(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖北 武漢 430070)

1　引言

農(nóng)地作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營最重要的元素和載體,除了具有最基本的生產(chǎn)功能和生態(tài)保護(hù)功能外[1,2],還兼?zhèn)涿缹W(xué)價值、休閑、靈感和文化遺產(chǎn)等景觀文化功能[3,4]。農(nóng)地景觀文化是人在農(nóng)地上的一種文化記憶、一種生活體驗、一種物質(zhì)與精神方式的痕跡,在趨向高度全球化的今天,越來越受到重視[5]。隨著城市化和經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,農(nóng)地規(guī)模逐漸擴(kuò)大,農(nóng)地景觀破碎化程度不斷加深,農(nóng)地景觀文化功能性逐漸減弱,農(nóng)業(yè)文化得不到彰顯和傳承[6]。2017年我國提出“推進(jìn)農(nóng)業(yè)與休閑旅游、教育文化深度融合的新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)”政策,為進(jìn)一步顯化農(nóng)地景觀文化功能,優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu),豐富人民日益增長的美好生活提供了政策依據(jù)。探析公眾對農(nóng)地景觀文化功能需求,對促進(jìn)新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的健康持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

理論上,需求包括實際需求和潛在需求。實際需求是指當(dāng)前能得到滿足的需求,即需求行為;潛在需求既包括已實現(xiàn)的需求，也包括需求中未滿足的部分,即需求意愿[7]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對農(nóng)地景觀文化功能需求的研究主要從農(nóng)業(yè)景觀中的娛樂和美學(xué)價值評估[8-10]、公眾對農(nóng)地多功能/農(nóng)業(yè)景觀文化功能的認(rèn)知[11-14]、偏好的影響因素[15]等角度側(cè)重于實際需求行為的研究、認(rèn)知和需求行為的孤立性研究?？傮w上,現(xiàn)有文獻(xiàn)對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿、需求行為以及公眾的態(tài)度、規(guī)范及所處的環(huán)境和需求的關(guān)系研究還存在不足。

本文以拓展的計劃行為理論為基礎(chǔ),考慮需求意愿和需求行為,構(gòu)建農(nóng)地景觀文化功能需求結(jié)構(gòu)方程模型,利用武漢市郊區(qū)468份問卷調(diào)查數(shù)據(jù),探討公眾對農(nóng)地景觀文化功能的態(tài)度、規(guī)范、所處的環(huán)境和需求的關(guān)系,為實現(xiàn)農(nóng)地多功能供需平衡,推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革提供決策依據(jù)。

2　理論基礎(chǔ)與研究假說

Ajzen、Fishbein[16]的理性行為理論認(rèn)為,個體行為直接受行為意向的影響;行為意向是個體實施行動的意愿程度,主要受行為態(tài)度和主觀規(guī)范的影響,其中行為態(tài)度是指個體對行為的認(rèn)識態(tài)度,主觀規(guī)范是個體在決策時的某些行為受到周圍人群的影響。實際上,個人對行為意愿的控制往往會受到其他因素的干擾。Ajzen[17]認(rèn)為,生活中絕大部分行為不僅取決于個體的主觀意愿,自身能力和條件也非常重要。因此，他加入知覺行為控制變量,將理性行為理論發(fā)展成為新的行為理論研究模式,即計劃行為理論。后來,Stern[18]認(rèn)為情境(環(huán)境)是影響行為的重要變量,也是影響態(tài)度到行為的重要因素,行為是態(tài)度與他們所處環(huán)境背景的綜合產(chǎn)出，因此他提出態(tài)度—行為—情境理論,進(jìn)一步拓展了計劃行為理論。

基于拓展的計劃行為理論,本文建立了農(nóng)地景觀文化功能需求結(jié)構(gòu)模型(圖1)。該模型由態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、環(huán)境因素、需求意愿和需求行為6個變量構(gòu)成。其中,行為態(tài)度和主觀規(guī)范是影響行為意向的主要因素,知覺行為控制(即個體執(zhí)行該行為的能力和條件)影響行為的實施,情境(環(huán)境)影響態(tài)度,并對行為產(chǎn)生重要影響，因此提出以下假設(shè):假設(shè)H1——公眾對農(nóng)地景觀文化功能的態(tài)度正向影響他們對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿;假設(shè)H2——主觀規(guī)范正向影響農(nóng)地景觀文化的功能需求意愿;假設(shè)H3——農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿正向影響其需求行為;假設(shè)H4——知覺行為控制正向影響農(nóng)地景觀文化功能的需求行為;假設(shè)H5——環(huán)境因素正向影響農(nóng)地景觀文化功能的需求行為。

