收儲制度改革后玉米種植戶銷售意愿影響因素分析

高艷 王媛 劉曉晶 劉永悅

摘要基于計劃行為理論，利用遼寧省玉米主產(chǎn)區(qū)346個農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行玉米種植戶銷售意愿及對收儲企業(yè)銷售忠誠度的影響因素分析。結(jié)果表明：種植戶銷售意愿、收儲企業(yè)提供的服務(wù)環(huán)節(jié)、服務(wù)質(zhì)量及種植戶對收儲企業(yè)總體的滿意度均對農(nóng)戶的銷售忠誠度有顯著的正向影響。

關(guān)鍵詞玉米收儲制度改革;玉米銷售忠誠度;計劃行為理論;結(jié)構(gòu)方程模型

中圖分類號S-9?文獻(xiàn)標(biāo)識碼A

文章編號0517-6611（2019）18-0236-07

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2019.18.066

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

Analysis on the Influencing Factors of Maize Growers Sales Intention after the Reform of Storage System

GAO Yan，WANG Yuan，LIU Xiao-jing et al （College of Economics & Management， Heilongjiang Bayi Agricultural University， Daqing， Heilongjiang 163319）

AbstractBased on the theory of planning behavior and the investigation data of 346 farmers in the main corn producing area of Liaoning Province， this paper analyzed the factors influencing the sales intention of corn growers and their sales loyalty by using the structural equation model. The results showed that the farmers sales willingness， service links， service quality and the overall satisfaction of the farmers had significant positive effects on the farmers sales loyalty.

Key wordsMaize storage system reform;Maize sales loyalty;Planning behavior theory;Structural equation mode

2013年十八屆三中全會通過了《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》[1]，其中“完善主要由市場決定價格的機(jī)制”一條中，“完善農(nóng)產(chǎn)品價格形成機(jī)制，注重發(fā)揮市場形成價格作用”成為了農(nóng)產(chǎn)品價格改革的新目標(biāo)。2015年正式拉開供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革大幕，并提出了5條改革重點要求，分別為去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補(bǔ)短板。2016年《政府工作報告》[2]中，李克強(qiáng)總理明確提出“按照‘市場定價、價補(bǔ)分離原則，積極穩(wěn)妥推進(jìn)玉米收儲制度改革，保障農(nóng)民合理收益”。 并決定率先在東北三省和內(nèi)蒙古自治區(qū)4個省份實施玉米收儲制度改革。2017年國家中央一號文件明確指出，要對糧食等重要農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行價格形成以及收儲制度方面的深化改革，合理調(diào)整稻谷、小麥最低收購價水平，形成合理比價關(guān)系;推進(jìn)玉米市場定價、價補(bǔ)分離改革，健全生產(chǎn)者補(bǔ)貼制度;鼓勵多元市場主體入市收購，防止出現(xiàn)“賣糧難”[3]。2017年的中央一號文件標(biāo)志著國家取消了玉米的保護(hù)價格，玉米價格由市場決定。

當(dāng)前農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革主要從3個方面入手：一是土地制度改革;二是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和經(jīng)營結(jié)構(gòu)兩方面;三是糧食體制改革，包括糧價和補(bǔ)貼制度改革[4]。戶主個人特點、農(nóng)戶的家庭生產(chǎn)經(jīng)營方式、農(nóng)戶家庭的社會關(guān)系、國家政策、地理條件等方面對農(nóng)民生產(chǎn)行為有影響[5-6]。其中國家政策是最重要的影響因素，其次為農(nóng)產(chǎn)品的市場定價[7]。農(nóng)民玉米銷售意愿受國家新的收儲制度、農(nóng)產(chǎn)品市場環(huán)境的影響，因此在農(nóng)戶個人特征及銷售意愿、收儲方提供的資源條件、收儲方提供的服務(wù)質(zhì)量以及農(nóng)戶對收儲方的滿意度4個方面考慮，找到影響農(nóng)戶玉米銷售滿意度的主要因素。玉米收儲制度改革不僅僅包含“玉米收儲”，也沒有局限在“收儲”范圍，而是包含了整個玉米產(chǎn)業(yè)，關(guān)系到玉米產(chǎn)業(yè)鏈的上游和下游。所以玉米種植戶的銷售意愿影響因素對玉米供應(yīng)鏈的形成和穩(wěn)定有重要的影響。因此，筆者利用調(diào)研數(shù)據(jù)，分析玉米種植戶銷售意愿滿意度的主要影響因素，揭示其內(nèi)在聯(lián)系，為玉米收儲企業(yè)制定具有針對性、可操作性與實用性的玉米收儲策略提供參考依據(jù)。

