趙 瑾，郭利京

（1.安徽科技學院管理學院，安徽 鳳陽 233100；2．安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030）

新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響機理研究
——以菜農(nóng)生物農(nóng)藥施用為例

趙 瑾1，郭利京2

（1.安徽科技學院管理學院，安徽 鳳陽 233100；2．安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030）

隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境污染的加劇，農(nóng)戶實施親環(huán)境行為成為從源頭上遏制農(nóng)業(yè)污染的關(guān)鍵措施?；谟媱澬袨槔碚?，構(gòu)建農(nóng)戶新技術(shù)認知影響親環(huán)境行為的結(jié)構(gòu)方程模型，在對江蘇、安徽、山東三省九縣區(qū)801戶菜農(nóng)實地調(diào)研的基礎(chǔ)上，研究農(nóng)戶新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響機制。結(jié)果表明，新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為作用明顯，其影響機制是新技術(shù)認知通過影響農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制影響農(nóng)戶的親環(huán)境意向，并最終影響農(nóng)戶親環(huán)境行為；研究結(jié)果還表明，農(nóng)戶新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響在男性、較年輕、較低學歷和較低收入農(nóng)戶組中更顯著。

新技術(shù)認知；親環(huán)境行為；結(jié)構(gòu)方程模型；農(nóng)戶

隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境污染的加劇、居民食品安全意識的增強，農(nóng)戶親環(huán)境行為成為從源頭上遏制農(nóng)業(yè)污染和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵措施。農(nóng)戶親環(huán)境行為是農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，從生產(chǎn)要素購買、使用及用后處理，到農(nóng)產(chǎn)品采摘、運輸、貯存等各環(huán)節(jié)，努力保護生態(tài)環(huán)境并使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對環(huán)境的負面影響最小化的行為。農(nóng)戶親環(huán)境行為的動力來源于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可持續(xù)性的愿景。此外，親環(huán)境行為的動力還可能來自于農(nóng)戶的新技術(shù)認知。農(nóng)戶購買和使用親環(huán)境要素不僅因為其更環(huán)保，而且更多的時候是因為親環(huán)境的要素代表著一種廣闊的市場前景，可以實現(xiàn)較高的市場回報。因此，有必要探索農(nóng)戶新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響，從而深化對親環(huán)境行為的認識，并為遏制農(nóng)業(yè)面源污染、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展可持發(fā)展提供政策建議。

農(nóng)戶親環(huán)境行為能夠從源頭上治理農(nóng)業(yè)面源污染，有利于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。研究表明，農(nóng)戶的年齡、性別、教育水平等特征對親環(huán)境行為具有一定的影響［1］。親環(huán)境行為在年輕女性，特別是已婚并有小孩的女性人群中表現(xiàn)比較明顯［2］。還有一些文獻從態(tài)度、感知和責任感等心理意識方面，研究親環(huán)境行為的影響因素。Gifford等［3］認為，農(nóng)戶對環(huán)境保護的態(tài)度對親環(huán)境行為具有顯著影響，而Best等［4］的研究結(jié)果卻不支持這一結(jié)論。Raymond等［5］研究表明，農(nóng)戶對親環(huán)境行為的感知效力對親環(huán)境行為產(chǎn)生影響。樊在義等［6］研究表明，農(nóng)戶對化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素過量施用危害的認知以及農(nóng)戶社會責任感都會對親環(huán)境行為產(chǎn)生影響?？偟膩砜?，親環(huán)境行為影響因素的研究目前還處于初始階段，如要指導(dǎo)遏制農(nóng)業(yè)污染、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的實踐則尚需深入研究。

新技術(shù)認知源于農(nóng)戶對新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式和高市場回報的追求，是農(nóng)戶比其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者更早接受農(nóng)業(yè)新技術(shù)的程度，是認知需要這一人類基本動機在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的體現(xiàn)。從以上文獻可知，年齡、性別、收入以及兼業(yè)化程度等因素，均影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的新技術(shù)認知，而關(guān)于農(nóng)戶新技術(shù)認知對親環(huán)境行為影響的問題，目前已有研究并不充分。認知是行為的前提，行為是踐行認知的結(jié)果。因此，農(nóng)戶對親環(huán)境要素的認知，是農(nóng)戶實施親環(huán)境要素的基礎(chǔ)，本文應(yīng)用計劃行為理論，研究農(nóng)戶親環(huán)境要素的認知對農(nóng)戶實施親環(huán)境生產(chǎn)行為的影響。農(nóng)業(yè)親環(huán)境行為的受益者是全體社會，而實施成本主要是由農(nóng)戶承擔，即農(nóng)戶實施親環(huán)境行為具有外部性。那么，在農(nóng)業(yè)環(huán)境保護具有外部性的條件下，農(nóng)戶對親環(huán)境要素的認知是怎樣的，農(nóng)戶是否有動力實施親環(huán)境生產(chǎn)，其實施親環(huán)境行為的動機是什么？探究以上問題，對普及農(nóng)業(yè)親環(huán)境要素，鼓勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)戶的親環(huán)境行為具有重要意義，是實施農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要前提。

