中国・夏進における農業遺産観光における保護意図と自己申告行動を評価する横断調査プロトコル

サマリー

このプロトコルは、農業遺産観光システムにおける住民および農家の保護意図と最近の自己申告の保護行動を評価するための再現可能な横断面調査ワークフローを記述しています。

要約

農業遺産観光の持続可能性は、生態系や文化的保全だけでなく、地元住民の保護関連活動への継続的な参加にも依存しています。本プロトコルは、中国の西津黄河旧河古桑樹系統における住民および農家の保護意図と最近の自己申告的な保護行動を評価するための再現可能な断面調査および統計分析ワークフローを記述しています。このワークフローは計画行動理論に基づき、行動に対する態度(ATB)、主観的規範(SN)、知覚的行動制御(PBC)が保護意図(PI)とどのように関連し、PIが農家の行動反応(FBR)とどのように関連しているかを検証します。この質問票は、標準化された構成ブロック、固定応答アンカー、あらかじめ定義されたコーディングルール、そしてデータスクリーニング、信頼性検証、共通手法分散評価、相関分析、回帰モデリング、横断的メディエーション解析、ロバストネスチェックを含む逐次分析手順を用いています。遺産地域周辺のコミュニティで合計400件のアンケートが配布され、品質管理スクリーニング後も375件の有効な回答が保持されました。このプロトコルの代表的な応用では、ATB、SN、PBCがPIと正の関連を示し、PBCが最も強い関連を示しました。PIはFBRとも正の関連があり、横断的媒介モデル内で先行構造とFBRとの間に統計的に有意な間接的関連が示されました。PIは次の植え付けシーズンの意図を示し、FBRは前回の植え付けシーズンの自己申告行動を示すため、結果は厳密な時間的因果関係の証拠ではなく断面的関連構造として解釈されるべきです。このプロトコルは、農業遺産保護における住民の参加を検証し、保護行動が農業、地域社会、観光関連の実践に組み込まれているかどうかを特定するための再利用可能な枠組みを提供します。

概要

夏津黄河古河古桑樹系統は単なる展示のための文化遺産ではありません。生態系の規制、伝統的な栽培、地域の生計が密接に結びついた生きた農業風景です。食糧農業機関(FAO)のサイト説明によると、このシステムは古代黄河流路によって残された砂地に発展し、桑樹を基盤とした農林業が長らく砂の移動を制御し、現場の状況を改善し、農業生産の継続を支えるために用いられてきました^。この意味で、システムの継続性は正式な承認や行政的保護だけでなく、地元住民や農家が農業の景観を維持する日常的な実践に従事し続けるかどうかにもかかっています。

農業遺産が生態系の持続可能性、農村の再生、遺産に基づく観光開発とより密接に結びつく中で、この問題はますます重要になっています。中国からの最近の証拠は、重要な農業遺産地の保護がより緑豊かな農業開発に寄与できることを示唆しています。^また、農業遺産観光の研究では、保全と観光開発が実務的に相互に強化し合うためには農家の参加が不可欠であることも示されています^。.従来の農村観光資源とは異なり、農業遺産システムは伝統的な生態学的知識、生産習慣、コミュニティベースの管理の継続的な利用に依存し^{ています。}これらの慣習が弱まると、たとえ正式に認められたままでも、遺産価値自体が低下する可能性があります。したがって、単なる認識だけでは不十分です。農業遺産が観光や農村開発の文脈に入ると、その長期的な存続可能性は、地域の関係者が遺産認識を保護関連の行動に結びつける意欲と能力にかかっています。

既存の研究は、観光現場における農業遺産のアイデンティティ、住民の参加、価値共創に関する有用な洞察を提供しています。例えばChenら5は、農業遺産のアイデンティティが住民の遺産観光における価値共創意欲を刺激できることを示しました。しかし、遺産保護の好ましい評価と具体的な保護関連の実践と結びつく運用経路については、あまり注目されていません。この区別は重要です。なぜなら、コミュニティベースの農業遺産システムでは、前向きな態度が終着点ではないからです。最終的に遺産システムを支えるのは、住民が環境に配慮した農業、農産廃棄物の処理、地域の保全活動への参加、遺産関連の生産や観光サービスの支援など、実践的な行動に従事しているかどうかです。

