農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿形成機制研究*
——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，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)殖模式是實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、生態(tài)與社會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，其采納的動機是什么？意愿如何產(chǎn)生？有哪些因素會提升（或阻礙）意愿的形成？等問題值得深入探究，對于這些問題的回答將有助于政府制定合理的政策及激勵措施來提高農(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)戶實施生態(tài)養(yǎng)殖行為，既能提升（亦或降低）個體利益，也能提升社會效益（降低環(huán)境污染）。目前的大部分研究基本圍繞這兩個方面展開：利己動機認(rèn)為，個體在行為選擇上會基于成本與收益的比較，而Ajzen[5]提出的計劃行為理論（TPB）能夠很好地解釋個體行為的理性決策，已成為預(yù)測個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]，引入道德激勵理論（NAM）以提升對個體親環(huán)境行為的解釋力度，但該理論在強調(diào)個體實施某一行為時利他動機（如社會道德）重要性的同時，在一定程度上忽視了個體利己動機在解釋親環(huán)境行為中的作用。從農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖行為動機形成的邏輯上看，其意愿的產(chǎn)生可能會受到利己和利他動機的共同影響。

鑒于此，文章綜合運用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，從個體經(jīng)濟(jì)理性和社會道德理性兩個維度考察農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的形成機制。具體而言，研究從以下三個方面進(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）探討利己和利他動機對農(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 計劃行為理論（TPB）

TPB（Theory of Planned Behavior, TPB）最初由Ajzen在1991年提出，是社會心理學(xué)領(lǐng)域中用于解釋及預(yù)測個體行為的經(jīng)典理論。已有眾多研究把TPB應(yīng)用于個人健康[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體實施類似行為的意向，Conner[12]進(jìn)一步指出把過去行為納入TPB時，增加了對意向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，將會對個體態(tài)度、感知行為控制及意愿形成產(chǎn)生何種影響。

態(tài)度是指個體對執(zhí)行某特定行為有利或不利的認(rèn)知及評價。通常而言，如果農(nóng)戶對生態(tài)養(yǎng)殖模式認(rèn)知度越高，評價越積極，則其生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿也會越高；反之，則其在主觀上采納生態(tài)養(yǎng)殖模式的意愿會降低[13]。Rezaei[2]的研究表明，農(nóng)戶對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)知能力每提高一個單位，對低碳技術(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，他們會有較高的采納意愿。基于此，提出假設(shè)1。

H1：個體態(tài)度對農(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體執(zhí)行某一特定行為的容易或困難程度，是個體對促進(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體在實施過程中對成本和效益（包括財務(wù)成本、努力和時間）的權(quán)衡[15]。這表明，當(dāng)個體認(rèn)為執(zhí)行某種行為較容易時，他就有較高的感知行為控制及自我效能感，進(jìn)而有更強的行為實施意愿。謝賢鑫[16]對江西農(nóng)戶生態(tài)耕種的研究發(fā)現(xiàn)，感知行為控制對農(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、資源或機會的農(nóng)戶對兩型農(nóng)業(yè)行為響應(yīng)程度更高。這些事實可以擴(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、技能和資源時，他們就更有可能形成生態(tài)養(yǎng)殖意愿?；诖?，提出假設(shè)2。

H2：感知行為控制對農(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其行為決策具有影響力的個人或團(tuán)體。換言之，個體通常更喜歡與參照群體的期望保持一致。通常情況下，與個體關(guān)系密切的個人或團(tuán)體對執(zhí)行某一行為越積極，則個體執(zhí)行該行為意愿越強；反之，則會降低個體執(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期待對農(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了這一觀點。在生態(tài)養(yǎng)殖實踐中，囿于農(nóng)戶自身知識水平以及判斷能力，村干部以及親戚朋友對生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)的采納會產(chǎn)生示范效應(yīng)，進(jìn)而促使農(nóng)戶提高對生態(tài)養(yǎng)殖的采納意愿?；诖?，提出假設(shè)3。

H3：主觀規(guī)范對農(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）是指是個體會把過去發(fā)生的行為經(jīng)驗作為心理認(rèn)知基礎(chǔ)，啟發(fā)將來實施相似的行為[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)慣會通過影響個體對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，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)將個體的過去習(xí)慣納入TPB中會提升對個體行為意愿的預(yù)測力度[13]。從邏輯上看，擁有生態(tài)養(yǎng)殖經(jīng)驗的農(nóng)戶，對生態(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 道德激勵理論（NAM）

最早由Schwartz在1977年提出的道德激勵理論（Norm Activation Model, NAM），主要用來預(yù)測和解釋個體的利他行為，被廣泛應(yīng)用于各種親社會和親環(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)實踐[2]等。個人規(guī)范（Personal Norms, PN）、后果意識（Awareness of Consequence, AC）和責(zé)任歸屬（Attribution of Responsibility, AR）構(gòu)成了道德激勵理論模型的核心變量，其中，個人規(guī)范由后果意識和責(zé)任歸屬這兩個因素激活。個人規(guī)范是指特定情況下個體實施具體行為的自我期望，是被內(nèi)在化的社會規(guī)范，是自我的道德義務(wù)感；后果意識是指個體對自身行為可能產(chǎn)生的積極或消極影響的感知；而責(zé)任歸屬則表明個體對其行為后果的責(zé)任感[26]。