圖1　農(nóng)地景觀文化功能需求結(jié)構(gòu)模型

3　研究區(qū)域、樣本調(diào)查與描述性統(tǒng)計

3.1　研究區(qū)域

研究區(qū)域為武漢市郊區(qū)蔡甸區(qū),蔡甸區(qū)位于武漢西南部,處于長江、漢江交匯的三角地帶,形成全國唯一的“金十字”經(jīng)濟(jì)地理中心,轄12個街鄉(xiāng)鎮(zhèn)和一個省級經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)。其中,索河鎮(zhèn)為武漢市旅游名鎮(zhèn),以生態(tài)旅游業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位,鎮(zhèn)內(nèi)長河村和橫嶺村被列為湖北省2018年度美麗鄉(xiāng)村建設(shè)試點村;蔡甸街緊鄰經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū),屬工業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展良好的街道;侏儒街以農(nóng)業(yè)發(fā)展為主。為了更加合理地了解蔡甸區(qū)公眾對農(nóng)地多功能需求,尤其是農(nóng)地景觀文化功能的需求,本文選取有景觀文化、工業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為代表性的索河鎮(zhèn)、蔡甸街和侏儒街作為研究區(qū)域。

3.2　問卷設(shè)計與調(diào)查

我們于2017年12月開展了問卷試調(diào)查和正式調(diào)查,通過分層次隨機(jī)抽樣方法,發(fā)放問卷500份,收回有效問卷468份,回收率為93.6%;調(diào)查樣本分布均勻,蔡甸街、索河鎮(zhèn)、侏儒街分別為138份、174份、156份。問卷內(nèi)容總共包含7個部分,分別是人口統(tǒng)計變量、對待農(nóng)地景觀文化功能的態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、環(huán)境因素、需求意愿、需求行為。人口統(tǒng)計變量包含性別、年齡、職業(yè)、學(xué)歷和收入水平。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)設(shè)計,并根據(jù)農(nóng)地景觀文化功能的實際需求進(jìn)行調(diào)整,共設(shè)計了16個題項對景觀文化功能需求模型中的6個變量進(jìn)行度量。其中,態(tài)度包含題項主要為：“農(nóng)地能夠普及農(nóng)耕知識和農(nóng)業(yè)文化、農(nóng)地能夠提供田園景觀、農(nóng)地能夠供人們休閑娛樂”；主觀規(guī)范包含：“家人、周圍人認(rèn)同農(nóng)業(yè)文化知識的重要性”、“家人、周圍人贊同體驗休閑農(nóng)業(yè)”；知覺行為控制包含：“是否有能力獲取農(nóng)業(yè)休閑旅游信息”、“是否有足夠的經(jīng)濟(jì)實力體驗休閑農(nóng)業(yè)”；情境(環(huán)境)中包含：“到最近的鄉(xiāng)村旅游景點的距離”、“當(dāng)?shù)卣欠裼袀鞑マr(nóng)業(yè)知識和農(nóng)業(yè)文化的舉措”、“周圍的休閑體驗農(nóng)業(yè)能否滿足要求”；需求意愿包含：“是否意愿傳播農(nóng)業(yè)知識和農(nóng)業(yè)文化”、“是否愿意體驗休閑農(nóng)業(yè)”、“是否愿意通過田間活動學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)知識和農(nóng)業(yè)文化”；需求行為包含：“是否向他人傳授過農(nóng)業(yè)知識和農(nóng)業(yè)文化”、“是否體驗過休閑農(nóng)業(yè)”、“是否通過田間活動學(xué)習(xí)了解農(nóng)業(yè)知識和農(nóng)業(yè)文化”。

3.3　樣本的描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果表明,在本次調(diào)研的受訪者中,性別分布較平均;年齡主要分布在25—75歲之間;職業(yè)中三大產(chǎn)業(yè)各有涉及,農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)人員分配較合理;小學(xué)到高中之間的學(xué)歷居多;收入水平主要分布在1—5萬元之間。樣本符合正態(tài)分布,具有較好的代表性。

