-
野生动物保护是生态文明建设的重要组成部分,关系到人与自然和谐共生格局的形成?021?0月,国务院发表《中国的生物多样性保护》白皮书指出:“中国不断加强生物多样性保护宣传教育,政府加强引导、企业积极行动、公众广泛参与的行动体系基本形成。”随后,国务院印发《关于进一步加强生物多样性保护的意见》进一步指出,要提高社会各界保护生物多样性的自觉性和参与度,让保护生物多样性成为公民自觉行动。就此,如何促进公众参与野生动物保护是一个具有现实意义的命题、/p>
公众参与野生动物保护的形式多样,如成为监督者、宣传者和捐赠耄sup>[1]。国内学者先后采用条件价值评估法(contingent valuation method,简称CVM)、选择实验等方法,使用支付意愿、保护意愿等单维变量测度了公众对东北虍sup>[2]、亚洲象[3]、朱?sup>[4]、大熊猫[5-6]、非洲象[7]和丹顶鹤[8]等明星物种的保护参与意向。随着我国公众生态文明素养的提升,已有研究表明我国公众的野生动物保护参与意向明显提高,例如,2007年针对哈尔滨市区居民的研究表明,居民对保护东北虎的支付意愿为111.24?(户·平sup>?(sup>[2];就大熊猫保护而言,宗雪等[6]调查表明2005年四川省3个大熊猫自然保护区公众的平均支付意愿?2.7?(人·平sup>?),Ma筈sup>[5]研究得出2014年四川省华蓥市公众的平均支付意愿?88?(人·平sup>?)。在解释支付意愿的成因时,我国学者多采用Logistic回归模型讨论社会人口特征的影哌sup>[4-5,9]。比较而言,外国学者则常从多个维度衡量公众的野生动物保护参与意向,将非洲象[10]、佛罗里达美洲狮[11]等明星物种及海牛[12]、蝙蝟sup>[13]等非明星物种作为研究对象,探析心理因素与社会人口特征对公众野生动物保护参与意向的共同影响,以对公众野生动物保护参与意向的形成机理进行更为全面的解释、/p>
赛加羚羊'i>Saiga tatarica)是国际野生动物保护实践中受到高度关注的物种,也是国内学者关注较少但国外学者持续关注的非明星物种。保护赛加羚羊是一项系统性很强的工作,不仅要直接保护种群,还要保护栖息地和规范人类活?sup>[14]。作丹i>Convention on Biological Diversity(简称CBD,《生物多样性公约》)咋i>the Convention on International Trade in Endangered Species of Wild Fauna and Flora(简称CITES,《濒危野生动植物种国际贸易公约》)的缔约方,我国有保护赛加羚羊、限制赛加羚羊制品贸易的公约义务。王思宇筈sup>[15]总结了各国保护对策,指出要加强立法和宣教以提高公众的赛加羚羊保护意识,从而提高保护成效。Kuhl筈sup>[16]调查了赛加羚羊分布区的居民,发现他们对赛加羚羊现状有很好的了解,对其保护持积极态度,说明人类活动对赛加羚羊的威胁正在降低。Howe筈sup>[17]评估了俄罗斯卡尔梅克共和国通过宣教活动干预公众保护意识的有效性,发现接受过宣教信息的公众有更高的赛加羚羊保护支付意愿。赛加羚羊角入药使用被认为是赛加羚羊濒危的原因之一[18]。针对新加坡公众的研究发现,赛加羚羊角药消费者与非消费者相比更可能认为赛加羚羊是野外常见物种,但这种认知与羚羊角药消费之间的关系尚不明?sup>[19]。综合来看,现有研究为理解和提高公众的赛加羚羊保护参与意向提供了有利参考,但对保护参与意向形成机理的解释尚有不足,缺乏系统的理论分析框架、/p>
本文以赛加羚羊为研究对象,对计划行为理论(theory of planned behavior, 简称TPB)进行拓展以构建理论分析框架,通过问卷调查了解公众的赛加羚羊保护参与意向,使用结构方程模型(structural equation modeling, 简称SEM)分析公众保护参与意向的影响因素,从而呈现提高公众保护参与意向的路径,为促进公众参与赛加羚羊保护提供决策参考。本研究的创新性主要体现为:对TPB这一经典行为心理学理论进行拓展,提出适用于解释国内公众野生动物保护参与意向的理论模型,并从个体感知角度探析促进公众参与保护的机理与路径,对今后的相关研究具有一定的学术借鉴意义、/p>
-
