農戶生態養殖模式采納意愿形成機制研究*
——基于TPB-NAM整合框架

汪興東，鄭哲棋，魯 盼※，廖 冰，彭 丹

（1.江西農業大學經濟管理學院，南昌 330045；2.西安交通利物浦大學國際商學院，蘇州 215123）

0 引言

近年來迅速發展的水禽產業，在保障國內外市場水禽產品穩定供給，促進農戶增收的同時，也給生態環境和公共衛生安全造成嚴重威脅[1]。水禽廢棄物資源化循環利用的現代生態養殖模式是實現經濟、生態與社會效益并舉的有效舉措。為此，各國政府一直在積極推廣生態農業來改善環境質量。如伊朗積極推廣綜合蟲害治理技術以保障農業生產[2]，美國開展生態農場建設以減少環境污染[3]，我國也大力推廣生態養殖模式，但尚未取得預期效果。已有研究結果表明，農戶的生態養殖認知程度較低，采用生態養殖模式的農戶較少[4]。農戶作為采納生態養殖模式的主體，其采納的動機是什么？意愿如何產生？有哪些因素會提升（或阻礙）意愿的形成？等問題值得深入探究，對于這些問題的回答將有助于政府制定合理的政策及激勵措施來提高農戶采納生態養殖的積極性。

鑒于農戶的生態養殖行為屬于親環境行為范疇，兼具有利己和利他屬性，農戶實施生態養殖行為，既能提升（亦或降低）個體利益，也能提升社會效益（降低環境污染）。目前的大部分研究基本圍繞這兩個方面展開：利己動機認為，個體在行為選擇上會基于成本與收益的比較，而Ajzen[5]提出的計劃行為理論（TPB）能夠很好地解釋個體行為的理性決策，已成為預測個體行為最常用的模型，但由于親環境行為具有利他屬性，僅從利己屬性無法詮釋個體的親環境行為。因此有學者從利他視角出發[6]，引入道德激勵理論（NAM）以提升對個體親環境行為的解釋力度，但該理論在強調個體實施某一行為時利他動機（如社會道德）重要性的同時，在一定程度上忽視了個體利己動機在解釋親環境行為中的作用。從農戶生態養殖行為動機形成的邏輯上看，其意愿的產生可能會受到利己和利他動機的共同影響。

鑒于此，文章綜合運用TPB和NAM的理論框架，并引入過去習慣構建出拓展TPB-NAM整合模型，從個體經濟理性和社會道德理性兩個維度考察農戶生態養殖模式采納意愿的形成機制。具體而言，研究從以下三個方面進行：（1）應用整合的TPB-NAM來解釋農戶生態養殖模式采納意愿的形成機制；（2）探索TPB和NAM之間的結構關系；（3）探討利己和利他動機對農戶生態養殖模式采納意愿形成的作用路徑及方式。以期為政府有關部門完善相關政策及配套措施提升農戶的生態養殖意愿提供理論借鑒和政策參考。

1 理論基礎與研究假設

1.1 計劃行為理論（TPB）

TPB（Theory of Planned Behavior, TPB）最初由Ajzen在1991年提出，是社會心理學領域中用于解釋及預測個體行為的經典理論。已有眾多研究把TPB應用于個人健康[7]、環境行為[8]、政策采納[9]等領域，并取得了大量成果。該理論認為個體行為意愿（Intention, INT）由態度（Attitude, ATT）、主觀規范（Subjective Norms, SN）和感知行為控制（Perceived Behavior Control, PBC）3個主要因素決定。TPB具有較好的開放性，在傳統模型的基礎上，引入其他對意愿有重要影響的變量能夠進一步提升模型的解釋力度。如Bamberg[10]和張輝等[11]的研究證明了過去行為能夠影響個體實施類似行為的意向，Conner[12]進一步指出把過去行為納入TPB時，增加了對意向7%的解釋力度。借鑒這些研究成果，該研究將傳統的TPB進行拓展，探討納入過去習慣后，將會對個體態度、感知行為控制及意愿形成產生何種影響。

