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2025 , Vol. 45 >Issue 3: 139 - 149

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2025.03.014

三农、土地与生态

生态补偿模式对农户生态保护行为的影响效应

  • 戴其文 , 1 ,
  • 周妍锦 1 ,
  • 胡佳庆 1 ,
  • 徐伟 , 2, ※
展开
  • 1.广西师范大学 经济管理学院，中国广西 桂林 541004
  • 2.桂林旅游学院 文化与传播学院，中国广西 桂林 541006
※徐伟（1984—），女，硕士，讲师，研究方向为绿色发展。E-mail：

戴其文（1985—），男，博士，教授，研究方向为绿色发展。E-mail：

收稿日期: 2024-06-05

  修回日期: 2024-11-13

  网络出版日期: 2025-05-13

基金资助

国家自然科学基金项目(42361051)

广西自然科学基金项目(2025GXNSFAA069342)

广西高等学校千名中青年骨干教师培育计划资助项目(2022QGRW002)

广西高校中青年教师科研基础能力提升项目(2021KY0815)

收起

Impact of Ecological Compensation Modes on the Ecological Protection Behavior of Farmers

  • DAI Qiwen , 1 ,
  • ZHOU Yanjin 1 ,
  • HU Jiaqing 1 ,
  • XU Wei , 2, ※
Expand
  • 1. School of Economic and Management，Guangxi Normal University，Guilin 541004，Guangxi，China
  • 2. School of Culture and Communication，Guilin Tourism University，Guilin 541006，Guangxi，China

Received date: 2024-06-05

  Revised date: 2024-11-13

  Online published: 2025-05-13

Fold

摘要

文章基于可持续生计框架，建立扩展的计划行为理论模型，以广西猫儿山自然保护区周边农户为研究对象，运用结构方程模型探讨了农户生态保护行为的影响机制，重点检验了不同生态补偿模式的调节效应。结果表明：①农户生计资本与其生态认知、政策参与意愿、生态保护行为之间存在密切联系。农户生计资本对其生态认知产生积极影响，行为态度、主观规范提升了农户参与生态补偿政策意愿，且参与意愿的增强进一步促进了生态保护行为。②农户的生态认知和政策参与意愿在生态保护行为机制中起到了显著的中介作用。生计资本可以通过农户行为态度和主观规范间接影响生态补偿政策参与意愿，且农户参与意愿在行为态度—生态保护行为、主观规范—生态保护行为关系中发挥显著的中介效应。③生态补偿模式在农户生态保护行为机制中发挥了重要的调节效应且具有异质性。其中实物补偿模式正向调节生计资本和农户行为态度的关系，技术补偿模式对感知行为控制与生态保护行为的关系具有正向调节作用，政策补偿模式对生计资本和感知行为控制的关系具有正向调节作用，而货币补偿模式对生计资本和感知行为控制的关系具有负向调节效应。

关键词： 可持续生计; 生计资本; 生态保护行为; 生态补偿模式; 自然保护区; 参与意愿; 农户

本文引用格式

戴其文 , 周妍锦 , 胡佳庆 , 徐伟 . 生态补偿模式对农户生态保护行为的影响效应[J]. 经济地理, 2025 , 45(3) : 139 -149 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2025.03.014

Abstract

Based on the framework of sustainable livelihood, this paper establishes an extended theoretical model of planned behavior, takes the farmers in the Maoershan Nature Reserve in Guangxi as the research object, uses the structural equation model to explore the influencing mechanism of farmers' ecological protection behavior, and examines the moderating effects of ecological compensation modes. The conclusions are as follows: 1) Farmers' livelihood capital is closely related to their ecological cognition, policy participation intention and ecological protection behavior. Farmers' livelihood capital has a positive impact on their ecological cognition. Behavior attitudes, subjective norms enhance farmers' willingness to participate in ecological compensation policies, and the enhancement of participation willingness further promotes ecological protection behaviors. 2) Farmers' ecological cognition and policy participation intention play a significant mediating role in the mechanism of ecological protection behavior. Livelihood capital can indirectly affect the participation intention of ecological compensation policies through the behavior attitudes and subjective norms of farmers, and the participation intention of farmers plays a significant intermediary effect in the relationships of "behavior attitudes-ecological protection behaviors", and "subjective norms-ecological protection behaviors". 3) The ecological compensation modes play an important regulating effect on the ecological protection behavior mechanism of farmers and have heterogeneity. The physical compensation mode positively moderates the relationship between livelihood capitals and farmers' behavior attitudes, and the technical compensation mode positively moderates the relationship between perceived behavior control and ecological protection behavior, the policy compensation mode positively moderates the relationship between livelihood capital and perceived behavior control, while the monetary compensation mode negatively moderates the relationship between livelihood capital and perceived behavior control.

Key words： sustainable livelihoods; livelihood capital; ecological protection behavior; ecological compensation mode; nature reserve; participation intention; farmer

