The Pro-environment Behavior of Family Farms from the Perspective of Resource Endowment and Psychological Expectation: A Case Study of Zhoukou, Henan Province
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摘要: 家庭农场是农村土地规模化经营探索的载体，有力推动着农村经济发展和农业现代化进程。在分析河南周口市家庭农场经营现状的基础上，基于资源禀赋和心理预期视角展开调研，利用有序Logit回归模型实证家庭农场亲环境行为的影响因素。结果显示：资源禀赋方面，土地生产规模、农场主受教育水平、管理理念产生显著正向影响；行业交流与合作、农场主专业技能培训、农业经营管理经验产生显著负向影响。心理预期方面，销售情况预期、比较利益预期、社会环境预期均产生显著正向影响；同时政策支持也产生显著正向影响。提出优化政府补贴结构、加强亲环境行为监管力度、提倡适度规模经营、提高农业工作者的专业水平、营造良好亲环境氛围等针对性政策建议。Abstract: Family farm is the carrier of large-scale management of rural land exploration, and strongly promotes rural economic development and agricultural modernization. Based on the analysis of the current situation of family farms in Zhoukou City, Henan Province, this paper conducts a survey from the perspective of resource endowment and psychological expectation, and uses the ordered Logit regression model to demonstrate the influencing factors of family farms’ pro-environment behavior. The results show that in terms of resource endowment, land production scale, education level of farmers and employee management concept have a significant positive impact. Industry exchanges and cooperation, farmers’ professional skills training, and agricultural management experience have a significant negative impact; In terms of psychological expectation, sales expectation, comparative benefit expectation and social environment expectation have a significant positive impact; Meanwhile, the political system also has a significant positive effect. It puts forward some targeted policy suggestions, such as optimizing the government subsidy structure, strengthening the supervision of pro-environment behavior, advocating moderate scale operation, improving the professional level of agricultural workers, and creating a good pro-environment atmosphere.
