姚增福 鄭少鋒

種糧大戶規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知及意愿影響因素分析
——基于 TPB理論和黑龍江省 460戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)

姚增福 鄭少鋒

基于 TPB理論和黑龍江省 13個(gè)市、2個(gè)農(nóng)墾分局共 460戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù),分析了種糧大戶資源稟賦對(duì)規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知的影響,并利用因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型,對(duì)影響規(guī)模生產(chǎn)行為意愿的內(nèi)生性因素進(jìn)行了系統(tǒng)分析。研究結(jié)果表明:種糧大戶資源稟賦對(duì)行為態(tài)度理性認(rèn)知影響較大,由“生存理性”向“經(jīng)濟(jì)理性”轉(zhuǎn)變;資源稟賦對(duì)主觀規(guī)范認(rèn)知影響較大,促使種糧大戶家庭決策模式由“男主外,女主內(nèi)”向“男女共商”轉(zhuǎn)變;資源稟賦對(duì)感知行為控制認(rèn)知影響較小,表現(xiàn)出經(jīng)營(yíng)規(guī)模與感知行為控制認(rèn)知強(qiáng)度呈現(xiàn)“∩”型效應(yīng)趨勢(shì);行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制對(duì)行為意愿的路徑系數(shù)分別為0.088、0.258和 0.235,有顯著正向影響。

種糧大戶;規(guī)模生產(chǎn)行為;意愿;認(rèn)知;計(jì)劃行為理論

當(dāng)今我國(guó)糧食生產(chǎn)面臨著人均耕地少,質(zhì)量不高,耕地后備資源不足且在逐年減少的現(xiàn)狀,糧食供求關(guān)系中長(zhǎng)期仍處于緊平衡狀態(tài)[1]。如何提高土地資源利用率和產(chǎn)出率、增加農(nóng)民收入、提高糧食單產(chǎn)水平就顯得尤為重要。小規(guī)模土地經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶交易成本高、土地生產(chǎn)率低,特別是加入WTO之后,農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)競(jìng)爭(zhēng)日益激烈,以小規(guī)模為主的農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)形式所形成的競(jìng)爭(zhēng)力明顯不足[2]。近年來涌現(xiàn)出了一大批種糧大戶,改變了傳統(tǒng)的糧食生產(chǎn)方式,在提高土地資源利用率、促進(jìn)良種良法采用、提高單產(chǎn)水平和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率以及增加農(nóng)民收入等方面作用明顯,為穩(wěn)定糧食生產(chǎn)和保證糧食安全作出了很大貢獻(xiàn)[3]。農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為是理性的,所以,有必要探討如何建立有效的內(nèi)在激勵(lì)機(jī)制調(diào)動(dòng)種糧大戶的積極性,讓種糧大戶愿意種糧[4]。

關(guān)于農(nóng)戶行為認(rèn)知和意愿問題許多研究都做了有益的探討[5-9],得出了許多有價(jià)值的結(jié)論。趙建欣,張曉鳳 (2007)利用問卷調(diào)查研究了農(nóng)戶對(duì)無(wú)公害農(nóng)藥的認(rèn)知和購(gòu)買意愿。研究發(fā)現(xiàn),戶主年齡、文化程度、居住地到中心城市的距離是影響農(nóng)戶對(duì)無(wú)公害農(nóng)藥認(rèn)知的重要因素,無(wú)公害農(nóng)藥的價(jià)格、土地的獲得成本、種植面積和市場(chǎng)檢測(cè)機(jī)制直接決定著農(nóng)戶對(duì)無(wú)公害農(nóng)藥的購(gòu)買意愿;馬彥麗等通過對(duì)河北農(nóng)戶進(jìn)行分析,得出糧食直補(bǔ)政策對(duì)農(nóng)戶種糧意愿的影響較小[6];周清明針對(duì)湖南、遼寧、廣西和重慶四省農(nóng)戶的種植意愿,利用 Logit模型分析了影響因素,研究表明:糧食價(jià)格、種植規(guī)模、服務(wù)程度與意愿呈正相關(guān),文化程度、農(nóng)資價(jià)格與意愿呈負(fù)相關(guān)[7];康嵐利用 Logistic回歸模型分析了失地農(nóng)民被征用土地的意愿及其影響因素[8];李冬梅,劉智等運(yùn)用 Logistic模型對(duì)農(nóng)戶選購(gòu)和使用水稻新品種的意愿及影響因素進(jìn)行了分析,研究表明:水稻產(chǎn)量、出售水稻的數(shù)量、農(nóng)技員推廣和親戚朋友的購(gòu)種行為對(duì)農(nóng)戶選擇水稻新品種具有正向影響[9]。國(guó)內(nèi)僅有少數(shù)的學(xué)者關(guān)注大戶生產(chǎn)行為問題,但都是研究外部環(huán)境對(duì)行為的影響[1,3,10]。國(guó)外相關(guān)問題的研究,主要集中在對(duì)農(nóng)戶行為動(dòng)機(jī)和行為選擇偏好的研究上[11-12]。

