家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差分析

蘭丁旺，翁貞林，2，劉小春，謝 寧，湯 晉，2

（1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南昌 330045；2.江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，南昌 330045）

自改革開放以來(lái)，人們消費(fèi)水平與消費(fèi)習(xí)慣不斷發(fā)生改變，肉蛋消費(fèi)比重不斷提升［1］。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2020 年禽肉產(chǎn)量2 361 萬(wàn)t，僅次于豬肉產(chǎn)量4 113 萬(wàn)t，同比去年增長(zhǎng)5.5%；禽蛋產(chǎn)量為3 468 萬(wàn)t，相比2019 年增長(zhǎng)4.8%。但隨著畜牧行業(yè)快速發(fā)展，規(guī)?；B(yǎng)殖程度迅速提升，畜禽排泄物肆意堆放或排放、以及在飼養(yǎng)過(guò)程中排放的各類氣體成為農(nóng)村環(huán)境污染的主要來(lái)源，對(duì)環(huán)境保護(hù)造成較大壓力［2，3］。糧食安全、食品安全及環(huán)境保護(hù)一直都是學(xué)術(shù)界以及政府關(guān)注的重點(diǎn)，養(yǎng)殖戶的生產(chǎn)行為同時(shí)影響畜禽產(chǎn)品質(zhì)量以及養(yǎng)殖區(qū)域及其周邊環(huán)境［4］。同時(shí)，在畜禽養(yǎng)殖過(guò)程中，由于養(yǎng)殖戶自身素質(zhì)以及養(yǎng)殖戶為追求經(jīng)濟(jì)利益而濫用獸藥、抗生素以及違規(guī)使用飼料添加劑，從而影響畜禽產(chǎn)品質(zhì)量安全；人體通過(guò)進(jìn)食等方式將畜禽產(chǎn)品吸收至體內(nèi)，獸藥、抗生素、重金屬等物質(zhì)殘留堆積人體；另外家禽糞便中包含大量病菌及藥物殘留，通過(guò)大氣、水源、土壤等形式滲透?jìng)鞑?，?duì)周圍水源、土壤等造成嚴(yán)重污染，且糞便易揮發(fā)大量有毒氣體，造成大氣污染，對(duì)周邊居住環(huán)境造成威脅，養(yǎng)殖戶及周邊居民易患呼吸道疾病，影響人體健康［5］。家禽作為能同時(shí)提供肉蛋產(chǎn)出的常規(guī)飼養(yǎng)品種，關(guān)注家禽生態(tài)養(yǎng)殖對(duì)于滿足人們?nèi)粘Ｉ钊獾邦愊M(fèi)、保障食品安全、糧食安全、人體健康安全及保護(hù)生態(tài)環(huán)境至關(guān)重要。而生態(tài)養(yǎng)殖就是利用一些樹林、山林、果園、稻田等進(jìn)行合理化養(yǎng)殖，并遵守相關(guān)獸藥、抗生素的使用規(guī)定。與生態(tài)養(yǎng)殖相比，傳統(tǒng)畜禽養(yǎng)殖方式具備污染高、效益低、附加值低等缺陷，現(xiàn)有的生態(tài)養(yǎng)殖模式有生態(tài)放養(yǎng)、魚鴨混養(yǎng)、稻田養(yǎng)鴨、濕地養(yǎng)鴨、發(fā)酵床養(yǎng)鴨等。推行生態(tài)養(yǎng)殖不僅是破解傳統(tǒng)畜禽養(yǎng)殖污染環(huán)境、危害人體健康困境的有效手段，同時(shí)還能推動(dòng)傳統(tǒng)畜牧產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，保障養(yǎng)殖戶收益，發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，助力鄉(xiāng)村振興。