根據(jù)NAM，個人規(guī)范越強的個體越容易在生產(chǎn)生活中實施符合個人規(guī)范要求的意愿或行為。當(dāng)個體遵循個人規(guī)范實施具體行為時，會因其實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)具體行為違反個人規(guī)范時，個體內(nèi)心可能會因?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]對航空旅行者碳補償支付意愿的研究發(fā)現(xiàn)，個人規(guī)范對碳補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：個人規(guī)范對農(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)個體意識到自身行為可能對環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響時，個體傾向于對行為的負(fù)面后果負(fù)責(zé)，反之，如果個體沒有意識到自己行為會對環(huán)境產(chǎn)生影響，則不太可能對這些后果承擔(dān)責(zé)任。這表明個體的后果意識是責(zé)任歸因的重要前因。此外，如果個體意識到親環(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，則個體的個人規(guī)范會越高，實施親環(huán)境行為的意愿也會強烈。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)，后果意識對個觀規(guī)范和責(zé)任歸屬均具有顯著正向影響，同時責(zé)任歸屬也正向影響管理者個人規(guī)范。在實施生態(tài)養(yǎng)殖的親環(huán)境行為中，當(dāng)農(nóng)戶意識到不實施生態(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)感就會比較強烈。值得注意的是，如果農(nóng)戶并沒有意識到生態(tài)養(yǎng)殖對環(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?；诖?，得到以下假設(shè)。

H8：后果意識對農(nóng)戶個人規(guī)范具有顯著正向影響。

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

H10：后果意識對農(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)慣會影響態(tài)度及感知行為控制；從社會道德理性視角看，后果意識及責(zé)任歸屬會通過個體規(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

2.1 問卷設(shè)計

問卷分成兩部分，第一部分為個人背景資料，包含年齡、性別、文化程度和家庭年收入等人口統(tǒng)計特征變量；第二部分基于TPB和NAM，擬用19個題項來測量意愿、態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、個人規(guī)范、后果意識、責(zé)任歸屬、過去習(xí)慣8個變量，測量題項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)殖實踐對部分題項描述進(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個題項、感知行為控制的2個題項均改編自Rezaei等[2]的量表，意愿的2個題項參考Ajzen[5]的測量方式，從時間維度“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，通過一個題項來測量。在NAM中，個人規(guī)范和后果意識的3個題項、責(zé)任歸屬的2個題項改編自Han[30]的量表。第二部分的所有題項均采用李克特5級量表測量，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樣本，結(jié)合國家水禽產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系（CNWITS）對全國主要水禽主產(chǎn)省（市、區(qū)）水禽生產(chǎn)情況的統(tǒng)計，分別在技術(shù)體系中擁有2個綜合試驗站，1個綜合試驗站及沒有綜合試驗站的省份各隨機選取1個樣本省，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個樣本省共選取11個樣本縣（市、區(qū)），其中江西省6個，湖北省3個，云南省2個；然后，采取典型抽樣選擇樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個樣本縣（市、區(qū)）選取水禽養(yǎng)殖業(yè)較發(fā)達(dá)的1個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）；最后，采取隨機抽樣選取行政村及養(yǎng)殖戶樣本，每個樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機抽取4～5個行政村，每個樣本村再隨機抽取10～15戶養(yǎng)殖戶。調(diào)查于2020年5—10月通過入戶一對一的訪談形式進(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，以使其理解題項內(nèi)容，每次訪談過程大約為45min，養(yǎng)殖戶完成問卷后給予價值20元的電話卡作為報酬，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)計特征與《2019年中國統(tǒng)計年鑒》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，包含多個測量題項，故采用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling, SEM）來驗證變量間的路徑關(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。式（2）（3）為測量方程，用以計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。

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）對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示，在95%的置信水平下，3省份樣本在人口統(tǒng)計特征及各測量題項上均無顯著差異。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“測量題項無正確與錯誤之分，且結(jié)果不會被單獨呈現(xiàn)”。Harman[31]單因子檢驗結(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)戶對生態(tài)養(yǎng)殖模式產(chǎn)生了正向評價，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)戶的個人規(guī)范（均值為3.53）、責(zé)任歸屬（均值為3.70）及后果意識（均值為3.68）均表現(xiàn)出較高水平，表明大部分受訪農(nóng)戶對采納生態(tài)養(yǎng)殖模式具有較高的自我期望，并意識到不采納生態(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

將數(shù)據(jù)代入模型進(jìn)行擬合計算，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）。模型各項適配指標(biāo)均達(dá)判定標(biāo)準(zhǔn)值，通過適配度檢驗，表明理論模型與實際調(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如表3所示。各潛變量的Cronbach'sα值在0.78～0.89，通過信度檢驗，表明量表具有較好的內(nèi)部一致性。所有測量題項的標(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