このため、本プロトコルは計画行動理論を主要な分析基盤として採用しています。計画行動理論は、行動の意図は行動に対する態度、主観的な規範、知覚された行動制御によって形成され、その意図はその後の行動と密接に関連していると提案します。⁶.この枠組みは、本研究に適しており、アンケートは入居者の評価判断、社会的期待の認識、行動能力、保護意図、自己申告行動反応を測定するために設計されました。保全および農業管理の文脈における最近の研究でも、この枠組みが農家の参加に関連する意図や行動を検証するための実践的な構造を提供することが示されています。Valizadehら7は拡張TPBフレームワーク^を農家の湿地保全参加意向に適用し、Maら8は拡張TPB^{モデルを用} いて農家の農業非点源汚染制御への参加を説明しました。これらの研究は特に重要です。なぜなら、農業遺産システムにおける保護行動には、個人の意欲と参加を可能にする実践的条件の両方が必要だからです。

このプロトコルの貢献は、確立された行動モデルを新しいサイトに適用することにとどまりません。夏津のケースは、保全、農業の習慣、地域のサービス構造、観光開発が重なる生産的な農業遺産システムを代表している点で有用です。このような環境では、保護行動は個人の態度や遺産保存への一般的な支持だけに依存しないことがあります。また、保護関連の行動が馴染みのある農業サービス、地域の期待、実行可能な地域の日常に組み込まれているかどうかにも依存する場合があります。このため、夏津のケースは、保護行動が主に個人の意図によって駆動されるのか、それとも農業技術サービス、廃棄物処理のルーチン、観光ボランティアの機会、遺産関連の加工企業との連携などの具体的な行動チャネルの存在によって動かされるのかを検証するのに特に有用です。この点で、サイトはプロトコルが単なる「新規症例」申請を超え、保護行動が住民に求められる実務的条件によってどのように形成されるかを検証することを可能にしています。

同時に、このプロトコルは保護意図と保護行動が同一であると仮定していません。最近の農村観光に関する研究は、住民の生態系保全行動が意図が重要であるが、行動を完全には説明しないより広範なプロセスを通じて形成されることを示しています。⁹。関連する環境支援行動研究でも、回答者が好意的な態度や強い意欲を示しても意図と行動のギャップが持続する可能性が示されています。¹⁰。この問題は本研究で特に重要であり、PIは回答者の次の植え付けシーズンの意図を指すのに対し、FBRは前回の植え付けシーズンにおける自己申告の保護関連行動への参加を記録している点です。したがって、このモデルは厳密な縦断的因果モデルではなく、意図と最近の行動反応を結びつける横断的連合構造として解釈されます。

分析ワークフローを明示かつ再現可能にするために、プロトコルは5つの関連する仮説をあらかじめ指定しました。最初の仮説は、行動に対する態度が保護意図と正の関連があると提案しました。2つ目の仮説は、主観的な規範が保護意図と正の関連があると提案しました。三つ目の仮説は、知覚された行動制御が保護意図と正の関連があると提案されました。4つ目の仮説は、保護意図が農家の自己申告行動反応と正の相関があると提案しました。5番目の仮説は、保護意図が行動に対する態度、主観的規範、知覚された行動制御、農家の自己申告的な行動反応との関連を統計的に媒介すると提案しました。これらの仮説は、アンケート構造の整理、符号化構築、回帰モデル、メディエーション解析に用いられました。したがって、このプロトコルの目的は、単一の症例特有の調査結果を報告するだけでなく、保護意図や自己申告による保護行動をどのように測定、スクリーニング、検証、分析するかを農業遺産観光の現場で再現可能なワークフローで研究することでした。夏津農業遺産システムを代表例として用いることで、保護関連の行動が実践的な農業サービス、地域の日常、目に見える参加チャネルに組み込まれた際に起こりやすいかどうかも研究者が検証できるようにしています。

プロトコル

この研究は、中国の成人住民を対象に匿名でリスクの最小限の紙ベースのアンケート調査を対象としました。氏名、身分番号、電話番号、住所、生物学的サンプル、臨床情報、その他の直接特定可能な個人情報は収集されませんでした。マレーシア・プトラ大学のヒト被験者研究倫理委員会(JKEUPM)が発表した制度方針によれば、UPM/マレーシア外で匿名で実施された被験者調査に関する研究は、2023年9月1日から施行された方針の下でJKEUPMの倫理承認を正式に必要としていません。

研究期間中、参加は任意かつ匿名で行われました。アンケートを回答する前に、各回答者は研究目的、自主参加、匿名データ取り扱い、提出前に中止権を説明する同意書を受け取りました。同意は紙のアンケートの最初のページにチェックボックスで確認されました。同意確認なしの記録は症例レベルのスクリーニング前に除外されました。完成した紙のアンケートは、研究チームのみがアクセスできる施錠されたキャビネットに保管されました。データ入力後、非特定化された電子データセットはパスワード保護されたフォルダに保存されました。同意確認ページと回答データは別々に保存され、統計解析のために非特定化されたデータのみがエクスポートされました。