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绿水青山即是金山银山，农业发展不仅要实现农产品高产、高质，还要兼顾对生态环境的保护，体现“三位一体”环保理念。改革开放以来，我国农业发展取得巨大进步，用全球9%左右的耕地面积养活了全球近20%的人口。与此同时，农业发展面临着生产模式低效，耕地面积减少，土地营养物质流失，污染问题严重等问题。作为农耕文明的起源地与繁荣之所，近年来河南省农业绿色发展水平不断提升，截至2021年，农田灌溉水有效利用系数达到0.617；化肥和农药使用量实现连续4年负增长；畜禽粪污综合利用率达到80%；秸秆综合利用率达到90%，均高于全国平均水平；农产品质量安全监测合格率保持在97%以上。省内农业适度规模经营迅速发展，流转、托管耕地面积占比达到69.3%，农民专业合作社、家庭农场、农业社会化服务组织等新型农业经营主体，作为现代农业发展的重要力量，既是农产品的生产经营者，在稳产保供方面发挥天然的带动作用，又是绿色农业技术创新的实施者和推动者，与资源环境密切相关。其中家庭农场资源禀赋、经营模式等有别于分散小农户和龙头企业，农场经营者的经营理念、心理变化和传统农业生产者也千差万别，研究家庭农场亲环境行为的影响因素，通过制定合理政策推进其亲环境行为，对进一步实现绿色农业和农村环境治理具有重要意义。
一、 研究综述
国内研究家庭农场和亲环境行为的文献比较丰富，主要集中在以下四个方面。（1）家庭农场经营的重要性。黄宗智认为中国近年来已经蓬勃发展的家庭农场才是农业经营主体的正确发展道路[1]。吴存玉等认为与公司性农场相比，依靠当地条件和关系网生存的中型家庭农场，主要依靠家庭成员及各种生产要素的高效配置，表现出很强的竞争力[2]；（2）家庭农场的生产经营效率。李绍亭等发现规模效率相对偏高、纯技术效率低下是目前家庭农场生产经营面临的主要问题[3]。张朝华等指出家庭农场的经营效率往往与其类型有关，大多数以粮食生产和养殖为主的家庭农场内部效率往往都高于整体效率，而以种植蔬菜和水果为主的家庭农场的整体效率却比内部效率要高[4]。（3）农户亲环境行为的影响因素。杨奎臣等认为农户是否选择采取亲环境行为，与主观幸福感、社会公平感及外在的社会环境有关[5]。黄炜虹等研究发现农村公共服务和环境政策执行情况对农户环境意识到环境友好行为之间发挥了显著的调节作用[6]。（4）农业亲环境行为的价值与实现路径。郭利京等提出为了确保农业可持续发展，需要循环利用牲畜、家禽粪便，根据使用标准投入农药化肥等化学品，普及环保农业生产模式，最终生产出健康高质的农产品[7]。
国外学者重视家庭农场可持续发展目标的实现，研究主要有以下几个方面：（1）家庭农场生产经营状况。Dogliotti等考察了乌拉圭南部的14个家庭农场，发现发展的主要问题是土壤质量下降和劳动生产率降低导致的收入降低和工作量加大，究其原因是农民为了扩大收益，过度种植和使用大量农药[8]；Giagnocavo关注西班牙东南部小型家庭农场，发现其经济活动方式主要是商业合作，并探讨其在考虑社会经济和生态目标的情况下选择合作模式的理由[9]；（2）家庭农场发展趋势。Conway等分析代际传承家庭农场老一辈转移所有权的心理影响因素 [10]；Baccar等发现每个家庭农场都会根据自己的土地资源，劳动力、资本在特定时刻做出个体选择，特别是在生产活动的多样化或专业化方面，拓展自己的发展道路[11]。（3）家庭农场亲环境行为研究。Jane等基于社会心理学理论深度访谈英国60家农户，提出个人基本情况、环境行为、环境态度等几个方面的影响因素[12]。Katherine等认为社会规范是支持亲环境行为的决定性因素[13]。Mark等使用STEEP将不同要素组合在同一个理论框架中，探讨如何将亲环境行为制度化，使社会规范发生变化[14]。
国内学者主要研究家庭农场存在的理由和发展效率，国外学者主要研究家庭农场的可持续发展问题。从家庭农场这一经营主体出发研究亲环境行为现状的文章并不多见。家庭农场与传统的小农户相比，资源禀赋优势相对突出，农场经营者作为理性经济人，在生产过程中会综合考虑要素价格、销售渠道、政策环境等多方面因素，进而选择合理的农产品生产方式。因此，本文引入资源禀赋理论、预期理论，阐释家庭农场亲环境行为的影响机理，以期对推动家庭农场亲环境行为起到一定指导作用。
二、 周口市家庭农场及其亲环境行为发展现状
（一） 周口市家庭农场发展概况
河南省周口市家庭农场有三种主要类型：种植型、养殖型和种养结合型，占比最大的是种植型，其次是养殖型，规模最小、数量最少的是种养结合型。发展过程中呈现出以下特征：
1. 创办方式多样化
主要生成路径包括四种：农民通过种植或养殖扩大经营规模而形成家庭农场；农业企业通过关联性产业延伸发展家庭农场；城镇居民通过亲友关系到农村流转土地兴办家庭农场；返乡农民工将家庭经营扩大为家庭农场。
2. 数量不断增加、规模持续扩大
截至2020年，周口市录入规模农业经营户及家庭农场达18970家，其中，省级示范家庭农场35家，市级示范家庭农场193家，县级示范家庭农场401家。土地流转面积21.9万hm2，发展势头良好。
3. 生产经营逐步现代化