使用结构式调查问卷收集数据。问卷由3个部分共29个题项组成:①询问受访者的态度、规范、知觉行为控制和保护参与意向,共20个题项,均使用李克特五级量表进行测量? = 完全不同意,2 = 比较不同意,3 = 无所谓,4 = 比较同意? = 完全同意);②设?个与赛加羚羊相关的知识问题,每题答对?分,否则?分,加总得出的保护知识取值为0 ~ 5;③设置4个社会人口特征题项,询问受访者的性别、年龄、学历、年收入。问卷设计完成后先进行了专家咨询和预调查,用预调查样本检验量表信度和效度,再修订形成正式问卷、/p>
数据收集工作通过线上调查形式完成。与线下调查相比,线上调查有成本低、覆盖广、时效强的优点,适用于个人意识类调查[39],缺点是不易控制抽样过程[40]。线上调查已常见于野生动物保护相兲sup>[7,41]、TPB相关[42]的公众研究。本文数据收集适逢新冠肺炎疫情时期,线下调查较难开展,线上平台成为开展全国性调查的最佳选择。为提高样本代表性,研究区域覆盖不同地区的一、二、三线城市。为提高调查数据真实性,在问卷卷首界定了相关概念以降低受访者的理解偏差,说明了填答匿名性和数据保密性以减少受访者的顾虑。为提高数据质量,依据答题时间和选项重复率筛选有效问卶sup>[40]。使用腾讯问卷的回答小组收集数据,该平台通过微信随机邀请潜在受访者。受访者为16 ~ 40岁的中国公众。赛加羚羊保护参与意向调研组?020?月进行预调查,回?73份数据,筛选后得到180份有效数据,有效率为65.93%。修订问卷后,于2020?月进行正式调查,回收来自北京、河北、江苏、广东、湖?个省市共11个一、二、三线城市的669份数据,筛选后得到536份有效数据,有效率为80.12%、/p>
-
本文涉及不能被直接观测的心理变量,因此选用能通过观测变量度量潜变量的SEM进行实证分析。SEM是基于变量协方差矩阵分析变量间关系的统计方法[43],允许自变量和因变量含有测量误差,可以在一个模型中同时完成潜变量测量和潜变量之间的结构验证[43-44]。SEM处理的变量较多,变量间关系复杂,通常要求样本量大于观测变量数?倌sup>[45],使用极大似然法估计时要求样本量大于500[46],本研究(样本量N= 536)满足要求。SEM可写作如?个矩阵方程式[43,46]9/p>
$$ x={\boldsymbol{\varLambda }}_{\boldsymbol{x}}\xi + \delta $$ (1) $$ y={\boldsymbol{\varLambda }}_{\boldsymbol{y}}\eta + \varepsilon $$ (2) $$ \eta =\boldsymbol{\varGamma }\xi + \zeta $$ (3) 式中9inline-formula>$ x $
咋inline-formula>$ y $ 分别为外生、内生观测变量,每个观测变量对应问卷中的一个题项; $ \xi $ 为外生潜变量,即态度、规范、知觉行为控制;$ \eta $ 为内生潜变量,即保护参与意向:inline-formula>$ \;{\boldsymbol{\varLambda }}_{\boldsymbol{x}} $为外生观测变量被外生潜变量解释的因子载荷矩阵+inline-formula>$\; {\boldsymbol{\varLambda }}_{\boldsymbol{y}} $ 为内生观测变量被内生潜变量解释的因子载荷矩阵:inline-formula>$ \boldsymbol{\varGamma } $ 为内生潜变量被外生潜变量解释的路径系数矩阵; $ \delta $ ?inline-formula>$ \varepsilon $咋inline-formula>$ \zeta $ 为残差项。式?)和式(2)分别为外生、内生潜变量的测量方程,式(3)为潜变量之间的结构方程、/p> 除上述态度、规范、知觉行为控制外,保护知识和社会人口特征也作为外生变量加入分析模型中。使用SPSS 26进行描述性统计、正态性检验和探索性因子分析(exploratory factor analysis,简称EFA),使用AMOS 23进行验证性因子分析(confirmatory factor analysis,简称CFA)、拟合度检验和参数估计,置信水平统一设置?5%、/p>
-
样本社会人口特征的描述性统计结果见?。性别结构均衡,青年人为主,约半数学历为本科及以上,约半数年收入低?020年全国平均水平(32189元)。基于上述特征,样本对年轻公众具备一定代表性、/p>
?nbsp;1样本特征与变量赋倻/p>