党的二十大报告指出：“以国家重点生态功能区、生态保护红线、自然保护地等为重点，加快实施重要生态系统保护和修复重大工程。推进以国家公园为主体的自然保护地体系建设”，同时明确要求“建立生态产品价值实现机制，完善生态保护补偿制度”。建立自然保护区是保护生物多样性和恢复生态服务功能的关键措施之一[1]，但会限制当地农户对保护区自然资源和环境产品的获取和使用，迫使其转变生产生活方式，并限制了其生计策略的选择[2]。同时，自然保护区也受到当地社会经济活动的显著影响。此外，因管理模式尚不完善，自然保护区所带来的效益分配与周边社区居民所承担的成本存在分配不公的问题。因此，如何通过政策措施协调自然保护区的生态保护与周边社区的经济发展已成为政府与学界关注的焦点。
建立生态补偿制度不仅是维持保护区功能、解决生态保护与经济发展之间矛盾的重要途径[3]，而且在一定程度上也提高了当地农户的可持续生计能力，激励了他们参与环保活动的意愿。2024年4月国务院颁布《生态保护补偿条例》明确指出：“生态保护补偿，是指通过财政纵向补偿、地区间横向补偿、市场机制补偿等机制，对按照规定或者约定开展生态保护的单位和个人予以补偿的激励性制度安排。生态保护补偿可以采取资金补偿、对口协作、产业转移、人才培训、共建园区、购买生态产品和服务等多种补偿方式”，同时提出“建立健全以国家公园为主体的自然保护地体系生态保护补偿机制”。生态补偿是一个典型的地理学研究命题，体现了“人—地”地域系统的半开放性、非稳定性以及或然性特征。然而，重点生态功能区通常位于边远或民族地区，经济发展相对滞后。这加剧了保护区与周边社区的矛盾，并影响了生态补偿政策的效果。例如，生态补偿标准与农户期望的差距较大[4]，农户不愿按预期实施生态保护行为，出现上有政策下有对策的“策略行为”。因此，农户能否从环境依赖型生计方式转型是解决上述问题的关键。
英国国际发展署（DFID）提出的可持续生计分析框架，指出农户生计资本决定了生计策略和行为意愿[5]，使家庭收入最大化、风险最小化[6]，在实现可持续生计方面具有重要的作用。该框架常用于甄别农户生计可持续发展的主要限制因素及其相互关系[7]，成为研究农户生计及其决策和行为的重要工具之一。作为生态补偿政策的微观实践者，农户参与意愿的形成具有系统复杂性、多因素关联性等特征[8]。他们不仅受到生计资本的影响[5]，还与其行为态度[9]、主观规范[10]、感知行为控制[5]、生态补偿政策[11]等因素也有密切关系，这与计划行为理论的基本观点相一致。农户参与政策意愿不仅是促进生态保护行为的重要因素[12]，还直接影响生态补偿政策的实施效果[11]。已有文献主要基于计划行为理论[11-12]、集成行为理论[5]、可持续生计理论[8]等，探讨生计资本[8]、生态认知因素[13]、环境价值[14]、生态补偿政策[15]、政策参与意愿[11]等因素对农户生态保护行为的影响，并探讨了政府激励措施[16]、心理因素[9] 等调节作用，为农户的生态保护行为研究提供了有益的借鉴。然而以下方面问题还需进一步探讨：①农户生态保护行为的形成是一个复杂的过程，受到多种主客观因素的影响，仅从单个理论难以全面解释其影响机制。②生计资本对农户生态保护行为的作用已受到关注，但多维度生计资本的影响分析仍显不足，可能导致估计结果偏误。③虽然生态补偿政策对生态保护行为的影响研究取得重要成果，然而生态补偿政策变量的细化研究，尤其是不同生态补偿模式的作用分析不够深入。④尽管生态补偿政策在行为意愿和决策等方面的作用已得到广泛重视[11]，但生态补偿模式对农户生态保护行为的影响没有得到深入探讨。
基于上述分析，并考虑生态补偿政策与生计资本的交互作用可以提升农户可持续生计能力[17]及生态补偿政策对农户行为意愿产生重要影响[18]，本文建立“生计资本—生态认知—行为意愿—行为决策”扩展的计划行为理论模型，选择广西猫儿山自然保护区周边农户作为研究对象，运用结构方程模型探讨农户生态保护行为的影响机制，并在此基础上尝试检验不同生态补偿模式在农户生态保护行为机制中的调节效应及其差异化作用。

1 理论基础与研究假设

1.1 生计资本的直接作用

农户生计资本对其行为态度、主观规范及感知行为控制均存在正向影响[5]。研究表明社会资本是农户保护公园资源态度的重要决定因素[19]，且对农户采用加压灌溉技术的感知行为控制产生正向影响[20]。但也有学者发现自然资本中的耕地面积、人力资本中的家庭劳动能力会负面影响农户对农业非点源污染治理项目的态度[21]。社会资本对受访者分享知识的态度、主观规范不产生直接影响[22]。由此可见，生计资本与农户行为态度、主观规范和感知行为控制之间存在复杂关系，且尚未得到一致性结论。据此，本文提出以下假设：
H1a：农户生计资本对其行为态度有正向作用。
H1b：农户生计资本对其主观规范有正向作用。
H1c：农户生计资本对其感知行为控制有正向作用。

1.2 行为态度、主观规范及感知行为控制的中介作用

计划行为理论框架中的态度和行为意愿被证实存在密切关系[9]。然而，态度可能不会对消费者购买意愿产生影响[23]。研究发现，海洋生态系统中农户行为态度在生计资本—生态保护行为关系中起到中介作用[24]；丘陵生态系统中农户行为态度虽在生计资本—行为意愿关系中发挥了中介作用，却是生态认知因素中最弱的[25]。此外，农户行为态度在感知自然性与城市绿地的使用意愿关系中并不发挥中介作用[26]。由此可见，行为态度对行为意愿的影响以及在生计资本—行为意愿关系中的中介效应在不同自然地域系统具有不确定性。主观规范与行为意愿之间存在着复杂关系。有研究发现主观规范对农户参与生态补偿意愿具有显著正向影响[11]，是提升游客重访意愿的最关键因素之一[10]；但也有研究表明主观规范不能直接影响消费者购买节能家居产品意愿[27]。然而，主观规范在自然保护区、国家公园农户生计资本—行为意愿关系中发挥中介效应也得到论证[5,25]。感知行为控制显著影响农户参与生态补偿意愿[11]，并且能够直接预测个人行为[28]。有研究认为在生计资本—农业生态方法采用意愿的关系中，农户的感知行为控制发挥中介作用[25]。但也有研究表明，感知行为控制水平对消费者参与农业旅游意愿没有产生显著影响[14]，对自然保护区、国家公园农户生态保护行为的影响也没有得到验证[5]，在环境价值—消费者参与农业旅游意愿的关系中未起到显著中介作用[14]。综上分析，行为态度、主观规范和感知行为控制在个体行为形成中的作用尚未得到一致性结论。故针对农户生态保护行为研究，本文提出以下假设：
H2a：农户行为态度对生态补偿政策参与意愿具有正向作用。
H2b：农户主观规范对生态补偿政策参与意愿具有正向作用。
H2c：农户感知行为控制对生态补偿政策参与意愿具有正向作用。
H3：农户感知行为控制对生态保护行为具有正向作用。
H4a：农户行为态度在生计资本和生态补偿政策参与意愿的关系中发挥中介作用。
H4b：农户主观规范在生计资本和生态补偿政策参与意愿的关系中发挥中介作用。
H4c：农户感知行为控制在生计资本和生态补偿政策参与意愿的关系中发挥中介作用。
H5a：农户行为态度和生态补偿政策参与意愿在生计资本和生态保护行为的关系中发挥链式中介作用。
H5b：农户主观规范和生态补偿政策参与意愿在生计资本和生态保护行为的关系中发挥链式中介作用。
H5c：农户感知行为控制和生态补偿政策参与意愿在生计资本和生态保护行为的关系中发挥链式中介作用。
H6：农户感知行为控制在生计资本和生态保护行为的关系中发挥中介作用。

