姜維軍，顏廷武

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)取得舉世矚目的成就，但也面臨諸多挑戰(zhàn)[1]，特別是以犧牲環(huán)境為代價(jià)的高速增長，導(dǎo)致土地肥力持續(xù)衰退，生態(tài)環(huán)境遭到巨大破壞[2]，阻礙了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。為保障糧食安全，國家大力提倡發(fā)展生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)，而促進(jìn)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)技術(shù)是推進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然要求[3]。以秸稈還田為代表的綠色生產(chǎn)技術(shù)能有效改善土壤環(huán)境，提高土壤肥力[4]，從而有利于糧食增產(chǎn)。為推廣秸稈還田，國家出臺(tái)了相關(guān)政策文件，從技術(shù)和財(cái)政等方面進(jìn)行支持，但農(nóng)戶秸稈還田采納率較低[5]，推廣進(jìn)程較為緩慢[6]，秸稈焚燒、隨意丟棄等現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，進(jìn)一步導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的惡化。

農(nóng)戶是秸稈還田實(shí)施與采納的重要主體，了解并厘清其采納意愿與行為特征，是制定相關(guān)政策的基本前提。學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)戶秸稈還田行為的研究主要從兩方面展開：一方面，探討了農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿的影響因素，認(rèn)為農(nóng)戶的資本稟賦水平和結(jié)構(gòu)、社會(huì)資本、生態(tài)認(rèn)知等會(huì)影響其秸稈還田技術(shù)采納意愿[7-8]；另一方面，研究了農(nóng)戶秸稈還田采納行為，認(rèn)為秸稈還田投入價(jià)格及資源稟賦狀況影響農(nóng)戶采納秸稈還田[9]；農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知水平、農(nóng)戶特征、預(yù)期收益[6，10-11]等重要因素也影響農(nóng)戶的技術(shù)采納行為。

實(shí)踐中，農(nóng)戶秸稈還田意愿較高，但采納率較低[5]，出現(xiàn)高意愿低行為現(xiàn)象，采納意愿和行為之間的不一致性嚴(yán)重制約著秸稈還田技術(shù)的推廣。如何將農(nóng)戶秸稈還田意愿轉(zhuǎn)化為還田行為受到了學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。有研究認(rèn)為秸稈還田意愿對(duì)采納行為具有正向影響作用[12-13]，但也有研究認(rèn)為雖然農(nóng)戶的采納意愿會(huì)促進(jìn)其采納行為的發(fā)生，二者并非完全一致。王舒娟等研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶雖然有出售秸稈意愿，但其外部環(huán)境限制了其出售行為，從而導(dǎo)致意愿與行為的不一致[14]；王建明研究發(fā)現(xiàn)居民資源節(jié)約意識(shí)和節(jié)約行為并不具有天然一致性，但是社會(huì)壓力和物質(zhì)主義觀念會(huì)調(diào)節(jié)意識(shí)和行為的關(guān)系，且群體一致性會(huì)調(diào)節(jié)意識(shí)—情景—行為的關(guān)系[15]；李昊等研究發(fā)現(xiàn)公平性感知會(huì)影響農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)意愿向行為轉(zhuǎn)化[16]。

綜觀現(xiàn)有研究，不同學(xué)者從不同方面研究了意愿與行為相背離的原因及促進(jìn)一致性的因素。作為理性的個(gè)體，農(nóng)戶決策會(huì)受到內(nèi)外部因素的綜合約束[10]，且新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)原理也表明，農(nóng)戶的行為受到內(nèi)在需求和外部供給的綜合影響。因此，本文以秸稈還田為例，利用湖北省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)機(jī)—機(jī)會(huì)—能力(motivation-opportunity-ability，MOA)拓展模型，分析在中國傳統(tǒng)文化背景下農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)化為行為的驅(qū)動(dòng)因素。運(yùn)用層次回歸分析法分析能力(生產(chǎn)習(xí)慣、生態(tài)知識(shí))和機(jī)會(huì)(技術(shù)的可獲得性)對(duì)意愿—行為的調(diào)節(jié)作用，并采用分組回歸檢驗(yàn)群體一致性程度不同的農(nóng)戶秸稈還田意愿與行為的關(guān)系,以及情景變量對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