現(xiàn)階段隨著養(yǎng)殖戶自身素質(zhì)以及對(duì)食品安全、糧食安全及生態(tài)環(huán)境保護(hù)重視程度的不斷提升，同時(shí)基于各種畜禽養(yǎng)殖法律法規(guī)的完善，養(yǎng)殖戶具備生態(tài)養(yǎng)殖意愿且實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖行為的比例正不斷提升，但是依舊存在養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為悖離乃至無(wú)生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的情況，改變傳統(tǒng)畜禽產(chǎn)業(yè)高污染、高投入、低產(chǎn)出的現(xiàn)象，提升養(yǎng)殖戶對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖行為的認(rèn)可程度與接受程度，對(duì)于推動(dòng)畜禽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，推動(dòng)畜禽產(chǎn)業(yè)健康快速發(fā)展，保障食品安全、糧食安全與人體健康安全，增加養(yǎng)殖戶收入，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有重要意義，是現(xiàn)階段學(xué)術(shù)界以及政府關(guān)注的重點(diǎn)命題。

1 文獻(xiàn)綜述與變量選取

1.1 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)對(duì)于不同主體行為與意愿悖離的研究越來(lái)越多，且主要集中在行為主體產(chǎn)品消費(fèi)層次，但是對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)乃至畜禽生產(chǎn)的相關(guān)研究卻不多，且其中大多是以計(jì)劃行為理論（TPB）或理性行為理論（TRA）為理論基礎(chǔ)，采用結(jié)構(gòu)方程、多元Logistic 回歸模型、解釋性結(jié)構(gòu)模型（ISM）等方法來(lái)對(duì)感知行為控制（PBC）、行為態(tài)度（ATT）、主觀規(guī)范（SN）及其他層次影響因素對(duì)于不同主體行為意愿與行為悖離影響開展研究［6-11］。暢倩等［12］以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，運(yùn)用微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)實(shí)證分析出計(jì)劃行為理論三個(gè)維度因素（PBC、ATT、SN）及其交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)戶生態(tài)生產(chǎn)行為與意愿悖離的影響。許佳彬等［13］運(yùn)用Logistic 回歸模型分析農(nóng)戶有機(jī)肥使用行為與意愿悖離因素，并采用解釋性結(jié)構(gòu)模型（ISM）分析各影響因素程度關(guān)系，這與羅嵐等［14］使用的方法基本一致。王建華等［15］通過(guò)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，結(jié)合計(jì)劃行為理論、情境效應(yīng)理論等分析出安全認(rèn)證豬肉消費(fèi)者購(gòu)買意愿與行為的影響因素，并存在意愿與行為不一致現(xiàn)象。而汪興東等［16］、吳春雅等［17］則采用以正一致為參照組，與悖離事件、負(fù)一致事件進(jìn)行多元Logistics 回歸，并對(duì)顯著變量進(jìn)行邊際效應(yīng)分析。

Ajzen 于1975 年提出理性行為理論，在不斷完善后最終形成計(jì)劃行為理論，計(jì)劃行為理論認(rèn)為意向行為是直接影響行為的因素，而意向又被態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制共同影響，近年來(lái)計(jì)劃行為理論被廣泛應(yīng)用于各項(xiàng)行為領(lǐng)域研究中［18］。相關(guān)研究表明，雖然意愿在一定程度上對(duì)行為具有預(yù)測(cè)作用，但是依舊存在意愿與行為悖離現(xiàn)象［7，8］。所以本研究在計(jì)劃行為理論基礎(chǔ)上引入個(gè)體特征與情境因素，以養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差為被解釋變量，通過(guò)有無(wú)意愿與有無(wú)行為交叉組隊(duì)，分成正一致事件（有意愿有行為）、悖離事件（有意愿無(wú)行為）、負(fù)一致事件（無(wú)意愿無(wú)行為），由于其中無(wú)意愿有行為事件發(fā)生概率較低，故忽略不納入研究，并以正一致事件為基準(zhǔn)，構(gòu)建多元Logistis 回歸分析養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為悖離現(xiàn)象。