1.3 政策参与意愿的中介作用

计划行为理论认为个体行为由行为意愿决定[29]，意愿越强，则执行行为的可能性就越大[30]。已有文献证实，农户行为意愿对其行为具有显著正向影响[11]，并起到决定性作用[31]。但个体意愿和行为间仍存在着“差距”，不一定会转化为行为[32]。有研究发现，生态补偿政策参与意愿在高寒地区、黄土高原地区及秦巴生态功能区农户行为态度—参与行为、主观规范—参与行为、感知行为控制—参与行为等关系中均发挥着中介作用[11]。进一步研究还发现，消费者购买行为意愿在态度—购买行为的关系中具有完全中介作用，在主观规范—购买行为、感知行为控制—购买行为的关系中具有部分中介作用[9]。然而，重访意愿在感知行为控制—实际访问行为的关系中并没有发挥中介作用[10]。由此可见，行为意愿与行为态度、主观规范、感知行为控制、个体行为之间存在复杂关系。故针对农户生态保护行为研究，本文提出以下假设：
H7：农户生态补偿政策参与意愿对生态保护行为具有正向作用。
H8a：农户生态补偿政策参与意愿在行为态度和生态保护行为的关系中发挥中介作用。
H8b：农户生态补偿政策参与意愿在主观规范和生态保护行为的关系中发挥中介作用。
H8c：农户生态补偿政策参与意愿在感知行为控制和生态保护行为的关系中发挥中介作用。

1.4 生态补偿政策的调节作用

已有研究证实，生态补偿政策在农户生计资本—生态保护行为、生态认知—生态保护行为的关系中具有调节作用[15]。关于生态补偿政策的细化研究也开始受到学者的关注，根据Yang等的研究[33]，生态补偿模式可分为实物补偿、货币补偿、技术补偿以及政策补偿4个层次，而就业补偿常作为政策补偿的替代[4]。不同类型的生态补偿模式各有侧重，形成不同的政策环境，不仅影响公众参与政策的意愿和效果[11]，还对生态保护行为也会产生不同的作用。实物补偿、货币补偿及就业补偿通过提供生产生活要素、金钱以及就业机会等，直接改善农户生计资本。例如，生计脆弱的农户得到补偿后，其生计资本得以增强；相比于未得到补偿的农户，他们表现出更强的政策参与意愿[6]，并且在行为态度、主观规范以及感知行为控制方面表现更加积极。相反，技术补偿可能会减少农户生计资本[34]，可能的原因是技术补偿需要经过技术培训、熟练掌握后才能产生效益[35]，其效应具有滞后性。然而，部分地区农户对技术补偿的偏好显著高于其他补偿类型[36]。因其可以通过提高农户技术水平、管理水平及组织能力[33]，增强他们的自身能力，影响感知行为控制，进而强化生态保护行为[28]。更强的偏好意味着更强的行为意愿[33]，进而产生更积极的行为决策。
由此推论，生态补偿模式可能在农户生态保护行为机制中起到一定的调节作用，且不同的补偿模式会产生差异化的影响。但已有相关文献的分析并不多见，尚未得出明确的结论。因此，针对农户生态保护行为研究，本文提出以下假设：
H9：实物补偿在农户生计资本与行为态度（H9a）、主观规范（H9b）、感知行为控制（H9c）等关系中起调节作用。
H10：货币补偿在农户生计资本与行为态度（H10a）、主观规范（H10b）、感知行为控制（H10c）等关系中起调节作用。
H11：技术补偿在农户生态补偿政策参与意愿与生态保护行为（H11a）、感知行为控制与生态保护行为（H11b）等关系中起调节作用。
H12：政策补偿在农户生计资本与行为态度（H12a）、主观规范（H12b）、感知行为控制（H12c）等关系中起调节作用。
基于上述对变量之间关系的论述，构建自然保护区周边农户生态保护行为影响机制的研究框架（图1）。
图1 农户生态保护行为影响机制研究框架

Fig.1 Research framework of the influence mechanism of farmers' ecological protection behavior

2 研究设计

2.1 研究区概况

广西猫儿山自然保护区位于广西桂林北部，横跨兴安县、资源县和龙胜各族自治县，是广西壮族自治区最大的水源林区之一，也是全区重要的水源涵养与生物多样性保护功能区，具有极其重要的生态战略地位（图2）。该自然保护区成立于1976年，2003年被批准为国家级自然保护区。本文中的自然保护区周边社区为位于自然保护区的边缘地带并与保护区相接壤的村落，当地农户的生产生活依赖于保护区内的自然资源。目前保护区内实施的生态补偿政策主要包括公益林政策和退耕还林政策。
图2 研究区概况

