí)際行為與自我期望保持一致而感到滿足，進(jìn)而產(chǎn)生自我肯定，但當(dāng)具體行為違反個(gè)人規(guī)范時(shí)，個(gè)體內(nèi)心可能會(huì)因?qū)嶋H行為與自身期望相違背而出現(xiàn)內(nèi)疚感，進(jìn)而導(dǎo)致自我否定。張琰[27]對(duì)航空旅行者碳補(bǔ)償支付意愿的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)人規(guī)范對(duì)碳補(bǔ)償支付意愿存在顯著的正向影響，王麗麗[28]在城市居民參與環(huán)境治理行為意向研究中也得出類似的結(jié)論。農(nóng)戶實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖行為有利于減少農(nóng)業(yè)污染、保護(hù)環(huán)境，是一種親環(huán)境行為，具有利他屬性，其行為與農(nóng)戶的自我期望相一致。因此，提出假設(shè)7。

H7：個(gè)人規(guī)范對(duì)農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

NAM認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體意識(shí)到自身行為可能對(duì)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響時(shí)，個(gè)體傾向于對(duì)行為的負(fù)面后果負(fù)責(zé)，反之，如果個(gè)體沒有意識(shí)到自己行為會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生影響，則不太可能對(duì)這些后果承擔(dān)責(zé)任。這表明個(gè)體的后果意識(shí)是責(zé)任歸因的重要前因。此外，如果個(gè)體意識(shí)到親環(huán)境的積極后果，并覺得自己有責(zé)任去保護(hù)生態(tài)環(huán)境，則個(gè)體的個(gè)人規(guī)范會(huì)越高，實(shí)施親環(huán)境行為的意愿也會(huì)強(qiáng)烈。秦曼等[6]關(guān)于海洋水產(chǎn)企業(yè)親環(huán)境意愿研究發(fā)現(xiàn)，后果意識(shí)對(duì)個(gè)觀規(guī)范和責(zé)任歸屬均具有顯著正向影響，同時(shí)責(zé)任歸屬也正向影響管理者個(gè)人規(guī)范。在實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖的親環(huán)境行為中，當(dāng)農(nóng)戶意識(shí)到不實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖的消極后果，并認(rèn)為自己有責(zé)任去改善養(yǎng)殖環(huán)境，那么農(nóng)戶踐行親環(huán)境行為的自我期望和道德義務(wù)感就會(huì)比較強(qiáng)烈。值得注意的是，如果農(nóng)戶并沒有意識(shí)到生態(tài)養(yǎng)殖對(duì)環(huán)境產(chǎn)生的作用，那么農(nóng)戶便不太可能采取親環(huán)境行為。基于此，得到以下假設(shè)。

H8：后果意識(shí)對(duì)農(nóng)戶個(gè)人規(guī)范具有顯著正向影響。

H9：責(zé)任歸屬對(duì)農(nóng)戶個(gè)人規(guī)范具有顯著正向影響。

H10：后果意識(shí)對(duì)農(nóng)戶責(zé)任歸屬具有顯著正向影響。

根據(jù)上述文獻(xiàn)綜述及所提出的假設(shè)，該文構(gòu)建出拓展的TPB-NAM整合研究框架，如圖1所示。從個(gè)體經(jīng)濟(jì)理性視角看，影響農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿的前置變量為：態(tài)度、過去習(xí)慣、感知行為控制及主觀規(guī)范，而過去習(xí)慣會(huì)影響態(tài)度及感知行為控制；從社會(huì)道德理性視角看，后果意識(shí)及責(zé)任歸屬會(huì)通過個(gè)體規(guī)范間接影響農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖意愿，且后果意識(shí)是責(zé)任歸屬的重要前置變量。

圖1 理論研究框架

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 問卷設(shè)計(jì)