態度是指個體對執行某特定行為有利或不利的認知及評價。通常而言，如果農戶對生態養殖模式認知度越高，評價越積極，則其生態養殖模式采納意愿也會越高；反之，則其在主觀上采納生態養殖模式的意愿會降低[13]。Rezaei[2]的研究表明，農戶對病蟲害綜合治理技術的態度和認知是影響技術采納最重要的因素。米松華等[14]發現農戶認知能顯著提高減排技術的采納意愿，且認知能力每提高一個單位，對低碳技術采納的貢獻為25.5%。理論上看，生態養殖模式的應用，不僅可以實現資源綜合有效利用，減少環境污染，產生生態效益，而且可以生產出無公害高質量綠色產品，給農戶帶來經濟效益。因此，當農戶感知到生態養殖模式有用，并能帶來積極結果，他們會有較高的采納意愿?；诖?，提出假設1。

H1：個體態度對農戶生態養殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

感知行為控制是指個體執行某一特定行為的容易或困難程度，是個體對促進或阻礙其行為發生因素的主觀認知。這種認知在很大程度上取決于個體在實施過程中對成本和效益（包括財務成本、努力和時間）的權衡[15]。這表明，當個體認為執行某種行為較容易時，他就有較高的感知行為控制及自我效能感，進而有更強的行為實施意愿。謝賢鑫[16]對江西農戶生態耕種的研究發現，感知行為控制對農戶采納意愿有著顯著的影響。張董敏[17]等研究了農戶兩型農業認知的響應行為，發現具有更高能力、資源或機會的農戶對兩型農業行為響應程度更高。這些事實可以擴展到農戶的生態養殖中，當農戶相信自己掌握了足夠的知識、技能和資源時，他們就更有可能形成生態養殖意愿?；诖?，提出假設2。

H2：感知行為控制對農戶的生態養殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

主觀規范是指個體執行或不執行某一行為所感受到的壓力，這種壓力主要來自于對其行為決策具有影響力的個人或團體。換言之，個體通常更喜歡與參照群體的期望保持一致。通常情況下，與個體關系密切的個人或團體對執行某一行為越積極，則個體執行該行為意愿越強；反之，則會降低個體執行該行為的意愿[18]。曹惠[19]的研究表明，來自親朋好友或重要同事等的社會期待對農戶化肥減量化施用行為意向具有顯著的正向影響。Arli和Tan[20]在關于綠色產品購買意愿的研究中也證實了這一觀點。在生態養殖實踐中，囿于農戶自身知識水平以及判斷能力，村干部以及親戚朋友對生態養殖技術的采納會產生示范效應，進而促使農戶提高對生態養殖的采納意愿?；诖?，提出假設3。

H3：主觀規范對農戶生態養殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

過去習慣（Past Habit, PH）是指是個體會把過去發生的行為經驗作為心理認知基礎，啟發將來實施相似的行為[21]。崔亞飛等[21]關于農戶生活垃圾處理行為的研究證明過去行為會影響行為意愿。然而，Sommer[22]則將感知行為控制作為過去習慣與行為意愿的中介變量，認為過去習慣會通過影響個體對行為的控制能力來影響農戶的行為意愿。此外，Trafimow[23]認為如果人們有過去的習慣，態度的預測能力應該減弱，相反，Huitu[24]則認為當人們不習慣表現出某種行為時，態度則是行為意愿的良好預測變量。有研究也發現將個體的過去習慣納入TPB中會提升對個體行為意愿的預測力度[13]。從邏輯上看，擁有生態養殖經驗的農戶，對生態養殖的認知程度更高，感知生態養殖的難度更低，從而影響其對生態養殖技術的采納意愿，因此，基于上述論述，將過去習慣納入TPB中，得到以下假設。

H4：過去習慣對農戶生態養殖態度具有正向影響。

H5：過去習慣對農戶生態養殖感知行為控制具有正向影響。

H6：過去習慣對農戶生態養殖模式采納意愿具有正向影響。

1.2 道德激勵理論（NAM）

最早由Schwartz在1977年提出的道德激勵理論（Norm Activation Model, NAM），主要用來預測和解釋個體的利他行為，被廣泛應用于各種親社會和親環境領域，如綠色出行方式選擇[25]、農戶采用生態農業實踐[2]等。個人規范（Personal Norms, PN）、后果意識（Awareness of Consequence, AC）和責任歸屬（Attribution of Responsibility, AR）構成了道德激勵理論模型的核心變量，其中，個人規范由后果意識和責任歸屬這兩個因素激活。個人規范是指特定情況下個體實施具體行為的自我期望，是被內在化的社會規范，是自我的道德義務感；后果意識是指個體對自身行為可能產生的積極或消極影響的感知；而責任歸屬則表明個體對其行為后果的責任感[26]。