变量 赋倻/td> 频数 占比/% 性别 1 = 甶/td> 254 47.39 0 = 奲/td> 282 52.61 年龄 1 = 16 ~ 20?/td> 183 34.14 2 = 21 ~ 25?/td> 209 38.99 3 = 26 ~ 30?/td> 94 17.54 4 = 31 ~ 40?/td> 50 9.33 学历 1 = 初中及以上/td> 30 5.60 2 = 高中/大专 243 45.34 3 = 本科 242 45.15 4 = 硕士及以三/td> 21 3.91 年收?/td> 1 = 小于3万元 263 49.07 2 = 大于等于3万元小于7万元 128 23.88 3 = 大于等于7万元小于15万元 106 19.78 4 = 大于等于15万元 39 7.27 -
对于赛加羚羊保护,受访者的保护参与意向、态度、规范、知觉行为控制和保护知识的均值和标准差如?所示、/p>
?nbsp;2调查结果的描述性统讠/p>
潜变野/td> 观测变量 问卷题项 均倻/td> 标准?/td> 保护参与意向 I1 您愿意参与赛加羚羊保护的线上活动 4.00 0.95 I2 您愿意参与赛加羚羊保护的线下活动 3.64 1.16 I3 您愿意参与赛加羚羊保护的捐助活动 3.89 1.05 态度 A1 赛加羚羊具有经济价值,其角制成的药物能带来经济效益 2.73 1.35 A2 赛加羚羊具有社会价值,对教育、文化、科学研究有重要意义 3.82 1.14 A3 赛加羚羊具有生态价值,对维护生态系统平衡有重要作用 4.28 0.97 A4 参与赛加羚羊保护活动是重要的、有价值的 4.35 0.92 A5 参与赛加羚羊保护活动是有趣的、令人欣慰的 4.19 0.97 A6 参与线上保护活动对赛加羚羊保护有积极作用 4.18 0.96 A7 参与线下保护活动对赛加羚羊保护有积极作用 4.31 0.89 A8 参与捐助活动对赛加羚羊保护有积极作用 4.24 0.89 规范 N1 您认为您有责任参与赛加羚羊保护活?/td> 4.23 0.91 N2 您身边的人(家人、朋友等)认为您应该参与赛加羚羊保护活动 3.74 1.09 N3 政策和法律法规鼓励您参与赛加羚羊保护活动 3.81 1.11 N4 您身边的人(家人、朋友等)参与了赛加羚羊保护活动 2.91 1.36 N5 媒体正在积极宣传赛加羚羊保护 3.45 1.21 N6 政府正在积极开展赛加羚羊保抣/td> 3.68 1.15 知觉行为控制 C1 您觉得参与赛加羚羊线上保护活动是简单的 3.25 1.23 C2 您觉得参与赛加羚羊线下保护活动是简单的 2.75 1.16 C3 您觉得参与赛加羚羊捐助活动是简单的 3.25 1.19 保护知识 K1 中国野生动物经营利用管理专用标识 0.75 0.43 K2 我国赛加羚羊现存数量 0.27 0.45 K3 我国是否还有赛加羚羊野生种群 0.11 0.32 K4 赛加羚羊在我国的保护级别 0.61 0.49 K5 赛加羚羊的国际贸易管制级?/td> 0.15 0.36 1)保护参与意向。受访者普遍具有保护参与意向(均值大?),分别?3.88%?8.02%?6.04%的人愿意通过线上、线下、捐助活动参与赛加羚羊保护、/p>
2)态度。在对象态度上,受访者对赛加羚羊生态价值的认同度最高,其后依次为社会价值和经济价值。分别有80.04%?2.87%的人认同赛加羚羊的生态、社会价值,?0.41%的人认同其经济价值。在行为态度上,受访者对赛加羚羊保护活动重要性的认同度略高于有趣性,大多数人认为参与赛加羚羊保护是重要的?3.21%)、有趣的?5.56%)。受访者认为积极作用最大的是线下活动,其后依次为捐助活动和线上活动。大多数人认同线上(75.19%)、线下(81.72%)、捐助(79.29%)活动对赛加羚羊保护的积极作用、/p>
3)规范。个人规范方面,77.43%的受访者认为自己有责任参与赛加羚羊保护。命令性规范方面,受访者感知到来自政策和法律法规的压力大于来自身边人的压力,分别有61.19%?5.97%的人感知到这两种压力。描述性规范方面,受访者感知到政府和媒体正在开展和宣传赛加羚羊保护(均值大?),未感知到身边人的参与(均值小?),分别?7.28%?7.76%的人感知到政府、媒体在进行赛加羚羊保护、/p>
4)知觉行为控制。受访者认为通过线上和捐助活动参与赛加羚羊保护比较容易(均值大?),而参与线下活动是困难的(均值小?),整体知觉行为控制水平不高。各有近半数受访者认为线上和捐助活动容易参与,仅24.81%的受访者认为线下活动容易参与、/p>