問卷分成兩部分，第一部分為個(gè)人背景資料，包含年齡、性別、文化程度和家庭年收入等人口統(tǒng)計(jì)特征變量；第二部分基于TPB和NAM，擬用19個(gè)題項(xiàng)來測量意愿、態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、個(gè)人規(guī)范、后果意識(shí)、責(zé)任歸屬、過去習(xí)慣8個(gè)變量，測量題項(xiàng)的選取均借鑒國外已有的成熟量表，并結(jié)合農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖實(shí)踐對(duì)部分題項(xiàng)描述進(jìn)行適當(dāng)修正形成最終量表，具體描述見表1。在TPB中，態(tài)度和主觀規(guī)范的3個(gè)題項(xiàng)、感知行為控制的2個(gè)題項(xiàng)均改編自Rezaei等[2]的量表，意愿的2個(gè)題項(xiàng)參考Ajzen[5]的測量方式，從時(shí)間維度“下一年度”和空間維度“養(yǎng)殖區(qū)域”來考察，過去習(xí)慣參考Verplanken等[29]的研究成果，通過一個(gè)題項(xiàng)來測量。在NAM中，個(gè)人規(guī)范和后果意識(shí)的3個(gè)題項(xiàng)、責(zé)任歸屬的2個(gè)題項(xiàng)改編自Han[30]的量表。第二部分的所有題項(xiàng)均采用李克特5級(jí)量表測量，其中“1”代表完全不同意，“5”代表完全同意。

表1 量表設(shè)計(jì)與測量

2.2 數(shù)據(jù)來源

采用四分層抽樣的方式獲取調(diào)查樣本，具體為：首先，基于等額抽樣選取省級(jí)樣本，結(jié)合國家水禽產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系（CNWITS）對(duì)全國主要水禽主產(chǎn)省（市、區(qū)）水禽生產(chǎn)情況的統(tǒng)計(jì)，分別在技術(shù)體系中擁有2個(gè)綜合試驗(yàn)站，1個(gè)綜合試驗(yàn)站及沒有綜合試驗(yàn)站的省份各隨機(jī)選取1個(gè)樣本省，分別為湖北省、江西省和云南省作為樣本省份；其次，采用等比抽樣選取樣本縣（市、區(qū)），根據(jù)CNWITS2019年的調(diào)查數(shù)據(jù)，江西省、湖北省和云南省的水禽綜合產(chǎn)值比6∶3∶2，按照此比例在3個(gè)樣本省共選取11個(gè)樣本縣（市、區(qū)），其中江西省6個(gè)，湖北省3個(gè)，云南省2個(gè)；然后，采取典型抽樣選擇樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)樣本縣（市、區(qū)）選取水禽養(yǎng)殖業(yè)較發(fā)達(dá)的1個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）；最后，采取隨機(jī)抽樣選取行政村及養(yǎng)殖戶樣本，每個(gè)樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機(jī)抽取4～5個(gè)行政村，每個(gè)樣本村再隨機(jī)抽取10～15戶養(yǎng)殖戶。調(diào)查于2020年5—10月通過入戶一對(duì)一的訪談形式進(jìn)行。為確保養(yǎng)殖戶認(rèn)真填答，訪談?wù)呦虮辉L者解釋問卷題項(xiàng)，以使其理解題項(xiàng)內(nèi)容，每次訪談過程大約為45min，養(yǎng)殖戶完成問卷后給予價(jià)值20元的電話卡作為報(bào)酬，以保證數(shù)據(jù)質(zhì)量。共發(fā)放問卷550份，經(jīng)整理剔除無效問卷后，獲得有效問卷527份，問卷有效率為95.81%。

樣本人口統(tǒng)計(jì)特征描述如表2所示，受訪者中男性居多（67.0%），年齡偏大，平均年齡約為50歲（SD=14.69），大多數(shù)受訪者為初中或以下學(xué)歷，文化程度總體偏低，近一半（48.6%）的受訪者家庭年收入為2萬～6萬元，2017—2019年受訪者的平均家禽存欄量為1 552.63（SD=7 323.792）、2 276.15（SD=10 966.569）和5 083.98（SD=26 041.042）。人口統(tǒng)計(jì)特征與《2019年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中的農(nóng)村戶主相關(guān)數(shù)據(jù)無顯著差異，可以認(rèn)為該次調(diào)查所選取的樣本具有代表性。