一、理論模型構(gòu)建

1.理論分析

根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，農(nóng)戶的行為受技術(shù)需求和供給的雙向影響。從需求側(cè)看，農(nóng)戶需求是其意愿和能力的有機(jī)結(jié)合，二者同等重要，農(nóng)戶的能力是影響其意愿有效轉(zhuǎn)化為需求的重要因素。從供給側(cè)看，市場提供的技術(shù)滿足農(nóng)戶的需求，使其有機(jī)會(huì)獲取相關(guān)技術(shù)并能夠順利實(shí)施是需求有效轉(zhuǎn)化為行為的關(guān)鍵因素。?lander等也認(rèn)為只有在意愿受到“能力”和“機(jī)會(huì)”調(diào)控后，才能夠與行為有較強(qiáng)的一致性，并指出能力包括個(gè)體習(xí)慣和其所掌握的知識(shí)[17]。機(jī)會(huì)是個(gè)體所感知到的有助于促使其行為發(fā)生的外部客觀環(huán)境[18]，而技術(shù)的可獲得性是農(nóng)戶主觀上認(rèn)為采納該項(xiàng)技術(shù)所需要付出的努力程度[19]，技術(shù)的可獲得性越強(qiáng)，農(nóng)戶越容易獲取相關(guān)技術(shù)，也表示農(nóng)戶具有采納秸稈還田行為的機(jī)會(huì)。此外，秸稈還田作為一項(xiàng)跨期農(nóng)業(yè)技術(shù)[6]，預(yù)期收益具有不確定性[11]。當(dāng)農(nóng)戶面臨預(yù)期收益不確定時(shí)，會(huì)依照已有生產(chǎn)習(xí)慣從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以降低不確定性可能帶來的損失；技術(shù)的可獲得性可以降低農(nóng)戶對(duì)新事物的焦慮[19]，從而降低農(nóng)戶預(yù)期收益的不確定性；生態(tài)知識(shí)水平可以使農(nóng)戶了解技術(shù)所能帶來的收益。因此，農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納意愿能否有效轉(zhuǎn)化為技術(shù)采納行為受到生產(chǎn)習(xí)慣、知識(shí)水平和技術(shù)的可獲得性等能力和行為的雙輪驅(qū)動(dòng)。

在分析意愿、行為、機(jī)會(huì)和能力相互關(guān)系中，MOA是最為成熟的模型，并被廣泛應(yīng)用到各學(xué)科行為分析領(lǐng)域中，具有較好的穩(wěn)定性和對(duì)行為的預(yù)見性[18]。該模型認(rèn)為意愿是行為實(shí)現(xiàn)的主要驅(qū)動(dòng)力，機(jī)會(huì)和能力會(huì)調(diào)節(jié)意愿和行為之間的關(guān)系，有研究通過整合一個(gè)親環(huán)境行為的模型，成功解釋了家庭節(jié)能行為[20]。

但個(gè)體的意愿與行為都是在特定的情境下發(fā)生的。Bagozzi等研究發(fā)現(xiàn)，在不同的文化背景下，個(gè)體意愿對(duì)其行為的影響存在差異[21]，Blumberg等的研究表明個(gè)人的行為是在組織背景下由個(gè)人動(dòng)機(jī)、能力以及機(jī)會(huì)的相互作用所決定的[22]。因此，探討農(nóng)戶的秸稈還田意愿和行為的關(guān)系不能脫離中國傳統(tǒng)文化背景。集體主義是中國傳統(tǒng)文化的重要表現(xiàn)，個(gè)體行為受到集體成員行為的影響[23-24]，與群體保持一致是中國人行為的社會(huì)規(guī)范，群體一致通過外在獎(jiǎng)勵(lì)或壓力約束著個(gè)體行為[20]。MOA基礎(chǔ)模型并沒有考慮個(gè)體所處的文化背景，這會(huì)減弱模型對(duì)現(xiàn)實(shí)的解釋力。因此，本文對(duì)MOA模型予以拓展，納入群體一致性因素，探討機(jī)會(huì)和能力對(duì)意愿—行為關(guān)系的驅(qū)動(dòng)作用。

2.研究假設(shè)

意愿是個(gè)體愿意為某種行為付出的努力程度，農(nóng)戶秸稈還田意愿是農(nóng)戶想要采取秸稈還田技術(shù)的傾向。漆軍等研究表明農(nóng)戶秸稈還田行為受到其還田意愿的正向影響[13]，農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)的意愿越強(qiáng)烈，則其采納該技術(shù)的可能性就越大。但如何促使農(nóng)戶秸稈還田意愿有效轉(zhuǎn)化為采納行為？本文基于MOA拓展模型，分析能力和機(jī)會(huì)對(duì)意愿—行為關(guān)系的驅(qū)動(dòng)作用以及群體一致性的調(diào)節(jié)作用。