Fig.2 Study area

2.2 变量与测量

可持续生计分析框架指出农户生计资本是影响其行为意愿的重要因素[5]。计划行为理论认为农户行为意愿受行为态度、主观规范和感知行为控制等生态认知因素的影响，能够预测农户行为[29]。生态补偿政策在该过程中发挥了重要的调节作用[15]。因此，基于可持续生计框架，本文构建扩展的计划行为理论模型，用以研究农户生态保护行为的影响机制。选取生计资本、保护区周边居民行为态度、主观规范、感知行为控制、生态补偿政策参与意愿、生态保护行为以及生态补偿模式7个变量，建立概念模型。鉴于生计资本多数是客观题项，故视为观测变量。其他6个潜变量在借鉴已有研究成果的基础上，结合调研信息，设计了17个题项，具体测度如下：
①行为态度是指农户在参与政策时表现出来的积极或消极感受，受其对生态保护主观感知以及参与政策后心理预期的影响[13]。农户对生态保护的主观感知主要体现在政策满意度及政策实施必要性的认知上[13]。农户对政策的满意度越高，且认为生态补偿政策实施越有必要，在参与生态补偿时的态度就越积极。调研发现，参与生态补偿后农户的积极环保态度意味着政策达到其心理预期，能够激发农户参与生态补偿态度。因此，结合张化楠等的分析及前期调研信息[13]，从生态保护的感知和参与生态补偿后的心理预期2个维度测度行为态度，选取生态补偿政策满意度、生态补偿政策实施必要性、参与政策后的环保态度3个题项，并采用李克特5级量表衡量。
②主观规范是指农户参与政策时感受到的外部社会压力，分为指令性规范和示范性规范[11]。其中指令性规范主要来自政府部门对相关政策的宣传及政策执行的监管力度，示范性规范主要来自亲人、朋友、邻居及社会公益组织等[13]。农户信任程度会影响这两种规范的作用[37]。借鉴靳乐山等的做法[37]，选取对政府的信任、对周围人的信任2个题项测度主观规范，并采用李克特5级量表衡量。
③感知行为控制是指农户感受到的参与政策的难易程度，分为感知信念和评估信念[11]。前者涉及农户参与政策的相关信息、知识、资金等资源[11]。农户对生态补偿越了解，对生态补偿的看法越积极，感知信念就越高。后者指农户评估自身能力、资源和机会对参与政策行为的影响程度[13]。调研发现，政策实施后农户生活越好，会越自信地认为自己在参与生态补偿行为中具有积极影响，评估信念就越高。结合Zhu等研究方法及前期调研信息[11]，选取对生态补偿的了解、对生态补偿的看法、政策实施的影响3个题项测度感知行为控制，并采用李克特5级量表衡量。
④鉴于研究区内主要实施退耕还林和公益林2种生态补偿政策，且部分村落农户开展了集体环保活动，其参与意愿也会积极影响生态补偿政策参与意愿，因此，生态补偿政策参与意愿选取参与公益林意愿、参与退耕还林意愿、参与集体环保活动意愿3个题项，并采用李克特5级量表衡量。
⑤结合Zhu等的做法[11]及前期调研信息，选取监督他人遵守生态补偿政策、对他人违规行为的态度2个题项测度生态保护行为，并采用李克特3级量表衡量。前者可以反映农户在生态保护中的主动性和责任感，后者反映了农户支持生态保护行为的坚定性和积极性。对他人违规行为持严肃态度的农户，通常会更积极地支持和参与生态保护行为。
⑥借鉴Zhang、Yang等的做法[4,33]，将生态补偿模式分为实物补偿、货币补偿、技术补偿、政策补偿4个维度，分别选取是否得到实物补偿、是否获得补偿金、是否得到技术培训、是否提供就业指导4个题项，并采用1和0赋值。
⑦根据可持续生计分析框架，选取自然资本、物质资本、人力资本、金融资本、社会资本5个维度衡量农户生计资本。从农户拥有的耕地林地资源数量和质量2个维度[8]，选取人均耕地面积、人均林地面积、耕地林地质量3个指标衡量自然资本。物质资本是指农户用于生产和生活的物资设备和基础设施[7]。借鉴苏芳的研究[8]并考虑数据可得性，从家庭住房和家庭固定资产2个维度测度物质资本，选取人均住房面积、住房结构、固定资产3个指标衡量。人力资本的数量和质量决定了农户能否运用其他资产[8]，选取成人劳动力数量、成人劳动力占比、劳动力受教育程度3个指标衡量人力资本。金融资本主要是指农户可支配和可筹措的资金，包括自身的收入、获得的贷款及无偿援助3个来源[8]。因此选取家庭人均纯收入、获得信贷机会、无偿现金援助机会3个指标衡量金融资本。社会资本是指农户为了实施生计策略而利用的社会网络，主要表现为基于血缘关系、地缘关系、行政隶属关系形成的家庭亲戚网络、乡邻网络、行政组织网络[7]。因此，从农户在生产生活中获取的支持及农户与村干部、乡邻和亲戚的关系2个维度衡量社会资本[7]，选取援助人数、维修村公共设施的意愿、家庭成员任职村委、家庭成员任职政府、家庭成员任职学校、家庭成员任职事业单位、邻里互助、同村亲戚数量8个指标衡量。

2.3 数据收集和样本特征

为保证样本的完整性，调查区域覆盖猫儿山自然保护区周边相邻所有乡镇，涉及3个县7个乡镇14个行政村。按调查点的村民规模进行等比例抽样，每个村随机抽样约40份，共发放问卷601份，收回有效问卷574份，问卷有效率95.51%。两次调研时间分别是2021年8月和2022年8月。随机选取当地村民入户调查，每份问卷调查时长约为45 min。样本描述性统计结果如下：男性占大多数，比例达84.32%；少数民族占33.45%；年龄主要集中在40岁以上，占89.55%；受教育程度主要在初中及以下水平，占80.21%；农户生计策略多元化，纯农户、一兼户、二兼户和非农户分别占17.77%、4.01%、36.59%、41.64%。生态补偿政策参与率达100%，其中两项政策均有参与的农户占33.45%。

2.4 研究方法

应用SmartPLS3.2.9软件，采用PLS-SEM构建农户生计资本、生态认知、生态补偿政策参与意愿与生态保护行为之间关系的结构模型并进行计算和检验。首先对测量模型进行信效度检验，确认各测度指标对模型变量解释的适当性。其次，评估结构模型的拟合度和预测能力，检验模型中各变量之间的关系及显著性以判断研究框架中提出的各项假设。通过SRMR、d_ULS和d_G评估模型拟合度；通过Bootstrapping方法重复随机抽样5000次，估计并检验结构模型中路径关系及其显著性，利用Process技术分析和检验调节效应。

3 结果分析

3.1 测量模型评价

表1信效度检验结果显示，各潜变量的Cronbach's α系数均大于0.6，组合信度（CR）均大于0.8，表明模型中所有变量的内在一致性良好，具有较高信度。所有指标的因子载荷值均大于0.65，平均方差抽取量（AVE）均大于0.5，满足了收敛效度的要求。同时，检验结果符合Fornell-Larcker准则，且两个不同潜变量之间的HTMT值低于0.85，通过区别效度检验。因生计资本是非量表类题项，故未进行信效度分析。
表1 测量模型的信效度检验