1 理論模型和基本假設(shè)

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是由Ajzen［7］提出的，是心理學中著名的態(tài)度行為關(guān)系理論，能顯著提高經(jīng)濟主體行為的解釋力和預(yù)測力。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)戶不但是理性的，而且受客觀條件和環(huán)境的制約，因此，農(nóng)戶親環(huán)境行為特別是環(huán)保要素購買行為在大多數(shù)情況下是有計劃和有目的的行為。農(nóng)戶的態(tài)度、認知對其行為具有明顯作用，并最終決定了農(nóng)戶的行為模式。多數(shù)文獻認同農(nóng)戶親環(huán)境行為受客觀和環(huán)境條件限制的特征，并運用計劃行為理論對農(nóng)戶親環(huán)境行為進行研究，如仇煥廣等［8］和童霞等［9］分別用計劃行為理論研究了農(nóng)戶的化肥和農(nóng)藥的施用行為。

農(nóng)戶的新技術(shù)認知會影響其親環(huán)境行為。親環(huán)境生產(chǎn)要素除了具有保護環(huán)境的特征外，往往還蘊含了較為先進的技術(shù)，因而具有了新的功能特征和較高的市場回報。親環(huán)境生產(chǎn)要素的這些特點，可以較好地滿足農(nóng)戶發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和追求高市場回報的需要，農(nóng)戶對親環(huán)境生產(chǎn)要素的購買和使用就是受到新技術(shù)認知的驅(qū)動。農(nóng)戶新技術(shù)認知影響親環(huán)境行為的觀點得到了一些學者的支持，如Spaargaren［10］以農(nóng)藥施用行為為研究對象，發(fā)現(xiàn)對化學農(nóng)藥危害和低毒農(nóng)藥優(yōu)點認知比較充分的種植者更愿意施用低毒農(nóng)藥。因此，新技術(shù)認知影響農(nóng)戶親環(huán)境行為的機制是：農(nóng)戶新技術(shù)認知通過影響農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制影響農(nóng)戶親環(huán)境的意向，并進而影響親環(huán)境行為（圖1）。該理論模型包括如下假設(shè)：

圖1 農(nóng)戶新技術(shù)認知影響親環(huán)境行為的理論模型

假設(shè)1（H1）：農(nóng)戶新技術(shù)認知正向影響親環(huán)境的態(tài)度。

親環(huán)境態(tài)度是農(nóng)戶對親環(huán)境行為接受或支持的程度。由于親環(huán)境要素通常采用了較新的技術(shù)、具有較高市場回報等特點，能夠迎合農(nóng)戶追求高市場利潤和社會環(huán)境保護的訴求，所以比較容易受到農(nóng)戶的偏愛。因此，親環(huán)境要素更易受到農(nóng)戶的偏愛，新技術(shù)認知越強的農(nóng)戶越偏愛親環(huán)境的生產(chǎn)要素，農(nóng)戶新技術(shù)認知和農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度是正向相關(guān)的［11］。

假設(shè)2（H2）：農(nóng)戶新技術(shù)認知正向影響農(nóng)戶親環(huán)境主觀約束。

親環(huán)境主觀約束是農(nóng)戶對社會規(guī)范或風俗主觀認知，是農(nóng)戶實施環(huán)境行為時所感受到的社會壓力。例如，過量施用化學農(nóng)藥對農(nóng)產(chǎn)品安全及周邊環(huán)境會造成破壞或污染，會引起他人的非議，有損農(nóng)戶的聲譽［12］。比較強的新技術(shù)認知使農(nóng)戶能敏感地認識到化學農(nóng)藥對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量以及環(huán)境的危害，從而招致的社會壓力，因而農(nóng)戶新技術(shù)認知對親環(huán)境主觀約束的影響是正向的。