1.2 變量選取

1.2.1 個(gè)體特征 本研究的個(gè)體特征借鑒賓幕容等［19］、劉雪芬等［5］的研究方法，分別設(shè)置為性別、年齡、是否已婚、受教育水平、月收入水平5 個(gè)因素，主要考察這5 個(gè)影響因素子群體之間的差異。家禽養(yǎng)殖戶不同性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平以及收入水平的子群體對(duì)于生態(tài)養(yǎng)殖相關(guān)信息的了解與接收程度都不盡相同，對(duì)于生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的偏離可能存在一定程度影響。

1.2.2 感知行為控制 感知行為控制主要是指主體在進(jìn)行某項(xiàng)行為時(shí)所感知到的難易程度，是促進(jìn)或阻礙主體進(jìn)行行為控制的知覺［18］。如果進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖成本增加并花費(fèi)太多精力，會(huì)導(dǎo)致部分養(yǎng)殖戶迫于經(jīng)濟(jì)壓力與現(xiàn)實(shí)需要，雖存在生態(tài)養(yǎng)殖意愿，但是意愿與行為產(chǎn)生偏差，未進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖生產(chǎn)行為；同時(shí)，如果養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖能夠自主決策，完全取決于自己，那么將有足夠的積極主動(dòng)性進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖，降低感知難度。故本研究在感知行為控制維度分別選取成本投入、精力投入以及自主決策3 個(gè)變量。

1.2.3 行為態(tài)度 行為態(tài)度是指主體在進(jìn)行某項(xiàng)行為時(shí)喜愛或不喜愛程度的估計(jì)［18］。如果養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖行為活動(dòng)能夠保持心情舒暢并感覺到非常有意義，且不按照綠色生態(tài)養(yǎng)殖方式養(yǎng)殖會(huì)感到內(nèi)疚，能表現(xiàn)出養(yǎng)殖戶對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖行為的喜愛程度。對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖行為的喜愛程度越高，可能增強(qiáng)意愿對(duì)行為的預(yù)測(cè)能力，推動(dòng)養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖，提高意愿與行為正一致概率。故本研究在行為態(tài)度維度選取心情、意義及自身要求3 個(gè)變量。

1.2.4 主觀規(guī)范 主觀規(guī)范是主體在進(jìn)行某項(xiàng)行為時(shí)所感知到的社會(huì)壓力，能夠反映出重要的個(gè)人或團(tuán)體對(duì)主體進(jìn)行行為活動(dòng)決策時(shí)的影響［18］。周圍重要的人，特別是親戚、同行等對(duì)于養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖行為活動(dòng)可能具備影響，這可能是出于從眾心理，如果周邊對(duì)于養(yǎng)殖戶很重要的人希望養(yǎng)殖戶能夠按照綠色生態(tài)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行養(yǎng)殖，那么將會(huì)提升養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致事件發(fā)生概率；消費(fèi)者以及市場(chǎng)監(jiān)管壓力也能給予養(yǎng)殖戶壓力，影響?zhàn)B殖戶決策。故本研究在主觀規(guī)范維度選取周邊親朋及同行影響、消費(fèi)者影響、市場(chǎng)監(jiān)管影響3 個(gè)變量。

1.2.5 情境因素 情境因素是指在不同的情境下會(huì)對(duì)行為主體進(jìn)行某項(xiàng)特定行為產(chǎn)生影響的因素。實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖行為是否便利，將會(huì)影響?zhàn)B殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖投入的多少，有無(wú)合適的場(chǎng)地進(jìn)行飼養(yǎng)，當(dāng)?shù)刈匀毁Y源能不能支撐養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖；如果養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖已經(jīng)成為一種習(xí)慣，將會(huì)提升正一致事件發(fā)生概率；資金短缺、技術(shù)不足等問(wèn)題可能是制約養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的重要因素，如果這些問(wèn)題能夠解決，養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的積極性將會(huì)提高；由于養(yǎng)殖戶自身不僅是生產(chǎn)者，同時(shí)也是消費(fèi)者，且銷售渠道大多為周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)，食品安全問(wèn)題受到社會(huì)各界廣泛關(guān)注，社會(huì)道德輿論壓迫可能會(huì)推動(dòng)養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖。本研究在情境因素維度選取便利性、過(guò)去習(xí)慣、可獲得性、社會(huì)道德要求4 個(gè)變量。各變量含義見表1。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、模型構(gòu)建與描述性分析