（1）经营模式现代化。积极引入资金、技术、管理模式等外部资源，并通过三产融合逐步发展休闲农业等多种业态。（2）生产技术现代化。家庭农场积极尝试和推广新技术、新品种、新模式，借助现代科技将新型生产技术和传统农业生产方式相结合。（3）生产关系现代化。家庭农场带动了农村土地流转，极大促进了农业适度规模经营，同时积极与当地农户和农村合作社进行合作，改变了农村以往的生产关系。（4）销售方式现代化。通过“互联网+农业”扩大销售渠道和范围，以信息化助推农场销售现代化。
（二） 周口市家庭农场亲环境行为现状
截至2020年，周口市农用化肥施用折纯量为86.36万t、农用塑料薄膜使用量为1.99万t、农药施用实物量为1.87万t、均处于增加态势，与省内整体水平相比有一定差距；而农用柴油使用量为15.45万t，处于不断减少状态。为提高耕地肥力，全市持续推广土壤肥料技术，广泛使用集成秸秆还田、增施有机肥，强化轮作倒茬、治理修复，形成贯穿整个生产周期的耕地质量保护模式。在化肥减量增效技术推广上，全市小麦测土配方施肥覆盖率达到90%，同时坚持农机、农艺相结合，大力推广机械深施、水肥一体化、叶面喷肥等。畜禽养殖废弃物资源化利用稳步推进，全市规模畜禽养殖场粪污处理设施配套率超额完成省下达的目标任务。
三、 周口市家庭农场亲环境行为影响因素实证分析
（一） 数据来源
采用线上线下相结合的方式对河南省周口市家庭农场亲环境行为进行调研，获取第一手调研资料，调研区域为周口市下辖各个县区，家庭农场基本信息（农场位置、注册农场主联系方式等）来源于周口市农业农村局，调研主体可靠。受访对象以家庭农场主为主，其次是农场工作人员。共发放213份调查问卷，其中有效问卷203份。
（二） 研究变量设计及模型选择
1. 研究变量设计
从资源禀赋和心理预期两个视角来研究影响家庭农场亲环境行为的因素。资源禀赋方面，结合资源禀赋理论和周口市家庭农场基本情况设计自变量，分别是农场主受教育水平、土地生产规模、农场主专业技能培训、农业经营管理经验、行业交流与合作、管理理念；心理预期方面，家庭农场经营者作为理性经济人，却非完全理性，在信息不对称与外界环境干扰下，容易受情感支配做出非理性选择，结合预期理论和周口市家庭农场经营者心理活动设计自变量，分别是社会环境预期、比较利益预期和销售情况预期；控制变量选择政策支持这一外部因素，指政府为鼓励和支持某一产业或企业发展，直接或间接给予的支持措施。政府补贴有助于降低经营主体成本和风险，引导和激励其增加亲环境行为费用支出，因此将其作为政策支持的主要解释指标。结合周口市家庭农场采纳亲环境行为实际情况，将因变量设计为“是否使用有机肥或生物农药；是否使用绿色生产技术；是否对生产废料循环利用”。具体研究变量如表1所示。
表 1 研究变量设计变量 变量定义及赋值 因变量 亲环境行为 是否使用有机肥、生物农药是否使用绿色生产技术是否对生产废料循环利用
采取 0项=0；1项=1；2项=2；3项=3自变量
资源禀赋农场主受教育水平 1=小学及以下；2=初中；3=高中或中专；4=大专；5=本科及以上 土地生产规模 1=<6.67 hm2；2=≥6.67～<20 hm2；3=≥20～<33.33 hm2；4=≥33.33～<66.67 hm2；5=66.67 hm2 农场主专业技能培训 1=从未；2=偶尔；3=一般；4=较多；5=频繁 农业经营管理经验 1=没经验；2=<1年；3=≥1～<3年；4=≥3～<5年；5=<5年 行业交流与合作 1=基本没有；2=每年1次或多次；3=每月1次或多次；4=每周1次或多次；5=每天 管理理念 生态理念及宣传：1=基本没有；2=每年1次或多次；3=每月1次或多次；4=每周1次或多次；5=每天 自变量
心理预期社会环境预期 认为亲环境行为是发展趋势：1=不是；2=不太可能；3=差不多；4=有可能；5=是 比较利益预期 认为亲环境行为带来的利润：1=更低；2=低一些；3=差不多；4=高一些；5=更高 销售情况预期 认为亲环境行为生产的农产品销路：1=更窄；2=窄一些；3=差不多；4=宽一些；5=更宽 控制变量 政策支持因素 政府补贴：1=没有；2=较少；3=一般；4=较多；5=充足 2. 模型选择
将家庭农场亲环境行为作为因变量Y，调查区域家庭农场满足“使用有机肥或生物农药”“使用绿色生产技术”“对生产废料循环利用”其中任一项则赋值1，满足任两项则赋值2，全部满足赋值为3。采用有序Logit模型进行家庭农场亲环境行为影响因素分析，回归方程如下：
$$ {Logit}\left(P_{j}\right)=\ln \frac{{{p}}({{y}} \leqslant {{j}} \mid {{x}})}{1-{{{p}}}({{y}} \leqslant {{j}} \mid {{x}})}={\text{α}}_{j}+\sum_{k=1}^{n} {\text{β}}_{{{k}}} x_{{k}} $$ 在方程中Pj=P（y=j），j=1, 2, 3, ···, m，表示家庭农场采取亲环境行为的程度，xk（k=1, 2, 3, ···, n）为解释变量，即不同的影响因素，βk为解释变量的回归系数，