表1　樣本特征統(tǒng)計

本次調(diào)研發(fā)現(xiàn),超過58%的受訪人員對農(nóng)地具有景觀文化功能表示贊同,多數(shù)受訪人員喜歡在環(huán)境優(yōu)美、空氣清新的鄉(xiāng)村中生活。在調(diào)查受訪者對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿和需求行為中發(fā)現(xiàn),愿意傳播農(nóng)業(yè)知識和文化的受訪者達(dá)到50%,實際傳播過農(nóng)業(yè)知識和文化的只有14%;愿意體驗休閑農(nóng)業(yè)的受訪者達(dá)57%,只有11%的人體驗過;愿意到田間學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)文化知識的受訪者達(dá)48%,實際每年平均只有7%的人參與學(xué)習(xí)。從調(diào)查結(jié)果可見,對農(nóng)地景觀文化功能有需求意愿的受訪者為50%左右,有實際需求行為的受訪者僅為10%左右,公眾對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿和需求行為之間的差異較大。

表2　變量定義與描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

4　數(shù)據(jù)模型分析

4.1　數(shù)據(jù)的信度與效度檢驗

信度和效度檢驗是對調(diào)查數(shù)據(jù)可靠性和觀測變量正確性的衡量,本文主要利用Spss17.0軟件,對數(shù)據(jù)的克朗巴哈系數(shù)、KMO值和Bartlett′s球形檢驗,結(jié)果見表3。從表3可見，調(diào)查數(shù)據(jù)具有較好的信度和結(jié)構(gòu)效度。

表3　量表信度與效度分析

4.2　擬合度檢驗

本文利用Amos21.0軟件,采用絕對擬合指標(biāo)、增值擬合指標(biāo)和精簡擬合指標(biāo)衡量擬合度[19],絕對擬合指標(biāo)選取卡方自由度比值(CMIN/DF)、漸進(jìn)殘差均方和平方根(RMSEA),增值擬合指標(biāo)選取規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)(NFI)、相對適配指數(shù)(RFI)、增值適配指數(shù)(IFI)、比較適配指數(shù)(CFI)、非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)(TLI),精簡擬合指標(biāo)選取簡約調(diào)整后的規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)(PNFI)、簡約適配度指數(shù)(PCFI),具體的指標(biāo)擬合結(jié)果見表4。從表4可見，各項擬合指標(biāo)均滿足條件,說明構(gòu)建的農(nóng)地景觀功能需求模型擬合效果較好,通過了模型的穩(wěn)健性檢驗。

表4　擬合優(yōu)度評價指標(biāo)及擬合結(jié)果

4.3　農(nóng)地景觀文化功能需求結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)構(gòu)方程是基于變量的協(xié)方差矩陣來分析變量之間因果關(guān)系的一種多元統(tǒng)計分析方法,包括測量模型與結(jié)構(gòu)模型。矩陣方程式為:

X=Λxξ+δ

(1)

Y=Λyη+ε

(2)

式(1)、式(2)是測量方程式,用來界定觀測變量與潛變量之間的關(guān)系。式中,x為外生觀測變量向量;y為內(nèi)生觀測變量向量;ξ為外生潛變量向量;η為內(nèi)生潛變量向量;Λx為外生觀測變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣;δ為外生變量的誤差變量;Λy為內(nèi)生觀測變量在內(nèi)生潛變量上的因子載荷矩陣;ε為內(nèi)生變量的誤差向量。

η=βη+Γξ+ζ

(3)

式(3)為結(jié)構(gòu)方程式,主要用來界定潛變量之間的關(guān)系。式中,β和Γ是路徑系數(shù);β為內(nèi)生潛變量的系數(shù)矩陣;Γ為外生潛變量的系數(shù)矩陣;ζ為結(jié)構(gòu)方程的誤差項。

本文運用Amos21.0軟件對農(nóng)地景觀文化功能需求影響因素進(jìn)行了分析,最終得到結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖(圖2)和模型檢驗結(jié)果(表5)。從表5可見,所有變量均通過了顯著性檢驗。從圖2可見,公眾態(tài)度和主觀規(guī)范等變量對農(nóng)地景觀文化功能需求意愿有顯著性影響,作用路徑系數(shù)分別為0.23和0.52,其中主觀規(guī)范對農(nóng)地景觀功能需求意愿作用程度更明顯。知覺行為控制和環(huán)境因素等變量對公眾的農(nóng)地景觀文化功能需求行為具有顯著影響,路徑系數(shù)分別為0.12和0.37。同時,公眾對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿對需求行為也產(chǎn)生了正向影響,通過了5%的顯著性檢驗,假設(shè)H1—H5均得到了驗證。