在分析農(nóng)戶生產(chǎn)行為意愿的文獻(xiàn)中可以看出,研究者大多是從普通農(nóng)戶的角度,分析外部各種環(huán)境對(duì)行為意愿的影響因素,而針對(duì)種糧大戶進(jìn)行分析的較少,更缺少?gòu)馁Y源稟賦方面研究種糧大戶規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知和影響規(guī)模生產(chǎn)行為意愿的內(nèi)生性因素。為此,筆者以計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ),研究了種糧大戶資源稟賦對(duì)行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制認(rèn)知影響,以及行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)行為意愿的影響效應(yīng),可以從全新角度了解種糧大戶行為意愿的內(nèi)在影響因素,從而為進(jìn)一步掌握種糧大戶行為特征提供了科學(xué)參考。

一、種糧大戶資源稟賦對(duì)規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知影響分析

(一)數(shù)據(jù)來源

為了保證調(diào)查數(shù)據(jù)的質(zhì)量,數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和完整性,調(diào)查時(shí)采用一對(duì)一訪談法。在問卷中共設(shè)計(jì)了 4個(gè)潛變量 (行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制和行為意愿)和 14個(gè)可觀測(cè)變量。在設(shè)計(jì)問卷時(shí)采用李克特五級(jí)量表法,即 1代表“不同意”,2代表“有點(diǎn)不同意”,3代表“一般”,4代表“有點(diǎn)同意”,5代表“同意”,問卷的具體可觀測(cè)變量設(shè)計(jì)見表 1。

表1 種糧大戶對(duì)規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知統(tǒng)計(jì)結(jié)果

調(diào)查范圍包括紅興隆農(nóng)墾分局 (雙鴨山農(nóng)場(chǎng)、853農(nóng)場(chǎng)和友誼農(nóng)場(chǎng))、建三江農(nóng)墾分局 (七星農(nóng)場(chǎng)、青龍山農(nóng)場(chǎng)和 859農(nóng)場(chǎng))以及七臺(tái)河市、雙鴨山市、佳木斯市、牡丹江市、哈爾濱市、齊齊哈爾市、大慶市、黑河市、五常市、富錦市、鶴崗市、伊春市、綏化市,共 13個(gè)行政市 27個(gè)鄉(xiāng) (鎮(zhèn))。調(diào)查對(duì)象為經(jīng)營(yíng)耕地面積約 6.67公頃 (100畝)以上的農(nóng)戶①種糧大戶衡量標(biāo)準(zhǔn)的制定參照標(biāo)準(zhǔn)見文獻(xiàn)[21][22][23]。。在研究中共發(fā)放問卷 490份,收回問卷476份,其中,有效問卷 460份。

(二)資源稟賦對(duì)規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知影響

本文中選擇戶主年齡、文化程度、身體狀況、是否村干部、經(jīng)營(yíng)耕地面積和從事農(nóng)業(yè)人口數(shù)量等變量代表種糧大戶資源稟賦,用 x1來代表行為態(tài)度中的生存理性①根據(jù)表 2因子分析結(jié)果可知,x1變量因子載荷系數(shù)值較大,對(duì)行為意愿影響效應(yīng)大。;選擇 x4、x5代表價(jià)值理性、經(jīng)濟(jì)理性;變量 x7和 x10代表種糧大戶主觀行為規(guī)范和感知行為控制,分析結(jié)果見表 1。