研究エリアと研究設計

本研究は2026年2月から3月にかけて、中国山東省の西津黄河旧河古桑樹林システムで実施されました。対象人口は、遺産システム内の14の村に住む18歳以上の住民で構成されていました。14の村は、後屯、千屯、六地、東岩、西燕、文信荘、南双苗、後関屯、後子里屯、左地、東陽、麗柳荘、盛荘、小新荘であった。これらの村の合計人口は14,896人でした。

本研究では、農業遺産観光の文脈に組み込まれた住民および農家の保護意図と最近の自己申告の保護行動を調査するために、横断問い票調査を用いました。村単位の比例サンプリング戦略が用いられました。各村のサンプルクオータは、14の村における総人口に対するその村の割合に基づいて計算され、大きな村がより多くの回答者を出し、小さな村が代表を残すようにしました。

クレイチーとモーガンのサンプルサイズ表を用いると、1万人を超える母集団には最低366人の回答者が必要で、信頼水準は95%、誤差^範囲は5%です。不完全または使用不能なアンケートに対応するため、400枚の紙のアンケートが配布されました。同意確認、重複確認、断面一致、回答範囲検証、症例レベルの質スクリーニングを経て、375件の有効な質問票が保持されました。最終的な有効なサンプルは最低要件を超え、14の村の総人口の約2.52%を占めていました。村レベルの人口、人口割合、有効なサンプル配分は 補足表1に示されています。全体の研究ワークフローは 図1に示されています。

図1。参加者募集、紙ベースのアンケート管理、データスクリーニング、統計分析の全体的なワークフロー。この図 は、村レベルのサンプリング、参加者募集、オフラインの紙ベースのアンケート管理、同意確認、データ入力、品質管理、構成要素スコアリング、統計分析を含む横断調査のワークフローをまとめています。このフレームワークは、ATB、SN、PBC、PI、FBR間の関係を評価しています。 この図の拡大版はこちらをクリックしてご覧ください。

参加者の資格と募集

対象となる参加者は、西亜黄河古河古桑樹系統内の14の村のいずれかに住む18歳以上の住民でした。また、地元の農業生産、村の生活、遺産に関連する慣習について十分な知識がなければ、アンケートに意味のある回答を行えることが求められました。この親しみは、前回の植え付けシーズンに選ばれた村のいずれかに居住していること、地元の農業や家庭生産活動への関与、桑の実を基盤とした農業慣行への認識、村のコミュニティ生活への参加、または地元の農業遺産保護や観光関連の慣習に精通していることのいずれかを満たすことと定義されました。

一時的な訪問者、同意を拒否した、18歳未満、質問票を意味のある回答できなかった、重複した質問票を提出した、またはデータセット構造全体で照合できない記録があった場合、除外されました。また、1つ以上のコア構成要素のセクションが欠落している場合、コア構成要素の20%以上が欠落または無効の場合、すべてのリッカート尺度項目で同一の回答が合理的に変異しない場合、または回答値が許可された符号化範囲外で検証できない場合も記録を除外しました。

採用は村ごとの連絡手段を通じて実施されました。調査チームは村委員会の協力を得て各村に入りました。村の委員会は配布場所の特定や適格な住民への連絡を支援しましたが、回答を集めたり質問票の回答に影響を与えたりはしませんでした。調査票は村委員会の事務所を通じて対象となる住民に配布されました。回答者は村委員会事務所または指定された村レベルのスペースで個別にアンケートに記入しました。

調査は紙ベースのアンケートのみを使用していました。必要に応じて、主にアンケートを自立して読むのが難しい回答者に対して面接官の支援が提供されました。現場職員はアンケート配布前に標準化された指示を受けました。彼らは研究の目的、任意参加、匿名性、回答形式のみを説明しました。回答者が支援を要請した場合、現場スタッフは例や説明、提案された答えを加えずに、文の内容を声に出して読むか繰り返しました。オンラインアンケートプラットフォーム、デジタル調査リンク、適応型分岐、項目ランダム化、または代替アンケート版は使用されませんでした。

アンケート構成とツール開発

このツールは、行動に対する態度(ATB)、主観的規範(SN)、知覚行動制御(PBC)、保護意図(PI)、農家の行動反応(FBR)からなる5つの行動フレームワークを検証するために設計されました。アンケート開発は主に計画行動理論と、ヘリテージツーリズム、保全、農業^{参加研究における}行動意図モデルの従来の応用に基づいて行われました。最終的な分析モデルはTPBに基づいていました。健康信念モデルとPERMAは、最終分析において独立した変数として独立に操作化されなかったため、別々の理論的枠組みとして保持されませんでした。

