基于計劃行為理論的農業綠色生產技術采納研究

摘要：梨園生草有利于土壤有機質提升和果實品質提高，是重要的栽培措施，但我國梨園生草技術普及率較低，具體原因尚不明確。計劃行為理論是目前最重要的關于行為內生影響因素的理論模型，在農業農村、居民消費意愿等研究領域均有廣泛應用。為研究影響農戶使用生草技術意愿及行為響應的因素，基于拓展的計劃行為理論調查了15個省（市）的204份梨園數據，運用結構方程模型通過模型路徑分析、調節效應分析及假說檢驗分析了信息對農戶行為態度、主觀規范、知覺行為控制的影響，主觀規范對行為態度的影響，行為態度對農戶意愿的影響，意愿對行為響應的影響以及知覺行為控制的調節作用。通過標準系數及顯著性分析結果表明，結果信息、社會信息、能力及資源信息對農戶的行為態度、主觀規范及知覺行為控制有正向影響；行為態度對農戶意愿有顯著正向影響；主觀規范對農戶的行為態度有顯著正向影響；知覺行為控制在農戶意愿與行為之間存在著正向調節作用。因此，建議通過加強宣傳、技術支持、提供補貼等方式提高農戶對梨園生草栽培技術的采納行為。

關鍵詞：梨園；生草栽培；計劃行為理論；結構方程模型；綠色生產技術

中圖分類號：S181" 文獻標志碼：A

文章編號：1002-1302（2024）05-0255-05

果園生草栽培技術是指在行間或全園種植草本植物進行地表覆蓋，從而實現改良土壤、提升地力、提高果品質量的土壤管理技術，已在歐美日等果品生產發達國家廣泛應用。近年來，我國也將該技術作為綠色果品生產主要技術之一進行研究和推廣。

生草栽培技術可有效提高土壤團聚體的穩定性并有效提高有機碳含量，改善土壤質量，促進臍橙根系生長［1］。與清耕法相比，利用自然生草栽培技術管理的杏園果實膨大期葉片凈光合速率提升了10.62%，杏果可溶性固形物含量提升了16.09%，可滴定酸含量降低了7.87%，品質明顯提高［2］。在梨園行間生草可有效提升冠層1 m處空氣濕度，其中白三葉草日均空氣相對濕度提高最為顯著，達14.19%；同時，生草栽培對梨品質的提升效果顯著，種植黑麥草與對照組相比，果實可溶性糖、維生素C、可溶性固形物含量分別提升6.96%、18.73%、5.55%［3］。柑橘中的研究表明，土壤叢枝菌根真菌與草互作可有效提高土壤肥力、改善土壤結構、提高土壤叢枝菌根真菌的穩定性與抗逆性［4］。

我國梨的生產面積和產量均占世界的70%左右，目前梨產業正從追求“量”轉變到追求“質”為目標。梨園生草栽培技術的應用將會改善梨園土壤有機質含量、減少化肥農藥施用、提高我國梨果品質和環境友好生產，切實提高農戶經濟效益和種植積極性，推動我國梨果的國際競爭力和產業綠色可持續發展。目前我國使用生草栽培技術的果園仍不足10%［5-7］。鑒于生草栽培技術的優點和推廣普及率較低的現狀，有必要調查農戶對生草栽培技術的采納意愿及影響農戶采納該技術的原因，從生產者主觀心理層面探討農戶意愿。

已有文獻通常應用計劃行為理論對農戶的技術采納行為進行研究。基于計劃行為理論，利用抽樣調查數據，結合結構方程模型進行分析，可用于探究行為態度、主觀規范及知覺行為控制對居民的生產和消費行為意愿的影響［8-9］。研究表明，利用計劃行為理論構建農村土地承包經營權流通模型，通過該模型設計問卷，表明農戶周邊流轉人、基層政府的態度、流轉信息的獲取及農戶家庭的資金狀況對農戶土地流轉意愿及行為有重要影響［10］。根據農戶參與秸稈資源化利用行為的問卷數據構建理論模型，結果表明，行為態度、主觀規范、知覺行為控制及利用意愿對農戶的行為有顯著性影響，應加大政策支持力度、強化技術創新和推廣、發揮村官及農村大學生作用［11］。水稻種植戶綠色防控技術采納的相關研究，發現行為態度、主觀規范、知覺行為控制對種植戶的采納意愿有顯著性正向影響，采納意愿對采納行為有顯著性正向影響［12］。研究表明，茶葉可追溯信息對顧客的行為具有顯著正向影響［13］。

已有研究文獻鮮有將果園生草栽培技術作為技術采納研究對象，該技術對改善梨園生態環境和梨果品質具有重要現實意義，有必要針對該技術進行果農采納行為的研究，對已有的技術采納文獻進行補充。本研究將依據計劃行為理論和結構方程模型，深入分析影響農戶采納生草栽培技術的因素，揭示不同因素之間的潛在聯系及相互作用，以期為生草栽培技術在梨園的應用推廣與發展提供可靠參考。