Tab.1 Reliability and validity tests of measurement model

测量题项 Factor Loading Cronbach's
α		 CR AVE
行为态度（AB） 0.762 0.862 0.676
生态补偿政策满意度（AB1） 0.819
生态补偿政策实施必要性（AB2） 0.878
参与政策后的环保态度（AB3） 0.765
主观规范（SN） 0.772 0.897 0.814
对政府的信任（SN1） 0.910
对周围人的信任（SN2） 0.894
感知行为控制（PBC） 0.798 0.882 0.716
对生态补偿政策的了解（PBC1） 0.709
对生态补偿的看法（PBC2） 0.918
政策实施的影响（PBC3） 0.897
参与生态补偿政策意愿（IN） 0.799 0.881 0.715
参与公益林意愿（IN1） 0.890
参与退耕还林意愿（IN2） 0.675
参与集体环保活动意愿（IN3） 0.947
生态保护行为（ECB） 0.726 0.874 0.777
监督他人遵守生态补偿规则（ECB1） 0.826
对于他人违规行为的态度（ECB2） 0.934

3.2 结构模型估计

通过计算，模型变量的VIF值均低于3.3，满足不存在多重共线性的要求。参考相关文献的做法[38]，采用SRMR、d_ULS和d_G 3个指标评估模型的拟合度。结果显示，SRMR为0.075，低于阈值0.080；SRMR、d_ULS和d_G均低于bootstrap差异的95%或99%分位数值，说明模型拟合度比较理想。

3.2.1 直接效应检验

由表2可知：①农户生计资本对行为态度（β=0.236，P<0.001）、主观规范（β=0.232，P<0.001）、感知行为控制（β=0.244，P<0.001）均产生积极影响，故假设H1a、H1b和H1c成立。这与Wang等的研究结论[5]相似。②农户行为态度（β=0.389，P<0.001）、主观规范（β=0.121，P<0.010）对生态补偿政策参与意愿具有显著正向作用，故假设H2a和H2b成立。这与Zhu等的研究结论[11]相似。农户感知行为控制对生态补偿政策参与意愿的影响不显著（β=-0.045，P>0.050），假设H2c不成立。这与Wang等研究结论[5]不一致，反映了影响农户参与生态补偿政策意愿的因素具有不确定性。③农户感知行为控制对生态保护行为影响不显著（β=0.020，P>0.050），故假设H3不成立。④农户生态补偿政策参与意愿对生态保护行为具有显著积极影响（β=0.170，P<0.001），假设H7成立。这与已有相关研究结果相似[12]。
表2 直接效应的检验结果

Tab.2 Results of directing effect test

假设 直接路径 影响系数 SE t 结果
H1a LC→AB 0.236*** 0.041 5.537 成立
H1b LC→SN 0.232*** 0.043 5.427 成立
H1c LC→PBC 0.244*** 0.042 5.824 成立
H2a AB→IN 0.389*** 0.037 10.604 成立
H2b SN→IN 0.121** 0.039 3.104 成立
H2c PBC→IN -0.045 0.045 1.002 不成立
H3 PBC→ECB 0.020 0.052 0.385 不成立
H7 IN→ECB 0.170*** 0.040 4.184 成立

注：*、**、***分别表示p<0.050、p<0.010、p<0.001。表3~表4同。

3.2.2 中介效应检验

由表3可知：①生计资本可以通过农户行为态度（β=0.092，P<0.001）和主观规范（β=0.028，P<0.050）间接影响生态补偿政策参与意愿，但不能通过感知行为控制产生中介作用（β=-0.011，P>0.050），故假设H4a、H4b成立，H4c不成立。这与He等研究结论[25]有所差异，进一步验证了生计资本与政策参与意愿关系的复杂性。②农户行为态度、主观规范作为前置中介变量会影响后置中介变量—生态补偿政策参与意愿，进而影响生计资本与生态保护行为之间的关系，即存在生计资本→行为态度→生态补偿政策参与意愿→生态保护行为（β=0.016，P<0.010）、生计资本→主观规范→生态补偿政策参与意愿→生态保护行为（β=0.005，P<0.050）的链式中介影响路径，故假设H5a，H5b成立。这与Wang等研究结果[5]类似，表明农户行为态度、主观规范和生态补偿政策参与意愿是促进生态保护行为的重要因素。③生计资本不能通过感知行为控制间接影响农户生态保护行为（β=0.005，P>0.05），也不能通过前置中介变量—感知行为控制和后置中介变量—生态补偿政策参与意愿影响生态保护行为（β=-0.002，P>0.050），故假设H6、H5c不成立。④进一步分析发现，农户参与生态补偿政策意愿在行为态度（β=0.066，P<0.001）、主观规范（β=0.021，P<0.050）与生态保护行为关系中发挥着显著的间接效应，而在感知行为控制与生态保护行为关系中并未起到中介作用（β=-0.008，P>0.050），因此假设H8a、H8b成立，假设H8c不成立。
表3 中介效应的检验结果

Tab.3 Results of mediating effect test

变量关系 假设 中介路径 影响系数 SE t 总效应 结果
LC→IN H4a LC→AB→IN 0.092*** 0.018 5.066 0.109*** 完全中介
H4b LC→SN→IN 0.028* 0.011 2.555 完全中介
H4c LC→PBC→IN -0.011 0.012 0.947 不成立
LC→ECB H5a LC→AB→IN→ECB 0.016** 0.005 3.103 0.023 完全中介
H5b LC→SN→IN→ECB 0.005* 0.002 2.169 完全中介
H5c LC→PBC→IN→ECB -0.002 0.002 0.862 不成立
H6 LC→PBC→ECB 0.005 0.013 0.368 不成立
AB→ECB H8a AB→IN→ECB 0.066*** 0.017 3.801 0.066*** 完全中介
SN→ECB H8b SN→IN→ECB 0.021* 0.008 2.565 0.021* 完全中介
PBC→ECB H8c PBC→IN→ECB -0.008 0.009 0.903 -0.008 不成立

3.2.3 调节效应检验

本文将生态补偿模式分为4组：实物补偿（CP1）、货币补偿（CP2）、技术补偿（CP3）和政策补偿（CP4），采用以均值为中心的乘积法构造调节交互项，使用两阶段计算方法检验调节效应。
①由表4可知，生计资本与CP1的交互项对农户行为态度具有正向影响（t=2.115，P<0.050），表明实物补偿模式可以正向调节生计资本和农户行为态度的关系，假设H9a成立。图3的调节效应及简单斜率分析结果显示，相对于低实物补偿，实物补偿强度较高时的农户生计资本对行为态度的影响显著为正且更加陡峭，进一步验证假设H9a。CP1与其他变量的交互项均不显著，故假设H9b和H9c不成立。
表4 调节效应的检验结果