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)是依托于江西省家禽產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系經(jīng)濟(jì)崗課題組招募江西農(nóng)業(yè)大學(xué)本科生與科研助理，于2020 年6—8 月對(duì)江西省各地家禽養(yǎng)殖戶進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查所獲得。問(wèn)卷依托于家禽生態(tài)養(yǎng)殖行為與意愿，結(jié)合計(jì)劃行為理論相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行設(shè)計(jì)，共發(fā)放問(wèn)卷527 份，剔除無(wú)效以及不符合要求問(wèn)卷后，共回收有效問(wèn)卷470 份。江西是家禽資源大省，2020 年末家禽存欄2.45 億羽，全年出欄5.68 億羽，其中雞出欄3.96 億羽、鴨出欄1.50 億羽、鵝出欄2 241 萬(wàn)羽；全省禽肉共生產(chǎn)84.5 萬(wàn)t，禽蛋61.2 萬(wàn)t，分別比2015年增長(zhǎng)40.6%與37.2%，全省家禽產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值更是達(dá)330 億元［20］。江西省在全國(guó)家禽產(chǎn)業(yè)中具有重要地位，選擇江西省作為樣本來(lái)源具有代表性。

2.2 模型構(gòu)建

本研究的被解釋變量為家禽養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖意愿與行為偏差，按照行為一致與悖離分為正一致（有意愿有行為）、悖離（有意愿無(wú)行為）、負(fù)一致（無(wú)行為無(wú)意愿），分別賦值0、1、2，其中無(wú)意愿有行為樣本由于較少，將其剔除，最后以正一致為參照組，構(gòu)建多元Logistic 回歸模型分析家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差影響因素，公式如下：

式中，α為截距，βi為估計(jì)系數(shù)，xi為解釋變量，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為發(fā)生偏差的概率為：

式中，e 為自然對(duì)數(shù)的底數(shù)。意愿與行為偏差估計(jì)式為：

式中，等式左邊表示的分別為第二類事件（悖離）、第三類事件（負(fù)一致）與第一類事件（正一致）發(fā)生的概率之比。

2.3 描述性分析

由表2 可知，自變量取值為0.879，標(biāo)準(zhǔn)差為0.824，說(shuō)明樣本第二事件即意愿與行為悖離發(fā)生的概率偏高，說(shuō)明家禽生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為間存在較大偏差概率，具備研究意義。樣本農(nóng)戶以男性為主，占樣本總數(shù)的67.02%；41 歲以上以及已婚農(nóng)戶居多，分別占樣本總數(shù)的76.17%和91.06%；受教育水平以小學(xué)、初中學(xué)歷為主，月收入大多在2 000~5 000 元，符合現(xiàn)階段社會(huì)實(shí)際情況。在計(jì)劃行為理論三個(gè)方面均值均大于中間值，表明養(yǎng)殖戶對(duì)于生態(tài)養(yǎng)殖的認(rèn)知程度較高。在情境因素中，便利性與可獲得性均值小于中間值，認(rèn)為實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖行為便利程度較低，且難以獲取相關(guān)技術(shù)信息等，會(huì)對(duì)生態(tài)養(yǎng)殖行為實(shí)施造成一定難度。