從表 1得知,種糧大戶資源稟賦基本特征表現(xiàn)為:戶主年齡多集中在 36～45歲之間,占總?cè)藬?shù)的 42%,表明種糧大戶多是中年農(nóng)戶,文化程度多集中在初中,占 52.4%,說明種糧大戶的學(xué)歷層次并不高,身體健康大戶占 50%,說明種糧大戶規(guī)模生產(chǎn)需要戶主投入較多體力勞動(dòng),身體健康程度很重要,不是村干部的種糧大戶占 90.7%,種糧大戶大都沒有村干部身份,因?yàn)榇甯刹繌氖滦姓聞?wù)可以發(fā)揮其比較優(yōu)勢(shì),專注于規(guī)模經(jīng)營(yíng)的機(jī)會(huì)成本較高,時(shí)間配置的替代效應(yīng)會(huì)產(chǎn)生負(fù)作用[13],經(jīng)營(yíng)規(guī)模多集中在 6.67～8公頃和 14公頃以上②6.67～8公頃經(jīng)營(yíng)規(guī)模多出現(xiàn)在地方,因?yàn)榈胤酱髴敉恋亟灰壮杀据^高,14公頃以上多出現(xiàn)在墾區(qū),墾區(qū)土地交易成本較低。,家庭農(nóng)業(yè)投入人口多為 1～2人,占67.7%,說明自家投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力很少。

1.資源稟賦對(duì)種糧大戶行為態(tài)度認(rèn)知影響

在表 1中,總體來看,資源稟賦不同的種糧大戶對(duì)行為態(tài)度的理性認(rèn)知基本一致 (變量均值 x1>x4>x5),認(rèn)知順序從高到低依次為生存理性、經(jīng)濟(jì)理性和價(jià)值理性③筆者認(rèn)為價(jià)值理性有別于經(jīng)濟(jì)理性和生存理性,主要是指行為主體認(rèn)為某一項(xiàng)事業(yè)值得去從事,即使外部環(huán)境不利,為了實(shí)現(xiàn)主體行為價(jià)值,此行為還是要發(fā)生。。年輕種糧大戶對(duì)生存理性的認(rèn)知要高于中老年種糧大戶,而對(duì)經(jīng)濟(jì)理性和價(jià)值理性認(rèn)知程度較低,總體表現(xiàn)出,年齡大、學(xué)歷高、身體健康、是村干部和經(jīng)營(yíng)規(guī)模大的種糧大戶,理性認(rèn)知從生存理性向經(jīng)濟(jì)理性轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)更明顯④大專及以上學(xué)歷較之其他學(xué)歷層次的種糧大戶對(duì)經(jīng)濟(jì)理性認(rèn)知最強(qiáng) (均值為 3.7),而對(duì)價(jià)值理性認(rèn)知最弱(均值為 3.3)。。家庭從事農(nóng)業(yè)人口 5人以上對(duì)生存理性認(rèn)知均值為 4.2,而從事農(nóng)業(yè)人口為 1～2人的生存理性認(rèn)知均值為 4.1,說明家庭從事農(nóng)業(yè)人口越多,生存理性認(rèn)知越強(qiáng)烈,感覺生活壓力越大。

2.資源稟賦對(duì)種糧大戶主觀規(guī)范認(rèn)知影響

從年齡上看(表 1),35歲以下種糧大戶比其他年齡區(qū)間內(nèi)的大戶更重視愛人和孩子在決策中的建議;從文化程度上,沒有表現(xiàn)出隨著學(xué)歷層次提高家庭決策更加民主的跡象,而是高中及中專學(xué)歷層次上的大戶更加重視周圍人員的建議;身體健康、不是村干部的大戶認(rèn)為周圍人員意見更重要;從事 8.67～10公頃經(jīng)營(yíng)規(guī)模、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口數(shù) 5人以上的家庭,決策更民主。從整體趨勢(shì)上看,種糧大戶家庭經(jīng)濟(jì)決策的模式已由傳統(tǒng)的“男主外,女主內(nèi)”家庭決策模式向“男女共商”模式轉(zhuǎn)變[14]。