Tab.4 Results of moderating effect test

调节变量 假设 调节路径 影响系数 SE t 2.5% 97.5% 结果
CP1 H9a LC→AB 0.100* 0.051 2.115 0.003 0.175 成立
H9b LC→SN 0.894 0.064 0.115 -0.139 0.156 不成立
H9c LC→PBC 0.727 0.068 0.340 -0.191 0.045 不成立
CP2 H10a LC→AB 0.861 0.045 0.175 -0.073 0.099 不成立
H10b LC→SN 0.358 0.038 0.921 -0.112 0.038 不成立
H10c LC→PBC -0.075* 0.038 1.974 -0.153 -0.006 成立
CP3 H11a IN→ECB -0.051 0.041 1.229 -0.127 0.043 不成立
H11b PBC→ECB 0.076* 0.036 2.138 0.005 0.146 成立
CP4 H12a LC→AB -0.063 0.035 1.762 -0.135 0.004 不成立
H12b LC→SN 0.008 0.045 0.166 -0.079 0.090 不成立
H12c LC→PBC 0.049* 0.023 2.110 0.005 0.092 成立
图3 实物补偿对生计资本与行为态度关系的调节作用

Fig.3 Moderating effect of physical compensation on the relationship between livelihood capital and behavior attitude

②生计资本和CP2的交互项对农户感知行为控制具有显著负向影响（t=1.974，P<0.050），表明货币补偿模式在生计资本和感知行为控制关系中起到负向调节作用，因此假设H10c成立。由图4可见，相对于低货币补偿，货币补偿力度较高时的生计资本对感知行为控制的影响将更加平缓，进一步验证了假设H10c。此外，CP2与其他变量的交互项系数均不显著，故假设H10a和H10b不成立。
图4 货币补偿对生计资本与感知行为控制关系的调节作用

Fig.4 Moderating effect of monetary compensation on the relationship between livelihood capital and perceived behavior control

③感知行为控制和CP3的交互项对生态保护行为具有正向影响（t=2.138，P<0.05），表明技术补偿模式在感知行为控制与生态保护行为关系中起正向调节作用，因此假设H11b成立。图5显示，在技术补偿力度较强的情况下，农户感知行为控制对生态保护行为的影响为正且更为陡峭，进一步印证了假设H11b。此外，CP3和参与意愿的交互项系数并不显著，故假设H11a不成立。
图5 技术补偿对感知行为控制与生态保护行为关系的调节作用

Fig.5 Moderating effect of technical compensation on the relationship between perceived behavior control and ecological protection behavior

④生计资本和CP4的交互项对农户感知行为控制具有正向作用（t=2.110，P<0.05），表明政策补偿模式能够正向调节生计资本和感知行为控制的关系，因此假设H12c成立。图6显示，相对于政策补偿水平较低时，当政策补偿力度较强时，生计资本对感知行为控制的影响更加陡峭，进一步支持假设H12c。此外，CP4与其他变量的交互项系数均不显著，故假设H12a和H12b不成立。
图6 政策补偿对生计资本与感知行为控制关系的调节作用

Fig.6 Moderating effect of policy compensation on the relationship between livelihood capital and perceived behavior control

4 结论与建议

4.1 结论

①农户生计资本与其生态认知因素、生态补偿政策参与意愿、生态保护行为之间存在密切联系。生计资本改善了农户行为态度、主观规范及感知行为控制，而行为态度、主观规范也增强了农户参与生态补偿政策的意愿。生态补偿政策参与意愿提升了农户生态保护行为，然而感知行为控制对农户参与生态补偿政策意愿及其生态保护行为不产生影响。
②农户的生态认知因素和参与生态补偿政策意愿在生态保护行为机制中发挥了显著的中介作用。农户行为态度和主观规范在生计资本和生态补偿政策参与意愿之间发挥了中介作用，且农户参与生态补偿意愿在行为态度、主观规范与生态保护行为之间发挥了中介效应。此外，农户生态保护行为影响机制中存在“生计资本→行为态度→生态补偿政策参与意愿→生态保护行为”“生计资本→主观规范→生态补偿政策参与意愿→生态保护行为”的链式中介影响路径。
③生态补偿模式在农户生态保护行为形成中发挥了显著的差异化调节效应。其中实物补偿模式可以正向调节生计资本和农户行为态度的关系，技术补偿模式可以正向调节感知行为控制与生态保护行为的关系，政策补偿模式在生计资本和感知行为控制的关系中起到正向调节作用，而货币补偿模式在生计资本和感知行为控制关系中具有负向调节效应。

4.2 讨论

4.2.1 生计资本、生态认知因素、参与意愿与农户生态保护行为的关系

生计资本与研究区农户生态认知因素的关系与已有相关研究结论相似[5]，然而生态认知因素对农户参与生态补偿政策意愿的作用在不同地区存在差异，反映了农户的生态行为可能受到地理环境的影响。农户生态认知具有区域差异性，且与补偿力度、社会文化相关联，进一步为提升农户参与生态补偿政策意愿需考虑区域地理环境特征、经济发展水平和社会文化环境提供了依据。研究区农户行为态度、主观规范在生计资本—参与意愿关系中发挥的中介作用与目前大部分研究结果类似[5,25]。然而，不同地区的农户感知行为控制在生计资本—参与意愿关系中发挥了不同中介作用[25]，反映了不同的地理环境特征对农户感知行为控制产生不同的影响。此外，生态补偿政策参与意愿在生态保护行为形成机制中发挥的中介作用，与已有研究结论一致[12,37]，证实了农户参与意愿对其生态保护行为具有重要影响。在生计资本—生态保护行为关系中，不同自然保护区周边农户的生态认知因素发挥了不同的中介效应[5]，体现出生态保护行为形成机制的复杂性和不确定性。