最初の項目プールは、文献に基づくスクリーニングと夏津農業遺産観光の環境への文脈的適応を通じて作成されました。項目の文言は、対応著者と第三著者の2人の専門家によってレビューされました。両レビュアーとも農村観光、農業遺産、環境行動、調査に基づく行動分析に関連する経験を有していました。彼らは、構成要素の関連性、表現の明瞭さ、文脈の適合性、回答者の理解可能性を評価しました。曖昧で繰り返し、または不整合な項目は最終管理前に修正されました。

メイン調査の前に、30名の住民を対象としたパイロットテストがメインサンプリング枠の外で実施されました。パイロットテストでは、項目の明瞭さ、文化的適切性、質問票の長さ、応答アンカーの理解度、およびPIおよびFBRセクションで使用される時間的参照の適切性が評価されました。パイロットのフィードバックによると、「保全」という用語について不安を感じる回答者もいました。地域の理解を深めるために、この表現には「農業の伝統を守る」という現地の意味が加えられました。パイロット試験後、3つの項目がより簡潔な表現のために改訂されました。

パイロット信頼性解析では、測定された寸法全体で内部の整合性が許容されることが示されました。クロンバックのアルファ値は、意味/認知評価で0.838、肯定的感情/感情的態度が0.834、知覚された重症度/リスク評価が0.766、差止規範が0.783、記述規範が0.782、参照対象特異的圧力が0.747、能力/自己効力感が0.843、資源/期待利益が0.723、機会・外部条件が0.862、PIが0.789、保全行動が0.880でした。項目適合性の予備的検証として、パイロットデータはカイザー・マイヤー・オルキン値が0.722で、バートレットの球性検定では χ² = 118.041、 df = 10、 p < 0.001という有意な球性が示されました。これらの結果は、文言の小幅な修正後もアンケートの使用を継続することを支持しました。

最終的な調査機器は、固定された順序で配置された5つの構成ブロックで構成されていました。ATBは認知評価、情動態度、知覚リスク評価を通じて測定されました。SNは、差し止め規範、記述規範、そして参照対象特有の社会的圧力を通じて測定されました。PBCは自己効力感、知覚された利益、外部の機会条件を通じて測定されました。PIは次の植え付けシーズンを基準に測定され、FBRは前回の植え付けシーズンを基準に測定されました。調査ツールの構造は 表1にまとめられています。

構成要素	セクション	概念領域	期間	応答形式	アイテム数	スコアレンジ	得点ルール
行動に対する態度(ATB)	パートI	認知評価、感情的態度、そして農業遺産保護に対する深刻さ・リスクの認識評価	現在の評価	5ポイントリッカート尺度、1 = 強く反対 5 = 強く同意	17	1.000–5.000	平均17項目
主観的規範(SN)	パートII	差し止め規範、記述規範、そして参照対象特有の社会的圧力	現在の社会的期待の認識	5ポイントリッカート尺度、1 = 強く反対 5 = 強く同意	11	1.000–5.000	11項目の平均
知覚行動制御(PBC)	第三部	自己効力感、期待される利益、外部の機会条件	現在の認識される能力とコントロール	5ポイントリッカート尺度、1 = 強く反対 5 = 強く同意	13	1.000–5.000	13項目の平均
保護意図(PI)	パートIV	意図された農業遺産保護措置	次の植え付けシーズン	5ポイントリッカート尺度、1 = 強く反対 5 = 強く同意	11	1.000–5.000	11項目の平均
農民行動対応(FBR)	パートV	自己申告による保護関連の実践	前回の植え付けシーズン	二択の回答、はい/いいえ	8	0-8	8項目の合計

表1:調査機器の構造と構成。 この表は、ATB、SN、PBC、PI、FRRに対応する5つの質問票セクションをまとめており、概念領域、時間的参照、回答形式、問題数、スコア範囲、採点ルールを含みます。ATB、SN、PBC、PIは各構成概念内の有効な項目の平均値として評価され、FBRは行動数の合計として評価され、値が高いほど保護関連実践への参加が報告されていることを示しました。

詳細なアンケートは 補足ファイル1に記載されています。項目から構成へのマッピング、変数符号化ルール、複合スコアの定義は 補足表2にまとめられています。資料および分析資源は材料 表にまとめられています。