表2 描述性分析

3 結(jié)果與分析

3.1 推斷性統(tǒng)計(jì)分析

3.1.1 相關(guān)性分析 對(duì)江西省家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為進(jìn)行相關(guān)性分析所得結(jié)果如表3 所示。在個(gè)體特征影響因素子群體中，只有31~40 歲、51~60 歲，初中、高中或中專學(xué)歷以及月收入在2 000 元及以下的子群體相關(guān)系數(shù)未超過(guò)0.5，其余子群體相關(guān)系數(shù)均在0.5 以上，這表明在個(gè)體特征分類的群體意愿與行為存在一定相關(guān)性，但依舊存在意愿與行為悖離現(xiàn)象。在性別子群體中，女性群體相關(guān)度為0.561，高于男性子群體。從年齡看，31~40 歲子群體相關(guān)系數(shù)比其余年齡段子群體低；從是否已婚層次看，已婚子群體相關(guān)系數(shù)低于未婚子群體；從文化程度上看，初中、高中或中專學(xué)歷子群體相關(guān)系數(shù)最低，均低于0.5；從月收入上看，月收入在2 000 元及以下的子群體相關(guān)系數(shù)最低，而月收入在8 001 元及以上的子群體生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為相關(guān)系數(shù)最高，為0.716。

3.1.2 偏差性分析 通過(guò)相關(guān)性分析可以發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)代改變，人們對(duì)身體健康與環(huán)境保護(hù)越來(lái)越重視，部分群體意愿與行為之間存在相關(guān)關(guān)系，但依舊發(fā)現(xiàn)總?cè)后w30%左右樣本養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為存在偏差，如果只簡(jiǎn)單通過(guò)相關(guān)性分析，難以最終確定偏差程度，所以本研究通過(guò)單因素方差分析以及t檢驗(yàn)，對(duì)江西省家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致（包括正一致與負(fù)一致）與悖離之間特征進(jìn)行分析。如表3 所示，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致比例最高，其中受教育程度為小學(xué)1~3 年級(jí)、大學(xué)及以上學(xué)歷、月收入在5 000 元以上的子群體正一致比例都高于50%；在各子群體中，文化程度在大學(xué)及以上、月收入在8 001 元及以上悖離比例最低，都低于20%。女性群體悖離比男性高，且差異顯著；31~40 歲悖離比例高于其他年齡段，其中以61 歲及以上生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為悖離比例最低，各群體差異顯著；未婚群體悖離比例高于已婚群體，差異顯著；初中學(xué)歷悖離比例最高，而大學(xué)及以上學(xué)歷悖離比例最低，不同受教育年限間差異顯著；月收入在2 000 元及以下悖離比例最高，月收入在8 001 元及以上悖離比例最低，不同收入群組之間差異顯著。

3.1.3 群體間差異討論 綜合江西省家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖行為與意愿描述性分析，可知生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為存在一定相關(guān)性，意愿能在一定程度上對(duì)行為具備預(yù)測(cè)能力，但是依舊存在較大意愿與行為悖離可能性，關(guān)注行為與意愿悖離影響因素，這是本研究關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題。通過(guò)單因素方差分析與t檢驗(yàn)，可知各群組之間差異顯著，在各子群體中，女性群體、31~40 歲、未婚、初中與高中或中專學(xué)歷以及月收入在2 000 元及以下子群體意愿與行為悖離可能性最高。這可能是因?yàn)檫@些群體對(duì)于家禽養(yǎng)殖相關(guān)行業(yè)了解程度不足，不了解生態(tài)養(yǎng)殖對(duì)于環(huán)境保護(hù)、身體健康與糧食安全的重要性，所以容易在經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)使以及價(jià)格、使用便利程度等其他因素影響下出現(xiàn)有生態(tài)養(yǎng)殖的意愿但是沒有付出行動(dòng)，出現(xiàn)行為與意愿悖離現(xiàn)象。

3.2 回歸分析

由于本研究主要分析養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差影響因素，特以正一致為基礎(chǔ)構(gòu)建多元Logistic 回歸分析模型，其中模型一和模型二分別是悖離和正一致與負(fù)一致事件發(fā)生概率的影響因素模型（表4）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在進(jìn)行意愿與行為相關(guān)性分析時(shí)相關(guān)程度高的個(gè)人特征變量，在進(jìn)行回歸分析時(shí)除性別因素外，其余個(gè)人特征因素皆不顯著；而計(jì)劃行為理論三個(gè)維度影響因素大多在一定程度上能對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差產(chǎn)生顯著影響；情境因素中，便利性與過(guò)去習(xí)慣對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差產(chǎn)生顯著影響。