根據NAM，個人規范越強的個體越容易在生產生活中實施符合個人規范要求的意愿或行為。當個體遵循個人規范實施具體行為時，會因其實際行為與自我期望保持一致而感到滿足，進而產生自我肯定，但當具體行為違反個人規范時，個體內心可能會因實際行為與自身期望相違背而出現內疚感，進而導致自我否定。張琰[27]對航空旅行者碳補償支付意愿的研究發現，個人規范對碳補償支付意愿存在顯著的正向影響，王麗麗[28]在城市居民參與環境治理行為意向研究中也得出類似的結論。農戶實施生態養殖行為有利于減少農業污染、保護環境，是一種親環境行為，具有利他屬性，其行為與農戶的自我期望相一致。因此，提出假設7。

H7：個人規范對農戶的生態養殖模式采納意愿具有顯著的正向影響。

NAM認為，當個體意識到自身行為可能對環境產生負面影響時，個體傾向于對行為的負面后果負責，反之，如果個體沒有意識到自己行為會對環境產生影響，則不太可能對這些后果承擔責任。這表明個體的后果意識是責任歸因的重要前因。此外，如果個體意識到親環境的積極后果，并覺得自己有責任去保護生態環境，則個體的個人規范會越高，實施親環境行為的意愿也會強烈。秦曼等[6]關于海洋水產企業親環境意愿研究發現，后果意識對個觀規范和責任歸屬均具有顯著正向影響，同時責任歸屬也正向影響管理者個人規范。在實施生態養殖的親環境行為中，當農戶意識到不實施生態養殖的消極后果，并認為自己有責任去改善養殖環境，那么農戶踐行親環境行為的自我期望和道德義務感就會比較強烈。值得注意的是，如果農戶并沒有意識到生態養殖對環境產生的作用，那么農戶便不太可能采取親環境行為?；诖?，得到以下假設。

H8：后果意識對農戶個人規范具有顯著正向影響。

H9：責任歸屬對農戶個人規范具有顯著正向影響。

H10：后果意識對農戶責任歸屬具有顯著正向影響。

根據上述文獻綜述及所提出的假設，該文構建出拓展的TPB-NAM整合研究框架，如圖1所示。從個體經濟理性視角看，影響農戶生態養殖意愿的前置變量為：態度、過去習慣、感知行為控制及主觀規范，而過去習慣會影響態度及感知行為控制；從社會道德理性視角看，后果意識及責任歸屬會通過個體規范間接影響農戶的生態養殖意愿，且后果意識是責任歸屬的重要前置變量。

圖1 理論研究框架

2 研究設計

2.1 問卷設計

問卷分成兩部分，第一部分為個人背景資料，包含年齡、性別、文化程度和家庭年收入等人口統計特征變量；第二部分基于TPB和NAM，擬用19個題項來測量意愿、態度、主觀規范、感知行為控制、個人規范、后果意識、責任歸屬、過去習慣8個變量，測量題項的選取均借鑒國外已有的成熟量表，并結合農戶生態養殖實踐對部分題項描述進行適當修正形成最終量表，具體描述見表1。在TPB中，態度和主觀規范的3個題項、感知行為控制的2個題項均改編自Rezaei等[2]的量表，意愿的2個題項參考Ajzen[5]的測量方式，從時間維度“下一年度”和空間維度“養殖區域”來考察，過去習慣參考Verplanken等[29]的研究成果，通過一個題項來測量。在NAM中，個人規范和后果意識的3個題項、責任歸屬的2個題項改編自Han[30]的量表。第二部分的所有題項均采用李克特5級量表測量，其中“1”代表完全不同意，“5”代表完全同意。

