農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因素及其作用路徑研究——基于安溪縣樣本數(shù)據(jù)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(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因素及其作用路徑研究——基于安溪縣樣本數(shù)據(jù)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(nóng)林大學(xué)安溪茶學(xué)院，福建 福州 350002；2. 福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，福建 福州 350002；3. 福建農(nóng)林大學(xué)園藝學(xué)院，福建 福州 350002；4. 中國烏龍茶協(xié)同創(chuàng)新中心，福建 福州 350002

為探明農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動因素及其作用路徑，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）對安溪縣310個有效樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明，政策因素、生態(tài)意識、發(fā)展期望能有效驅(qū)動農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為，進而促進茶園生態(tài)狀況改善。其中，這3項關(guān)鍵驅(qū)動因素的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值分別為0.43、0.36、0.21，農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為對改善茶園生態(tài)狀況的解釋度為0.87?？梢酝ㄟ^完善茶園生態(tài)建設(shè)政策制度、提高農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)意識與能力、指導(dǎo)農(nóng)戶樹立正確的茶業(yè)發(fā)展觀念、健全生態(tài)茶葉消費的市場引導(dǎo)機制等措施推動農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為。

農(nóng)戶；茶園生態(tài)建設(shè)行為；驅(qū)動因素；驅(qū)動路徑；驅(qū)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(qū)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(nóng)所擁有，茶葉是這些茶農(nóng)的主要經(jīng)濟來源[1]。安溪縣擁有茶園4萬hm2，占全縣行政區(qū)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(nóng)中。但是，目前茶園生態(tài)狀況好壞參差不齊，尤其是農(nóng)戶所屬茶園生態(tài)建設(shè)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(huán)境保護和中國生態(tài)文明建設(shè)的時代要求?，F(xiàn)有研究對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動機理尚不明確。本文以安溪縣茶園生態(tài)建設(shè)作為實證分析對象，采用文獻研究、實地調(diào)查、計量分析等方法，圍繞如何驅(qū)動農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為這一科學(xué)問題開展研究，以期能夠豐富農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理研究的特色案例范疇，也為推動農(nóng)戶進行茶園生態(tài)建設(shè)提供有針對性的政策建議，促進茶園生態(tài)狀況改善，從源頭上確保茶葉質(zhì)量安全，推進茶區(qū)生態(tài)文明建設(shè)。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為模式

由行為科學(xué)和動機理論可知，人的需求、動機、行為是一個遞進關(guān)系，人的行為由某種動機引起，而動機又建筑在需要的基礎(chǔ)之上，需要是人類行為的原動力。豐毅[2]在總結(jié)人的行為科學(xué)時，認(rèn)為人總是從感知的需要出發(fā)，引起對某種目標(biāo)的渴望和行為的動機，導(dǎo)致了某種行為，最后達到預(yù)定目標(biāo)，實現(xiàn)滿足，完成了一次行為的全過程。然后又產(chǎn)生新的需要，導(dǎo)致下一次行為過程，如此循環(huán)往復(fù)。這一理論應(yīng)用在當(dāng)前農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為上，表示為環(huán)境壓力和生態(tài)文明建設(shè)熱潮等因素激發(fā)茶農(nóng)產(chǎn)生茶園生態(tài)建設(shè)行為的需求和動機，這種需求是在茶農(nóng)生存需求得到滿足之后追求可持續(xù)發(fā)展需求中產(chǎn)生的生態(tài)需求，進而引起生態(tài)動機，產(chǎn)生茶園生態(tài)建設(shè)行為的內(nèi)驅(qū)力，從而驅(qū)動茶農(nóng)進行生態(tài)建設(shè)，達成生態(tài)茶園目標(biāo)，促進茶園生態(tài)狀況改善（圖1）。

圖1 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為模式

1.2 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動因素假設(shè)

參考現(xiàn)有相關(guān)研究文獻和相關(guān)專家意見，結(jié)合筆者行業(yè)工作經(jīng)驗和茶農(nóng)的看法，對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為潛在驅(qū)動因素進行如下假設(shè)、分類和完善。