假設(shè)3（H3）：農(nóng)戶新技術(shù)認知正向影響農(nóng)戶親環(huán)境的感觀控制。

親環(huán)境感觀控制是農(nóng)戶主觀上意識到環(huán)境行為實施的可能性或容易程度，是農(nóng)戶對實施環(huán)境行為的促進或阻礙因素的認知。新技術(shù)認知會引導(dǎo)農(nóng)戶關(guān)注具有親環(huán)境、高技術(shù)特征的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，并為未來親環(huán)境行為實施進行知識、能力和經(jīng)濟條件等方面的必要準備；新技術(shù)認知越強，農(nóng)戶為親環(huán)境所做的準備越充分，親環(huán)境的感觀控制也越強［13］。

假設(shè)4（H4）：農(nóng)戶親環(huán)境的態(tài)度正向影響親環(huán)境的主觀約束。

依據(jù)計劃行為理論，經(jīng)濟主體的行為態(tài)度會影響其主觀約束。親環(huán)境行為作為農(nóng)戶的一種理性行為，農(nóng)戶的態(tài)度也會影響其主觀約束，農(nóng)戶對親環(huán)境的態(tài)度越積極［14］，感受到的環(huán)境污染約束也越大，親環(huán)境態(tài)度對親環(huán)境行為的主觀約束影響是正向的。

假設(shè)5（H5）：農(nóng)戶親環(huán)境的態(tài)度正向影響親環(huán)境行為的意向。

行為意向是經(jīng)濟主體想要實施某一行為的心理傾向，是某種行為進行前的決定。經(jīng)濟主體對某種行為的態(tài)度會影響其行為意向［15］。多數(shù)情況下，農(nóng)戶親環(huán)境行為是受客觀條件限制且理性的生產(chǎn)行為，農(nóng)戶對它的態(tài)度越積極，親環(huán)境行為實施的意向也越強烈；農(nóng)戶親環(huán)境的態(tài)度對農(nóng)戶親環(huán)境意向具有正向的影響。

假設(shè)6（H6）：農(nóng)戶親環(huán)境的主觀約束正向影響農(nóng)戶親環(huán)境的意向。

計劃行為理論認為，農(nóng)戶對環(huán)境行為的主觀約束會正向影響其行為意向。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)戶感知的環(huán)境污染壓力越大，親環(huán)境的意向就越強。農(nóng)戶親環(huán)境的主觀約束會對農(nóng)戶的親環(huán)境意向產(chǎn)生影響，而且其影響是正向的。

假設(shè)7（H7）：農(nóng)戶親環(huán)境的感觀控制正向影響農(nóng)戶親環(huán)境的意向。

經(jīng)濟主體對某種行為的感知控制正向地影響其行為意向［16］。這是計劃行為理論與理性行為理論最重要的差別。親環(huán)境行為同樣如此，農(nóng)戶對生物農(nóng)藥的防蟲原理、施用方法掌握越全面，障礙越少，就越愿意施用生物農(nóng)藥。因而親環(huán)境的感觀控制對親環(huán)境的行為意向具有正向的影響。

假設(shè)8（H8）：農(nóng)戶親環(huán)境的意向正向影響農(nóng)戶親環(huán)境的行為。

通常行為是意向的直觀表達［17］。親環(huán)境行為同樣也是農(nóng)戶親環(huán)境行為意向的直觀表達；親環(huán)境的意向越強烈，農(nóng)戶越有可能實施親環(huán)境行為。農(nóng)戶親環(huán)境意向?qū)ζ溆H環(huán)境行為具有正向影響。

2 問卷設(shè)計與調(diào)查方法

2.1 問卷設(shè)計

調(diào)查問卷把農(nóng)戶親環(huán)境行為具體化為生物農(nóng)藥的購買和使用，其原因為：首先，由于化學農(nóng)藥的過量施用，農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境遭到了嚴重破壞，且殘留超標成為食品安全的隱患。生物農(nóng)藥能夠從源頭上杜絕化學農(nóng)藥殘留，是實現(xiàn)食品安全和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然趨勢。其次，生物農(nóng)藥的購買不但要支付一定的價格，而且其市場回報具有較高的不確定性，農(nóng)戶的購買和使用是一種理性行為。再次，生物農(nóng)藥有利于農(nóng)產(chǎn)品安全和農(nóng)田系統(tǒng)的生物多樣性，但價格高于化學農(nóng)藥，農(nóng)戶施用時需要考慮自身經(jīng)濟條件的約束。因而生物農(nóng)藥施用是一種親環(huán)境行為。