アイテム形式、応答アンカー、そしてコンストラクトコーディング

ATB、SN、PBC、PIに対応するセクションは、1=強く反対、2=不同意、3=同意も反対もない、4=同意、5=強く同意する5点リッカート応答形式が使われていました。ATBセクションは17点、SNセクションは11点、PBCセクションは13点、PIセクションは11点でした。

FBRセクションには、前回の植え付けシーズンに関する8つの行動項目が含まれていました。これらの項目は二項法的に1=はい、0=いいえと二項的にコード化されました。このコーディングルールは分析前に固定され、8つの行動反応項目すべてに一貫して適用されました^。すべての保持項目が同じ実質的な方向に向けられていたため、逆符号化は使用されませんでした。

分析のために、ATB、SN、PBC、PIを各構成概念内のすべての有効項目の平均スコアとして計算しました。構成概念スコアは、その構成概念の項目の少なくとも80%が有効な回答を示した場合に算出されました。回答者がこの閾値より有効な回答数が少ない場合、その構成概念に関する分析ではその構成点スコアが欠落しているとみなされました。FBRは0から8の範囲の行動スコアを合計して計算し、値が高いほど保護関連の実践への参加が報告されていることを示しました。

人口統計学的変数

人口統計のセクションはアンケートの冒頭に配置され、性別、農業経験年数、年齢、学歴を記録しました。性別は1=男性、2=女性とコード化されていました。農業経験は1=0-2年、2=3-10年、3=11-25年、4=25年以上とコード化されました。年齢は1=18〜30歳、2=31〜44歳、3=45歳以上とコード化されていました。教育レベルは1=小学校、2=中学校、3=大学またはカレッジとコード化されていました。

回答者の記述やデータプロファイリングには人口統計変数が使用され、複合構成点スコアには統合されませんでした。性はカテゴリー的に扱われていました。農業経験、年齢、学歴は記述的プロファイリングのために順序付けられたカテゴリー変数として扱われました。

調査実施手順

紙のアンケートは標準化された順序で実施されました。各参加者はまず研究情報と同意書を読み、自主参加を確認し、人口統計項目を記入し、その後、ATB、SN、PBC、PI、FBRの5つの構成要素セクションに固定された順で回答しました。この順序は、回答者間で意図された測定構造を維持するために固定されました。

回答者は村委員会の事務所や指定された村レベルのスペースで個別にアンケートに回答しました。複数の回答者が同じ場所にいる場合、回答について他の人と話さないように求められました。アンケートの冒頭で標準化された書面による指示が提供され、現場の担当者は完了前に同じ簡単な口頭説明を行いました。面接官の支援は、支援を必要とする回答者のために書面を読むか繰り返すことに限られていました。

金銭的支払い、贈与、返済、交通支援、軽食、その他の非金銭的インセンティブは提供されませんでした。分析データセットには、同意が確認され、5つの構成要素セクションすべてが分析可能な形で返送された場合に限り、アンケートは含まれていませんでした。アンケートは、同意が確認され、5つの構成概念セクションすべてが含まれ、構成概念ブロックが完全に欠落していないこと、そしてコア構成概念項目全体で欠落または無効回答の割合が20%を超えなかった場合に分析可能と分類されました。最終セクションの行動表現は、直前の植え付けシーズンを指しており、これにより記憶の特異性が向上し、曖昧な態度反応が減少^{しました。}

データ入力と品質管理

返送されたすべての紙のアンケートは、回答者のシリアル番号を唯一のリンクキーとして5つのアンケートベースのデータシートに入力しました。回答はMicrosoft Excelに手動で入力され、元の紙のアンケートと照合されました。このデータセットは当初、ATB、SN、PBC、PI、FBRに対応する5つのワークシートに整理されていました。この構造によりアンケートアーキテクチャが維持され、ワークシートをマスターデータセットに統合する前にセクションレベルの検証が可能になりました。

各記録は4段階で審査されました。まず、回答者のシリアル番号の重複が確認されました。重複確認はシリアル番号とアンケート記録の手動比較に基づいていました。次に、クロスシートの照合を確認し、5つのアンケートベースのワークシートすべてに記録のみが保持されました。第三に、項目回答を許容されるコーディング値と照合しました。ATB、SN、PBC、PI項目は1から5までのみが受け入れられ、FBR項目では0または1のみが認められました。第四に、構成平均とFBR合計を生の項目値から再計算し、作業データセットと比較して入力誤りを特定しました。