1.2.1 政策因素

隨著中國生態(tài)文明建設(shè)的深入，許多茶葉主產(chǎn)區(qū)政府出臺了茶園生態(tài)建設(shè)有關(guān)制度和扶持政策，總結(jié)和推廣生態(tài)模式，并加強生態(tài)觀念教育、生態(tài)建設(shè)技術(shù)培訓(xùn)。前人研究表明[3-7]，政策引導(dǎo)和扶持對農(nóng)民（農(nóng)戶）生態(tài)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(xùn)頻率和力度等對茶農(nóng)生態(tài)茶園建設(shè)意愿的影響達到顯著水平。因此，假設(shè)政策因素（ZCYS）能驅(qū)動茶園生態(tài)建設(shè)行為的發(fā)生。

1.2.2 需求因素

劉新新[9]研究發(fā)現(xiàn)生態(tài)消費的發(fā)展是推動生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展的基本力量。張沖[10]研究表明，準(zhǔn)確把握當(dāng)前城鎮(zhèn)居民的消費需求，能普及生態(tài)環(huán)保理念，改善人與自然的關(guān)系。如今，茶葉已產(chǎn)略大于銷，茶葉市場競爭激烈，茶葉消費導(dǎo)向茶葉生產(chǎn)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(yīng)當(dāng)會愿意支付更高的價格購買質(zhì)量安全較有保障的生態(tài)茶葉。因此，假設(shè)需求因素（XQYS）是農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動因素。

1.2.3 生態(tài)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(huán)境惡化，生態(tài)危機日益凸顯，保護氣候環(huán)境逐步獲得世界性共識，中國生態(tài)文明建設(shè)不斷深入，基于產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護考慮，農(nóng)戶茶園生態(tài)意識理應(yīng)會不斷提高。Zainab Mbag[11]、Elena Fraj等[12]、紀(jì)詠梅等[13]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民生態(tài)行為受生態(tài)意識的影響。李衛(wèi)雁等[14]研究表明，茶農(nóng)的茶園生態(tài)環(huán)境保護意識、對生態(tài)茶園建設(shè)的態(tài)度、對茶園現(xiàn)存的危害認(rèn)識等農(nóng)戶認(rèn)知意識對其生態(tài)茶園建設(shè)情況有顯著影響。因此，假設(shè)生態(tài)意識（STYS）會驅(qū)動農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的主動發(fā)生。

1.2.4 資源與能力

茶園生態(tài)建設(shè)行為會受到自然資源條件和人的生態(tài)建設(shè)能力影響。其中，自然資源條件可能包括茶園數(shù)量、質(zhì)量、規(guī)模、環(huán)境、水源、區(qū)位等因子，人的生態(tài)能力主要包括勞動力數(shù)量和生態(tài)建設(shè)適合度等因子，同類研究有如，牛建高等[15]認(rèn)為土地的數(shù)量和質(zhì)量在很大程度上影響著農(nóng)戶的投資行為，勞動力的數(shù)量和質(zhì)量對農(nóng)戶經(jīng)濟行為影響更大。崔新蕾等[16]研究表明農(nóng)戶參與農(nóng)田生態(tài)環(huán)境保護的意愿與灌溉條件、土地區(qū)位對環(huán)境有害認(rèn)知呈顯著負相關(guān)。梁流濤等[17]綜述國外相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶水土保持行為決定于外部政策、自然環(huán)境和經(jīng)濟條件。Shiferaw，B．等[18]認(rèn)為土地和農(nóng)戶特性等因素對農(nóng)戶土壤保護決策具有重要影響。Wickramasinghe等[19]認(rèn)為規(guī)模會影響茶農(nóng)行為選擇。因考慮農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)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(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)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(nèi)外對農(nóng)戶行為分析看，大多數(shù)農(nóng)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(rèn)為生態(tài)茶園可以提高經(jīng)濟效益。陶俊生等[7]、張莎莎[23]、馬奔等[24]的研究表明，農(nóng)民經(jīng)濟利益是影響農(nóng)民生態(tài)行為的主要因素，收益感知對農(nóng)戶保護態(tài)度和對生態(tài)保護行為都有直接的積極影響，成本感知對生態(tài)保護態(tài)度具有顯著的負向影響。林愛惠等[8]的研究發(fā)現(xiàn)生態(tài)茶園建設(shè)的成本與收益情況對茶農(nóng)生態(tài)茶園建設(shè)意愿的影響達到顯著水平。因此，假設(shè)成本收益（CBSY）是農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動因素。