問卷除了調(diào)查菜農(nóng)的性別、年齡、受教育年限和家庭收入水平等基本信息外，共設(shè)置19個觀察變量（表1）。Robinson等［18］認為，農(nóng)戶對生物農(nóng)藥的認知除了包括對生物農(nóng)藥的認可程度，還包括對其防蟲原理、施用方法、技巧等信息的收集和獲取。因此，調(diào)查問卷為菜農(nóng)生物農(nóng)藥認知設(shè)置以下3類觀察變量，分別體現(xiàn)菜農(nóng)生物農(nóng)藥接受程度（X1）、生物農(nóng)藥信息收集（X2）和獲?。╔3）。X11、X12和X13為親環(huán)境態(tài)度的觀察變量，則是依據(jù)社會心理學理論分別體現(xiàn)菜農(nóng)對生物農(nóng)藥的喜歡和贊成程度（X11）、重要性程度（X12）和支持程度（X13）。Horvitz［19］認為，主觀約束由個人約束，即道德約束和自我規(guī)范，示范性約束和指令性約束構(gòu)成。X21和X22為菜農(nóng)的親環(huán)境主觀約束，表現(xiàn)為道德約束和社會規(guī)范，而變量X23和X24為示范性約束和指令性約束。變量X31和X34是農(nóng)戶感知行為控制的內(nèi)部控制信念，體現(xiàn)菜農(nóng)的個人支付能力和對施用生物農(nóng)藥效果的預(yù)期；而變量X32和X33揭示了農(nóng)戶對生物農(nóng)藥信息的獲取能力。菜農(nóng)動機形成階段的親環(huán)境意向強度用變量X41、X42和X43測量，而計劃形成階段的親環(huán)境意向強度用變量X44測量。由于農(nóng)戶的行為普遍具有連貫性和一致性特征，因而本問卷為親環(huán)境行為設(shè)置變量X51，通過測量菜農(nóng)過去一段時間的生物農(nóng)藥購買和施用行為來替代其接受調(diào)查后實際的生物農(nóng)藥購買和施用行為。

表1 調(diào)查問卷問題設(shè)置

以上設(shè)置的19個觀察變量，問卷問題回答采用李科特七點量表（Likert Scale）形式，賦值分別是1～7，分別代表：1=非常不贊同、2=很不贊同、3=不太贊同、4=難確定、5=比較贊同、6=很贊同、7=非常贊同，得分越高代表認同度愈高。問卷中設(shè)置的親環(huán)境行為觀察變量X51是個多選題，其賦值同樣是1～7，分別代表：1=從未關(guān)注過生物農(nóng)藥、2=偶爾關(guān)注生物農(nóng)藥、3=關(guān)注過生物農(nóng)藥的信息、4=已購買并施用過一次生物農(nóng)藥、5=已購買并施用過兩次生物農(nóng)藥、6=已購買并施用過3次及以上生物農(nóng)藥、7=曾經(jīng)向親戚朋友推薦生物農(nóng)藥，得分越高代表實施親環(huán)境行為的愿望愈強。

2.2 調(diào)查方法

調(diào)查問卷除包括農(nóng)戶的戶主年齡、性別等個人和家庭特征外，還根據(jù)農(nóng)戶新技術(shù)認知和親環(huán)境的態(tài)度、主觀約束、感觀控制、行為意向和親環(huán)境行為等共設(shè)置23個問題。為了避免調(diào)查問卷設(shè)計的不足，正式調(diào)查前本研究在安徽懷遠縣蔬菜生產(chǎn)基地城關(guān)鎮(zhèn)、淝河鄉(xiāng)進行了預(yù)調(diào)查，收回有效問卷34份。在對預(yù)調(diào)查中發(fā)現(xiàn)的問題進行完善后，正式調(diào)查于2016年7月6～30日，調(diào)查地點位于全國蔬菜生產(chǎn)大縣，包括江蘇阜寧縣、金湖縣、如東縣，安徽宿州市埇橋區(qū)、肥東縣、和縣，山東壽光市、莘縣、沂南縣，每個縣市區(qū)隨機選擇3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選擇2個蔬菜集聚區(qū)，在每個蔬菜集聚區(qū)隨機選擇15戶蔬菜種植戶作為調(diào)查對象。由調(diào)查人員入戶與農(nóng)戶面對面進行問卷調(diào)查，發(fā)放問卷810份，收回有效問卷801份，有效率98.89%。