表2 樣本特征分析（N=527）

2.3 模型構(gòu)建

在拓展的TPB-NAM整合模型中的所有變量，除過去習(xí)慣外，均為潛變量，包含多個(gè)測量題項(xiàng)，故采用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling, SEM）來驗(yàn)證變量間的路徑關(guān)系。模型構(gòu)建表達(dá)式為：

式（1）為結(jié)構(gòu)方程，用以計(jì)算外生潛變量（ATT、PBC、SN、AC）與內(nèi)生潛變量（INT、AR、PN）之間的線性關(guān)系，其中，η表示內(nèi)生潛變量，ξ表示外生潛變量，B表示內(nèi)生潛在變量間的系數(shù)矩陣，Γ表示相應(yīng)變量的系數(shù)矩陣，ζ為誤差項(xiàng)。式（2）（3）為測量方程，用以計(jì)算潛變量與各自觀測變量之間的線性關(guān)系，其中，Y表示內(nèi)生潛變量的觀測變量向量，Λy表示內(nèi)生潛變量與各自觀測變量的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣，X表示外生潛變量的觀測變量向量，Λx表示外生潛變量與各自觀測變量的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣，ε、σ均為誤差項(xiàng)。

為了考察3省份樣本是否存在顯著差異，利用最小顯著性差異法（Least Significant Difference, LSD）對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在95%的置信水平下，3省份樣本在人口統(tǒng)計(jì)特征及各測量題項(xiàng)上均無顯著差異。故將3省份樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行合并分析。此外，為確保共同方法偏差（Common Method Biases, CMB）不會(huì)影響結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果，受訪者事先被告知“測量題項(xiàng)無正確與錯(cuò)誤之分，且結(jié)果不會(huì)被單獨(dú)呈現(xiàn)”。Harman[31]單因子檢驗(yàn)結(jié)果也表明，未旋轉(zhuǎn)情況下第一主成分的方差解釋率小于50%，進(jìn)一步說明共同方法偏差不會(huì)影響模型分析結(jié)果。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿分析

從總體來看，受訪農(nóng)戶表現(xiàn)出較高的生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿，均值為3.71（表1）。在影響采納意愿的TPB前置因素中，受訪農(nóng)戶具有較為積極的態(tài)度（均值為3.84）和較高的主觀規(guī)范（均值為3.58），以及較好的生態(tài)養(yǎng)殖習(xí)慣（均值為3.43），但感知行為控制水平偏低（均值為2.89）。表明受訪農(nóng)戶對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖模式產(chǎn)生了正向評(píng)價(jià)，且在是否采納生態(tài)養(yǎng)殖模式上，感受到來自相關(guān)群體的壓力，進(jìn)而傾向于與群體期望保持一致，并保持較好的生態(tài)養(yǎng)殖習(xí)慣，然而可能由于缺乏必要的技術(shù)與資金支持，導(dǎo)致其感知采納生態(tài)養(yǎng)殖模式難度較高。在影響采納意愿的NAM前置因素中，受訪農(nóng)戶的個(gè)人規(guī)范（均值為3.53）、責(zé)任歸屬（均值為3.70）及后果意識(shí)（均值為3.68）均表現(xiàn)出較高水平，表明大部分受訪農(nóng)戶對(duì)采納生態(tài)養(yǎng)殖模式具有較高的自我期望，并意識(shí)到不采納生態(tài)養(yǎng)殖模式可能產(chǎn)生的負(fù)面后果，且認(rèn)為有責(zé)任改善養(yǎng)殖環(huán)境。

3.2 模型檢驗(yàn)