1研究假設(shè)與假設(shè)模型

20世紀(jì)20年代，結(jié)構(gòu)方程模型的理論原理最早被提出，經(jīng)過后期的發(fā)展和完善，1973年，研究人員首次提出結(jié)構(gòu)方程模型的原始構(gòu)想，并系統(tǒng)地將結(jié)構(gòu)方程模型劃分為兩部分，分別為測量模型與結(jié)構(gòu)模型[8]。結(jié)構(gòu)模型主要用來展現(xiàn)各潛變量之間的相互關(guān)系，測量模型則解釋潛變量與觀測變量之間的相互關(guān)系。

SCSB（全國性顧客滿意度指數(shù)模型）最早建立于瑞典。ACSI（美國顧客滿意度模型）在SCSB的基礎(chǔ)上增加了一項“感知質(zhì)量”，顧客對服務(wù)質(zhì)量的期望程度、對服務(wù)質(zhì)量的感知程度和對其的價值感知最終共同影響顧客的滿意程度。ECSI（歐洲顧客滿意度指數(shù)模型）包含了ACSI的模型架構(gòu)與部分核心概念，將潛變量“顧客抱怨”由“企業(yè)形象”作為替換變量。用戶滿意是企業(yè)得以生存的基礎(chǔ)，深刻揭示了企業(yè)要想生存發(fā)展用戶滿意是最基本且最重要的影響因素[9]。該研究結(jié)合遼寧省玉米主產(chǎn)區(qū)玉米種植戶自身實際情況和所處地區(qū)的相關(guān)地域特點，構(gòu)建了如圖1所示的種植戶玉米銷售意愿假設(shè)模型。

模型設(shè)定3個外因潛在變量——銷售意愿、服務(wù)環(huán)節(jié)、服務(wù)質(zhì)量，其中銷售意愿包括6個可測變量，服務(wù)環(huán)節(jié)包括5個可觀測變量，服務(wù)質(zhì)量包括6個可觀測變量。另外設(shè)定滿意度和忠誠度2個內(nèi)因潛在變量，滿意度包括整體銷售過程、收購方提供的服務(wù)、結(jié)算方式、售后服務(wù)、收購方信譽(yù)5個可觀測變量;忠誠度包括對收購方滿意、詢問時推薦該收購商、主動推薦該收購商、該收購方是個不錯的選擇、會再度與其合作、不會與其他收購商建立銷售關(guān)系、其他收購方的價格不會影響我的銷售意愿以及其他收購方的服務(wù)不會影響種植戶的銷售意愿等8個可觀測變量。所有測項均采用李克特5級語義量表（1=非常不滿意，2=不滿意，3=一般滿意，4=滿意，5=非常滿意）。模型評價指標(biāo)如表1所示。

該研究提出以下假設(shè)：

H1——銷售意愿對滿意度具有顯著的正向相關(guān)影響。

H2——服務(wù)環(huán)節(jié)對滿意度具有顯著的正向相關(guān)影響。

H3——服務(wù)質(zhì)量對滿意度具有顯著的正向相關(guān)影響。

H4——滿意度對忠誠度具有顯著的正向相關(guān)影響。

2調(diào)查數(shù)據(jù)分析

2.1問卷設(shè)計與調(diào)查數(shù)據(jù)分析為研究影響農(nóng)戶玉米銷售意愿的因素，借鑒相關(guān)文獻(xiàn)中量表設(shè)計了調(diào)查問卷，經(jīng)專家審查和修訂，并結(jié)合預(yù)調(diào)研情況對量表進(jìn)行調(diào)整，確定了包含農(nóng)戶對收購企業(yè)的服務(wù)質(zhì)量、農(nóng)戶滿意度和忠誠度等相應(yīng)變量的調(diào)研問卷。采用封閉式題型設(shè)計具體問題，保證了問卷具有良好的內(nèi)容效度。