1 理論分析與研究假設

計劃行為理論是在理性行為理論的基礎上擴展而來［14-15］。該理論是目前最重要的關于行為內生影響因素的理論模型，在信息傳播、農業農村、居民消費意愿等研究領域均有廣泛應用。該模型認為人的行為意愿主要受到3個方面的影響，分別為行為人對采取某種特定行為的態度、外在影響行為人采取某種行動的規范及行為人完成某項特定行為所感受到的難易程度，即行為態度、主觀規范及知覺行為控制。3個因素共同作用，影響行為人采取某種特定行為。

信息是指人類社會傳播的內容。人類通過獲取信息、傳播信息和識別信息來認識世界和改造世界。信息的獲取和積累有助于農戶在認識生草栽培技術時產生客觀且全面的態度。信息可分為結果信息、社會信息、能力及資源信息3類。農戶得到關于生草栽培技術效果正面信息越多，其行為態度可能越積極，后續采用生草栽培技術的意愿就越強烈。基于農戶對政府等權威機構的信任、對親朋的信賴，農戶在上述人群中得到越多關于生草栽培技術正面的信息，主觀規范對農戶的影響越大，進而對農戶的行為態度產生正面影響。農戶獲得關于能力與資源的信息越多，在實際操作過程中感受到的困難程度越低，這對農戶使用生草栽培技術的行為有正向影響。

行為態度表示了農戶對使用生草栽培技術作為梨園管理辦法的一種主觀判斷，代表了農戶個人對此行為的好惡，展現了農戶積極或消極的心理狀態；主觀規范是農戶外部的壓力，來自政府、親友、同地區的農戶等，作為一種社會壓力促使農戶作出某種選擇；知覺行為控制是農戶使用生草栽培技術進行梨園管理感受到的困難程度，農戶接受教育的程度、對該技術相關知識了解的多少、自身的經濟條件、年齡等都是影響農戶能力的重要因素；農戶使用生草栽培技術的意愿越大，真正使用該技術進行果園管理的可能性越大。基于計劃行為理論，對農戶采用梨園生產技術的意愿作出了以下假設：

H1：信息對農戶的行為態度、主觀規范與知覺行為控制有正向影響；

H2：行為態度對農戶使用生草栽培技術的意愿有顯著正向影響；

H3：主觀規范對農戶的行為態度有顯著正向影響；

H4：知覺行為控制在農戶使用生草栽培技術意愿與行為之間存在著正向調節作用；

H5：農戶使用生草栽培技術的意愿對農戶將該技術應用于果園管理有顯著正向影響。

基于上述分析，構建梨園生草栽培技術生產者采納行為分析框架（圖1）。

2 實證分析

2.1 數據來源和變量選取

本研究采用數據來源于四川、江蘇、河南、陜西、北京、甘肅、山東、黑龍江、河北、安徽、吉林、貴州、山西、遼寧、福建等15個省（市）問卷調查結果。調研時間為2023年6月，為保證問卷質量，在調研開始前，結合問卷內容對調研員進行了系統性培訓。最終，根據問卷匯總結果，經過樣本核實，數據校正，淘汰基礎信息不全及數據嚴重不合邏輯的問卷，結合本研究內容，共獲得204個有效樣本。

選取結果信息、社會信息、能力及資源信息、參與意愿、行為態度、主觀規范、知覺行為控制、農戶行為響應8個潛變量，共計35個觀測變量。量級界定均采用李克特7級量表對觀測變量進行測量［16］。

2.2 信度、效度與模型適配度檢驗

利用SPSS 26.0分析得到檢測結果，通過信度檢驗確定該問卷結果滿足穩定性及一致性要求，內部一致性系數克隆巴赫α系數在0.935～0.958之間，代表該問卷結果量表具有非常好的信度。

通過凱塞爾-梅耶-奧爾金檢驗和巴特利特球形檢驗確定問卷結果數據的有效性。全部測試結果題項共同度均在0.8以上，表示全部題項均可被對應的潛變量解釋，潛變量凱塞爾-梅耶-奧爾金檢驗均高于0.8。顯著性分析表明，全部潛變量巴特利特球形檢驗在0.001水平上顯著，適合進行因子分析。

利用AMOS 28.0構建模型進行分析，擬合指數χ2/df=2.653，大于0且小于3，代表模型整體擬合度較好；近似均方根誤差為0.09，小于0.1，符合Steiger對近似均方根誤差指標的標準［17］。多數指標結果達到可接受或理想狀態，僅擬合優度指數（0.699，小于0.9）、調整擬合優度指數（0.664，小于0.9）和增量擬合指數（0.794，小于0.8）3個指標結果不理想。單個指標僅反映某個分析技術上的程度，不能作為理論上的證據，通過綜合比較全部擬合指標，可知該模型擬合符合要求，與數據間具有較高的契合度。