將數(shù)據(jù)代入模型進(jìn)行擬合計(jì)算，整體模型適配度指標(biāo)為：卡方自由度比值χ2/df=2.417（小于3），近似誤差均方根RMSEA=0.052（小于0.08），絕對(duì)值擬合優(yōu)度指數(shù)GFI=0.947（大于0.9），修正的擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI=0.920（大于0.9），規(guī)范擬合指數(shù)NFI=0.957（大于0.9），增量擬合指數(shù)IFI=0.974（大于0.9），簡約擬合指數(shù)PGFI=0.631（大于0.5），簡約調(diào)整后的規(guī)范擬合指數(shù)PNFI=0.713（大于0.5）。模型各項(xiàng)適配指標(biāo)均達(dá)判定標(biāo)準(zhǔn)值，通過適配度檢驗(yàn)，表明理論模型與實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)擬合較好，具備結(jié)構(gòu)方程模型的分析特征。

模型所使用量表的信效度檢驗(yàn)如表3所示。各潛變量的Cronbach'sα值在0.78～0.89，通過信度檢驗(yàn)，表明量表具有較好的內(nèi)部一致性。所有測量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均在0.7以上，各潛變量的平均變異萃取量（AVE）均大于0.5，表明量表具有較高的收斂效度。各潛變量AVE的算術(shù)平方根均高于此潛變量與其他任一潛變量間的相關(guān)系數(shù)（表4），表明量表亦具有較好的區(qū)分效度。

表3 信效度檢驗(yàn)

表4 區(qū)別效度

3.3 農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿形成機(jī)制

為了充分驗(yàn)證整合模型的適配性，對(duì)TPB模型（模型1）、加入過去習(xí)慣的拓展TPB模型（模型2）、NAM模型（模型3）及TPB-NAM整合模型（模型4）進(jìn)行逐步檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。4個(gè)模型的擬合度指標(biāo)均通過檢驗(yàn)，但模型4中意愿調(diào)整后的R2為0.66，大于其他3個(gè)模型，表明整合模型對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿形成機(jī)制具有更強(qiáng)的解釋力。

表5 模型適配度檢驗(yàn)的主要指標(biāo)

整合模型農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模型采納意愿形成機(jī)制的路徑估計(jì)結(jié)果如圖2所示，除過去習(xí)慣對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的影響不顯著外，其他所有關(guān)系均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。首先，在TPB框架中，態(tài)度、感知行為控制及主觀規(guī)范均對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，假設(shè)H1～H3得到驗(yàn)證，但三者的重要程度不同。其中，態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)最大（β=0.50，P＜0.001），表明態(tài)度對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的影響最強(qiáng)，農(nóng)戶的態(tài)度越積極，其采納意愿就越強(qiáng)烈。主觀規(guī)范（β=0.21，P＜0.001）是影響采納意愿的第二個(gè)主要因素，意味著農(nóng)戶在進(jìn)行養(yǎng)殖模式選擇時(shí)，會(huì)受到來自親人、鄰居及村干部等重要相關(guān)群體的影響，當(dāng)這種影響越積極，其生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿也會(huì)越高。感知行為控制（β=0.13，P＜0.001）是預(yù)測農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的另一個(gè)因素，由于農(nóng)戶的感知行為控制主要來自自我效能，包括知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)、技能和資金等相關(guān)資源，如果農(nóng)戶缺乏這些資源，可能導(dǎo)致促發(fā)動(dòng)機(jī)不足，導(dǎo)致采納意愿的發(fā)生強(qiáng)度降低。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

其次，在拓展的TPB模型中，過去習(xí)慣雖然不會(huì)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿產(chǎn)生直接影響（β=0.04，P＞0.1），H6未得到支持，但卻通過態(tài)度（β=0.53，P＜0.001）及感知行為控制 （β=0.61，P＜0.001）間接影響意愿，H4和H5成立。意味著擁有相關(guān)生態(tài)養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)的農(nóng)戶，一方面對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖模式的認(rèn)知程度更高，態(tài)度也積極，另一方面具有更高的自我效能感，擁有更多的知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)、技能和資金等相關(guān)資源，感知行為控制更強(qiáng)，進(jìn)而表現(xiàn)出更高的生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿。