表4 家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差影響因素分析

為準(zhǔn)確分析各因素的影響程度，本研究計(jì)算出模型中各顯著解釋變量的邊際效應(yīng)，結(jié)果如表5 所示。

表5 顯著解釋變量邊際效益分析

3.2.1 個(gè)體特征對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差的影響 在模型一與模型二中，性別因素對(duì)于養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差具有顯著正向影響，根據(jù)邊際效應(yīng)顯示，男性相比女性生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致概率下降9.6%，這主要可能是因?yàn)樵谵r(nóng)村生活中男性養(yǎng)殖戶與女性相比較少參與到食物購(gòu)買與制作環(huán)節(jié)，容易在經(jīng)濟(jì)利益、便利性以及過(guò)去習(xí)慣的影響下產(chǎn)生濫用獸藥抗生素以及其他易造成環(huán)境污染與危害人體健康的養(yǎng)殖行為。而年齡、是否結(jié)婚、受教育水平與月收入水平對(duì)于生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差影響不顯著。

3.2.2 感知行為控制對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差的影響 成本投入在模型二中在5%水平下顯著負(fù)向影響?zhàn)B殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差，邊際效應(yīng)顯示，成本投入每上升一個(gè)程度，負(fù)一致概率下降5.7%，這可能是因?yàn)槌杀驹黾?，大多養(yǎng)殖戶在進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖成本增加壓力下，意愿與行為發(fā)生悖離情況概率提升，從而導(dǎo)致相應(yīng)的負(fù)一致概率降低；精力投入在模型一中在5%水平下顯著正向影響?zhàn)B殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差，邊際效應(yīng)顯示，精力投入每上升一個(gè)程度，悖離概率上升4.7%，這可能是因?yàn)楸辉L者如果覺得實(shí)施生態(tài)養(yǎng)殖行為會(huì)耗費(fèi)更多的精力，那么原部分有生態(tài)養(yǎng)殖意愿的養(yǎng)殖戶出于自身情況的需要將不會(huì)采取生態(tài)養(yǎng)殖行為，從而出現(xiàn)意愿與行為悖離現(xiàn)象。

3.2.3 行為態(tài)度對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差的影響 心情在模型一和模型二中均顯著，據(jù)邊際效應(yīng)顯示，心情舒暢認(rèn)可程度每上升一個(gè)級(jí)別，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致概率上升11.3%，負(fù)一致概率下降6.5%，這可能是因?yàn)槿绻B(yǎng)殖戶按照生態(tài)養(yǎng)殖標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行養(yǎng)殖會(huì)感覺心情舒暢的話，那么會(huì)提升生態(tài)養(yǎng)殖的認(rèn)同感與參與感，提升意愿與行為正一致發(fā)生概率與降低負(fù)一致發(fā)生概率；意義在模型二中在5%水平下顯著負(fù)向影響?zhàn)B殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差，邊際效應(yīng)顯示，意義認(rèn)可程度每上升一個(gè)級(jí)別，家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為負(fù)一致概率將會(huì)下降9.7%，這可能是因?yàn)轲B(yǎng)殖戶覺得實(shí)行生態(tài)養(yǎng)殖行為有意義的話，將會(huì)提升養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖行為與意愿的發(fā)生概率，從而降低負(fù)一致情況發(fā)生概率。