1.2.6 發(fā)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(fā)現(xiàn)農(nóng)戶環(huán)境保護和生態(tài)建設(shè)行為受到預(yù)期收益等因素的影響，陳利頂?shù)萚25]認(rèn)為生態(tài)環(huán)境影響具有長期性、共享性和普適性，影響著農(nóng)戶經(jīng)濟行為決策，需要從長遠看問題。許多重點茶區(qū)，農(nóng)戶大部分收入來源于茶葉，而且基本沒有兼業(yè)情況，對茶葉發(fā)展寄予重托。茶園生態(tài)建設(shè)的效益更多在于長遠，因此，假設(shè)發(fā)展期望（FZQW）也會是農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的一項驅(qū)動因素。

1.3 茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因素的作用路 徑假設(shè)

根據(jù)以上農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為模式（圖1），以及農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因素的假設(shè)，可以理解為，如果有優(yōu)惠政策、市場需求、更大的利潤、更好的發(fā)展前景，以及茶園主體生態(tài)意識提高、生態(tài)經(jīng)營能力增強等因素發(fā)生，可能引起茶農(nóng)產(chǎn)生生態(tài)建設(shè)行為的動機，從而驅(qū)動茶農(nóng)進行茶園生態(tài)建設(shè)行為的產(chǎn)生，而生態(tài)建設(shè)的行為結(jié)果可能改善茶園生態(tài)狀況。Mohandass, D等[26]認(rèn)為茶園中套種樹木、Sultana J等[27]發(fā)現(xiàn)利用家禽糞便等有機資源替代化學(xué)肥料、稅偉等[28]實證表明“茶-蔬”、“茶-果”等復(fù)合生態(tài)茶樹種植結(jié)構(gòu)等措施有利于改善茶園生態(tài)狀況，提高茶園生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能。因此，本研究提出以下潛在驅(qū)動因素對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為和農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為對茶園生態(tài)狀況的作用路徑假設(shè)：

H1：政策因素對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響；

H2：需求因素對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響；

H3：生態(tài)意識對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響；

H4：資源與能力對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響；

H5：成本收益對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響；

H6：發(fā)展期望對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響；

H7：農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為對茶園生態(tài)狀況有顯著的正向直接影響。

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

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

2 測量變量設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

2.1 測量變量設(shè)計

2.1.1 茶園生態(tài)狀況的測量變量設(shè)計

參照中華人民共和國環(huán)境保護部發(fā)布的《生態(tài)環(huán)境狀況評價技術(shù)規(guī)范》，從植被覆蓋情況、生物豐貧程度、水網(wǎng)密度、土地脅迫、污染負荷和環(huán)境限制性指標(biāo)等6個維度對茶園生態(tài)狀況進行評價。但是，鑒于受調(diào)查者絕大部分只能從表觀的生態(tài)環(huán)境看待茶園生態(tài)狀況，而無法觀察生態(tài)內(nèi)部的微觀關(guān)系，為便于受調(diào)查者理解，結(jié)合茶農(nóng)的表達習(xí)慣，將評價指標(biāo)中的水網(wǎng)密度、土地脅迫、污染負荷和環(huán)境限制性指標(biāo)4個指標(biāo)合并為環(huán)境質(zhì)量一個指標(biāo)，并注明含土壤、水文、空氣質(zhì)量情況；在植被覆蓋評價指標(biāo)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(biāo)中備注含植物、動物、微生物等生物多樣性情況（表1）。

圖2 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因素研究整體框架

2.1.2 茶園生態(tài)建設(shè)行為的測量變量設(shè)計

農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為是通過在原有純茶園基礎(chǔ)上進行生態(tài)建設(shè)的行為。從生態(tài)基本要求的生物多樣性和豐富程度出發(fā)，結(jié)合全國主要茶區(qū)，特別是安溪縣關(guān)于生態(tài)茶園建設(shè)的常用方法，同時也便于受調(diào)查者的理解和回答，從表觀上將農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)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(yǎng)生物5個維度，它們的變量解釋如表2所示。