最后，在NAM中，農(nóng)戶的個(gè)人規(guī)范對(duì)其生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿具有顯著正向影響（β=0.15，P＜0.01），H7成立。事實(shí)上，在親環(huán)境行為中，個(gè)體道德認(rèn)知是影響其親環(huán)境行為采納意愿的關(guān)鍵因素，個(gè)體的個(gè)人規(guī)范會(huì)激發(fā)其實(shí)施親環(huán)境行為的自豪感或罪惡感，從而對(duì)實(shí)際的行為意愿產(chǎn)生影響。由于農(nóng)戶采納生態(tài)養(yǎng)殖模式屬于親環(huán)境行為范疇，具有利他屬性，具有較高個(gè)人規(guī)范的農(nóng)戶，會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的采納意愿。農(nóng)戶的后果意識(shí)（β=0.41，P＜0.001）不僅會(huì)直接影響個(gè)人規(guī)范，還會(huì)通過責(zé)任歸屬（β=0.75，P ＜0.001）間接影響個(gè)人規(guī)范（β=0.43，P＜0.001），H8～H10成立。可見當(dāng)農(nóng)戶意識(shí)到不采納生態(tài)養(yǎng)殖模式可能對(duì)生態(tài)環(huán)境造成的負(fù)面影響，并認(rèn)為應(yīng)該對(duì)此承擔(dān)責(zé)任時(shí)，其個(gè)人規(guī)范會(huì)被后果意識(shí)和責(zé)任歸屬激活，進(jìn)而提升其生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的發(fā)生強(qiáng)度。

通過 Bootstrap檢驗(yàn)TPB-NAM整合模型中各變量間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，如表6所示。主觀規(guī)范和個(gè)人規(guī)范對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的直接效應(yīng)為 0.21和 0.15，也就是農(nóng)戶出于成本—收益的“利己”動(dòng)機(jī)高于出于道德義務(wù)感的“利他”動(dòng)機(jī)。關(guān)于個(gè)人規(guī)范的激活路徑，后果意識(shí)對(duì)個(gè)人規(guī)范的直接影響效應(yīng)為0.41，對(duì)責(zé)任歸屬的直接影響效應(yīng)為0.75，對(duì)個(gè)人規(guī)范的間接影響效應(yīng)為0.32。可見，個(gè)人規(guī)范可沿著“后果意識(shí)→責(zé)任歸屬→個(gè)人規(guī)范”和“后果意識(shí)→個(gè)人規(guī)范”兩類路徑被激活，表明NAM理論在農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納決策研究方面具有良好的適用性。

表6 各變量影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

基于拓展的TPB-NAM整合分析框架，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型從個(gè)體經(jīng)濟(jì)理性和社會(huì)道德理性兩個(gè)視角分析農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的影響機(jī)制，主要獲得以下研究結(jié)論。

（1）將TPB與NAM納入統(tǒng)一的分析框架，從農(nóng)戶的個(gè)體經(jīng)濟(jì)理性和社會(huì)道德理性雙重視角解釋了農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的形成機(jī)制，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的形成會(huì)受到利己和利他雙重動(dòng)機(jī)的影響，且利己動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)力更大。

（2）在TPB中，態(tài)度、感知行為控制、主觀規(guī)范均會(huì)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿產(chǎn)生積極影響，但作用大小存在差異，其中態(tài)度對(duì)意愿的作用最大，而主觀規(guī)范的作用要高于感知行為控制。

（3）過去習(xí)慣雖不能直接影響農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿，但會(huì)通過態(tài)度和感知行為控制間接提升其采納意愿，證明了將過去習(xí)慣與TPB結(jié)合的有效性，為納入其他變量，以進(jìn)一步拓展TPB-NAM整合分析框架提供了有價(jià)值的嘗試。