4.2.2 生态补偿模式与农户生态保护行为的关系

本文发现生态补偿模式对生计资本—行为态度、生计资本—感知行为控制、感知行为控制—生态保护行为等关系具有差异化调节效应，揭示了农户生态保护行为的形成可能受到独特的政策环境影响及其呈现出的复杂人地关系。这既印证了政策在生态认知因素—参与行为之间发挥调节作用[15]，也补充验证了政策因素在生计资本—生态认知因素关系中的功能。实物补偿、货币补偿、技术补偿及政策补偿体现了补偿模式的不同类型、不同层次和不同功能，侧重点不同，形成不同的政策环境，进而影响公众参与生态补偿的意愿和效果[11]。其中，实物补偿模式常用于初级阶段及生态环境脆弱区，为农户解决生存问题，实物和货币补偿属于输血功能；而作为高级补偿模式的技术和政策补偿，则多用于生态环境较稳定区域，为农户的可持续生计能力提升实现造血功能。从“输血”到“造血”，在不同的生态环境条件下，生态补偿模式在农户生态保护行为形成机制中扮演着不同的角色，充分体现了生态补偿差异性的地理学特征，这为政策制定者根据地理环境和地方农户需求设计合适的生态补偿模式提供一定的依据。
具体而言，实物补偿改善了农户生产资料[6]，正向调节生计资本和农户行为态度的关系，但对研究区农户自我效能感的提升作用有限。面对复杂的生态治理任务时，仅依靠实物补偿难以提升农户的技术能力或决策自主性。货币补偿改善了生计资本，但因强化了农户对外部补偿的依赖性，削弱了自我控制感[39]，负向调节农户生计资本—感知行为控制的关系。货币补偿未能改变农户参与生态补偿政策的态度，无法调节农户生计资本—行为态度的关系，可能与研究区的补偿标准较低且不稳定有关。技术补偿增强了农户的感知行为控制能力，为可持续生计提供内动力，有利于实施生态保护行为[28]，这在本文结论中得到验证。当农户解决基本生存问题后，会更加关注自身的可持续发展，对就业补偿需求增加[4]。就业补偿增强了农户的生计资本和生计能力，提升了实施生态保护行为的意愿和信心。本研究证实了就业补偿在生计资本与感知行为控制的关系中的正向调节效应。然而与实物补偿相比，就业补偿改善农户生产资料的成效较慢，加剧了补偿过程的不确定性，可能导致在农户生计资本—行为态度关系中未起到调节作用。此外，农户主观规范的高低不仅仅是政策激励的结果，也会受到地域人文环境的影响[40]，这可能是4种补偿模式不能调节生计资本—主观规范关系的原因之一。

4.3 政策建议

基于上述结论，为增强农户参与生态补偿政策意愿，促进生态保护行为的实施，本文提出以下政策建议：
①增强农户生计资本，提高参与生态补偿政策意愿。首先，政府可以通过物质和技术层面的扶持，如提供优质种子、生产资料价格优惠、派遣技术人员定期指导和技术培训，提高农户的生计资本，为可持续生计提供保障。其次，重视保护区生态效益向经济效益的转化，以生态系统服务的市场化交易，筹集补偿资金。以此适当提高农户的补偿标准，提升政策参与的积极性、主动性和满意度。
②提升农户行为态度和主观规范，促进生态保护行为的实施。首先，要提升农户行为态度，营造良好的环保社会氛围。政府和非政府组织可定期举办环保教育活动，宣讲和解读保护区生态补偿政策，提高居民的认知，将环保的重要性融入实践中。其次，要加强农户主观规范，引导生态保护行为。政府应发挥指令性规范对当地农户参与生态补偿政策的推动作用；明确奖惩措施，完善监督管理体系，建立双向激励机制，如对于积极参与生态保护活动的农户提供额外的补贴和技术支持，反之加以处罚。
③分区域分阶段实施差异化生态补偿模式，激励农户生态保护行为。首先，在明确补偿区域优先等级基础上，精准匹配补偿资源，实施有针对性的多元补偿组合模式。要充分考虑农户需求、受偿意向以及区域地理特征和经济基础等多重因素，发挥实物、货币、技术和政策4种补偿模式的互补优势及各自功能的侧重。对于经济基础较弱、生态环境较脆弱的区域农户，以实物、货币等初级补偿为主，并根据其行为态度及感知行为控制能力合理实施；对于经济发展条件较好、生态环境较稳定的区域农户，应加强技术和政策等高级补偿，并根据其感知行为控制能力及生态保护行为落实情况灵活调整力度。其次，要有计划地实现从“输血”到“造血”的转换。重视教育与培训，提高农户的知识和技能水平，不断增强可持续生计能力，为实施生态保护行为提供内生力。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序
[1]
闵庆文, 甄霖, 杨光梅. 自然保护区生态补偿研究与实践进展[J]. 生态与农村环境学报, 2007, 23(1):81-84.

[2]
张朝枝, 李子帅. 资源保护对景区内农户生计策略选择的影响机制——以广东丹霞山为例[J]. 经济地理, 2024, 44(7):206-213.

DOI

[3]
王佃利, 滕蕾. 结构重塑、 政策政体与跨域治理:黄河国家战略推进中的协同提升策略[J]. 广西师范大学学报(哲学社会科学版), 2023, 59(3):25-33.

[4]
Zhang B, Li P, Xu Y, et al. What affects farmers' eco-compensation expectations? An empirical study of returning farmland to forest in China[J]. Tropical Conservation Science, 2019,DOI:10.1177/1940082919857190.

[5]
Wang Z, Mao X, Zeng W, et al. Exploring the influencing paths of natives' conservation behavior and policy incentives in protected areas:Evidence from China[J]. Science of the Total Environment, 2020,https://doi.org/10.1016/j.landusepol.202 0.104610.

[6]
Liu M, Yang L, Bai Y, et al. The impacts of farmers' livelihood endowments on their participation in eco-compensation policies:Globally important agricultural heritage systems case studies from China[J]. Land Use Policy, 2018, 77(8):231-239.

[7]
杨云彦, 赵锋. 可持续生计分析框架下农户生计资本的调查与分析——以南水北调(中线)工程库区为例[J]. 农业经济问题, 2009, 30(3):58-65,111.

[8]
苏芳, 尚海洋, 聂华林. 农户参与生态补偿行为意愿影响因素分析[J]. 中国人口·资源与环境, 2011, 21(4):119-125.

[9]
Sultan P, Tarafder T, Pearson D, et al. Intention-behaviour gap and perceived behavioural control-behaviour gap in Theory of Planned Behaviour:Moderating roles of communication,satisfaction and trust in organic food consumption[J]. Food Quality and Preference, 2020,https://doi.org/10.1016/j.foodqual.201 9.103838.

[10]
AL Ziadat M T. Applications of Planned Behavior Theory(TPB) in Jordanian tourism[J]. International Journal of Marketing Studies, 2015, 7(3):95-106.

[11]
Zhu D, Niu Q, Wang Y, et al. The influence of psychological cognition and policy environment on the basin residents’ behavior of ecological compensation under the background of carbon neutrality:A case study in upper Yellow River basin,China[J]. Ecological Indicators, 2023,DOI:10.1016/j.ecolind.2023.110031.