2.3 模型路徑分析與假說檢驗

由表1可見，結果信息對行為態度Plt;0.001，標準化路徑系數為0.327，表示結果信息到行為態度的影響程度為0.327，在保證其他變量不變時，結果信息每提升1，行為態度提升0.327。社會信息對主觀規范Plt;0.001，標準化路徑系數為0.607，表示社會信息到主觀規范的影響程度為0.607，在保證其他變量不變時，社會信息每提升1，主觀規范提升0.607。能力及資源信息對知覺行為控制Plt;0.001，標準化路徑系數為0.84，表示能力及資源信息到行為的影響程度為0.84，在保證其他變量不變時，能力及資源信息每提升1，知覺行為提升0.84，結合上述分析，假說H1成立。

由表1可見，行為態度對農戶意愿Plt;0.001。標準化路徑系數為0.932，表示行為態度到農戶意愿的影響程度為0.932，在保證其他變量不變時，行為態度每提升1，農戶意愿提升0.932。主觀規范對行為態度Plt;0.001，標準化路徑系數為0.577，表示主觀規范到行為態度的影響程度為0.577，在保證其他變量不變時，主觀規范每提升1，行為態度提升0.577，結合上述分析，假說H2、H3成立。

由圖2可見，標準化后的高分組效應為0.172（-0.089～0.420），P值為0.216，表示標準化后的高分組不顯著，標準化后的低分組效應為0.443（0.145～0.722），P值為0.002，表示標準化后的低分組顯著，低分組斜率顯著，高分組斜率不顯著，支持假設H4。

由表1可見，農戶意愿對農戶行為Plt;0.01，標準化路徑系數為0.308，表示農戶意愿到農戶行為的影響程度為0.308，即在保證其他變量不變時，農戶意愿每提升1，農戶行為提升0.308，結合上述分析，假說H5成立。

2.4 中介效應分析

因H2和H3假設成立，考慮到主觀規范到行為態度再到農戶意愿之間可能存在中介效應，因此對該模型進行中介效應檢驗，檢驗結果見表2。間接效應，偏差校正方法范圍為0.283～0.536，百分位數方法范圍為0.281～0.535，證明間接效應結果顯著。直接效應，偏差校正方法范圍為-0.058～0.132，百分位數方法范圍為-0.064～0.319，證明直接效應結果不顯著。總效應，偏差校正方法范圍為0.326～0.572，百分位數方法范圍為0.319～0.563，證明總效應結果顯著。根據上述結果可知，直接效應結果顯著，間接效應結果不顯著，證明存在中介效應，該中介為完全中介。

3 結論與政策啟示

3.1 研究結論

本研究根據計劃行為理論，利用采集自15個省（市）的204份梨農數據，選擇結構方程模型估計信息對農戶行為態度、主觀規范和知覺行為控制的直接影響，行為態度對農戶意愿的直接影響及行為態度的中介作用和知覺行為控制的調節作用，研究結論如下：

結果信息、社會信息、資源及能力信息分別對行為態度、主觀規范、知覺行為控制存在顯著正向影響。若提升農戶行為態度、主觀規范及知覺行為應擴大農戶獲得信息的途徑，為農戶提供更多的有效信息，農戶獲得越多關于生草栽培技術的信息，對農戶采納該技術的態度及行為影響越大。

行為態度對農戶的意愿、主觀規范對農戶的行為態度存在顯著正向影響，并且通過中介效應分析確定主觀規范可以以行為態度作為中介變量，對農戶的意愿產生影響。農戶的行為態度主要是農戶對使用生草栽培技術的好惡程度，它受到外界諸多因素的影響。政府加大普及生草栽培技術的力度，可促使更多的農戶使用生草栽培技術；通過政府及親友的力量，使尚未使用生草栽培技術的農戶對該技術呈現更積極的態度，可提高農戶使用生草栽培技術的意愿。

知覺行為控制在農戶的意愿及行為之間存在正向調節效應，農戶的意愿對于農戶的行為具有顯著正向影響。因此，提升農戶的知識和技能水平，減小農戶使用生草栽培技術所遇到的阻力，對農戶從產生使用新技術的意愿到付諸行動具有較強的推動作用。

3.2 政策啟示

本研究解釋了15個省（市）調研樣本的梨農生草栽培技術采納行為作用機制，主要得到以下政策啟示：（1）政府應大力推廣并普及關于生草栽培技術的相關信息。農戶從政府獲得的關于生草栽培技術相較于傳統果園管理的優勢越多，農戶使用生草栽培技術的意愿會越強烈。（2）各地農技推廣部門舉辦更多關于生草栽培技術的講座。農技人員對農戶實現一對一精準幫扶，由專業人員幫助農戶解決使用生草栽培技術的實際困難。（3）政府為農戶提供合理的老舊果園改造補助。減少農戶的經濟支出，可促使更多的農戶從產生使用新技術的意愿到實際采用生草栽培技術。（4）采用更為嚴格的果品分級制度。堅決貫徹“優果優價”的原則，讓農戶在使用生草栽培技術的過程中實際體會到采用該技術能夠提升梨果品質，帶來更為豐厚的經濟效益，通過農戶間口口相傳，促使更多農戶使用生草栽培技術，為我國梨產業提質增效產生積極的影響。

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