（4）在NAM中，后果意識(shí)不僅直接強(qiáng)化個(gè)人規(guī)范，還會(huì)通過責(zé)任歸屬間接正向作用于個(gè)人規(guī)范，進(jìn)而提升農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿，表明農(nóng)戶如果意識(shí)到采納生態(tài)養(yǎng)殖模式會(huì)對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生積極影響時(shí)，會(huì)激發(fā)其環(huán)境責(zé)任感，進(jìn)而表現(xiàn)出更強(qiáng)的采納意愿。

4.2 對(duì)策建議

基于以上研究結(jié)論，提出以下對(duì)策建議。

（1） 政府激勵(lì)農(nóng)戶采納態(tài)養(yǎng)殖模式時(shí)，要兼顧農(nóng)戶的利己與利他動(dòng)機(jī)。一方面要培養(yǎng)農(nóng)戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的積極態(tài)度，強(qiáng)化其對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖模式的認(rèn)知，如宣傳生態(tài)養(yǎng)殖可以提升畜禽質(zhì)量，獲得更高的產(chǎn)品溢價(jià)，以增加經(jīng)濟(jì)收益，或采取相關(guān)政策激勵(lì)，如舉辦生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)培訓(xùn)，發(fā)放生態(tài)養(yǎng)殖補(bǔ)貼，進(jìn)行環(huán)境補(bǔ)償（生態(tài)養(yǎng)殖可降低環(huán)境污染），開展生態(tài)產(chǎn)品認(rèn)證等方式，降低生態(tài)養(yǎng)殖的技術(shù)門檻，并給予資金支持，以提升農(nóng)戶的養(yǎng)殖技能，弱化養(yǎng)殖風(fēng)險(xiǎn)，從個(gè)體理性視角，鼓勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖，以激發(fā)農(nóng)戶的利己動(dòng)機(jī)；另一方面，要加強(qiáng)對(duì)養(yǎng)殖戶非生態(tài)化養(yǎng)殖造成生態(tài)環(huán)境破壞（如土壤污染、水體污染、農(nóng)殘超標(biāo)等）的教育，如發(fā)放環(huán)保手冊、微信群公告、舉辦環(huán)保宣講會(huì)，提升農(nóng)戶對(duì)環(huán)境保護(hù)的責(zé)任意識(shí)與后果感知，激發(fā)農(nóng)戶的利他動(dòng)機(jī)和環(huán)境保護(hù)責(zé)任感，從社會(huì)理性視角，激發(fā)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿。

（2）相關(guān)群體是否采納生態(tài)養(yǎng)殖模式具有很強(qiáng)的參照效應(yīng)，因此政府要重視相關(guān)群體對(duì)農(nóng)戶養(yǎng)殖行為的影響，如重點(diǎn)關(guān)注村干部、鄉(xiāng)賢、致富帶頭人等群體，通過示范一個(gè)帶動(dòng)一批的模式，集中培育關(guān)鍵示范戶的生態(tài)養(yǎng)殖行為，提升示范戶的盈利能力，以便在周邊農(nóng)戶中形成示范帶動(dòng)效應(yīng)，整村或整鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）推動(dòng)生態(tài)養(yǎng)殖模式。

（3）要重視農(nóng)戶過去養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)的影響，盡管養(yǎng)殖經(jīng)驗(yàn)不直接影響農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖意愿，但會(huì)通過態(tài)度及感知行為控制產(chǎn)生間接作用，因此要阻斷農(nóng)戶對(duì)傳統(tǒng)養(yǎng)殖模式的路徑依賴，一方面強(qiáng)化農(nóng)戶對(duì)傳統(tǒng)養(yǎng)殖模式劣勢與生態(tài)養(yǎng)殖模式優(yōu)勢的認(rèn)知，更新農(nóng)戶的養(yǎng)殖觀念，另一方面利用一定的行政手段，如基于三區(qū)劃定（可養(yǎng)區(qū)、限養(yǎng)區(qū)和禁養(yǎng)區(qū)），尤其是限養(yǎng)區(qū)，只允許生態(tài)養(yǎng)殖戶進(jìn)入養(yǎng)殖區(qū)域，從制度上保證農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖習(xí)慣的形成。