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，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)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2020 年禽肉產(chǎn)量2 361 萬t，僅次于豬肉產(chǎn)量4 113 萬t，同比去年增長5.5%；禽蛋產(chǎn)量為3 468 萬t，相比2019 年增長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)過程中排放的各類氣體成為農(nóng)村環(huán)境污染的主要來源，對環(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，通過大氣、水源、土壤等形式滲透傳播，對周圍水源、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)還能推動傳統(tǒng)畜牧產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，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)殖戶對生態(tài)養(yǎng)殖行為的認(rèn)可程度與接受程度，對于推動畜禽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，推動畜禽產(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

近年來對于不同主體行為與意愿悖離的研究越來越多，且主要集中在行為主體產(chǎn)品消費(fèi)層次，但是對于農(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）等方法來對感知行為控制（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行為具有預(yù)測作用，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，通過有無意愿與有無行為交叉組隊(duì)，分成正一致事件（有意愿有行為）、悖離事件（有意愿無行為）、負(fù)一致事件（無意愿無行為），由于其中無意愿有行為事件發(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)殖會感到內(nèi)疚，能表現(xiàn)出養(yǎng)殖戶對生態(tài)養(yǎng)殖行為的喜愛程度。對生態(tài)養(yǎng)殖行為的喜愛程度越高，可能增強(qiáng)意愿對行為的預(yù)測能力，推動養(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)所感知到的社會壓力，能夠反映出重要的個(gè)人或團(tuán)體對主體進(jìn)行行為活動決策時(shí)的影響［18］。周圍重要的人，特別是親戚、同行等對于養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖行為活動可能具備影響，這可能是出于從眾心理，如果周邊對于養(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對行為主體進(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，將會影響?zhàn)B殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖投入的多少，有無合適的場地進(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，將會提升正一致事件發(fā)生概率；資金短缺、技術(shù)不足等問題可能是制約養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的重要因素，如果這些問題能夠解決，養(yǎng)殖戶進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的積極性將會提高；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)，食品安全問題受到社會各界廣泛關(guān)注，社會道德輿論壓迫可能會推動養(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、過去習(xí)慣、可獲得性、社會道德要求4 個(gè)變量。各變量含義見表1。

2 數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建與描述性分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

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 月對江西省各地家禽養(yǎng)殖戶進(jìn)行問卷調(diào)查所獲得。問卷依托于家禽生態(tài)養(yǎng)殖行為與意愿，結(jié)合計(jì)劃行為理論相關(guān)問題進(jìn)行設(shè)計(jì)，共發(fā)放問卷527 份，剔除無效以及不符合要求問卷后，共回收有效問卷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 萬羽；全省禽肉共生產(chǎn)84.5 萬t，禽蛋61.2 萬t，分別比2015年增長40.6%與37.2%，全省家禽產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值更是達(dá)330 億元［20］。江西省在全國家禽產(chǎn)業(yè)中具有重要地位，選擇江西省作為樣本來源具有代表性。

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（有意愿無行為）、負(fù)一致（無行為無意愿），分別賦值0、1、2，其中無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，說明樣本第二事件即意愿與行為悖離發(fā)生的概率偏高，說明家禽生態(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，會對生態(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 通過相關(guān)性分析可以發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)代改變，人們對身體健康與環(huán)境保護(hù)越來越重視，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，如果只簡單通過相關(guān)性分析，難以最終確定偏差程度，所以本研究通過單因素方差分析以及t檢驗(yàn)，對江西省家禽養(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、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行為具備預(yù)測能力，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)問題。通過單因素方差分析與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，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，便利性與過去習(xí)慣對養(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買與制作環(huán)節(jié)，容易在經(jīng)濟(jì)利益、便利性以及過去習(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)殖會感覺心情舒暢的話，那么會提升生態(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)親朋好友都對養(yǎng)殖戶有潛移默化的影響，如果傳統(tǒng)養(yǎng)殖會使生態(tài)環(huán)境以及食品安全有威脅，從側(cè)面推動養(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)殖方式會對消費(fèi)者帶來不利影響，那么會提升自己進(jìn)行生態(tài)養(yǎng)殖的意愿與行為正一致概率，同時(shí)會降低負(fù)一致概率。市場監(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)樵谑袌霰O(jiān)管壓力下，養(yǎng)殖戶傳統(tǒng)養(yǎng)殖中可能對周邊環(huán)境以及人體健康有影響的行為將會減少，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，將會提升養(yǎng)殖戶對于生態(tài)養(yǎng)殖的積極性，并且在實(shí)施過程中更加順暢，就會提升正一致發(fā)生概率與降低負(fù)一致發(fā)生概率。過去習(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，那么自然會在未來養(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)

本研究通過采用無序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)生的概率會降低；在精力投入方面，養(yǎng)殖戶認(rèn)為生態(tài)養(yǎng)殖會增加精力投入的認(rèn)同程度越高，其意愿與行為正一致事件發(fā)生的概率會降低，悖離事件發(fā)生的概率將會提升。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)者以及市場監(jiān)管影響都會提高養(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)殖對消費(fèi)者會造成傷害的認(rèn)可程度越高，其負(fù)一致事件發(fā)生概率會降低。第五，情境因素維度上，在過去習(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)生概率會提高，負(fù)一致事件發(fā)生概率會降低；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)生概率會提高，悖離事件與負(fù)一致事件發(fā)生概率會降低。

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，推動畜禽產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，發(fā)展綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)，助力鄉(xiāng)村振興，應(yīng)該推動農(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，推動家禽養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)健康快速發(fā)展?；谏鲜鼋Y(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)生動力。二是強(qiáng)化政策正向激勵，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、市場監(jiān)督與法制監(jiān)督相結(jié)合。對于違規(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。