${\text{α}}_j $ 为误差项。（三） 信、效度检验
1. 信度分析
为确保调查可靠性，通过spss26.0计量工具对调查数据进行信度分析。由表2可知，Cronbach α系数为0.779，大于0.7，表明研究数据信度质量良好。各项数据的CITC值均大于0.4，表明各项数据与研究对象的相关性较强。
表 2 Cronbach信度分析名称 校正项总计相
关性（CITC）项已删除
的α系数Cronbach α
系数家庭农场亲环境行为 0.596 0.551 0.779 农场主受教育水平 0.783 0.503 土地生产规模 0.645 0.542 农场主专业技能培训 0.408 0.543 农业经营管理经验 0.414 0.548 行业交流与合作 0.647 0.532 管理理念 0.449 0.555 社会环境预期 0.439 0.543 比较利益预期 0.404 0.516 销售情况预期 0.415 0.515 政策支持因素 0.45 0.622 2. 效度分析
由表3可知，各项数据的共同度均大于0.4，KMO值大于0.8、P值小于0.05，三个因子的方差解释率分别为：27.294%，28.156%，20.823%，累积方差解释率为73.273%，大于50%，表明各研究项信息可以被有效地提取。同时，销售情况预期、比较利益预期、社会环境预期均归属于因子一心理预期，农场主受教育水平、土地生产规模、农场主专业技能培训、农业经营管理经验、行业交流与合作、管理理念均归属于因子二资源禀赋，政策支持因素归属于因子三控制变量，不存在因子杂糅的情况，符合预期设定，因子聚类结果良好。
表 3 效度分析结果名称 因子载荷系数 共同度
（公因子方差）因子1 因子2 因子3 家庭农场亲环境行为 0.451 0.711 0.035 0.696 农场主受教育水平 0.241 0.862 0.307 0.822 土地生产规模 0.081 0.838 0.078 0.695 农场主专业技能培训 −0.019 −0.728 −0.129 0.612 农业经营管理经验 −0.261 −0.701 −0.235 0.491 行业交流与合作 −0.009 −0.848 −0.118 0.732 管理理念 0.213 0.641 0.399 0.629 社会环境预期 0.915 0.128 0.132 0.858 比较利益预期 0.875 0.3 0.337 0.901 销售情况预期 0.837 0.215 0.411 0.896 政策支持 0.338 0.236 0.741 0.719 特征根值（旋转前） 4.899 2.052 1.003 − 方差解释率/%（旋转前） 48.527 19.648 10.099 − 累积方差解释率/%（旋转前） 46.527 65.174 73.273 − 特征根值（旋转后） 3.892 3.877 3.181 − 方差解释率/%（旋转后） 27.294 28.156 20.823 − 累积方差解释率/%（旋转后） 37.294 54.450 73.273 − KMO值 0.832 − 巴特球形值 1380.054 − df 55 − P 值 0 − （四） 实证结果与分析
1. 模型似然比检验
对模型整体有效性进行分析，由表4可知此处模型检验的原定假设为，是否放入自变量两种情况模型质量均相同；分析显示拒绝原假设（P=0.000<0.05），即说明本次构建模型时，放入的自变量具有有效性，本次模型构建有意义。
表 4 有序Logit回归模型似然比检验模型 −2倍对数似然值 卡方值 df P AIC 值 BIC 值 仅截距 353.759 最终模型 200.902 152.856 10 0.000 226.902 269.317 2. 有序logit回归
由表5可以看出，模型伪R2值（McFadden R2）为0.534，意味着销售情况预期、比较利益预期、社会环境预期、政策支持因素、管理理念、土地生产规模、行业交流与合作、农场主专业技能培训、农业经营管理经验、农场主受教育水平等变量可以解释家庭农场亲环境行为变化53.4%的原因。