3 數(shù)據(jù)檢驗和模型擬合

3.1 數(shù)據(jù)信度與效度檢驗

以801份有效問卷為基礎(chǔ)，用SPSS20.0軟件對19個觀察變量進行信度檢驗，所獲得的信度檢驗指標克朗巴哈（Cronbach）系數(shù)α值為0.908。潛在變量新技術(shù)認知（X1、X2、X3）、親環(huán)境態(tài)度（X11、X12、X13）、親環(huán)境主觀約束（X21、X22、X23、X24）、親環(huán)境感觀控制（X31、X32、X33、X34）和親環(huán)境意向（X41、X42、X43、X44），分別對應(yīng)的信度檢驗指標克朗巴哈（Cronbach）系數(shù)α值分別為0.748、0.838、0.841、0.687和0.872（表2），基本上達到或超過了0.7的信度值，表明觀察變量具有比較好的信度。

為了測試觀察變量與潛在變量之間的理論關(guān)系，運用AMOS22.0軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）。結(jié)果表明，新技術(shù)認知和親環(huán)境態(tài)度分別對應(yīng)的3個觀察變量，親環(huán)境主觀約束、親環(huán)境感觀控制和親環(huán)境意向分別對應(yīng)的4個觀察變量，親環(huán)境行為對應(yīng)的一個觀察變量的標準化估計值均超過了0.5的基準值，且均在P＜0.001水平上顯著（表2），表明本研究的潛在變量具有較好的聚集效度。因此，由實證檢驗結(jié)果可以得知，本研究的調(diào)查數(shù)據(jù)通過了效度檢驗（表3）。

3.2 模型擬合和假設(shè)檢驗

運用AMOS22.0軟件，利用結(jié)構(gòu)方程模型對調(diào)查結(jié)果進行擬合。檢驗結(jié)果（表4）表明，卡方值與自由度比χ2/df為4.256，大于理想邊界值3但小于寬松邊界值5，這是因為本研究調(diào)查樣本以及卡方值較大（627.152）引起的。當結(jié)構(gòu)方程模型樣本數(shù)較大時，通常會導(dǎo)致卡方值偏大，因而不能僅依據(jù)卡方值與自由度比偏大而判斷模型擬合不佳，因此，還需參考其他指標。近似誤差的平方根（RMSEA）是最重要的擬合度評價指標，本研究的RMSEA值為0.073，屬于良好范圍。其他幾個擬合度檢驗指標NFI、GFI、CFI、RFI、IFI和AGFI均大于0.9，擬合檢驗結(jié)果較好。因此，綜合來看，本研究的假設(shè)模型和調(diào)查數(shù)據(jù)擬合效果良好。

表2 模型的檢驗指標和擬合結(jié)果

表3 潛變量區(qū)別效度檢驗

表4 模型擬合度檢驗

假設(shè)模型與調(diào)查數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果（表5）還表明，農(nóng)戶新技術(shù)認知影響親環(huán)境態(tài)度、親環(huán)境主觀約束和親環(huán)境感觀控制的3個變量都在P＜0.001水平上顯著，農(nóng)戶新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境的態(tài)度、主觀約束和感觀控制具有顯著影響，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3得到調(diào)查數(shù)據(jù)的支持。此外，本研究的假設(shè)4、假設(shè)6、假設(shè)7和假設(shè)8的變量也都在P＜0.001水平上顯著，說明菜農(nóng)親環(huán)境態(tài)度對親環(huán)境主觀約束具有顯著影響，而親環(huán)境的主觀約束和感觀控制對親環(huán)境的意向影響顯著，而菜農(nóng)親環(huán)境的意向顯著影響著親環(huán)境行為。但是假設(shè)5沒有能夠通過調(diào)查數(shù)據(jù)的檢驗，即菜農(nóng)親環(huán)境態(tài)度對親環(huán)境意向的影響并不顯著，這一結(jié)論和Halpenny［20］的研究結(jié)果一致。

表5 模型擬合和檢驗結(jié)果

4 農(nóng)戶新技術(shù)認知影響的統(tǒng)計特征

為了探索新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的作用機制，本研究依據(jù)受訪者的性別、年齡、受教育年限和家庭收入水平對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分組。依據(jù)戶主性別分成兩組，分別是男性512份和女性289份；以45歲為年齡段分成兩組：年輕組241份和年長組560份；依據(jù)受教育程度將調(diào)查對象分為兩組，接受高中及以上學歷的受訪者274位劃分為高學歷組，初中及以下受訪者527名劃分為較低學歷組；以家庭年收入4.2萬元為界，分成高收入組110份和低收入組691份。在此基礎(chǔ)上，對比新技術(shù)認知在不同組別間的平均值，然后運用分組數(shù)據(jù)進行擬合，并兩兩對比新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制的影響，得出農(nóng)戶新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響具有如下特征：