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制

為了充分驗證整合模型的適配性，對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，結(jié)果如表5所示。4個模型的擬合度指標(biāo)均通過檢驗，但模型4中意愿調(diào)整后的R2為0.66，大于其他3個模型，表明整合模型對農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿形成機制具有更強的解釋力。

表5 模型適配度檢驗的主要指標(biāo)

整合模型農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模型采納意愿形成機制的路徑估計結(jié)果如圖2所示，除過去習(xí)慣對農(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)度對農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的影響最強，農(nóng)戶的態(tài)度越積極，其采納意愿就越強烈。主觀規(guī)范（β=0.21，P＜0.001）是影響采納意愿的第二個主要因素，意味著農(nóng)戶在進(jìn)行養(yǎng)殖模式選擇時，會受到來自親人、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、經(jīng)驗、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)動機不足，導(dǎo)致采納意愿的發(fā)生強度降低。

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)慣雖然不會對農(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)驗的農(nóng)戶，一方面對生態(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、經(jīng)驗、技能和資金等相關(guān)資源，感知行為控制更強，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)戶的個人規(guī)范對其生態(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。事實上，在親環(huán)境行為中，個體道德認(rèn)知是影響其親環(huán)境行為采納意愿的關(guān)鍵因素，個體的個人規(guī)范會激發(fā)其實施親環(huán)境行為的自豪感或罪惡感，從而對實際的行為意愿產(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，具有較高個人規(guī)范的農(nóng)戶，會表現(xiàn)出更強的采納意愿。農(nóng)戶的后果意識（β=0.41，P＜0.001）不僅會直接影響個人規(guī)范，還會通過責(zé)任歸屬（β=0.75，P ＜0.001）間接影響個人規(guī)范（β=0.43，P＜0.001），H8～H10成立?？梢姰?dāng)農(nóng)戶意識到不采納生態(tài)養(yǎng)殖模式可能對生態(tài)環(huán)境造成的負(fù)面影響，并認(rèn)為應(yīng)該對此承擔(dān)責(zé)任時，其個人規(guī)范會被后果意識和責(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)生強度。

通過 Bootstrap檢驗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)范和個人規(guī)范對生態(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”動機高于出于道德義務(wù)感的“利他”動機。關(guān)于個人規(guī)范的激活路徑，后果意識對個人規(guī)范的直接影響效應(yīng)為0.41，對責(zé)任歸屬的直接影響效應(yīng)為0.75，對個人規(guī)范的間接影響效應(yīng)為0.32。可見，個人規(guī)范可沿著“后果意識→責(zé)任歸屬→個人規(guī)范”和“后果意識→個人規(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，運用結(jié)構(gòu)方程模型從個體經(jīng)濟(jì)理性和社會道德理性兩個視角分析農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的影響機制，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)戶的個體經(jīng)濟(jì)理性和社會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制，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖模式采納意愿的形成會受到利己和利他雙重動機的影響，且利己動機的驅(qū)動力更大。

（2）在TPB中，態(tài)度、感知行為控制、主觀規(guī)范均會對農(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值的嘗試。

（4）在NAM中，后果意識不僅直接強化個人規(guī)范，還會通過責(zé)任歸屬間接正向作用于個人規(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)戶如果意識到采納生態(tài)養(yǎng)殖模式會對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生積極影響時，會激發(fā)其環(huán)境責(zé)任感，進(jìn)而表現(xiàn)出更強的采納意愿。

4.2 對策建議

基于以上研究結(jié)論，提出以下對策建議。

（1） 政府激勵農(nóng)戶采納態(tài)養(yǎng)殖模式時，要兼顧農(nóng)戶的利己與利他動機。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，強化其對生態(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，以增加經(jīng)濟(jì)收益，或采取相關(guān)政策激勵，如舉辦生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)培訓(xùn)，發(fā)放生態(tài)養(yǎng)殖補貼，進(jìn)行環(huán)境補償（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，從個體理性視角，鼓勵農(nóng)戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖，以激發(fā)農(nóng)戶的利己動機；另一方面，要加強對養(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，提升農(nóng)戶對環(huán)境保護(hù)的責(zé)任意識與后果感知，激發(fā)農(nóng)戶的利他動機和環(huán)境保護(hù)責(zé)任感，從社會理性視角，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)殖模式具有很強的參照效應(yīng)，因此政府要重視相關(guān)群體對農(nóng)戶養(yǎng)殖行為的影響，如重點關(guān)注村干部、鄉(xiāng)賢、致富帶頭人等群體，通過示范一個帶動一批的模式，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)戶中形成示范帶動效應(yīng)，整村或整鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）推動生態(tài)養(yǎng)殖模式。

（3）要重視農(nóng)戶過去養(yǎng)殖經(jīng)驗的影響，盡管養(yǎng)殖經(jīng)驗不直接影響農(nóng)戶的生態(tài)養(yǎng)殖意愿，但會通過態(tài)度及感知行為控制產(chǎn)生間接作用，因此要阻斷農(nóng)戶對傳統(tǒng)養(yǎng)殖模式的路徑依賴，一方面強化農(nóng)戶對傳統(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。