5)保护知识。受访者平均答?.90道关于赛加羚羊的知识问题。分别有75.00%?1.01%的人知道野生动物经营利用管理标识、赛加羚羊在我国的保护级别,了解我国赛加羚羊现存数量、赛加羚羊国际贸易管制级别、我国是否还有赛加羚羊野生种群的人分别仅?7.24%?4.93%?1.38%、/p>
-
计算态度、规范、知觉行为控制、保护参与意向的初始20个观测变量的偏度和峰度,偏度介于?.48 ~ 0.21,峰度介于−1.15 ~ 1.92,满足偏度绝对 小于3且峰度绝对 小于 8的标准,表明样本数据的正态性是可接受的,适合在SEM中使用极大似然法估计参数[47]、/p>
-
采用Cronbach'sα检验内部一致性信度,量表总体Cronbach'sα值为0.881,各潜变量的Cronbach'sα值见?,均满足大于0.7的标准,表明测量结果一致且可信[47]、/p>
?nbsp;3信度和效度检验结枛/p>
潜变野/td> Cronbach'sα CR AVE 保护参与意向 0.848 0.856 0.665 态度 0.832 0.911 0.632 规范 0.839 0.817 0.534 知觉行为控制 0.794 0.794 0.563 注:CR(composite reliability, 组合信度),AVE(average variance extraction, 平均方差提取)、/td> -
使用EFA确定因子结构和筛选量表题项。计算得到量表的KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)为0.882,Bartlett球形度检验的显著性检骋i>p< 0.001(df = 190),表明相关系数矩阵存在显著差异,适合做因子分枏sup>[34]。使用主成分分析法提?个公因子,结果分别对应保护参与意向、态度、规范、知觉行为控制这4个潜变量。未旋转的第一个公因子方差解释率为35.01%,低于Harman单因子法的基准?0%,表明共同方法偏差可忽略[48]。采用最大方差法进行正交旋转,由亍i>A1在态度上的因子载荷小于0.5,故剔除A1,剩?9个观测变量,?个公因子总方差解释率?6.39%,量表因子结构与预期一致,构念效度良好、/p>
使用CFA进一步检验效度。根据AMOS 23的估计结果,剔除标准化因子载荷小?.5皃i>A2。由亍i>N6不i>N4?i>N5的残差之间存在高相关性,剔除N4咋i>N5[49]。最终剩?6个观测变量的标准化因子载荷均大于0.5且显著性检骋i>p < 0.001,说明各潜变量可以解释对应观测变量的变异,再次验证了构念效度。进一步计算各潜变量的组合信度CR和平均方差提取AVE,结果均满足CR > 0.6[50]、AVE > 0.5[51]的标准(?span class="xref">?),说明各潜变量对应的观测变量间一致性良好且各潜变量的聚合效度良好。同时,潜变量间的相关系数均小于0.8[52],各潜变量的AVE平方根均大于该潜变量与其他潜变量的相关系?sup>[53](见?),表明各潜变量之间相关性低,区分效度良好、/p>
?nbsp;4区分效度检验结枛/p>
保护参与意向 态度 规范 知觉行为控制 保护参与意向 0.816 态度 0.536 0.795 规范 0.630 0.578 0.730 知觉行为控制 0.495 0.168 0.309 0.750 注:对角线上的值表示各潜变量AVE的平方根,对角线下方的值表示两两潜变量间的相关系数、/td> -
根据理论分析框架(见?)和上述因子分析结果,在AMOS 23中构建模型并使用极大似然法进行参数估计,模型和标准化参数妁span class="xref">?所示。使?span class="xref">?中的指数评价拟合度,各指数均满足标准[46,54],模型拟合效果良好、/p>
?nbsp;5拟合度检验结枛/p>
拟合指数 评价标准 计算结果 渐进残差均方和平方根(root mean square error of approximation,简称RMSEA(/td> < 0.080 0.058 标准化残差均方和平方根(standardized root mean square residual,简称SRMR(/td> < 0.080 0.045 适配度指数(goodness-of-fit index,简称GFI(/td> > 0.900 0.919 非规准适配度指数(tacker-lewis index,简称TLI(/td> > 0.900 0.924 比较适配度指数(comparative fit index,简称CFI(/td> > 0.900 0.938 增值适配度指数(incremental fit index,简称IFI(/td> > 0.900 0.938 简约适配度指数(parsimony goodness-of-fit index,简称PGFI(/td> > 0.500 0.684 χ2/df(卡方自由度比) 1 <χ2/df < 3 2.798 -