4.1 男性、較年輕、較高學歷和較高收入的農(nóng)戶組有較高的新技術(shù)認知

首先，男性人群組的新技術(shù)認知測量平均值更高。測量菜農(nóng)新技術(shù)認知的3個變量X1、X2和X3平均值在男性人群中分別為5.771、5.896和5.868，明顯大于女性組群中的平均值5.572、5.630和5.614。其次，菜農(nóng)新技術(shù)認知水平在年輕人群組中更顯著。測量農(nóng)戶新技術(shù)認知的3個變量X1、X2和X3的平均值分別為5.910、5.797和5.719，均大于較年長人群組的5.673、5.540和5.610。同時，較高學歷人群組的菜農(nóng)新技術(shù)認知測量值也較高。在本研究中，較高學歷人群的菜農(nóng)新技術(shù)認知變量X1、X2和X3的平均值分別為5.903、5.993和5.892，而較低學歷人群組的相應(yīng)值分別為5.678、5.594和5.749。最后，新技術(shù)認知在較高收入家庭組中表現(xiàn)更為明顯。在較高收入人群組中，菜農(nóng)新技術(shù)認知的3個變量X1、X2和X3的平均值為5.937、5.964和6.103，明顯大于較低收入人群組的5.643、5.638和5.726。統(tǒng)計結(jié)果（表6）與孔凡斌等［21］的研究結(jié)論基本一致。因此，與女性戶主相比，男性戶主對生物農(nóng)藥具有更高的技術(shù)風險偏好，并有較高的市場回報預(yù)期，因而對生物農(nóng)藥的認知較高；年輕戶主往往比年長戶主具有更高的新技術(shù)接受能力并更渴望改變現(xiàn)狀，因而也往往體現(xiàn)出更高的生物農(nóng)藥認知；購買生物農(nóng)藥需要一定的知識和經(jīng)濟物質(zhì)支撐，且施用生物農(nóng)藥也需要一個學習過程，因而較高的收入水平和學歷為菜農(nóng)購買和學習施用生物農(nóng)藥提供了必要的支持。

表6 菜農(nóng)新技術(shù)認知變量均值

4.2 新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響在男性、較年輕、較低學歷和較低收入組中更顯著

首先，男性組的新技術(shù)認知對親環(huán)境行為決定因素的影響更明顯。親環(huán)境的態(tài)度、主觀約束和感觀控制是農(nóng)戶親環(huán)境行為的主要決定因素，男性人群中新技術(shù)認知對這3個因素的影響系數(shù)分別為0.703、0.303和0.582，均大于女性人群組的0.559、0.153和0.561，且顯著性檢驗結(jié)果也更顯著（表7）。其次，年長人群組的新技術(shù)認知對親環(huán)境行為決定因素的影響總體上比年輕人群組的顯著。新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制在較年長人群組的系數(shù)分別為0.852、-0.056和0.739，均大于較年輕人群組的系數(shù)0.613、0.328和0.617，而第二項即新技術(shù)認知對親環(huán)境主觀約束影響例外，其顯著性檢驗系數(shù)也基本如此。

表7 菜農(nóng)新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響

同時，較低學歷人群組的新技術(shù)認知對親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制的影響系數(shù)比較高學歷人群組中更顯著。新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制的影響系數(shù)在較低學歷人群組中為0.634、0.214和0.598，大于高學歷人群組的0.562、0.151和0.504，而且檢驗結(jié)果也更顯著。最后，較低收入人群組的新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響比較高收入人群更顯著。在較低收入人群組中，新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度、主觀約束和感觀控制的影響系數(shù)分別為0.627、0.198和0.630，大于較高收入人群的0.467、0.077和0.342，且檢驗結(jié)果也更顯著。

因此，與女性戶主相比，男性戶主有更強的社會責任意識和風險承受意愿，因而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的環(huán)境保護責任具有較高的認同；與較年長菜農(nóng)相比，較年輕菜農(nóng)更易于接受生物農(nóng)藥，也樂于考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系；與高學歷和高收入農(nóng)戶相比，學歷和收入較低農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)依賴性更高，因而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更傾向于關(guān)注農(nóng)業(yè)環(huán)境保護和可持續(xù)生產(chǎn)問題。