構成スコアの再計算にはスプレッドシートの公式が用いられました。スプレッドシートフィルターや頻度チェックを用いて、欠損した値、重複レコード、範囲外コードの特定に使われました。スプレッドシートレベルのスクリーニング後、データセットはIBM SPSS Statisticsバージョン30.0にインポートされ、追加の頻度チェックと統計解析が行われました。

症例レベルのスクリーニング後、最終分析サンプルには375件のアンケートが残されました。アイテムレベル範囲チェックの際、1つのPBC項目に「45」とコードされた3つの範囲外エントリが特定されました。これらの値はリッカート尺度の回答範囲の許容範囲外であったため、手動のデータ入力エラーとして扱われました。3つの無効値は、構成要素スコアリング前にアイテムレベルの欠損値として再コーディングされました。影響を受けた回答者は他に完全一致の記録を持ち、PBC構成文の有効文題要件80%を満たしていたため、構成要素レベルの分析に残されました。完全なケースのハーマン単一因子検定は、3つの無効PBCエントリが欠落と再コードされたため、372件のリッカート型レコードで実施されました。クリーニングロジックと統計的意思決定基準は 表2にまとめられています。統計解析に用いられたクリーン非識別化された回答者レベルの分析データセットは 補足表3に示されています。

舞台	アイテム	運用規則	判定基準	取られた行動
同意審査	同意確認のチェックボックス	質問票は、質問書の回答前に同意が確認された場合にのみスクリーニング対象となりました。	同意書箱は完了	同意確認なしの記録は除外されました。
ケースマッチング	5つのデータブロックにわたる応答者識別子	同じ被告のシリアル番号が5つのワークシートすべてに1回だけ現れた場合のみ、事件は保留されました。	ATB、SN、PBC、PI、FBR各セクションで1対1の正確な一致を提供	375件のマッチング事件が保留されました。
重複スクリーニング	重複回答番号	回答者のシリアル番号が重複していることは分析ファイルに許可されていませんでした。	セクション内またはセクション間で重複識別子が存在しない	重複が発生した場合、最初の完全な記録のみが保持されました。
欠損データスクリーニング	コア構成要素	アンケートは、5つの構成要素すべてのセクションが揃っている場合にのみ分析可能と分類されました。	構成ブロックが完全に欠けているわけではありません。欠損または無効なコア構成要素回答≤20%)	閾値を超える記録は除外されました。
リッカート項目の範囲チェック	ATB、SN、PBC、およびPIの項目	法的値は1から5までの整数に制限されていました。	1から5以外の値は無効なエントリとして扱われます	1つのPBC項目で「45」としてコード化された3つの範囲外値は、構成体平均化前に欠落と再コーディングされました。
二進項目のレンジチェック	FBRの項目	最終的な符号化は1 = はい、0 = いいえに調和されました。	0人か1人だけが受け入れました	8つのFBR項目は、採点前に一貫して再コーディングされました。
構成要素のスコアリング	ATB、SN、PBC、そしてPI	構成文内の有効な項目の平均として計算された総合スコア。	各構成要素内には少なくとも80%の有効項目が必要です	構成要素レベルの分析に使われる平均スコア。
構成要素のスコアリング	FBR	行動参加の合計として計算された総合スコア。	8つのアクションに分かれた二進項目の合計	合計スコアは0から8の範囲でした。
内部整合性	多項目構成	信頼性はクロンバックのアルファを用いて評価されました。	α ≥0.70 許容範囲;α ≥ 0.80 良質;α > 0.95 可能な冗長性	すべての構成要素は保持;SNはαが0.70をやや下回っていたため慎重に解釈しました。
共通方法分散	リッカート型項目	ハーマンの単一要素テストは、すべてのATB、SN、PBC、PI項目に適用されました。	最初の未回転因子は総分散の<40%です	CMV(支配的ではない)を選びます。
回帰仮定	予測子共線性	モデル解釈前に寛容性とVIFを評価。	耐性>0.20;VIF < 5.00	すべての予測変数は受け入れられます。
回帰仮定	残留および影響診断	標準化された残差とクックの距離を検査しました。	標準化された残差は±3.00以内;クックの距離<1.00	影響力のある事件は削除されていません。
ロバストネス解析	HC3標準誤差	主回帰モデルに対する異質スケダスティシティ整合HC3標準誤差推定。	主な予測因子は統計的に有意なままでした	HC3の結果は堅牢性推定値として報告されました。
ロバストネス解析	ポアソン回帰	FBRは0から8までのカウント結果として扱われました。	ログリンク;ポアソン分布;モデル適合度と過分散の確認済み	ポアソンの結果はロバストネスチェックとして報告されました。
統計的有意性	仮説検定	両側の有意性検定が全文に適用されました。	p < 0.05	分析前に閾値を固定。