表1 量表設計與測量

2.2 數據來源

采用四分層抽樣的方式獲取調查樣本，具體為：首先，基于等額抽樣選取省級樣本，結合國家水禽產業技術體系（CNWITS）對全國主要水禽主產?。ㄊ?、區）水禽生產情況的統計，分別在技術體系中擁有2個綜合試驗站，1個綜合試驗站及沒有綜合試驗站的省份各隨機選取1個樣本省，分別為湖北省、江西省和云南省作為樣本省份；其次，采用等比抽樣選取樣本縣（市、區），根據CNWITS2019年的調查數據，江西省、湖北省和云南省的水禽綜合產值比6∶3∶2，按照此比例在3個樣本省共選取11個樣本縣（市、區），其中江西省6個，湖北省3個，云南省2個；然后，采取典型抽樣選擇樣本鄉（鎮），每個樣本縣（市、區）選取水禽養殖業較發達的1個鄉（鎮）；最后，采取隨機抽樣選取行政村及養殖戶樣本，每個樣本鄉（鎮）隨機抽取4～5個行政村，每個樣本村再隨機抽取10～15戶養殖戶。調查于2020年5—10月通過入戶一對一的訪談形式進行。為確保養殖戶認真填答，訪談者向被訪者解釋問卷題項，以使其理解題項內容，每次訪談過程大約為45min，養殖戶完成問卷后給予價值20元的電話卡作為報酬，以保證數據質量。共發放問卷550份，經整理剔除無效問卷后，獲得有效問卷527份，問卷有效率為95.81%。

樣本人口統計特征描述如表2所示，受訪者中男性居多（67.0%），年齡偏大，平均年齡約為50歲（SD=14.69），大多數受訪者為初中或以下學歷，文化程度總體偏低，近一半（48.6%）的受訪者家庭年收入為2萬～6萬元，2017—2019年受訪者的平均家禽存欄量為1 552.63（SD=7 323.792）、2 276.15（SD=10 966.569）和5 083.98（SD=26 041.042）。人口統計特征與《2019年中國統計年鑒》中的農村戶主相關數據無顯著差異，可以認為該次調查所選取的樣本具有代表性。

表2 樣本特征分析（N=527）

2.3 模型構建

在拓展的TPB-NAM整合模型中的所有變量，除過去習慣外，均為潛變量，包含多個測量題項，故采用結構方程模型（Structural Equation Modeling, SEM）來驗證變量間的路徑關系。模型構建表達式為：

式（1）為結構方程，用以計算外生潛變量（ATT、PBC、SN、AC）與內生潛變量（INT、AR、PN）之間的線性關系，其中，η表示內生潛變量，ξ表示外生潛變量，B表示內生潛在變量間的系數矩陣，Γ表示相應變量的系數矩陣，ζ為誤差項。式（2）（3）為測量方程，用以計算潛變量與各自觀測變量之間的線性關系，其中，Y表示內生潛變量的觀測變量向量，Λy表示內生潛變量與各自觀測變量的關聯系數矩陣，X表示外生潛變量的觀測變量向量，Λx表示外生潛變量與各自觀測變量的關聯系數矩陣，ε、σ均為誤差項。

為了考察3省份樣本是否存在顯著差異，利用最小顯著性差異法（Least Significant Difference, LSD）對數據進行檢驗。結果顯示，在95%的置信水平下，3省份樣本在人口統計特征及各測量題項上均無顯著差異。故將3省份樣本數據進行合并分析。此外，為確保共同方法偏差（Common Method Biases, CMB）不會影響結構方程模型分析結果，受訪者事先被告知“測量題項無正確與錯誤之分，且結果不會被單獨呈現”。Harman[31]單因子檢驗結果也表明，未旋轉情況下第一主成分的方差解釋率小于50%，進一步說明共同方法偏差不會影響模型分析結果。

3 結果與分析

3.1 農戶生態養殖模式采納意愿分析

從總體來看，受訪農戶表現出較高的生態養殖模式采納意愿，均值為3.71（表1）。在影響采納意愿的TPB前置因素中，受訪農戶具有較為積極的態度（均值為3.84）和較高的主觀規范（均值為3.58），以及較好的生態養殖習慣（均值為3.43），但感知行為控制水平偏低（均值為2.89）。表明受訪農戶對生態養殖模式產生了正向評價，且在是否采納生態養殖模式上，感受到來自相關群體的壓力，進而傾向于與群體期望保持一致，并保持較好的生態養殖習慣，然而可能由于缺乏必要的技術與資金支持，導致其感知采納生態養殖模式難度較高。在影響采納意愿的NAM前置因素中，受訪農戶的個人規范（均值為3.53）、責任歸屬（均值為3.70）及后果意識（均值為3.68）均表現出較高水平，表明大部分受訪農戶對采納生態養殖模式具有較高的自我期望，并意識到不采納生態養殖模式可能產生的負面后果，且認為有責任改善養殖環境。