表1 茶園生態(tài)狀況的測量變量及其解釋

表2 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的測量變量及其解釋

2.1.3 茶園生態(tài)建設(shè)行為潛在驅(qū)動因素的測量變量設(shè)計

根據(jù)上文對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為潛在驅(qū)動因素的假設(shè)，及文獻綜述中關(guān)于這些潛在影響因素的相關(guān)測量變量研究，參照現(xiàn)實中的普遍做法，農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為潛在驅(qū)動因素的測量變量設(shè)計、變量解釋說明如表3所示。

2.2 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷設(shè)計按照循序漸進的溝通原則，并結(jié)合茶葉生產(chǎn)和茶園建設(shè)的一般過程，把問卷分成4個主要部分。第一部分為農(nóng)戶基本信息。第二部分為茶葉生產(chǎn)現(xiàn)狀。第三部分為茶園生態(tài)建設(shè)情況與農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動力評判調(diào)查，這是問卷最主要構(gòu)成部分，分成農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為（表2）、茶園生態(tài)狀況（表1）、茶農(nóng)對茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)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(shè)置選項。比如，要調(diào)查知道安溪縣關(guān)于生態(tài)茶園建設(shè)制度/規(guī)定的程度，題目設(shè)為“您知道安溪縣關(guān)于生態(tài)茶園建設(shè)的制度或規(guī)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(guān)于生態(tài)茶園建設(shè)制度或規(guī)定。第四部分為問題探討，設(shè)有生態(tài)茶園建設(shè)困難與建議等題目。2015年5月，調(diào)查問卷初步制定后，先在安溪縣感德鎮(zhèn)、虎邱鎮(zhèn)、龍涓鄉(xiāng)的3個村落抽取16家茶農(nóng)進行了預(yù)調(diào)查，然后根據(jù)調(diào)查情況，并咨詢了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟、生態(tài)學(xué)、茶學(xué)等相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜乙庖姡瑢柧磉M行修改和完善，最后確定問卷內(nèi)容。

表3 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為潛在驅(qū)動因素及其測量變量假設(shè)

2.3 數(shù)據(jù)收集

2.3.1 研究樣本選擇

本調(diào)查選擇在全國第一產(chǎn)茶大縣的安溪進行。為能兼顧到不同茶園生態(tài)狀況的調(diào)查對象，研究采取先分類后隨機入戶調(diào)查的方式進行樣本選擇。首先根據(jù)茶園生態(tài)總體狀況，將安溪縣的茶區(qū)分為茶園生態(tài)較好的和較差的兩種類型產(chǎn)茶鄉(xiāng)鎮(zhèn)，然后分別在兩種區(qū)域內(nèi)隨機入戶調(diào)查。調(diào)查數(shù)量大概根據(jù)產(chǎn)茶面積每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2~4個村，每個村隨機入戶調(diào)查10~25戶茶農(nóng)。

2.3.2 數(shù)據(jù)收集方式

數(shù)據(jù)收集主要采取實地觀測、訪談和入戶問卷調(diào)查的方式進行。其中，關(guān)于全縣茶園生態(tài)狀況、建設(shè)情況、存在問題等宏觀數(shù)據(jù)信息主要采取實地觀測和對安溪縣農(nóng)業(yè)與茶果局、安溪縣茶葉協(xié)會、安溪縣統(tǒng)計局、安溪縣水土保持局等相關(guān)部門進行訪談和索取相關(guān)資料。對于茶農(nóng)的調(diào)查，主要是隨機入戶問卷調(diào)查。

2.3.3 樣本問卷情況

問卷正式調(diào)查于2015年6月—7月和2016年7月—8月進行。從觀測和調(diào)查結(jié)果看，兩年間茶園面積與產(chǎn)量、茶園生態(tài)狀況、成本收益、茶園生態(tài)建設(shè)驅(qū)動力判斷等無明顯變化，因此，將兩年的兩次調(diào)查資料合并使用。問卷數(shù)量統(tǒng)計結(jié)果顯示，兩次調(diào)查共發(fā)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(nóng)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(xiāng)鎮(zhèn)、32個村。