表2:データクリーニングルール、コーディング原則、統計的意思決定基準。 この表は、同意スクリーニング、症例マッチング、重複スクリーニング、欠損データ処理、応答範囲検証、構成要素スコアリング、信頼性評価、共通手法分散評価、回帰診断、HC3ロバストネス解析、ポアソンロバストネス分析、有意性検定のあらかじめ定められたルールをまとめています。ATB、SN、PBC、PIの複合スコアは各構成概念内の有効な項目の平均値として計算され、FBRは0から8の範囲の行動カウントの合計として計算されました。すべての解析はクリーン化された解析データセットを用いて実施されました。

統計解析

すべての解析はIBM SPSS Statisticsバージョン30.0で実施されました。記述統計はまず人口統計変数と質問票項目に対して計算されました。各多項目構成要素に対してクロンバックのアルファを用いて内部整合性信頼性が評価され、 α ≥0.70が許容可能、 α 0.80≥良好、0.95 α >可能項目冗長性¹⁵とみなされました。

FBR項目は二項法であったため、その内部整合性は二項項目のクロンバックのアルファに相当するKR-20と解釈されました。FBRは主に行動参加指数の総和として扱われ、純粋に反映的な心理測定尺度としてではなく、8つの項目が異なる保護関連行動を表していたためです。SN構成要素は、メインデータセットで0.70をやや下回るα値があったにもかかわらず、従来の閾値に近く、項目が理論的にTPBと整合しており、構成要素ブロック全体を保持することで事前に指定された質問票構造が維持されたため、保持されました。SNに関する結果は慎重に解釈されました。

コンストラクトの検証は、プロトコルの観察された複合スコア設計に従って行われました。本研究は完全な潜在変数構造方程式モデルを推定していなかったため、複合信頼性、抽出された平均分散、HTMTは主要な測定モデル基準として使用されませんでした。構成要素の適切性は、文献に基づくアイテム間マッピング、専門家レビュー、パイロット試験、内部一貫性信頼性、項目レベル範囲のチェック、あらかじめ指定されたスコアリングルールを通じて評価されました。このアプローチが選ばれたのは、プロトコルが完全なSEM測定モデルではなく、再現可能な調査および複合スコア分析のワークフローを提供することを目指していたためです。

共通法の分散はハーマンの単一因子検定¹⁶を用いて検証されました。この検査では、項目レベルの範囲補正後の完全なリッカート型項目記録を使用しました。3つの無効なPBCエントリが欠落と再符号化されたため、共通手法分散検定は372件の完全なリッカート型レコードで実施されました。共通手法バイアスは、未回転の第一因子が総分散の40%未満を説明できる場合、重度ではないとされました。

5つの構成要素スコア間で二変量相関が計算されました。その後、多重線形回帰が2段階で実施されました。モデル1では、従属変数としてPIが入力され、予測変数としてATB、SN、PBCが同時に入力されました。モデル2では、従属変数としてFBR、焦点予測因子としてPIが入力されました。PIは次の植え付けシーズン、FBRは前の植え付けシーズンを指していたため、これらのモデルは厳密な因果予測モデルではなく、横断的関連モデルとして解釈されました。

調停分析はSPSSのPROCESSマクロバージョン4.2、モデル4を用いて実施されました。ATB、SN、PBCごとに別々の媒介モデルが推定され、PIがメディエーター、FBRがアウトカムとされました。間接効果は5,000件のブートストラップ再サンプルと95%ブートストラップ信頼区間を用いて推定されました。信頼区間にゼロが含まれていない場合、間接効果は統計的に有意と見なされました。媒介結果は、縦断的因果関係の証拠ではなく、横断モデル内の統計的間接関連として解釈されました。

回帰仮定はあらかじめ定められた基準を用いて評価されました。多重共線性は耐性>0.20、VIF<5.00で評価されました。影響力のある観測値は標準化された残差を用いて、標準化された残差は3.00±、クックの距離は1.00<でスクリーニングされました。線形性とホモスセダスティシティは残差散布図を通じて評価されました。残差の正規性はヒストグラムと正規確率プロットを用いて検証されました。誤差の独立性はダービン・ワトソン統計量を用いて評価されました。統計的有意性は、 p <0.05¹⁷の両側検定を用いて評価されました。残存症および影響診断後に追加の症例は除外されませんでした。