問卷涉及5個潛變量，相關(guān)的可觀測變量30個，測量方式采用李克特量表形式，由于采用負(fù)向敘述的形式極有可能使問卷所獲得的回答存在偏差，因此采用正向敘述的形式設(shè)計量表，變量的賦值從小到大具有程度上遞增的含義，農(nóng)戶根據(jù)感知與實際情況對每個問項對應(yīng)的分值進(jìn)行選擇。對于問卷中出現(xiàn)的缺失值，均采用表列刪除法來處理調(diào)查數(shù)據(jù)，即如果一份問卷調(diào)查數(shù)據(jù)中缺少任意一項回答就舍棄該份調(diào)查問卷。所有調(diào)查問卷均來自調(diào)研者的實地調(diào)研，共實地發(fā)放400份調(diào)研問卷，回收的調(diào)研問卷中有346份問卷為有效問卷，問卷有效率為86.5%。參與調(diào)查的農(nóng)戶全部來自遼寧省玉米主產(chǎn)區(qū)的玉米種植戶。

2.2信度和效度分析結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）在理論上具有相對的優(yōu)點，表現(xiàn)為其不僅能找出模型存在的錯誤，而且還能從列舉的所有指標(biāo)中確定一個最佳模型，而模型所要求的反復(fù)檢驗程序，正是為了進(jìn)一步確認(rèn)以及證實該模型所具有的真實性，但結(jié)構(gòu)方程模型存在的弊端是，無法證明某一個模型是絕對正確的[10]。

2.2.1信度分析。信度分析（reliability analysis）的目的是證明和確保模型擬合度評價與假設(shè)檢驗具有有效性。為了保證調(diào)研問卷的可信性和穩(wěn)定性，要對調(diào)研問卷進(jìn)行信度分析，判斷問卷之間的相關(guān)性，是否達(dá)到一致性。該研究采用Cronbachs α信度系數(shù)來檢驗調(diào)查問卷所包括的所有研究變量在各個測量題項上的一致性程度。

應(yīng)用 SPSS 23 軟件對此次調(diào)研問卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行運算與分析，得到的數(shù)據(jù)可靠性檢驗結(jié)果見表2?？煽啃越y(tǒng)計結(jié)果顯示，Cronbachs α值為0.882，項數(shù)為30。檢驗結(jié)果表明所有Cronbachα 值均大于0.800，有力地證明總量表具有良好的內(nèi)部一致性，具有進(jìn)一步研究價值。所有單項與項目整體之間的相關(guān)度均大于0.3，因此可以將問卷中所測量的所有觀察變量視為可信[11]，可以全部予以保留。銷售意愿、服務(wù)環(huán)節(jié)、服務(wù)質(zhì)量、滿意度和忠誠度變量均保持在0.7左右，整體測量指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)均在0.8以上，進(jìn)一步說明此問卷具有較高的內(nèi)在一致性。

2.2.2效度分析。效度分析（validity analysis）是實證分析中重要的部分，將相同的測量工具應(yīng)用到不同的研究，用來證實測量工具是否具有跨研究的兼容性，因此檢驗測量工具是否可以檢測研究對象的有效性和準(zhǔn)確性被合理的應(yīng)用與解釋成為了非常重要的研究部分。以各潛變量之間的相關(guān)關(guān)系與相關(guān)影響為出發(fā)點，對問卷的結(jié)構(gòu)效度提出了較高的要求，所以結(jié)構(gòu)效度是效度分析的研究重點。結(jié)構(gòu)效度用來解釋調(diào)研問卷所列題項可以衡量所測變量的能力，普遍的檢測方法為將調(diào)研問卷所列的各項觀察變量進(jìn)行因子分析，其后做主成分分析，驗證是否與研究假設(shè)具有一致性，若有一致性則說明所調(diào)研問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度;否則，說明調(diào)研問卷的結(jié)構(gòu)需要調(diào)整，要重新調(diào)整問卷題項的設(shè)計。