5 結(jié)論與建議

本研究通過對江蘇、安徽、山東三省九縣蔬菜種植戶的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，實證探索了新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的作用機制及其影響因素。結(jié)果表明，新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的作用機制是：新技術(shù)認知通過農(nóng)戶親環(huán)境的態(tài)度、主觀約束和感觀控制，影響農(nóng)戶的親環(huán)境意向并最終影響農(nóng)戶的親環(huán)境行為。在這一作用機制中，農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度對親環(huán)境意向的直接影響并不顯著，但是其對親環(huán)境主觀約束具有顯著影響，并間接作用于親環(huán)境意向。研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，男性、較年輕、較低學歷和較低家庭收入農(nóng)戶的新技術(shù)認知對親環(huán)境行為的影響更顯著。

新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的作用機制為激勵農(nóng)戶實施親環(huán)境行為、遏制農(nóng)業(yè)面源污染提供了新思路。通常，經(jīng)濟主體的態(tài)度對生產(chǎn)意向和行為具有直接的、決定性的影響。然而本研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶親環(huán)境態(tài)度對親環(huán)境意向的影響并不顯著，而親環(huán)境主觀約束和感觀控制對親環(huán)境意向影響顯著；農(nóng)戶親環(huán)境行為的特殊性，可能源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中環(huán)境保護的外部性，也有可能源于農(nóng)業(yè)親環(huán)境要素信息的不足。因此，激勵農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)戶親環(huán)境行為的重點方向應(yīng)該由親環(huán)境的態(tài)度轉(zhuǎn)向農(nóng)戶的主觀約束和感觀控制。對政府部門來說，應(yīng)該從法律、制度上，制定和實施具體和合理的農(nóng)業(yè)環(huán)境保護法律、制度和行為約束，并使之成為農(nóng)戶思維方式和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的習慣；從經(jīng)濟和社會服務(wù)上，降低農(nóng)戶實施親環(huán)境行為的成本和提高親環(huán)境行為的服務(wù)質(zhì)量，通過低成本和便利性來改善農(nóng)戶親環(huán)境的感觀控制進而提升親環(huán)境的行為意向。

［1］ 郭利京，王少飛. 基于調(diào)節(jié)聚焦理論的生物農(nóng)藥推廣有效性研究［J］. 中國人口資源與環(huán)境，2016，26（4）：126-134.

［2］ 葛繼紅，周曙東，朱紅根，等. 農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)行為研究—— 以配方施肥技術(shù)為例［J］. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（9）：57-63.

［3］ Gifford R，Nilsson A. Personal and social factors that influence pro-environmental concern and behaviour：A review［J］. International Journal of Psychology，2014，49（3）：141-157.

［4］ Best H，Kneip T. The impact of attitudes and behavioral costs on environmental behavior：A natural experiment on household waste recycling［J］. Social Science Research，2011，40（3）：917-930.

［5］ Raymond C M，Brown G，Robinson G M. The influence of place attachment，and moral and normative concerns on the conservation of native vegetation：A test of two behavioural models［J］. Journal of Environmental Psychology，2011，31（4）：323-335.

［6］ 樊在義，宋兵魁，楊勇，等. 非點源污染負荷估算方法探討［J］. 環(huán)境科學導(dǎo)刊，2011，30（3）：1-6.

［7］ Ajzen I. Theory of planned behavior［J］. Handb Theor Soc Psychol Vol One，2011，1：438.

［8］ 仇煥廣，欒昊，李瑾，等. 風險規(guī)避對農(nóng)戶化肥過量施用行為的影響［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟，2014（3）：85-96.

［9］ 童霞，高申榮，吳林海. 農(nóng)戶對農(nóng)藥殘留的認知與農(nóng)藥施用行為研究—— 基于江蘇、浙江 473個農(nóng)戶的調(diào)研［J］. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2014（1）：79-85.

［10］ Spaargaren G. Theories of practices：Agency，technology，and culture：Exploring the relevance of practice theories for the governance of sustainable consumption practices in the new world-order［J］. Global Environmental Change，2011，21（3）：813-822.

［11］ Mills J，Gaskell P，Ingram J，et al. Engaging farmers in environmental management through a better understanding of behaviour［J］.Agriculture and Human Values，2016：1-17.

［12］ 蔣杰賢，萬年峰，季香云. 基于地統(tǒng)計學和GIS的化學農(nóng)藥脅迫下桃樹桃蚜與草間鉆頭蛛種群空間格局［J］. 中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學報，2015，23（7）：906-913.

