帕麗扎·吐爾遜巴依 菊春燕

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052)

引言

“庭院經(jīng)濟(jì)”是指以自家院子和周邊為基礎(chǔ)，以家庭為生產(chǎn)、經(jīng)營單位，向自己和社會供應(yīng)農(nóng)特產(chǎn)品和相關(guān)服務(wù)的經(jīng)濟(jì)形[4]。持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)能夠最大限度地利用和開發(fā)農(nóng)村土地資源和農(nóng)村勞動力資源，充分利用農(nóng)村閑置資源、閑置空間、剩余勞動力獲得額外經(jīng)濟(jì)收益，解決農(nóng)民就業(yè)問題，便于農(nóng)民尋找脫貧致富的最佳途徑[2]。一個完善的庭院經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)就是一個良好的生態(tài)系統(tǒng)，對于保護(hù)和優(yōu)化農(nóng)村生態(tài)環(huán)境具有重要意義，可加快美麗鄉(xiāng)村建設(shè)進(jìn)程。同時(shí)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)可有效避免農(nóng)村青壯年勞動力外流，增加農(nóng)民收入，有效解決老人養(yǎng)老問題和子女教育問題，提高農(nóng)民生活的幸福感和滿足感。發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)不僅可促進(jìn)農(nóng)民增收，還有利于改造和整合村莊閑置空間，加快美麗鄉(xiāng)村和美麗庭院建設(shè)，促進(jìn)鄉(xiāng)村早日實(shí)現(xiàn)振興[7，8]。

本文選擇了新疆伊寧縣5個村205份調(diào)查問卷取得的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，構(gòu)建SEM結(jié)構(gòu)方程模型，分析農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)的影響因素及相互關(guān)系。通過探究行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、政府扶持力度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿的影響，以期進(jìn)一步為農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)提出更有針對性的意見。

1 研究假設(shè)和模型構(gòu)建

1.1 研究假設(shè)

根據(jù)計(jì)劃行為理論，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制共同決定個人的行為意向，這3個因素對個體行為意向起著顯著的正向作用[1，3]。舒爾茨在《農(nóng)民行為理論》中認(rèn)為，農(nóng)民作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，傾向于追求利益最大化[5，6]。在計(jì)劃行為理論及農(nóng)戶行為理論的基礎(chǔ)上，引入外部環(huán)境因素，包括政府扶持力度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)特征作為潛變量[2]。就農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)的影響因素提出假設(shè)。H1：農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿與行為態(tài)度呈正相關(guān)關(guān)系。H2：農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿與主觀規(guī)范呈正相關(guān)關(guān)系。H3：農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿與知覺行為控制呈正相關(guān)關(guān)系。H4：農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿與政府扶持力度影響呈正相關(guān)關(guān)系。H5：農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)影響呈正相關(guān)關(guān)系。

1.2 模型構(gòu)建

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Model)通過路徑分析和驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)變量之間的相互因果關(guān)系。SEM沒有給出建立理論模型的一般形式，需要研究者根據(jù)研究的實(shí)際問題進(jìn)行理論模型建立與驗(yàn)證假設(shè)[10]。本文根據(jù)研究農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿的影響因素和相關(guān)學(xué)者的研究，選取了5個潛在指標(biāo)和24個可觀測指標(biāo)。潛在指標(biāo)分別為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、政府扶持力度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)?？捎^測指標(biāo)則為上述每個潛在指標(biāo)下的問題題項(xiàng)。具體模型構(gòu)建如下。

結(jié)構(gòu)模型：

η=γξ+βη+ζ

式中，η表示內(nèi)生潛在變量；ξ表示外生潛在變量；β表示內(nèi)生潛在變量之間的關(guān)系；γ表示外生潛在變量對內(nèi)生潛在變量間的關(guān)系；ζ表示殘差項(xiàng)。

測量模型：

X=Λxξ+δ，Y=Λyη+ε

式中，X表示外生觀測變量；Y表示內(nèi)生觀測變量；Λx、Λy分別表示觀測變量與其觀測潛變的因子荷載系數(shù)矩陣；δ、ε表示殘差矩陣。

2 數(shù)據(jù)說明與樣本特征

2.1 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)收集時(shí)間為2022年5—8月，選擇了伊寧縣5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)5個村進(jìn)行調(diào)研，通過訪談和問卷方式對205戶農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿進(jìn)行調(diào)查。問卷調(diào)查內(nèi)容包括2部分，農(nóng)戶的基本情況，包括農(nóng)戶性別、年齡、文化程度、勞動力人口和庭院面積規(guī)模；基于計(jì)劃行為理論設(shè)計(jì)的變量問題，包括行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范、政府扶持力度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)特征。測量采用李克特五級量表法，1為非常不同意，2為不同意，3為一般，4為同意，5為非常同意[9]。潛變量和觀測變量見表1。