3.資源稟賦對(duì)種糧大戶感知行為控制認(rèn)知影響

從表 1可以看出,種糧大戶資源稟賦對(duì)感知行為控制 (x10)認(rèn)知強(qiáng)度的均值都在 3.1～3.9之間,說明種糧大戶并沒有因?yàn)榫哂幸?guī)模經(jīng)營(yíng)等資源稟賦,加強(qiáng)了對(duì)自我行為控制能力的認(rèn)知程度,資源稟賦對(duì)種糧大戶感知行為控制認(rèn)知影響效應(yīng)較小。但也表現(xiàn)出中老年種糧大戶和大專及以上學(xué)歷層次種糧大戶對(duì)從事規(guī)模生產(chǎn)行為較有信心,能夠承擔(dān)一定的可預(yù)見風(fēng)險(xiǎn),對(duì)自我行為控制能力認(rèn)知程度較高;經(jīng)營(yíng)耕地規(guī)模與種糧大戶感知行為控制認(rèn)知強(qiáng)度呈現(xiàn)出“∩”型效應(yīng)趨勢(shì),而從事農(nóng)業(yè)人口在 5人以上的種糧大戶,對(duì)行為控制能力認(rèn)知程度較高。

二、結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)構(gòu)建、檢驗(yàn)及數(shù)據(jù)分析

(一)模型假設(shè)和結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建

計(jì)劃行為理論 (Theory of Planned Behavior,TPB)認(rèn)為:“行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制是決定行為意向的 3個(gè)主要變量。”其具體表現(xiàn)是態(tài)度越積極、重要,他人支持越大、知覺行為控制越強(qiáng),行為意向就越大,反之就越小,行為意向又是影響行為最直接的因素[15]。為此,根據(jù)計(jì)劃行為理論的內(nèi)涵,提出結(jié)構(gòu)方程模型分析假設(shè):

假設(shè) 1:種糧大戶規(guī)模生產(chǎn)行為態(tài)度越積極,從事規(guī)模生產(chǎn)行為的意愿越高。

假設(shè) 2:種糧大戶積極的主觀規(guī)范與從事規(guī)模生產(chǎn)行為意愿呈顯著正相關(guān)。

假設(shè) 3:種糧大戶強(qiáng)感知行為控制對(duì)從事規(guī)模生產(chǎn)行為意愿有顯著正相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)以上模型分析假設(shè),構(gòu)建行為意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型 (structural equation modeling,SEM)見圖 1。

圖 1 種植大戶行為意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型

具體數(shù)學(xué)表達(dá)式為:式中:y1、y2、y3、y4分別代表潛變量行為意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制;x1→x14代表 14個(gè)可觀測(cè)變量;β代表潛變量之間的路徑系數(shù),γ為各潛變量與可觀測(cè)變量之間的載荷系數(shù) (具體參見圖 1),ζ代表殘差項(xiàng)。

(二)信度、效度檢驗(yàn)以及探索性因子分析

為了進(jìn)一步確認(rèn)問卷的可靠性和有效性,要做信度檢驗(yàn)。本文中 s采用內(nèi)部一致性信度①研究沒有進(jìn)行多次重復(fù)調(diào)查,所以采用此方法測(cè)量。(Cronbach’s alpha系數(shù))來測(cè)量問卷的信度。利用 spss16.0軟件對(duì)行為的態(tài)度、行為意愿、感知行為控制、主觀規(guī)范等四個(gè)潛變量中 14個(gè)可觀測(cè)變量進(jìn)行信度分析 (表 2),分析得出 Cronbach’α值介于 0.676到 0.713之間,問卷整體的 Cronbach’α值為 0.826,問卷有較好的內(nèi)部一致性。各可觀測(cè)變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)都在 0.7左右,說明各潛變量的結(jié)構(gòu)效度良好。

繼續(xù)進(jìn)行探索性因子分析,首先,計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣,計(jì)算結(jié)果為大部分系數(shù)值大于 0.3,其檢驗(yàn)值均小于 0.05②因?yàn)槠南拗?計(jì)算出的相關(guān)系數(shù)矩陣和檢驗(yàn)值結(jié)果沒有一一列出。。其次,利用 KMO樣本測(cè)度和巴特萊特球體檢驗(yàn)來驗(yàn)證問卷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析,軟件運(yùn)行結(jié)果 KMO值為 0.821,Bartlett球體檢驗(yàn) App rox.Chi-Square統(tǒng)計(jì)值為 1 764.0,顯著性概率為 0.000,小于 0.001,兩者說明數(shù)據(jù)具有很高的相關(guān)性,適宜做因子分析。