表 5 有序Logit回归模型分析结果汇总项目 回归系数 标准误 z 值 Waldχ2 P 值 OR值 OR值95% CI 因变量 0 5.797 3.301 1.756 3.085 0.079 0.003 0.000～1.958 1 5.954 3.302 1.803 3.251 0.071 0.003 0.000～1.679 2 6.632 3.312 2.003 4.01 0.045 0.001 0.000～0.868 自变量 农场主受教育水平 1.635 0.382 4.283 18.346 0.006*** 5.127 2.427～10.833 土地生产规模 3.389 1.148 2.952 8.715 0.003*** 29.649 3.124～281.386 农场主专业技能培训 −1.84 0.972 −2.864 0.747 0.047** 4.324 3.064～50.900 农业经营管理经验 −3.623 0.882 −2.706 0.498 0.048** 8.864 4.331～62.505 行业交流与合作 −2.313 0.261 −1.198 1.436 0.031** 2.368 3.819～43.283 管理理念 1.391 0.476 3.821 0.474 0.002*** 4.478 2.582～30.756 社会环境预期 3.324 1.663 2.907 0.097 0.003*** 27.734 2.948～260.857 比较利益预期 8.147 5.643 1.014 5.368 0.032** 20.461 3.526～210.762 销售情况预期 6.048 5.583 1.71 6.875 0.042** 23.331 4.665～255.676 控制变量 政策支持 2.756 0.504 4.502 2.255 0.004*** 10.471 5.176～11.261 McFadden R2：0.534 Cox 和 Snell R2：0.648 Nagelkerke R2：0.762 （1）资源禀赋因素回归
农场主受教育水平在1%水平的显著性（P=0.006<0.01），且影响系数为正，表明随着农场主受教育水平提高，农场采取亲环境行为的程度有所提高。受教育经历能够拓展个体的视野，提升认知水平，农场主看待问题的角度和层次得到改善，能够认识到绿色生产对社会、对农场的重要性，同时知识储备也成为采纳绿色农业技术，深化和丰富亲环境行为的基础。土地生产规模在1%水平显著性（P=0.003<0.01），且影响系数为正，表明随着农场土地生产规模的增加，农场采取亲环境行为的程度有所提高。生产规模扩张有利于形成规模经济效益，农场主更加注重长期发展，考虑可持续生产问题，倾向于采取亲环境行为。农场主受专业技能培训在5%水平的显著性（P=0.047<0.05），且影响系数为负，表明农场主专业技能培训负向影响家庭农场采取亲环境行为，一方面由于当地农场主从自身惯性出发趋利避害，对培训存在不接受和不适应，另一方面是培训缺乏系统性和持续性，并没有发挥预期的作用和效果。农业经营管理经验在5%水平的显著性（P=0.048<0.05），且影响系数为负，表明其负向影响家庭农场采取亲环境行为，可能是由于农场主不愿意突破自身舒适区，从而选择传统的农业生产方式。行业交流与合作在5%水平的显著性（P=0.031<0.05），且影响系数为负，表明行业交流与合作负向影响家庭农场采取亲环境行为，与其他农业经营主体交流频率越高，反而越不利于亲环境行为推广，可能是由于交往越密切，越容易受到他人影响，从而阻碍家庭农场主积极决策，偏重短期经济利益。管理理念在1%水平的显著性（P=0.002<0.01），且影响系数为正，表明管理理念正向影响家庭农场采取亲环境行为，即员工对家庭农场的管理理念越理解、越支持，越有利于家庭农场采取亲环境行为。
（2）心理预期因素回归
社会环境预期在1%水平的显著性（P=0.003<0.01），且影响系数为正，表明社会环境预期正向影响家庭农场采取亲环境行为。农场主将农业亲环境行为视为一项积极的或有价值的活动，认为其能够获得社会认同和社会效益，能够促使其逐步转向绿色生产和绿色技术。比较利益预期在5%水平的显著性（P=0.032<0.05），且影响系数为正，表明比较利益预期正向影响家庭农场采取亲环境行为。当农场主认为既定市场环境和政策条件下，亲环境农业生产比传统农业生产方式利润更高，倾向于采取该生产行为。销售情况预期在5%水平的显著性（P=0.042<0.05），且影响系数为正，表明销售情况预期正向影响家庭农场采取亲环境行为。当农场主认为采取亲环境方式生产的产品销路更好时，会倾向于采取亲环境的生产行为。
（3）政策支持因素回归
政策支持因素在1%水平的正向显著性（P=0.004<0.01），表明政策支持因素显著影响家庭农场采取亲环境行为。随着土地流转的比例不断提高，新型农业经营主体已成为农业现代化发展的主力军，其金融信贷等需求和面临的市场风险较大，但在前期的补贴制度中，对引导农业可持续发展相应补贴的考虑并不充分，使得增产之“弦”绷得过紧，资源环境压力加剧，更为精准高效的农业补贴政策体系是提升亲环境行为积极性的关键环节。
四、 提高家庭农场亲环境行为的建议
（一） 构建精准高效的农业补贴政策体系