［13］ McQuail D，Windahl S. Communication models for the study of mass communications［M］. Routledge，2015.

［14］ Han H. Travelers' pro-environmental behavior in a green lodging context：Converging value-beliefnorm theory and the theory of planned behavior［J］. Tourism Management，2015，47：164-177.

［15］ Dinev T，Albano V，Xu H，et al. Individuals’attitudes towards electronic health records：a privacy calculus perspective//Advances in healthcare informatics and analytics［M］. Springer International Publishing，2016：19-50.

［16］ 宋慧林，呂興洋，蔣依依. 人口特征對居民出境旅游目的地選擇的影響—— 一個基于 TPB 模型的實證分析［J］. 旅游學刊，2016，31（2）：33-43.

［17］ Weingart L R，Behfar K J，Bendersky C，et al. The directness and oppositional intensity of conflict expression［J］. Academy of Management Review，2015，40（2）：235-262.

［18］ Robinson D K R，Huang L，Guo Y，et al. Forecasting Innovation Pathways（FIP）for new and emerging science and technologies［J］. Technological Forecasting and Social Change，2013，80（2）：267-285.

［19］ Horvitz E J. Reasoning about beliefs and actions under computational resource constraints［J］. arXiv preprint arXiv，2013，13（4）：57-59.

［20］ Halpenny E A. Pro-environmental behaviours and park visitors：The effect of place attachment［J］. Journal of Environmental Psychology，2010，30（4）：409-421.

［21］ 孔凡斌，廖文梅. 基于收入結(jié)構(gòu)差異化的農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)行為分析［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟，2011（8）：89-96.

（責任編輯 楊賢智）

崗梅枝枯病病原鑒定（內(nèi)文第111～114頁）圖版

圖1 田間病害癥狀

圖3 分離物在崗梅上接種引起的癥狀

圖2 病原菌形態(tài)

杜洛克×陸川豬雜交F1代MC1R基因型分析（內(nèi)文第122～127頁）圖版

圖1 陸川豬和杜陸豬毛色表型

圖4 測序Chromas圖譜分析

基于信息熵的山西太谷植被指數(shù)最佳分辨率尺度分析（內(nèi)文第167～171頁）圖版

圖2 太谷縣影像圖（RGB543假彩色合成）

圖4 不同分辨率下的植被指數(shù)圖像

海南島橡膠風害的重現(xiàn)期預(yù)測（內(nèi)文第172～175頁）圖版

Influence mechanism of farmers’ new technology cognition on pro-environmental behavior—A case study of farmers’ application of biological pesticide

ZHAO Jin1，GUO Li-jing2
（1. Management School，Anhui College of Science and Technology，F(xiàn)engyang 233100，China；
2. School of Economics，Anhui University of Finance and Economics，Bengbu 233041，China）

With the aggravation of agricultural environmental pollution，the implementation of farmers’environmental behavior is a key measure to control agricultural pollution from the source. We studied the influence mechanism of farmers’ new technology cognition on pro-environment behavior，and constructed a structural equation model，based on the theory of planned behavior and 801 vegetable field investigation in nine counties of Jiangsu，Anhui，Shandong provinces. The results showed that，farmers’cognition had significant effect on proenvironmental behavior on new technologies，the cognition of a new technology ultimately influenced farmers’pro-environmental behavior by farmers’ pro-environmental attitudes，subjective constraints and sense of control environment. The results also showed that the effect was more significantly in male，younger，relatively low education and low income groups than female，older，high-education，high-income groups on pro-environmental behavior.

new technology cognition；pro-environmental behavior；structural equation model；farmers

圖2 5年一遇橡膠風害損失

圖3 10年一遇橡膠風害損失

圖4 20年一遇橡膠風害損失

圖5 30年一遇橡膠風害損失

圖6 50年一遇橡膠風害損失

F062.6

A

1004-874X（2017）01-0183-10

2016-11-08

安徽省社科規(guī)劃項目（AHSKQ2016D105）；安徽省社會科學創(chuàng)新發(fā)展研究項目（2016CX024）；安徽高校人文社科重點項目（SK2015A307）；安徽科技學院校級科研項目（SRC2014374）

趙瑾（1982-），女，碩士，講師，E-mail：njynxz@163.com

郭利京（1981-），男，博士，副教授，E-mail：guolijing0379@163.com

趙瑾，郭利京. 新技術(shù)認知對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響機理研究［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學，2017，44（1）：183-192.