將調(diào)研數(shù)據(jù)采用探索性因素分析（exploratory factor analysis，EFA）的方法進(jìn)行檢驗，來證明量表的結(jié)構(gòu)具有有效性。效度檢驗離不開因子分析，而因子分析一般要對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行評價，樣本數(shù)據(jù)的評價標(biāo)準(zhǔn)是KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）值與Bartlett球形檢驗，KMO值越小說明樣本數(shù)據(jù)的相關(guān)性越低，變量間的共同因素越少，越不適合做因子分析，KMO的值在0～1，越接近于1越好，具體評價標(biāo)準(zhǔn)見表3。

2.2.3因子分析。在進(jìn)行因子分析前，先進(jìn)行Bartlett球形檢驗，P<0.05說明變量之間有相關(guān)關(guān)系，才符合假設(shè)檢驗。數(shù)據(jù)檢驗的KMO值為0.881，Bartlett 球形檢驗的顯著性?Sig.=0.000

調(diào)研問卷具備作因子分析的條件，因此，借用SPSS軟件主成分分析法對30個因子進(jìn)行提取，并以特征根大于1為因子提取公因子，將因子旋轉(zhuǎn)進(jìn)行因素分析時使用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法。提取了5個特征值大于1的主成分，共解釋樣本總方差的62.589%，解釋總方差分析結(jié)果見表4。

運用最大方差進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)后，經(jīng)過5次迭代后，共提取5個主成分，如表5所示。

由表5可知，對調(diào)研數(shù)據(jù)按照特征根大于1的主成分提取到前5個因子，經(jīng)過正交旋轉(zhuǎn)變換后，每個測量題項的因素負(fù)荷量均大于0.5，且交叉載荷均小于0.4，每個題項均落到對應(yīng)的因素中，因此表明量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

2.3模型適配度與假設(shè)模型檢測從銷售意愿、服務(wù)環(huán)節(jié)、服務(wù)質(zhì)量3個方面，來表現(xiàn)玉米種植戶銷售滿意度和玉米種植戶銷售忠誠度，但是這些指標(biāo)并不能被直接觀察或測量，而是需要通過對潛變量進(jìn)行觀察來間接反映。使用軟件AMOS 23進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型[12]計算，依據(jù)玉米種植戶銷售意愿假設(shè)模型繪制因果關(guān)系路徑，如圖2所示。

由圖2可知，30個觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷值均在0.64～0.80，觀察指標(biāo)t的檢驗值都在0.01水平上顯著，而且觀察變量的所有觀察指標(biāo)均在0.5以上，證明在此模型中觀察指標(biāo)對特定結(jié)構(gòu)變量具有顯著的影響，能對與之相應(yīng)的潛變量做出很好的解釋，無需對觀察變量進(jìn)行修改或刪除。輸出結(jié)果表明各項適配度指標(biāo)總體表現(xiàn)良好，模型適配度理想，預(yù)設(shè)模型的存在性合理。

該模型中絕對擬合度指標(biāo)、增值擬合度指標(biāo)和簡約擬合度指標(biāo)均滿足判斷標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)構(gòu)方程模型適配度判斷標(biāo)準(zhǔn)主要指標(biāo)值見表6。潛變量與觀察變量的因素負(fù)荷量見表7。

結(jié)構(gòu)模型需要有合理的外在質(zhì)量和符合要求的內(nèi)在質(zhì)量。外在質(zhì)量一般以構(gòu)建信度的方式來測評，以大于0.600作為信度評價標(biāo)準(zhǔn)。通過標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量的估計值，來計算出各潛變量的構(gòu)建信度，計算公式為PC=（λ）2?[（λ）2+（θ）]，其中：λ為指標(biāo)變量在潛在變量上的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)估計值;θ為觀察變量的誤差變異量。潛變量的信度見表8。

結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)如表9所示，各潛在變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均滿足在[-1，1]區(qū)間的要求，因此不需修改。對于模型的路徑系數(shù)顯著性檢驗方法，一般使用P值或C.R指標(biāo)來判斷。C.R值為臨界比值為T檢驗的T值，如果C.R值大于1.96表示在0.05水平下顯著。P值則代表顯著性，如果P<0.001，會以符號“***”表示，若是P>0.001，會直接呈現(xiàn)P值的大小。