3 基于SEM模型的實證分析

3.1 樣本數(shù)據(jù)的測量量表信度和效度檢驗

首先，對問卷數(shù)據(jù)進行信度檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)除了需求驅(qū)動因素測量量表的總體樣本Cronbach’s a系數(shù)為0.666，小于0.700外，其他量表的總體樣本Cronbach’s a系數(shù)均≥0.700，問卷調(diào)查結(jié)果具有較高可信度；從單個測量變量看，生態(tài)建設(shè)行為中的茶樹留高封行和飼養(yǎng)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(wù)、發(fā)展期望中的茶葉收入重要性6項測量變量CITC指數(shù)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(chǔ)上對樣本數(shù)據(jù)進行效度檢驗，結(jié)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(tǒng)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(yīng)公因子上的因子載荷系數(shù)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(shè)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(xù)的結(jié)構(gòu)方程模型計量分析。

3.2 調(diào)查結(jié)果的描述性統(tǒng)計分析

利用調(diào)查數(shù)據(jù)，對通過效度和信度檢驗的測量變量進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果匯總?cè)绫?所示，其中，“平均得分”是指相應(yīng)測量變量的測量值1到5全部選項數(shù)值的平均值。從調(diào)查結(jié)果看，生態(tài)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(huán)境質(zhì)量得分比較低，反映出茶園物種比較單一，水文系統(tǒng)較差，土壤退化較嚴(yán)重，3項測量變量的平均得分分別為2.19、3.04、3.01。生態(tài)建設(shè)的3項測量變量的平均得分分別為2.88、3.22、3.52，說明農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)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(tài)建設(shè)行為驅(qū)動力中的政策因素各項測量指標(biāo)都接近或超過3，說明茶園生態(tài)政策效果不是很好，尤其是政策的宣傳和茶園生態(tài)建設(shè)培訓(xùn)力度較薄弱；從茶農(nóng)的判斷角度看，認(rèn)為客戶對生態(tài)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(nóng)的生態(tài)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(nóng)對在茶園生態(tài)建設(shè)資源情況不是很好，建設(shè)能力也不高；成本效益各項指標(biāo)大部分對茶園生態(tài)建設(shè)不利，從評分得分中可以看出，茶園生態(tài)建設(shè)成本高，效益且沒跟上，茶葉產(chǎn)量也受到一定影響；發(fā)展期望的兩項指標(biāo)平均得分分別為2.58和2.38，說明茶農(nóng)對茶業(yè)發(fā)展前景已經(jīng)有一定遲疑，而發(fā)展生態(tài)茶葉的前景預(yù)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)方程模型（SEM）整合了因素分析與路徑分析兩種統(tǒng)計方法，同時能檢驗?zāi)Ｐ椭型瑫r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(guān)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(jié)構(gòu)方程模型對樣本數(shù)據(jù)進行計量分析，并應(yīng)用LISREL8.70統(tǒng)計軟件進行結(jié)構(gòu)方程模型擬合、分析。

表4 測量變量的調(diào)查結(jié)果

注：1、“很強1～很弱5”5欄數(shù)據(jù)表示相應(yīng)選項占該測量變量所有選項的百分比；2、“平均得分”欄數(shù)據(jù)表示相應(yīng)測量標(biāo)量的測量值1到5全部選項數(shù)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(jié)構(gòu)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(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動機理研究的結(jié)構(gòu)方程計量模型的測量變量共有33個，其中生態(tài)狀況3個、生態(tài)建設(shè)行為3個、政策因素7個、需求因素3個、生態(tài)意識3個、資源與能力7個、成本收益5個、發(fā)展期望2個，詳見表4。

3.4 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動機理的結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果