3.2.4 主觀規(guī)范對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差的影響 周邊親朋及同行影響在模型一和模型二中均顯著負(fù)向影響，據(jù)邊際效應(yīng)顯示，周邊親朋及同行影響每上升一個(gè)程度，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致的概率上升6.3%，而悖離與負(fù)一致概率分別下降4.5%和1.9%，但并不顯著，這可能是因?yàn)橹苓叴蠖鄶?shù)親朋好友都對(duì)養(yǎng)殖戶有潛移默化的影響，如果傳統(tǒng)養(yǎng)殖會(huì)使生態(tài)環(huán)境以及食品安全有威脅，從側(cè)面推動(dòng)養(yǎng)殖戶自身進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的正一致概率。消費(fèi)者影響在模型二中在5%水平上顯著負(fù)向影響?zhàn)B殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差，邊際效應(yīng)顯示，消費(fèi)者影響每上升一個(gè)程度，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致的概率上升5.7%，而負(fù)一致概率下降4.6%，這可能是因?yàn)闃颖舅x取的對(duì)象居住在農(nóng)村，自身不僅是生產(chǎn)者，同時(shí)也是消費(fèi)者，銷售渠道也大多在周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)以及縣市，如果養(yǎng)殖戶認(rèn)為不采取綠色養(yǎng)殖方式會(huì)對(duì)消費(fèi)者帶來(lái)不利影響，那么會(huì)提升自己進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的意愿與行為正一致概率，同時(shí)會(huì)降低負(fù)一致概率。市場(chǎng)監(jiān)管影響在模型一中在10%水平上顯著正向影響?zhàn)B殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差，邊際效應(yīng)顯示，市場(chǎng)監(jiān)管影響每上升一個(gè)程度，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致概率下降5.7%，這可能是因?yàn)樵谑袌?chǎng)監(jiān)管壓力下，養(yǎng)殖戶傳統(tǒng)養(yǎng)殖中可能對(duì)周邊環(huán)境以及人體健康有影響的行為將會(huì)減少，并降低自己生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為的正一致性。

3.2.5 情景因素對(duì)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差的影響 便利性在模型一與模型二中都顯著負(fù)向影響，據(jù)邊際效應(yīng)顯示，便利性每上升一個(gè)程度，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致概率上升5.9%，負(fù)一致概率下降7.9%，這可能是因?yàn)轲B(yǎng)殖戶認(rèn)為生態(tài)養(yǎng)殖如果實(shí)施便利的話，將會(huì)提升養(yǎng)殖戶對(duì)于生態(tài)養(yǎng)殖的積極性，并且在實(shí)施過(guò)程中更加順暢，就會(huì)提升正一致發(fā)生概率與降低負(fù)一致發(fā)生概率。過(guò)去習(xí)慣在模型一與模型二中都顯著負(fù)向影響，據(jù)邊際效應(yīng)顯示，過(guò)去習(xí)慣每上升一個(gè)程度，養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致發(fā)生概率上升13.2%，悖離發(fā)生概率下降6.7%，負(fù)一致發(fā)生概率下降6.5%，這可能是因?yàn)槿绻B(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖已經(jīng)成為一種習(xí)慣，那么自然會(huì)在未來(lái)養(yǎng)殖生活中更傾向于生態(tài)養(yǎng)殖，從而提升生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性概率，降低悖離與負(fù)一致事件發(fā)生概率。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究通過(guò)采用無(wú)序Probit 回歸進(jìn)行模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并以正一致為基準(zhǔn)，分別與悖離、負(fù)一致事件進(jìn)行二元Logistic 回歸，兩次檢驗(yàn)結(jié)果顯示與上述回歸結(jié)果基本一致，限于篇幅，本研究在此不做詳細(xì)匯報(bào)。