参数估计和假设检验结果见?。规范、知觉行为控制和态度?个心理变量均对保护参与意向有显著的正向影响,程度由强到弱,接受H1、H2、H3。保护知识对保护参与意向有显著的正向影响,接受H4,说明对赛加羚羊相关知识了解越多则保护参与意向越强。社会人口特征方面,学历对保护参与意向有显著的正向影响,表明学历高者保护参与意向更强,而年龄、性别、年收入对保护参与意向影响不显著,部分接受H5、/p>
?nbsp;6参数估计和假设检验结枛/p>
变量 标准化路徃br/>系数β 标准?/td> 显著?br/>检骋i>p 假设检验结枛/td> 态度 0.230 0.055 < 0.001 H1接受 规范 0.367 0.074 < 0.001 H2接受 知觉行为控制 0.320 0.039 < 0.001 H3接受 保护知识 0.142 0.022 < 0.001 H4接受 年龄 ?.053 0.032 0.183 H5部分接受 学历 0.092 0.042 0.013 性别 0.023 0.055 0.532 年收?/td> 0.043 0.031 0.300 ?显示了各潜变量的构成及对应观测变量的标准化因子载荷。态度由对象态度'i>A3)、行为态度'i>A4?i>A5)和结果态度'i>A6?i>A7?i>A8)构成,且行为态度和结果态度的贡献大于对象态度。规范由个人规范'i>N1)、来自身边人'i>N2)及政策和法律法规(N3)的命令性规范、来自政府(N6)的描述性规范构成,且个人规范和命令性规范的贡献大于描述性规范。知觉行为控制由个体对参与赛加羚羊保护的线上'i>C1)、线下(C2)、捐助(C3 3类活动容易程度的感知构成。由此可知,若个体认识到赛加羚羊的价值,认为参与保护是有意义的,感知到参与保护的责任和社会压力,认为参与保护是容易的,则会产生保护参与意向、/p>
doi:10.13931/j.cnki.bjfuss.2021258
Intention to Participate in Saiga Antelope Conservation Among Young Chinese: Based on an Extended Theory of Planned Behavior
?nbsp; 1拓展的TPB模型与研究假讽/p>
注:椭圆代表不能直接测量的变量(潜变量),矩形代表可以直接测量的变量(观测变量);图形内白色背景代表TPB中的原有变量,灰色背景代表本文拓展的变量、/p>
?nbsp; 2调查结果的描述性统讠/p>
潜变野/td> | 观测变量 | 问卷题项 | 均倻/td> | 标准?/td> |
保护参与意向 | I1 | 您愿意参与赛加羚羊保护的线上活动 | 4.00 | 0.95 |
I2 | 您愿意参与赛加羚羊保护的线下活动 | 3.64 | 1.16 | |
I3 | 您愿意参与赛加羚羊保护的捐助活动 | 3.89 | 1.05 | |
态度 | A1 | 赛加羚羊具有经济价值,其角制成的药物能带来经济效益 | 2.73 | 1.35 |
A2 | 赛加羚羊具有社会价值,对教育、文化、科学研究有重要意义 | 3.82 | 1.14 | |
A3 | 赛加羚羊具有生态价值,对维护生态系统平衡有重要作用 | 4.28 | 0.97 | |
A4 | 参与赛加羚羊保护活动是重要的、有价值的 | 4.35 | 0.92 | |
A5 | 参与赛加羚羊保护活动是有趣的、令人欣慰的 | 4.19 | 0.97 | |
A6 | 参与线上保护活动对赛加羚羊保护有积极作用 | 4.18 | 0.96 | |
A7 | 参与线下保护活动对赛加羚羊保护有积极作用 | 4.31 | 0.89 | |
A8 | 参与捐助活动对赛加羚羊保护有积极作用 | 4.24 | 0.89 | |
规范 | N1 | 您认为您有责任参与赛加羚羊保护活?/td> | 4.23 | 0.91 |
N2 | 您身边的人(家人、朋友等)认为您应该参与赛加羚羊保护活动 | 3.74 | 1.09 | |