在CFA驗證性因素分析確認(rèn)可以進行結(jié)構(gòu)方程模型分析的基礎(chǔ)上，利用LISREL 8.70對所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程概念模型進行路徑檢驗，當(dāng)路徑系數(shù)的統(tǒng)計量絕對值大于1.96時，認(rèn)為該路徑系數(shù)顯著異于0；當(dāng)路徑系數(shù)的統(tǒng)計量絕對值小于1.96，則認(rèn)為該路徑系數(shù)等于0的假設(shè)。從初步擬合結(jié)果看STJS←XQYS(=0.24)、STJS←ZYNL(=1.09)與STJS←CBSY(=1.00) 等3條路徑的統(tǒng)計量絕對值小于1.96，即路徑系數(shù)估計值未通過顯著性檢驗。接著，按路徑系數(shù)的統(tǒng)計量從小到大逐步剔除這些路徑，并再行逐步檢驗，經(jīng)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(shù)統(tǒng)計值分別為5.70、4.75、2.67、9.76，均大于1.96，路徑系數(shù)顯著異于0，均通過顯著性檢驗。最終得到圖3結(jié)構(gòu)方程模型標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)圖，STJS←ZCYS、STJS←STYS 、STJS←FZQW、STZK←STJS 4條路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)（即影響大?。┓謩e為0.43、0.36、0.21、0.87。且從對第3次修正后的結(jié)構(gòu)方程模型進行適配度指標(biāo)估計結(jié)果看，本模型有簡約適配程度，本研究所構(gòu)建的理論模型與實際數(shù)據(jù)可以契合，研究所提出的結(jié)構(gòu)方程概念模型與實際數(shù)據(jù)可以適配。

圖3 第3次修正后結(jié)構(gòu)方程模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)圖

3.5 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為關(guān)鍵驅(qū)動因素與作用路徑識別結(jié)果

3.5.1 關(guān)鍵驅(qū)動因素識別結(jié)果

從以上實證結(jié)果可知，農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的關(guān)鍵驅(qū)動因素是政策因素、生態(tài)意識和發(fā)展期望3項，它們的測量變量對茶園生態(tài)狀況的影響系數(shù)=測量變量到潛在變量路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值×潛在變量到生態(tài)建設(shè)路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值×生態(tài)建設(shè)到生態(tài)狀況路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值，如ZCYS1對STZK的影響系數(shù)為0.74×0.43×0.87=0.28。具體影響系數(shù)見表5。

3.5.2 作用路徑識別結(jié)果

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果，對上文7個路徑假設(shè)的檢驗結(jié)果匯總表如表6所示。其中，H1、H3、H6、H7假設(shè)可接受，即假設(shè)成立，影響大?。?biāo)準(zhǔn)化系數(shù)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(tài)行為的解釋能力（程度）達100%；H2、H4、H5假設(shè)被拒絕，即假設(shè)不成立。通過第3次修正后結(jié)構(gòu)方程模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)圖（圖3），還可以計算出政策因素、生態(tài)意識、發(fā)展期望3個關(guān)鍵影響因素對生態(tài)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(tài)建設(shè)路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值×生態(tài)建設(shè)到生態(tài)狀況路徑的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值，如ZCYS對STZK的間接影響大小為0.43×0.87=0.37。

表5 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的關(guān)鍵驅(qū)動因素及其對茶園生態(tài)狀況影響系數(shù)

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

表6 關(guān)鍵驅(qū)動因素作用路徑假設(shè)的檢驗結(jié)果匯總表

4 結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

從上文研究可得，農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)的驅(qū)動機理為政策因素、生態(tài)意識、發(fā)展期望3項關(guān)鍵驅(qū)動因素通過驅(qū)動農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為而有效地改善茶園生態(tài)狀況。其中，3項關(guān)鍵驅(qū)動因素的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值分別為0.43、0.36、0.21，農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為對改善茶園生態(tài)狀況的解釋度為0.87（圖4）。

圖4 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因e素及其作用路徑綜合檢驗結(jié)果

4.2 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動因素識別結(jié)果的討論

4.2.1 政策因素的討論

檢驗結(jié)果顯示（表6），政策因素對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響，而且影響系數(shù)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(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動力最大，因此，加大生態(tài)制度和扶持政策宣傳、提高生態(tài)制度和扶持政策的有效性、優(yōu)化生態(tài)茶園模式、加大生態(tài)茶園推廣與培訓(xùn)等政策措施，能有效驅(qū)動茶園生態(tài)建設(shè)。