3.2 模型檢驗

將數據代入模型進行擬合計算，整體模型適配度指標為：卡方自由度比值χ2/df=2.417（小于3），近似誤差均方根RMSEA=0.052（小于0.08），絕對值擬合優度指數GFI=0.947（大于0.9），修正的擬合優度指數AGFI=0.920（大于0.9），規范擬合指數NFI=0.957（大于0.9），增量擬合指數IFI=0.974（大于0.9），簡約擬合指數PGFI=0.631（大于0.5），簡約調整后的規范擬合指數PNFI=0.713（大于0.5）。模型各項適配指標均達判定標準值，通過適配度檢驗，表明理論模型與實際調查數據擬合較好，具備結構方程模型的分析特征。

模型所使用量表的信效度檢驗如表3所示。各潛變量的Cronbach'sα值在0.78～0.89，通過信度檢驗，表明量表具有較好的內部一致性。所有測量題項的標準化因子載荷均在0.7以上，各潛變量的平均變異萃取量（AVE）均大于0.5，表明量表具有較高的收斂效度。各潛變量AVE的算術平方根均高于此潛變量與其他任一潛變量間的相關系數（表4），表明量表亦具有較好的區分效度。

表3 信效度檢驗

表4 區別效度

3.3 農戶生態養殖模式采納意愿形成機制

為了充分驗證整合模型的適配性，對TPB模型（模型1）、加入過去習慣的拓展TPB模型（模型2）、NAM模型（模型3）及TPB-NAM整合模型（模型4）進行逐步檢驗，結果如表5所示。4個模型的擬合度指標均通過檢驗，但模型4中意愿調整后的R2為0.66，大于其他3個模型，表明整合模型對農戶生態養殖意愿形成機制具有更強的解釋力。

表5 模型適配度檢驗的主要指標

整合模型農戶生態養殖模型采納意愿形成機制的路徑估計結果如圖2所示，除過去習慣對農戶生態養殖模式采納意愿的影響不顯著外，其他所有關系均有統計學意義。首先，在TPB框架中，態度、感知行為控制及主觀規范均對農戶生態養殖模式采納意愿產生顯著的正向影響，假設H1～H3得到驗證，但三者的重要程度不同。其中，態度的標準化路徑系數最大（β=0.50，P＜0.001），表明態度對農戶生態養殖模式采納意愿的影響最強，農戶的態度越積極，其采納意愿就越強烈。主觀規范（β=0.21，P＜0.001）是影響采納意愿的第二個主要因素，意味著農戶在進行養殖模式選擇時，會受到來自親人、鄰居及村干部等重要相關群體的影響，當這種影響越積極，其生態養殖模式采納意愿也會越高。感知行為控制（β=0.13，P＜0.001）是預測農戶生態養殖模式采納意愿的另一個因素，由于農戶的感知行為控制主要來自自我效能，包括知識、經驗、技能和資金等相關資源，如果農戶缺乏這些資源，可能導致促發動機不足，導致采納意愿的發生強度降低。

圖2 結構方程模型標準化路徑系數

其次，在拓展的TPB模型中，過去習慣雖然不會對農戶生態養殖模式采納意愿產生直接影響（β=0.04，P＞0.1），H6未得到支持，但卻通過態度（β=0.53，P＜0.001）及感知行為控制 （β=0.61，P＜0.001）間接影響意愿，H4和H5成立。意味著擁有相關生態養殖經驗的農戶，一方面對生態養殖模式的認知程度更高，態度也積極，另一方面具有更高的自我效能感，擁有更多的知識、經驗、技能和資金等相關資源，感知行為控制更強，進而表現出更高的生態養殖模式采納意愿。

最后，在NAM中，農戶的個人規范對其生態養殖模式采納意愿具有顯著正向影響（β=0.15，P＜0.01），H7成立。事實上，在親環境行為中，個體道德認知是影響其親環境行為采納意愿的關鍵因素，個體的個人規范會激發其實施親環境行為的自豪感或罪惡感，從而對實際的行為意愿產生影響。由于農戶采納生態養殖模式屬于親環境行為范疇，具有利他屬性，具有較高個人規范的農戶，會表現出更強的采納意愿。農戶的后果意識（β=0.41，P＜0.001）不僅會直接影響個人規范，還會通過責任歸屬（β=0.75，P ＜0.001）間接影響個人規范（β=0.43，P＜0.001），H8～H10成立?？梢姰斵r戶意識到不采納生態養殖模式可能對生態環境造成的負面影響，并認為應該對此承擔責任時，其個人規范會被后果意識和責任歸屬激活，進而提升其生態養殖模式采納意愿的發生強度。