表1 變量選擇

2.2 農(nóng)戶基本特征

樣本農(nóng)戶的基本特征見表2。被調(diào)查的樣本農(nóng)戶以男性為主，占比71.7%。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的決策行為多為男性，所以調(diào)查對象以男性為主。被訪者年齡偏大，主要集中在51歲以上，占51.2%，其次是41～50歲，占比27.3%。農(nóng)戶的受教育程度偏低，主要集中在初中，占比52.2%，其次是小學(xué)及以下，占36.1%。勞動力人口數(shù)主要是2人，占比52.2%，其次3人，占比3人占比23.4%。家庭庭院面積方面，該區(qū)域庭院面積主要在200～1000m2，說明樣本區(qū)域庭院可利用面積大，符合發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)。

表2 農(nóng)戶基本特征

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 信度和效度分析

本文采用AMOS 22.0和SPSS 22.0軟件對問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行運(yùn)算。從表3可以得到本研究中參與意愿、行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范、政府扶持力度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的克隆巴赫Alpha分別為0.830、0.915、0.912、0.876、0.891、0.883都大于0.8，說明問卷各個變量都具有很好的信度。

表4 KMO和Bartlett的檢驗(yàn)

對資料進(jìn)行因子分析，結(jié)果表明，KMO值為0.892，大于0.6，符合因素分析的條件，表明該資料可供因子分析。并用Bartlett球形度檢驗(yàn)(p<0.05)表明，本研究資料可用于因子分析。

表5通過對因子抽取和因子抽取信息量的分析，發(fā)現(xiàn)在因子分析中，共抽取到6個因子，其特征根都大于1，這6個因子的旋轉(zhuǎn)后，其方差解釋率為15.800%、15.740%、12.800%、12.642%、10.532%、8.834%，旋轉(zhuǎn)后累積方差解釋率為76.348%。

表5 總方差解釋

如表6所示，利用最大方差旋轉(zhuǎn)方法(varimax)分析了各因素與所研究項(xiàng)目之間的關(guān)系。表6顯示了因子提取的數(shù)據(jù)，以及因子與研究項(xiàng)目之間的對應(yīng)關(guān)系，從表6可以看出，在保證因子能夠抽取到大部分的信息后，再分析各因素之間的對應(yīng)關(guān)系(當(dāng)因子負(fù)載系數(shù)達(dá)到0.5以上時(shí)，就表示這2個因素之間的對應(yīng)關(guān)系)。

表6 旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣

3.2 驗(yàn)證性因子分析

從表7可知，CMIN/DF為1.287，NFI、TLI、IFI、CFI均達(dá)到0.9以上的標(biāo)準(zhǔn)，GFI、AGFI大于0.85，RMSEA為0.037小于0.08，SRMR為0.047小于0.05，大部分的擬合指標(biāo)均符合一般SEM研究的標(biāo)準(zhǔn)，因此可以認(rèn)為這個模型有不錯的配適度。

表7 驗(yàn)證性因子分析模型擬合度

由表8可知，所有題目的規(guī)范化因子負(fù)載都超過0.5，剩余值都是正數(shù)并且有顯著性，可見不違反估算。所有的參數(shù)CR都超過0.7，AVE均值超過0.5，都符合收斂性的要求，配適度也在可以被允許的區(qū)間內(nèi)，所以將所有的問題都保留在后面進(jìn)行分析。

表8 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

續(xù)表 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果

3.3 區(qū)分效度

樣本區(qū)分效度如表9所示，各潛變量之間的相關(guān)系數(shù)顯著，區(qū)分效度分析是為了檢驗(yàn)2個構(gòu)面間的關(guān)系是否存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的差別，本文采用了不同的效度，采用斜向三角形作為相關(guān)系數(shù)。在參與意愿和行為態(tài)度、知覺行為控制、主觀規(guī)范、政府支持、基礎(chǔ)設(shè)施等5個指標(biāo)中，所有指標(biāo)都表現(xiàn)出了明顯的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)分別為0.520、0.487、0.363、0.394、0.446。

表9 相關(guān)分析和區(qū)分效度

3.4 結(jié)構(gòu)方程模型驗(yàn)證

本文選用AMOS工具軟件對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)進(jìn)行路徑檢驗(yàn)和擬合度檢驗(yàn)。

圖1 路徑檢驗(yàn)

由表10可知，CMIN/DF為1.287，NFI、TLI、IFI、CFI均達(dá)到0.9以上的標(biāo)準(zhǔn)，GFI、AGFI大于0.85，RMSEA為0.037小于0.08，SRMR為0.047小于0.05，大部分的擬合指標(biāo)均符合一般SEM研究的標(biāo)準(zhǔn)，因此可以認(rèn)為這個模型有良好的配適度。