4 小結(jié)與建議

根據(jù)江西省470 份家禽養(yǎng)殖戶調(diào)查問(wèn)卷，以正一致事件為基準(zhǔn)，運(yùn)用多元Logistics 回歸分析模型，實(shí)證分析江西省養(yǎng)殖戶養(yǎng)殖意愿與行為偏差影響因素，并對(duì)顯著變量進(jìn)行邊際效應(yīng)分析，得到以下結(jié)論：第一，在對(duì)樣本農(nóng)戶子群體進(jìn)行分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，在各子群體中，女性群體、31~40 歲、未婚、初中與高中或中專學(xué)歷以及月收入在2 000 元及以下子群體意愿與行為悖離可能性高于其他同類型子群體；但是在進(jìn)行意愿與行為相關(guān)性分析時(shí)相關(guān)程度高的個(gè)人特征變量，在進(jìn)行回歸分析時(shí)只有性別因素對(duì)于生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為偏差具有顯著正向影響，其余個(gè)人特征因素皆不顯著。第二，感知行為控制維度上，在成本投入方面，養(yǎng)殖戶認(rèn)為生態(tài)養(yǎng)殖會(huì)增加成本的認(rèn)同程度越高，其意愿與行為負(fù)一致事件發(fā)生的概率會(huì)降低；在精力投入方面，養(yǎng)殖戶認(rèn)為生態(tài)養(yǎng)殖會(huì)增加精力投入的認(rèn)同程度越高，其意愿與行為正一致事件發(fā)生的概率會(huì)降低，悖離事件發(fā)生的概率將會(huì)提升。第三，行為態(tài)度維度上，在心情方面，如果養(yǎng)殖戶覺得進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖時(shí)心情舒暢，將會(huì)提升意愿與行為正一致事件發(fā)生的概率，降低負(fù)一致事件發(fā)生的概率；在意義方面，如果養(yǎng)殖戶覺得進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖時(shí)有意義的程度越高，其負(fù)一致事件概率將會(huì)降低。第四，主觀規(guī)范維度上，周邊親朋及同行、消費(fèi)者以及市場(chǎng)監(jiān)管影響都會(huì)提高養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致事件概率，且養(yǎng)殖戶認(rèn)為不進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖對(duì)消費(fèi)者會(huì)造成傷害的認(rèn)可程度越高，其負(fù)一致事件發(fā)生概率會(huì)降低。第五，情境因素維度上，在過(guò)去習(xí)慣方面，養(yǎng)殖戶認(rèn)為進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖已成習(xí)慣的認(rèn)可程度越高，其正一致事件發(fā)生概率會(huì)提高，負(fù)一致事件發(fā)生概率會(huì)降低；在可獲得性方面，如果養(yǎng)殖戶認(rèn)為自身有充足的資金、技術(shù)支持，那么其行為與意愿正一致事件發(fā)生概率會(huì)提高，悖離事件與負(fù)一致事件發(fā)生概率會(huì)降低。

為保障農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全及保護(hù)周邊生態(tài)環(huán)境，推動(dòng)畜禽產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，發(fā)展綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)，助力鄉(xiāng)村振興，應(yīng)該推動(dòng)農(nóng)村家禽生態(tài)養(yǎng)殖進(jìn)程，需要提升家禽養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為正一致的概率，推動(dòng)家禽養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)健康快速發(fā)展。基于上述結(jié)論，提出以下政策建議：

一是加強(qiáng)養(yǎng)殖技術(shù)培訓(xùn)，提升養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知水平。通過(guò)講座等形式進(jìn)行培訓(xùn)，提升生態(tài)養(yǎng)殖技術(shù)普及，改造傳統(tǒng)養(yǎng)殖觀念，激發(fā)養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖的內(nèi)生動(dòng)力。二是強(qiáng)化政策正向激勵(lì)，提升養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖愿意。優(yōu)惠家禽生產(chǎn)扶持政策，給予生態(tài)養(yǎng)殖戶資金、技術(shù)上的支持，增加養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖效益，吸引養(yǎng)殖戶生態(tài)養(yǎng)殖行為，提升其生態(tài)養(yǎng)殖意愿與行為一致性。三是提高違約成本，約束養(yǎng)殖戶負(fù)外部性行為。加強(qiáng)外部監(jiān)管，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者監(jiān)督、市場(chǎng)監(jiān)督與法制監(jiān)督相結(jié)合。對(duì)于違規(guī)使用獸藥、添加劑等行為，加強(qiáng)監(jiān)管與處罰力度，推動(dòng)養(yǎng)殖戶按照生態(tài)養(yǎng)殖、綠色養(yǎng)殖標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行養(yǎng)殖。