通過 Bootstrap檢驗TPB-NAM整合模型中各變量間的直接效應、間接效應和總效應，如表6所示。主觀規范和個人規范對生態養殖模式采納意愿的直接效應為 0.21和 0.15，也就是農戶出于成本—收益的“利己”動機高于出于道德義務感的“利他”動機。關于個人規范的激活路徑，后果意識對個人規范的直接影響效應為0.41，對責任歸屬的直接影響效應為0.75，對個人規范的間接影響效應為0.32?？梢?，個人規范可沿著“后果意識→責任歸屬→個人規范”和“后果意識→個人規范”兩類路徑被激活，表明NAM理論在農戶生態養殖模式采納決策研究方面具有良好的適用性。

表6 各變量影響的直接效應、間接效應和總效應

4 結論與建議

4.1 研究結論

基于拓展的TPB-NAM整合分析框架，運用結構方程模型從個體經濟理性和社會道德理性兩個視角分析農戶生態養殖模式采納意愿的影響機制，主要獲得以下研究結論。

（1）將TPB與NAM納入統一的分析框架，從農戶的個體經濟理性和社會道德理性雙重視角解釋了農戶生態養殖模式采納意愿的形成機制，發現農戶生態養殖模式采納意愿的形成會受到利己和利他雙重動機的影響，且利己動機的驅動力更大。

（2）在TPB中，態度、感知行為控制、主觀規范均會對農戶生態養殖模式采納意愿產生積極影響，但作用大小存在差異，其中態度對意愿的作用最大，而主觀規范的作用要高于感知行為控制。

（3）過去習慣雖不能直接影響農戶生態養殖模式采納意愿，但會通過態度和感知行為控制間接提升其采納意愿，證明了將過去習慣與TPB結合的有效性，為納入其他變量，以進一步拓展TPB-NAM整合分析框架提供了有價值的嘗試。

（4）在NAM中，后果意識不僅直接強化個人規范，還會通過責任歸屬間接正向作用于個人規范，進而提升農戶生態養殖模式采納意愿，表明農戶如果意識到采納生態養殖模式會對生態環境產生積極影響時，會激發其環境責任感，進而表現出更強的采納意愿。

4.2 對策建議

基于以上研究結論，提出以下對策建議。

（1） 政府激勵農戶采納態養殖模式時，要兼顧農戶的利己與利他動機。一方面要培養農戶進行生態養殖的積極態度，強化其對生態養殖模式的認知，如宣傳生態養殖可以提升畜禽質量，獲得更高的產品溢價，以增加經濟收益，或采取相關政策激勵，如舉辦生態養殖技術培訓，發放生態養殖補貼，進行環境補償（生態養殖可降低環境污染），開展生態產品認證等方式，降低生態養殖的技術門檻，并給予資金支持，以提升農戶的養殖技能，弱化養殖風險，從個體理性視角，鼓勵農戶進行生態養殖，以激發農戶的利己動機；另一方面，要加強對養殖戶非生態化養殖造成生態環境破壞（如土壤污染、水體污染、農殘超標等）的教育，如發放環保手冊、微信群公告、舉辦環保宣講會，提升農戶對環境保護的責任意識與后果感知，激發農戶的利他動機和環境保護責任感，從社會理性視角，激發農戶生態養殖模式采納意愿。

（2）相關群體是否采納生態養殖模式具有很強的參照效應，因此政府要重視相關群體對農戶養殖行為的影響，如重點關注村干部、鄉賢、致富帶頭人等群體，通過示范一個帶動一批的模式，集中培育關鍵示范戶的生態養殖行為，提升示范戶的盈利能力，以便在周邊農戶中形成示范帶動效應，整村或整鎮（鄉）推動生態養殖模式。

（3）要重視農戶過去養殖經驗的影響，盡管養殖經驗不直接影響農戶的生態養殖意愿，但會通過態度及感知行為控制產生間接作用，因此要阻斷農戶對傳統養殖模式的路徑依賴，一方面強化農戶對傳統養殖模式劣勢與生態養殖模式優勢的認知，更新農戶的養殖觀念，另一方面利用一定的行政手段，如基于三區劃定（可養區、限養區和禁養區），尤其是限養區，只允許生態養殖戶進入養殖區域，從制度上保證農戶生態養殖習慣的形成。