FBRは行動参加スコアの合計であったため、主要モデルはこれを複合結果として扱いました。同じスコアが0から8までの承認された保護行動の数も表していたため、ポアソン回帰はロバストネスチェックとして実施されました。主要な回帰モデルに対しても、ロバストネス解析にHC3回帰推定値が含まれていたため、ヘテロスケダスティシティ一貫性HC3標準誤差も推定されました。HC3推定値はB、HC3 SE、t、p、95%信頼区間として報告されました。ポアソン回帰は、SPSSにおける一般化線形モデル手法を用いて推定され、ポアソン分布、対数リンク関数、最尤推定が用いられました。発生率比率、堅牢な標準誤差、95%信頼区間、モデル適合指標が報告されました。潜在的な過分散はピアソンカイ二乗/自由度比を用いて評価されました。ポアソンモデルはロバストネスチェックとしてのみ使用され、主要な線形構成要素レベルの解析に代わるものではありませんでした。

結果

データ入力と品質管理

合計375件のマッチングアンケートが5つのアンケートベースのデータグループにて保持されました。アイテムレベル範囲チェックの際、1つのPBC項目に「45」とコードされた3つの範囲外エントリが特定されました。これらの値はリッカート尺度の項目で許容される1〜5の回答範囲外にあったため、手動のデータ入力エラーとして扱われました。これら3つの値は、構成体平均化前にアイテムレベルの欠損値として再コーディングされました。影響を受けた各回答者は無効なエントリーが1つのみで、PBC構成文の最低有効項目要件を満たしていたため、375名全員が構成概念レベルの分析に残されました。

人口統計学的変数

回答者のプロフィールは 表3に示されています。375人の回答者のうち、男性が207人(55.2%)、女性が16...

ディスカッション

本研究は再現可能な横断調査プロトコルを用いて、行動に対する態度、主観的規範、知覚された行動制御が保護意図とどのように関連し、保護意図が夏津農業遺産観光の文脈における農家の自己申告行動反応とどのように関連しているかを検証しました。結果は一貫したパターンを示しました。これら3つの先行構造はすべて保護意図と正の関連があり、保護意図はFBRとも正の関連を示しました。3つの先行要素の中で、知覚された行動制御は保護意図と最も強い関連を示し、次いで主観的な規範や行動に対する態度が続きました。この傾向は、住民が農業遺産保護に参加する意欲が、保護の好意的な評価だけでなく、地域の状況下でその行動が実現可能であると認識したかどうかによっても形作られていたことを示唆しています。この発見は、遺産、保全、農村観光の文脈における計画行動理論の最近の応用と一致しており、これらの分野では制御可能性や社会的期待の認識が、好意的な態度が参加意向となる理由を説明する^{ことが多いです。}本研究では、行動制御の認識がより強い役割を果たすことから、夏津における農業遺産保護...

材料

この記事で使用された材料の一覧

名前	会社	カタログ番号	コメント
ボールペン	地域の文房具サプライヤー	該当なし	村ベースのデータ収集と現場調査管理中に、回答者が紙の質問票を記入するために使用。
IBM SPSS Statistics、バージョン30.0	IBM Corporation	SPSS Statistics 30.0	記述統計、信頼性分析、共通方法分散テスト、相関分析、線形回帰、仲介分析、HC3堅牢性分析、ポアソン回帰の堅牢性分析に使用。
ロック付き保管キャビネット	地域のオフィス機器サプライヤー	該当なし	データ入力の前後で完成した紙の質問票を安全に保管するために使用。
Microsoft Excel	Microsoft Corporation	CFQ7TTC0PBMF	生のデータ整理、ワークシートの照合、項目レベルの範囲チェック、重複のスクリーニング、予備的なコーディング、正式な統計分析前の構成スコアの再計算に使用。
参加者情報と同意書	研究チームによる自作	該当なし	質問票の冒頭に提供。回答者は、調査に答える前にチェックボックスの同意項目を通じて自発的な参加を確認。
パスワードで保護されたデータ分析ワークステーション	自己管理の研究ワークステーション	該当なし	匿名化された電子データセットを保存し、統計分析を行うために使用。
印刷された質問票フォーム	研究チームによる自作	該当なし	夏津黄河旧河道古楡林システムの14の村でオフラインの紙ベースの質問票管理に使用。
SPSS用PROCESSマクロ、バージョン4.2	Andrew F. Hayes	PROCESS v4.2	ブートストラップ仲介分析とヘテロスケダスティシティ一貫HC3標準誤差推定に使用。
回答者シリアル番号ラベル	研究チームによる自作	該当なし	データ入力とスクリーニング中に、5つの質問票グループ間の照合のために各質問票に一意の回答者シリアル番号を割り当てるのに使用。