N3 | 政策和法律法规鼓励您参与赛加羚羊保护活动 | 3.81 | 1.11 | |
N4 | 您身边的人(家人、朋友等)参与了赛加羚羊保护活动 | 2.91 | 1.36 | |
N5 | 媒体正在积极宣传赛加羚羊保护 | 3.45 | 1.21 | |
N6 | 政府正在积极开展赛加羚羊保抣/td> | 3.68 | 1.15 | |
知觉行为控制 | C1 | 您觉得参与赛加羚羊线上保护活动是简单的 | 3.25 | 1.23 |
C2 | 您觉得参与赛加羚羊线下保护活动是简单的 | 2.75 | 1.16 | |
C3 | 您觉得参与赛加羚羊捐助活动是简单的 | 3.25 | 1.19 | |
保护知识 | K1 | 中国野生动物经营利用管理专用标识 | 0.75 | 0.43 |
K2 | 我国赛加羚羊现存数量 | 0.27 | 0.45 | |
K3 | 我国是否还有赛加羚羊野生种群 | 0.11 | 0.32 | |
K4 | 赛加羚羊在我国的保护级别 | 0.61 | 0.49 | |
K5 | 赛加羚羊的国际贸易管制级?/td> | 0.15 | 0.36 |
?nbsp; 3信度和效度检验结枛/p>
潜变野/td> | Cronbach'sα | CR | AVE |
保护参与意向 | 0.848 | 0.856 | 0.665 |
态度 | 0.832 | 0.911 | 0.632 |
规范 | 0.839 | 0.817 | 0.534 |
知觉行为控制 | 0.794 | 0.794 | 0.563 |
注:CR(composite reliability, 组合信度),AVE(average variance extraction, 平均方差提取)、/td> |
?nbsp; 4区分效度检验结枛/p>
保护参与意向 | 态度 | 规范 | 知觉行为控制 | |
保护参与意向 | 0.816 | |||
态度 | 0.536 | 0.795 | ||
规范 | 0.630 | 0.578 | 0.730 | |
知觉行为控制 | 0.495 | 0.168 | 0.309 | 0.750 |
注:对角线上的值表示各潜变量AVE的平方根,对角线下方的值表示两两潜变量间的相关系数、/td> |
?nbsp; 5拟合度检验结枛/p>
拟合指数 | 评价标准 | 计算结果 |
渐进残差均方和平方根(root mean square error of approximation,简称RMSEA(/td> | < 0.080 | 0.058 |
标准化残差均方和平方根(standardized root mean square residual,简称SRMR(/td> | < 0.080 | 0.045 |
适配度指数(goodness-of-fit index,简称GFI(/td> | > 0.900 | 0.919 |
非规准适配度指数(tacker-lewis index,简称TLI(/td> | > 0.900 | 0.924 |
比较适配度指数(comparative fit index,简称CFI(/td> | > 0.900 | 0.938 |
增值适配度指数(incremental fit index,简称IFI(/td> | > 0.900 | 0.938 |
简约适配度指数(parsimony goodness-of-fit index,简称PGFI(/td> | > 0.500 | 0.684 |
χ2/df(卡方自由度比) | 1 <χ2/df < 3 | 2.798 |
?nbsp; 6参数估计和假设检验结枛/p>
变量 | 标准化路徃br/>系数β | 标准?/td> | 显著?br/>检骋i>p | 假设检验结枛/td> |
态度 | 0.230 | 0.055 | < 0.001 | H1接受 |
规范 | 0.367 | 0.074 | < 0.001 | H2接受 |
知觉行为控制 | 0.320 | 0.039 | < 0.001 | H3接受 |
保护知识 | 0.142 | 0.022 | < 0.001 | H4接受 |
年龄 | ?.053 | 0.032 | 0.183 | H5部分接受 |
学历 | 0.092 | 0.042 | 0.013 | |
性别 | 0.023 | 0.055 | 0.532 | |
年收?/td> | 0.043 | 0.031 | 0.300 |