表2 變量信度、效度及因子分析結(jié)果

表3 模型擬合指數(shù)

(三)驗(yàn)證性因子分析及結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

圖 2 結(jié)構(gòu)方程路徑圖

利用 AMOS7.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。從結(jié)果可以看出,各觀測(cè)變量的 C.R值都大于 2①根據(jù)榮泰生的建議,只要 C.R大于 2,則表明估計(jì)值與零存在顯著差異,見文獻(xiàn)[17]。,且都在 99%和 95%置信度下顯著,說明潛變量與可觀測(cè)變量之間的載荷系數(shù)估計(jì)具有顯著性,即可觀測(cè)變量對(duì)潛變量的衡量具有較高的會(huì)聚有效性。潛變量之間的路徑系數(shù)值及顯著性見圖 2。

對(duì)上述經(jīng)過載荷系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的模型再進(jìn)行模型擬合評(píng)價(jià),選擇絕對(duì)擬合指數(shù)、相對(duì)擬合指數(shù)和信息指數(shù)來評(píng)價(jià)模型的優(yōu)劣 (表 3),各指數(shù)指標(biāo)值都符合建議值的要求,測(cè)量模型的總體擬合情況較好。

(四)結(jié)構(gòu)方程模型數(shù)據(jù)分析

對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)一步分析以驗(yàn)證前文提出的假設(shè)。從圖 2可以看出,種糧大戶行為態(tài)度對(duì)行為意愿路徑系數(shù)值為 0.088且通過 5%顯著性檢驗(yàn),兩者之間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系,即積極的行為態(tài)度能增強(qiáng)行為意愿,這和前述假設(shè) 1以及以往學(xué)者在研究行為意愿影響因素時(shí)的結(jié)論相同。

從表 2中可以看出,生存理性 (x1→x2變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值都大于 0.5,分別為 0.770和0.511)、經(jīng)濟(jì)理性 (x5→x6變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值分別為 0.665、0.490)和價(jià)值理性 (x3→x4變量標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)值分別為 0.528、0.670)對(duì)行為態(tài)度影響效應(yīng)均較大。以上分析表明,種糧大戶生產(chǎn)行為態(tài)度受到多種行為認(rèn)知理性的影響,同時(shí)也直接影響了行為意愿的產(chǎn)生。

主觀規(guī)范對(duì)行為意愿的路徑系數(shù)值為 0.258且在 1%水平上顯著,假設(shè) 2是成立的。充分表明:愛人、孩子以及重要親戚朋友和技術(shù)人員對(duì)種糧大戶主觀規(guī)范影響較大 (x7和 x8載荷系數(shù)分別為 0.544和 0.536),周圍重要人員的建議能夠直接導(dǎo)致種糧大戶行為意愿的產(chǎn)生。

感知行為控制對(duì)行為意愿的路徑系數(shù)為 0.235且在 1%水平上顯著,兩者之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,本文假設(shè) 3是成立的,說明高感知行為控制能力可直接引發(fā)行為意愿的產(chǎn)生,這和張建杰和王秀東,王永春等人的研究是一致的[18]-[19]。再?gòu)谋?2中可以看出,感知行為控制 3個(gè)可觀測(cè)變量的標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)值較大,分別為 0.607、0.705、0.702,表明 x9、x10和 x113個(gè)變量對(duì)行為意愿的產(chǎn)生影響很大。