由表9可知，銷售意愿對滿意度的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.176，且P<0.01，表明銷售意愿對滿意度具有顯著的正向相關(guān)影響;服務(wù)環(huán)節(jié)對滿意度的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.168，且P<0.01，表明服務(wù)環(huán)節(jié)對滿意度具有顯著的正向相關(guān)影響;服務(wù)質(zhì)量對滿意度的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.198，且P<0.01，表明服務(wù)質(zhì)量對滿意度具有顯著的正向相關(guān)影響;滿意度對忠誠度的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.206，且P<0.01，表明滿意度對忠誠度具有顯著的正向相關(guān)影響。

3結(jié)論

利用遼寧省346戶玉米種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程模型對玉米種植戶銷售意愿滿意度及忠誠度進(jìn)行分析。由研究結(jié)果可知，銷售意愿對滿意度路徑系數(shù)較高為0.176，說明玉米種植戶具有良好的銷售意愿對滿意度產(chǎn)生較大影響。A2、A3與A5的估計值分別為0.751、0.76和0.784，說明“收儲主體提供的上門收購的收購方式”“由玉米種植戶承擔(dān)賣糧運費”和“價格信息的獲取途徑”這3方面因素對玉米種植戶的銷售意愿影響程度較大，因此，玉米收儲主體在經(jīng)營時應(yīng)根據(jù)自己的能力并結(jié)合玉米種植戶的實際情況，提升自身的服務(wù)水平。在保證現(xiàn)有的上門收購方式的前提下，加大上門收購方式的覆蓋范圍，對于距離較遠(yuǎn)的地區(qū)收儲主體可以考慮建立合理的服務(wù)點來完成，既滿足了玉米種植戶對收購方式的要求，又減少了玉米種植戶銷售玉米時自擔(dān)運費的情況，提升了玉米種植戶的銷售意愿;同時加強(qiáng)對玉米收購價格的宣傳力度，可以將收購信息發(fā)布在社交平臺，例如廣播、電視和手機(jī)短信。也可以與村鎮(zhèn)內(nèi)影響力強(qiáng)的農(nóng)民進(jìn)行合作，給予一定的報酬，雇傭本地農(nóng)戶宣傳收儲主體的收購信息與收購價格。

服務(wù)環(huán)節(jié)對玉米種植戶滿意度的路徑系數(shù)低于模型中的其他路徑系數(shù)，表明服務(wù)環(huán)節(jié)總體對玉米種植戶滿意度產(chǎn)生影響程度不如其他環(huán)節(jié)。但B2“收購方提供的烘干服務(wù)”的估計值為0.767，B3“收購人員的服務(wù)態(tài)度”的估計值為?0.777都有較高的路徑系數(shù)，說明B2和B3這2項對滿意度的影響程度較高。在實地調(diào)研時發(fā)現(xiàn)，具備烘干能力的收儲主體占比較小，收儲主體應(yīng)完善自身的收儲能力，建立相應(yīng)的烘干設(shè)備滿足玉米種植戶的需要，提升企業(yè)自身的競爭力;與此同時應(yīng)加強(qiáng)對企業(yè)工作人員的服務(wù)能力，可以進(jìn)行相關(guān)技能與業(yè)務(wù)培訓(xùn)，提高企業(yè)工作人員的服務(wù)水平，為收儲主體贏得良好口碑的同時，對培養(yǎng)玉米種植戶銷售忠誠度打下堅實的基礎(chǔ)。