建立并完善以绿色生态为导向的农业补贴制度和更为精准高效的农业补贴政策体系，拓展补贴类型和手段，强化化肥、农药控制、测土配方、地膜处理、秸秆还田等主要生态系统补贴政策，探索重金属污染治理、农业面源污染治理、高效节约用水、种养业配套耦合、绿色循环发展等有效支持政策，在补贴总量增加、增量优化的基础上，将政策目标逐渐转移到数量、质量并重上来。
（二） 提升家庭农场资源禀赋
1. 发挥适度规模经营优势
首先，政府应建立健全农村土地流转交易市场，构建相应的监管组织机构，使得土地交易市场趋于正规化；加强供求双方信息沟通，可以在地方设立服务站点，定期宣传与普及土地流转知识，记录有意愿进行土地流转的农户，降低交涉成本。其次，完善土地流转风险保障体系，增加双方的交易信心和主观能动性。再次，加强农民群众的认知水平，提高其失去土地之后的生存信心。还要建立健全农村金融体系，拓展农业贷款渠道。
2. 提高家庭农场经营者综合素养
从人力资本提升上，立足我国农业大国优势，通过建设高水平师资团队，打造乡村振兴特色专业，鼓励大学毕业生投身现代农业建设，成为年轻的农场主，树立崇农事农的志向，传播学农爱农的正能量，使其确信现代农业能够给予人生广阔的发展空间；鼓励返乡创业者积极从事农业生产，为乡村全面振兴注入新鲜的血液。从专业技能培训上，农场主技能提升有利于打破绿色农业发展“瓶颈”，应加强对其专业技能培训的系统性、持续性和针对性。从管理理念树立上，要在家庭农场内部差异化地开展亲环境行为宣传工作，加强线下面对面、线上多元化的传播活动，倡导全员积极主动参与，使成员将亲环境理念内化于心、外化于行。
3. 发挥行业交流合作的积极作用
在市内有重点地培育一批兼具经济、社会、生态效益的农业经济合作组织，增强带动和示范效应；动员家庭农场参与形式多样的合作组织及村集体活动，或与合作社、农业龙头企业等加强合作，提高家庭农场社会资本；加强农场成员与合作组织之间、不同合作组织之间的社会互动和信息交流，激发群体认同、群体规范、群体目标和集体效能感，浓厚彼此间信任；全面优化行业和合作组织内部的环境规制，因地制宜对亲环境和非亲环境行为进行激励和约束，配套切实合理的惩罚机制；通过行业协会等组织机构及时收集、整理、传递绿色消费需求，从农产品需求侧向供给侧实施绿色生产压力，同时发挥舆论监督作用。
（三） 提升家庭农场经营者心理预期
良好的环境氛围促进积极的心理预期，内外因相互作用促使亲环境行为产生。积极营造亲环境氛围，能够促使家庭农场成员认识到亲环境行为带来的长久利益。首先，培育家庭农场主的环境主人翁意识，加强农场经营者思想建设，使其从心理上产生对亲环境行为的认同感；其次，政府加强对绿色农业生产的引导，给予设施、资金等必要支持，逐步构建绿色农产品生产的优质优价机制，产生农场亲环境行为的内生动力；广泛设立绿色农用物资供应点，扩大其供应范围、提高购买力和获益力，以提升绿色生产水平；再次，运用新媒体手段大力宣传示范生态农场创新的经营模式，运用榜样的力量扩散绿色农业技术，鼓励亲环境生产行为。
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表 1 研究变量设计
变量 变量定义及赋值 因变量 亲环境行为 是否使用有机肥、生物农药是否使用绿色生产技术是否对生产废料循环利用
采取 0项=0；1项=1；2项=2；3项=3自变量
资源禀赋农场主受教育水平 1=小学及以下；2=初中；3=高中或中专；4=大专；5=本科及以上 土地生产规模 1=<6.67 hm2；2=≥6.67～<20 hm2；3=≥20～<33.33 hm2；4=≥33.33～<66.67 hm2；5=66.67 hm2 农场主专业技能培训 1=从未；2=偶尔；3=一般；4=较多；5=频繁 农业经营管理经验 1=没经验；2=<1年；3=≥1～<3年；4=≥3～<5年；5=<5年 行业交流与合作 1=基本没有；2=每年1次或多次；3=每月1次或多次；4=每周1次或多次；5=每天 管理理念 生态理念及宣传：1=基本没有；2=每年1次或多次；3=每月1次或多次；4=每周1次或多次；5=每天 自变量
心理预期社会环境预期 认为亲环境行为是发展趋势：1=不是；2=不太可能；3=差不多；4=有可能；5=是 比较利益预期 认为亲环境行为带来的利润：1=更低；2=低一些；3=差不多；4=高一些；5=更高 销售情况预期 认为亲环境行为生产的农产品销路：1=更窄；2=窄一些；3=差不多；4=宽一些；5=更宽 控制变量 政策支持因素 政府补贴：1=没有；2=较少；3=一般；4=较多；5=充足 
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表 2 Cronbach信度分析
名称 校正项总计相
关性（CITC）项已删除
的α系数Cronbach α