三、結(jié)論及政策建議

通過種糧大戶資源稟賦對(duì)規(guī)模生產(chǎn)行為認(rèn)知及意愿內(nèi)生性影響因素的分析得知:第一,計(jì)劃行為理論在分析種糧大戶生產(chǎn)行為意愿影響因素時(shí)是適用的,行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)行為意愿影響效應(yīng)較大,TPB模型解釋力強(qiáng)大,說明 TPB理論有很好的跨文化適應(yīng)性的特點(diǎn)[15];第二,資源稟賦顯著影響了種糧大戶對(duì)規(guī)模生產(chǎn)行為態(tài)度的認(rèn)知,認(rèn)知強(qiáng)度從高到低依次為生存理性、經(jīng)濟(jì)理性和價(jià)值理性,且有由“生存理性”向“經(jīng)濟(jì)理性”轉(zhuǎn)變的趨勢(shì),通過結(jié)構(gòu)方程模型分析得知,多元的行為理性認(rèn)知又顯著影響了行為意愿的產(chǎn)生;第三,資源稟賦對(duì)主觀規(guī)范認(rèn)知的影響較大,種糧大戶家庭決策模式由“男主外,女主內(nèi)”向“男女共商”模式轉(zhuǎn)變,周圍人員的意見直接影響著行為意愿的產(chǎn)生;第四,資源稟賦對(duì)種糧大戶感知行為控制認(rèn)知影響作用較小,經(jīng)營(yíng)規(guī)模與種糧大戶感知行為控制認(rèn)知強(qiáng)度呈現(xiàn)出“∩”型效應(yīng)趨勢(shì),從而導(dǎo)致種糧大戶沒有較強(qiáng)的規(guī)模生產(chǎn)行為意愿。

本研究結(jié)論的政策含義已經(jīng)很明顯,種糧大戶行為意愿影響因素中,行為態(tài)度、主觀規(guī)范感知行為控制是行為產(chǎn)生最直接的影響因素,為了提高種糧大戶規(guī)模生產(chǎn)行為意愿,應(yīng)該從以下幾個(gè)方面入手:第一,根據(jù)種糧大戶多元的行為態(tài)度理性認(rèn)知對(duì)行為意愿的影響,政府應(yīng)該加快農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)體制改革、市場(chǎng)體系完善,營(yíng)造好的規(guī)模生產(chǎn)外部環(huán)境,真正確立種糧大戶規(guī)模經(jīng)營(yíng)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各個(gè)環(huán)節(jié)上的優(yōu)勢(shì),大幅度提高糧食生產(chǎn)收入,同時(shí)從內(nèi)在動(dòng)機(jī)上培養(yǎng)種糧大戶個(gè)人成就感,提高種糧大戶對(duì)“價(jià)值理性”認(rèn)知強(qiáng)度,只有這樣才能增強(qiáng)大戶行為意愿;第二,基于家庭決策模式的轉(zhuǎn)變,應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)種糧大戶周圍人員培訓(xùn)和教育,認(rèn)真全面地做好種糧大戶身邊重要人員的市場(chǎng)信息、預(yù)測(cè)等內(nèi)容的培訓(xùn)和指導(dǎo),以此來影響種糧大戶行為選擇[20];第三,面對(duì)種糧大戶較弱的感知行為控制認(rèn)知,應(yīng)全面加強(qiáng)對(duì)種糧大戶生產(chǎn)行為的引導(dǎo)和支持,加大信息、政策宣傳以及技術(shù)培訓(xùn)力度,增強(qiáng)種糧大戶抵抗自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的行為控制能力,以此增強(qiáng)種糧大戶生產(chǎn)行為意愿。

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An Analysis of the Cogn ition and Factor s on the W illingness of Large-Scale Gra in-production Households'M ass Production Behavior

Yao Zengfu Zheng Shaofeng

This article analyzes the cognition and endogenous factors on the willingness of large-scale grain-production households'production behavior based on the TPB theory and Heilongjiang 460 micro-survey data,using factor analysis and structural equation model.The result shows that resource endowments havemore impact on the cognition of attitude toward the behavior,changing from survival rational to“economic rationality”,and havemore impact on subject norm,changing from“Theman worksoutside the home,women inside”to“men and women jointly”in decisionmodel,and have little impact on perceived behavior control,presenting“∩”shaped effective trend between cultivated land size and cognitive intensity of perceived behavioral control.The path coefficientsfrom attitude toward the behavior,subject norm and perceived behavior control to thewillingnessof behavior are 0.088、0.258 and 0.235 respectively,and have significantpositive correlation.

Large-scale grain-production household;Production behavior;The willingness;The cognition;Theory of planned behavior

2010-04-07

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目 (08BJY067);黑龍江省農(nóng)墾總局重大課題項(xiàng)目 (HNKXIV-12-04a)

姚增福,西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生;鄭少鋒,西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師,郵編:712100。

(責(zé)任編輯:常 英)