表10 結(jié)構(gòu)方程模型擬合度

由表11可知，綜合路徑系數(shù)從大到小為行為態(tài)度(0.283)>知覺行為控制(0.189)>基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(0.187)>政府扶持力度(0.134)>主觀規(guī)范(0.057)。

表11 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)表

4 討論

本研究以新疆伊寧縣205個開展庭院經(jīng)濟(jì)農(nóng)戶為例，分析農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿的影響因素，并基于結(jié)構(gòu)方程對其作用機(jī)制展開了實(shí)證研究。從假說實(shí)證整體來看，行為態(tài)度與農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿具有明顯的正相關(guān)關(guān)系且影響效應(yīng)最大(β=0.341，P<0.001，路徑系數(shù)=0.283)。表明農(nóng)戶開展庭院經(jīng)濟(jì)過程中感受到經(jīng)濟(jì)收益和生態(tài)效益回更加直接的影響農(nóng)戶的生產(chǎn)意愿及行為。若發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)可以獲得比較好的收入，可以提升經(jīng)營管理能力，改善人居環(huán)境，提升生活質(zhì)量，促進(jìn)鄰里關(guān)系，則農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)的意愿程度越強(qiáng)。

知覺行為控制對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿具有有明顯的積極作用(β=0.212，P<0.01，路徑系數(shù)=0.283，路徑系數(shù)=0.189)。表明農(nóng)戶自身具備發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)的興趣、開展庭院經(jīng)濟(jì)規(guī)模、專業(yè)知識和技能、足夠的資金及家庭勞動力對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)有正向影響。

主觀規(guī)范不會對農(nóng)戶的庭院經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生積極的作用(β=0.055，P>0.05)，且對持續(xù)發(fā)展意愿影響最小(路徑系數(shù)=0.057)，沒有通過此研究的假設(shè)性檢驗(yàn)。表明對于已經(jīng)開展庭院經(jīng)濟(jì)的農(nóng)戶來說，家人、親戚朋友及周邊鄰居的鼓勵，以及村干部和政府的鼓勵參與庭院經(jīng)濟(jì)建設(shè)對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿沒有直接影響。

政府支持程度對農(nóng)戶的庭院經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的作用(β=0.162，P<0.05，0.134)。表明當(dāng)?shù)卣谕ピ航?jīng)濟(jì)建設(shè)方面開展技能培訓(xùn)、政策補(bǔ)貼、宣傳推廣方面的支持力度的大小會直接影響農(nóng)戶的持續(xù)發(fā)展意愿，政府支持程度越大，農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿越強(qiáng)。

地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿有顯著的正向影響(β=0.236，P<0.01，路徑系數(shù)=0.134)，表明當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)技術(shù)人才隊(duì)伍建設(shè)完善程度，農(nóng)業(yè)服務(wù)站點(diǎn)在農(nóng)副產(chǎn)品消防方面的幫助程度，當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)貸款審批容易程度，當(dāng)?shù)氐慕煌ū憷碍h(huán)境良好程度會直接影響農(nóng)民持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)的意愿。

5 研究結(jié)論與建議

本研究證實(shí)了行為態(tài)度與農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿具有明顯的正相關(guān)關(guān)系及影響程度最大；知覺行為控制對農(nóng)戶持續(xù)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)意愿具有明顯的積極作用；主觀規(guī)范不會對農(nóng)戶的庭院經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生積極的作用；政府的支持程度對農(nóng)戶的庭院經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的作用；地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民的庭院經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了積極的作用。

基于以上結(jié)論，提出政策建議：加大政策扶持力度，庭院經(jīng)濟(jì)是一項(xiàng)綜合經(jīng)濟(jì)，對確保庭院經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展至關(guān)重要，要認(rèn)真貫徹執(zhí)行縣、鄉(xiāng)各級政府對扶持庭院經(jīng)濟(jì)發(fā)展出臺的各種優(yōu)惠政策，創(chuàng)造和促進(jìn)發(fā)展庭院經(jīng)濟(jì)的氛圍；加強(qiáng)資金支持力度，各級財(cái)政銜接推進(jìn)鄉(xiāng)村振興補(bǔ)助資金、財(cái)政涉農(nóng)統(tǒng)籌資金，采取獎補(bǔ)、貸款貼息、購買服務(wù)等方式對庭院經(jīng)濟(jì)給予支持，對脫貧戶和監(jiān)測戶給予獎補(bǔ)，動員社會資本投入庭院經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)庭院經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展；加大科技宣傳，加強(qiáng)對廣大農(nóng)戶的科技培訓(xùn)，大力開展庭院經(jīng)濟(jì)種植、養(yǎng)殖，農(nóng)作物秸稈加工轉(zhuǎn)化，休閑農(nóng)業(yè)等技術(shù)推廣，并組織各類專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)班，以提升庭院經(jīng)濟(jì)建設(shè)和經(jīng)營管理水平。