4.2.2 需求因素的討論

在以上結(jié)構(gòu)方程計量模型檢驗中，“需求因素對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響”的假設(shè)沒有通過檢驗。這與統(tǒng)計性描述中“茶葉購買主體對生態(tài)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(tài)茶葉消費行為調(diào)查是農(nóng)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(fā)現(xiàn)，大部分消費者無法判斷他們所購茶葉是否屬于生態(tài)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(tài)建設(shè)，首先是要能讓消費者識別生態(tài)茶葉與普通茶葉的區(qū)別。

4.2.3 生態(tài)意識因素的討論

上文“生態(tài)意識對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響”通過結(jié)構(gòu)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(wèi)雁等、紀(jì)詠梅等的研究結(jié)果吻合，因此說明提高農(nóng)戶的生態(tài)意識能有效驅(qū)動農(nóng)戶的茶園生態(tài)建設(shè)行為。

4.2.4 資源與能力因素的討論

資源與能力對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為沒有顯著的正向直接影響，這進一步解釋了本文關(guān)于資源與能力驅(qū)動因素統(tǒng)計結(jié)果，主要原因是目前農(nóng)戶茶園面積小而分散、流轉(zhuǎn)困難，茶園周邊生態(tài)條件不良、資金不足等資源要素不利于茶園生態(tài)建設(shè)，且勞動力緊張，用工成本高，生態(tài)茶葉加工能力不足等生態(tài)茶園建設(shè)能力薄弱，難以支撐茶園生態(tài)建設(shè)，從而也就無法成為農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)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(guān)心的。而在本研究的農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為驅(qū)動機理分析中，“成本收益對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響”的假設(shè)被拒絕，不構(gòu)成農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的驅(qū)動力。主要原因可能就是調(diào)查中農(nóng)戶所反映的生態(tài)茶園建設(shè)成本高，收益跟不上，利潤反而降低的原因。筆者另外調(diào)查統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，生態(tài)茶園的平均生產(chǎn)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(rèn)為生態(tài)茶園可以提高經(jīng)濟效益的結(jié)果相反。

4.2.6 發(fā)展期望因素的討論

“發(fā)展期望對農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為有顯著的正向直接影響”的假設(shè)被接受，說明農(nóng)戶如果覺得生態(tài)茶園發(fā)展前景好，就會進行純茶園的生態(tài)建設(shè)，改善茶園生態(tài)狀況，因此，應(yīng)該從可持續(xù)發(fā)展角度多宣傳生態(tài)茶園的好處。

4.3 農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為對生態(tài)狀況驅(qū)動作用識別結(jié)果的討論

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

4.4 推動農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為的政策建議

根據(jù)以上研究結(jié)果，可以通過強化政策、生態(tài)意識、發(fā)展期望3項關(guān)鍵驅(qū)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(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)行為從而促進茶園生態(tài)狀況改進。具體做法建議：（1）通過統(tǒng)一規(guī)劃茶園適宜區(qū)、規(guī)范生態(tài)茶園基本標(biāo)準(zhǔn)、合理補償茶園生態(tài)建設(shè)行為等措施完善茶園生態(tài)建設(shè)政策制度。（2）通過直觀的生態(tài)意識教育、茶園生態(tài)建設(shè)培訓(xùn)與示范、加強公共服務(wù)建設(shè)等措施，提高農(nóng)戶茶園生態(tài)建設(shè)意識與能力。（3）通過使農(nóng)戶意識到生態(tài)對茶業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要性，兼顧短期和長期效益，指導(dǎo)農(nóng)戶樹立正確的茶業(yè)發(fā)展觀念。（4）通過開展茶葉生態(tài)認(rèn)證、明確生態(tài)茶葉特征、加強生態(tài)茶葉傳宣等途徑健全生態(tài)茶葉消費的市場引導(dǎo)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(xié)科技思想庫研究重大專項（FJKX-ZD1501）、福建省軟科學(xué)項目（2012R0018）

高水練，男，博士，副教授，主要研究茶樹營養(yǎng)與茶園生態(tài)、茶業(yè)經(jīng)濟管理。*通訊作者