圖2　結(jié)構(gòu)方程模型及標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)

表5　模型路徑系數(shù)與檢驗結(jié)果

本文進(jìn)一步從觀測變量角度分析公眾對農(nóng)地景觀文化功能的態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制和環(huán)境因素對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿和需求行為的影響。公眾對“農(nóng)地能夠提供田園景觀”、“農(nóng)地能夠供人們休閑娛樂、游憩放松”,“農(nóng)地能夠普及農(nóng)耕知識、農(nóng)業(yè)文化”這些功能的態(tài)度對公眾享受農(nóng)地景觀文化功能的意愿均有正向影響。其中,對“農(nóng)地能夠提供田園景觀”,“普及農(nóng)耕知識”的態(tài)度對促進(jìn)需求意愿更強(qiáng)?！凹胰?、周圍人對體驗休閑農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)文化知識的重要性的態(tài)度”對個人享受農(nóng)地景觀文化功能的意愿有積極影響。公眾對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿對其需求行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.084,通過了5%的檢驗,驗證了需求意愿對需求行為有一定的促進(jìn)作用。知覺行為控制變量中“獲取休閑農(nóng)業(yè)旅游信息的能力”和“體驗休閑農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)實力”對公眾實際的農(nóng)地景觀文化功能需求行為有顯著的正向影響。由此可見,公眾自身的經(jīng)濟(jì)能力和條件對實現(xiàn)農(nóng)地景觀文化功能需求起到重要的作用。通過分析環(huán)境因素對農(nóng)地景觀文化功能需求發(fā)現(xiàn),“政府對農(nóng)業(yè)文化知識的傳播”和“周圍休閑體驗農(nóng)業(yè)的建設(shè)滿意度”更能影響公眾對農(nóng)地景觀文化的需求行為。

5　結(jié)論與討論

本文以拓展的計劃行為理論為基礎(chǔ),利用武漢市郊區(qū)蔡甸區(qū)三個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的調(diào)研數(shù)據(jù),分析了公眾對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿和需求行為,研究結(jié)論為:①58%的受訪者贊同農(nóng)地具有景觀文化功能,50%的受訪者對農(nóng)地景觀文化功能有需求意愿,10%的受訪者有實際需求行為。②公眾對農(nóng)地景觀文化功能的態(tài)度、主觀規(guī)范對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿有促進(jìn)作用,且主觀規(guī)范對需求意愿的引導(dǎo)性更強(qiáng)。因此,為了提高公眾對農(nóng)地景觀文化功能的需求意愿,首先要讓公眾了解和熟悉農(nóng)地景觀文化功能,從而提高他們的需求行為。③知覺行為控制對農(nóng)地景觀文化功能需求行為的作用強(qiáng)度取決于公眾是否有足夠的能力和經(jīng)濟(jì)實力,這說明人們只有滿足了基本生理需求才會追求精神需求,享受農(nóng)地的景觀文化功能服務(wù)。④環(huán)境因素對農(nóng)地景觀文化功能需求行為的影響主要體現(xiàn)在兩方面,一是農(nóng)地景觀文化功能建設(shè)能否滿足公眾的需求,二是政府等相關(guān)部門對農(nóng)地景觀文化知識的宣傳是否到位。

通過上述研究可獲得以下啟示:①政府等相關(guān)部門應(yīng)做好農(nóng)地景觀、農(nóng)地文化、農(nóng)業(yè)知識宣傳,提高公眾對農(nóng)地功能性認(rèn)知度,強(qiáng)化農(nóng)地景觀文化功能需求意愿。②增加公眾的收入來源,保障生活水平質(zhì)量的提高,提高精神需求。③拓展農(nóng)業(yè)多功能,強(qiáng)化農(nóng)地景觀文化功能建設(shè),推進(jìn)農(nóng)業(yè)與休閑旅游,教育文化等深度融合,促進(jìn)觀光農(nóng)業(yè)、體驗農(nóng)業(yè)、創(chuàng)意農(nóng)業(yè)等新產(chǎn)業(yè)和新業(yè)態(tài)的發(fā)展。