[12]
张文彬, 李国平. 生态补偿、 心理因素与居民生态保护意愿和行为研究——以秦巴生态功能区为例[J]. 资源科学, 2017, 39(5):881-892.

DOI

[13]
张化楠, 葛颜祥, 接玉梅, 等. 生态认知对流域居民生态补偿参与意愿的影响研究——基于大汶河的调查数据[J]. 中国人口·资源与环境, 2019, 29(9):109-116.

[14]
Zhao Z, Xue Y, Geng L, et al. The influence of environmental values on consumer intentions to participate in agritourism—A model to extend TPB[J]. Journal of Agricultural and Environmental Ethics, 2022,DOI:10.1007/s10806-022-09881-8.

[15]
黄晓慧, 陆迁, 王礼力. 资本禀赋、 生态认知与农户水土保持技术采用行为研究——基于生态补偿政策的调节效应[J]. 农业技术经济, 2020, 39(1):33-44.

[16]
Hong J, She Y, Wang S, et al. Impact of psychological factors on energy-saving behavior:Moderating role of government subsidy policy[J]. Journal of Cleaner Production, 2019, 232(27):154-162.

[17]
袁梁, 张光强, 霍学喜. 生态补偿、 生计资本对居民可持续生计影响研究——以陕西省国家重点生态功能区为例[J]. 经济地理, 2017, 37(10):188-196.

[18]
李瑞, 芮佳雯, 张跃胜. 生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响效应[J]. 改革, 2019, 32(6):114-122.

[19]
Thuy N N, Dwivedi P, Rossi F, et al. Role of social capital in determining conservation attitude:A case study from Cat Tien National Park,Vietnam[J]. International Journal of Sustainable Development and World Ecology, 2011, 18(2):143-153.

[20]
Castillo G M L, Engler A, Wollni M. Planned behavior and social capital:Understanding farmers' behavior toward pressurized irrigation technologies[J]. Agricultural Water Management. 2021,https://doi.org/10.1016/j.agwat.2020.106524.

[21]
Zhou N, Zhong F, Yin Y. Does livelihood determine attitude? The impact of farmers' livelihood capital on the performance of agricultural non-point source pollution management:An empirical investigation in Yilong Lake Basin,China[J]. Agriculture, 2023,https://doi.org/10.3390/agriculture13051036.

[22]
Chow W S, Chan L S. Social network,social trust and shared goals in organizational knowledge sharing[J]. Information and Management, 2008, 45(7):458-465.

[23]
Noor N M, Noranee S, Zakaria M F, et al. Online Shopping: The Influence of Attitude, Subjective Norm and Perceived Behavioral Control on Purchase Intention[C]. Proceedings of the International Conference on E-Business and Applications, Kuala Lumpur,Malaysia:2020:33-36.

[24]
Masud M M, Kari F B, Yahaya S R B, et al. Impact of residents' livelihoods on attitudes towards environmental conservation behaviour:An empirical investigation of Tioman Island Marine Park area,Malaysia[J]. Ocean and Coastal Management, 2014, 93(7):7-14.

[25]
He S, Wang B. Driving mechanism for farmers to adopt agroecology for biodiversity conservation:Inspiration from tea management in a China National Park[J]. Journal of Applied Ecology, 2024, 61(8):1841-1866.

[26]
Wan C, Shen G Q. Encouraging the use of urban green space:The mediating role of attitude,perceived usefulness and perceived behavioural control[J]. Habitat International, 2015, 50(6):130-139.

[27]
Ali S, Ullah H, Akbar M, et al. Determinants of consumer intentions to purchase energy-saving household products in Pakistan[J]. Sustainability, 2019,DOI:10.3390/su11051462.

[28]
Ajzen I. The Theory of Planned Behaviour:Reactions and reflections[J]. Psychology and Health, 2011, 26(9):1113-1127.

[29]
Ajzen I. The Theory of Planned Behavior. Organizational behavior and human decision process[J]. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 1991, 50(2):179-211

[30]
Lam T, Hsu C H C. Predicting behavioral intention of choosing a travel destination[J]. Tourism Management, 2006, 27(4):589-599.

[31]
Chen Q. Analyzing farmers' cultivated-land-abandonment behavior:Integrating the theory of planned behavior and a structural equation model[J]. Land, 2022,https://doi.org/10.3390/land11101777.

[32]
Sheeran P. Intention—behavior relations:A conceptual and empirical review[J]. European Review of Social Psychology, 2002, 12(1):1-36.

[33]
Yang X, Zhou X, Cao S, et al. Preferences in farmland eco-compensation methods:A case study of Wuhan,China[J]. Land, 2021,https://doi.org/10.3390/land10111159.

[34]
Liu M, Rao D, Yang L, et al. Subsidy,training or material supply?The impact path of eco-compensation method on farmers' livelihood assets[J]. Journal of Environmental Management, 2021,https://doi.org/10.1016/j.jenvman.2021.112339

[35]
丁金梅, 李霞, 文琦. 能源开发区生态补偿方式对农户生计影响研究——以榆林市为例[J]. 地理与地理信息科学, 2017, 33(6):80-86.

[36]
施翠仙, 郭先华, 祖艳群, 等. 基于CVM意愿调查的洱海流域上游农业生态补偿研究[J]. 农业环境科学学报, 2014, 33(4):730-736.

[37]
靳乐山, 徐珂, 庞洁. 生态认知对农户退耕还林参与意愿和行为的影响——基于云南省两贫困县的调研数据[J]. 农林经济管理学报, 2020, 19(6):716-725.

[38]
Rodriguez-Gonzalez R M, Maldonado-Guzman G, Madrid-Guijarro A, et al. Does circular economy affect financial performance?The mediating role of sustainable supply chain management in the automotive industry[J]. Journal of Cleaner Production, 2022,https://doi.org/10.1016/j.jclepro.2022.134670.

[39]
Liu M, Bai Y, Ma N, et al. Blood transfusion or hematopoiesis?How to select between the subsidy mode and long-term mode of eco-compensation[J]. Environmental Research Letters,2020,DOI:10.1088/1748-9326/ab9793.

[40]
Trongmateerut P, Sweeney J T. The influence of subjective norms on whistle-blowing:A cross-cultural investigation[J]. Journal of Business Ethics, 2023, 112(3):437-451.

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