服務(wù)質(zhì)量對滿意度的系數(shù)較高為0.198，說明服務(wù)質(zhì)量對滿意度的影響高于銷售意愿與服務(wù)環(huán)節(jié)，因此應(yīng)首先讓玉米種植戶對收購方所提供的服務(wù)質(zhì)量感到滿意，通過提高服務(wù)質(zhì)量來間接影響玉米種植戶的滿意度，因此提高玉米種植戶的滿意度，可以從提升服務(wù)質(zhì)量這一環(huán)節(jié)入手。在服務(wù)質(zhì)量的外因觀察變量中，C2、C5、C6的路徑系數(shù)較高分別為?0.760、0.771與0.801，說明“服務(wù)便利性”“服務(wù)質(zhì)量”和“收購過程中由農(nóng)戶承擔(dān)的售糧費用”3項指標(biāo)具有很大的改進(jìn)和提升的空間，收購方應(yīng)在這3個方面加強(qiáng)相關(guān)工作，如建立便民收購站來提升服務(wù)便利性，還可以盡量縮減由農(nóng)戶所承擔(dān)的售糧費用。

滿意度對忠誠度的路徑系數(shù)最高為0.206，說明提升農(nóng)戶忠誠度的前提是增加農(nóng)戶滿意度，服務(wù)質(zhì)量對滿意度的路徑系數(shù)最大，因此收購方應(yīng)著重提升自身的服務(wù)質(zhì)量，間接提升農(nóng)戶的忠誠度。在滿意度的可觀測變量中D3“結(jié)算方式”的路徑系數(shù)為0.754、D4“售后服務(wù)”的路徑系數(shù)為0.804，表明結(jié)算方式與售后服務(wù)兩方面影響因素在玉米種植戶對收儲企業(yè)的滿意度影響程度大，因此收儲企業(yè)應(yīng)著重提升企業(yè)的結(jié)算方式與售后服務(wù)能力。

但是，在調(diào)研問卷調(diào)查過程中關(guān)于調(diào)研地區(qū)和玉米種植戶的選擇上，由于只選擇了遼寧省玉米主產(chǎn)區(qū)一些特定的地區(qū)和玉米種植戶進(jìn)行調(diào)研，所以還存在一定的傾向性和片面性，未來可以在遼寧省玉米主產(chǎn)區(qū)的地點擴(kuò)大覆蓋范圍進(jìn)行更加深入細(xì)致的研究，也可以將指標(biāo)進(jìn)行村鎮(zhèn)上的深入細(xì)化，以取得更精確的效果。

參考文獻(xiàn)

[1]中共中央十八屆三中全會《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》[EB/OL].[2019-01-05].https：//wenku.baidu.com/view/6a790204284ac850ac024266.html.

[2]李克強(qiáng).政府工作報告--2016年3月5日在第十二屆全國人民代表大會第四次會議[R].2016.

[3]國務(wù)院關(guān)于深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革?加快培育農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展新動能和若干意見[EB/OL].[2019-01-05].http：//www.moa.gov.cn/ztzl/yhwj2017/zywj/.

[4]孔祥智.合作社在農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革中的作用[J].中國農(nóng)民合作社，2016（3）：42.

[5]薛彩霞，姚順波.地理標(biāo)志使用對農(nóng)戶生產(chǎn)行為影響分析：來自黃果柑種植農(nóng)戶的調(diào)查[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2016（7）：23-35.

[6]崔美玲，傅國華.我國天然橡膠種植戶生產(chǎn)行為的影響因素分析：基于橡膠價格持續(xù)低迷的背景[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2017，38（5）：?86-93.

[7]田文勇，張會幈，黃超，等.農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為的影響因素研究：基于貴州省的實證[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2016，37（4）：147-153.

[8]OLSSON U，BERGMAN L R.A longitudinal factor model for studying change in ability?structure[J]. Multivariate behavioral research，1977，12（2）：221-241.

[9]李仲華.用戶滿意是企業(yè)賴以生存的基石 探索提高游客滿意度的有效途徑[C]//用戶滿意度研討會論文集.北京：中國質(zhì)量協(xié)會，1998.

[10]REISINGER Y，MAVONDO F. Determinants of youth travel markets′ perceptions of tourism destinations[J]. Tourism analysis， 2002，7（1）：55-66.

[11]YOON Y，GURSOY D， CHEN J S. Validating a tourism development theory with structural equation modeling[J].Tourism management， 2001， 22（4）： 363-372.

[12]陶威錠，申世飛，康曉文.基于結(jié)構(gòu)方程模型的核電接受度影響因素研究[J].武漢理工大學(xué)報（信息與管理工程版），2016，38（4）：397-400.