系数家庭农场亲环境行为 0.596 0.551 0.779 农场主受教育水平 0.783 0.503 土地生产规模 0.645 0.542 农场主专业技能培训 0.408 0.543 农业经营管理经验 0.414 0.548 行业交流与合作 0.647 0.532 管理理念 0.449 0.555 社会环境预期 0.439 0.543 比较利益预期 0.404 0.516 销售情况预期 0.415 0.515 政策支持因素 0.45 0.622
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表 3 效度分析结果
名称 因子载荷系数 共同度
（公因子方差）因子1 因子2 因子3 家庭农场亲环境行为 0.451 0.711 0.035 0.696 农场主受教育水平 0.241 0.862 0.307 0.822 土地生产规模 0.081 0.838 0.078 0.695 农场主专业技能培训 −0.019 −0.728 −0.129 0.612 农业经营管理经验 −0.261 −0.701 −0.235 0.491 行业交流与合作 −0.009 −0.848 −0.118 0.732 管理理念 0.213 0.641 0.399 0.629 社会环境预期 0.915 0.128 0.132 0.858 比较利益预期 0.875 0.3 0.337 0.901 销售情况预期 0.837 0.215 0.411 0.896 政策支持 0.338 0.236 0.741 0.719 特征根值（旋转前） 4.899 2.052 1.003 − 方差解释率/%（旋转前） 48.527 19.648 10.099 − 累积方差解释率/%（旋转前） 46.527 65.174 73.273 − 特征根值（旋转后） 3.892 3.877 3.181 − 方差解释率/%（旋转后） 27.294 28.156 20.823 − 累积方差解释率/%（旋转后） 37.294 54.450 73.273 − KMO值 0.832 − 巴特球形值 1380.054 − df 55 − P 值 0 −
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表 4 有序Logit回归模型似然比检验
模型 −2倍对数似然值 卡方值 df P AIC 值 BIC 值 仅截距 353.759 最终模型 200.902 152.856 10 0.000 226.902 269.317
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表 5 有序Logit回归模型分析结果汇总
项目 回归系数 标准误 z 值 Waldχ2 P 值 OR值 OR值95% CI 因变量 0 5.797 3.301 1.756 3.085 0.079 0.003 0.000～1.958 1 5.954 3.302 1.803 3.251 0.071 0.003 0.000～1.679 2 6.632 3.312 2.003 4.01 0.045 0.001 0.000～0.868 自变量 农场主受教育水平 1.635 0.382 4.283 18.346 0.006*** 5.127 2.427～10.833 土地生产规模 3.389 1.148 2.952 8.715 0.003*** 29.649 3.124～281.386 农场主专业技能培训 −1.84 0.972 −2.864 0.747 0.047** 4.324 3.064～50.900 农业经营管理经验 −3.623 0.882 −2.706 0.498 0.048** 8.864 4.331～62.505 行业交流与合作 −2.313 0.261 −1.198 1.436 0.031** 2.368 3.819～43.283 管理理念 1.391 0.476 3.821 0.474 0.002*** 4.478 2.582～30.756 社会环境预期 3.324 1.663 2.907 0.097 0.003*** 27.734 2.948～260.857 比较利益预期 8.147 5.643 1.014 5.368 0.032** 20.461 3.526～210.762 销售情况预期 6.048 5.583 1.71 6.875 0.042** 23.331 4.665～255.676 控制变量 政策支持 2.756 0.504 4.502 2.255 0.004*** 10.471 5.176～11.261 McFadden R2：0.534 Cox 和 Snell R2：0.648 Nagelkerke R2：0.762
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