(1)能力對(duì)意愿—行為關(guān)系的驅(qū)動(dòng)作用。能力是指個(gè)體通過后天學(xué)習(xí)形成的、在一定條件下能夠從事某種行為的內(nèi)在可能性[18]，反映了個(gè)體在一般情況下所具備的能力結(jié)構(gòu)[25]，被認(rèn)為包含了習(xí)慣和任務(wù)知識(shí)兩個(gè)概念[15]。

習(xí)慣是指在特定刺激和暗示下，一種能夠自動(dòng)產(chǎn)生重復(fù)行為的個(gè)體內(nèi)在反應(yīng)機(jī)制[26]，習(xí)慣一旦形成，個(gè)體會(huì)出于既定的習(xí)慣而不假思索地做出某種決策[27]，是農(nóng)戶能力的重要組成部分。特別是在不確定條件下，基于過去生產(chǎn)習(xí)慣從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，可以減低農(nóng)戶學(xué)習(xí)成本，以及避免可能存在的潛在損失，從而對(duì)農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納產(chǎn)生影響，且當(dāng)個(gè)體某種行為演化為習(xí)慣后，也會(huì)對(duì)意愿與行為的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用[28]。因此，農(nóng)戶的生產(chǎn)習(xí)慣不僅直接作用于個(gè)體的行為，也通過調(diào)節(jié)個(gè)體的意愿和行為的關(guān)系而間接影響個(gè)體行為[21]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H11：生產(chǎn)習(xí)慣對(duì)農(nóng)戶意愿—行為關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用。

生態(tài)知識(shí)是指個(gè)體如何采取行動(dòng)以解決環(huán)境問題的知識(shí)[29]，反映了個(gè)體對(duì)生態(tài)環(huán)境的了解以及如何采納相關(guān)技術(shù)的知識(shí)水平。生態(tài)知識(shí)會(huì)提升人們對(duì)環(huán)境危害的認(rèn)知，引起強(qiáng)烈的環(huán)境關(guān)注，同時(shí)也會(huì)增強(qiáng)人們對(duì)技術(shù)的信心[30]。而個(gè)體從意愿到最終行為的發(fā)生，必定經(jīng)過一個(gè)認(rèn)知和接受的過程[31]，且自我決定理論認(rèn)為當(dāng)農(nóng)戶感覺能夠勝任某項(xiàng)工作時(shí)，其愿意主動(dòng)去從事該項(xiàng)工作。所以當(dāng)農(nóng)戶充分掌握生態(tài)知識(shí)，對(duì)秸稈還田具有充分的認(rèn)知和從事該項(xiàng)工作的能力時(shí)，意愿能夠有效轉(zhuǎn)化為行為，且掌握的知識(shí)越多，其意愿和行為的一致性也高。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H12：生態(tài)知識(shí)對(duì)農(nóng)戶意愿—行為關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用。

(2)機(jī)會(huì)對(duì)意愿—行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。機(jī)會(huì)是指個(gè)體所感知到的有助于其行為成為可能的外部客觀環(huán)境，具有客觀性、主體性和有利性的特點(diǎn)[18]，也是農(nóng)戶對(duì)有利于其行為實(shí)施的外部客觀因素的主觀認(rèn)知，當(dāng)感知外部環(huán)境有助于其行為發(fā)生時(shí)，可以有效增加其行為[32]。在秸稈還田中，機(jī)會(huì)主要是指有助于農(nóng)戶參與還田的有利客觀因素。秸稈還田主要依靠機(jī)械操作，當(dāng)農(nóng)戶感知到獲取相關(guān)機(jī)械設(shè)備較為便利且能夠滿足其需要，從而使秸稈還田技術(shù)易于獲取和利用，那么會(huì)提高秸稈還田的意愿轉(zhuǎn)化為行為的可能性。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：技術(shù)的可獲得性對(duì)農(nóng)戶意愿—行為關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用。

(3)群體一致性的調(diào)節(jié)作用。群體一致性是個(gè)體為避免決策失誤，從而在心理和行為上受到所在群體影響的一種情緒體驗(yàn)，表示個(gè)體愿意遵守群體的社會(huì)規(guī)范，從而與其他成員保持一致的傾向[33]。王建明實(shí)證研究也表明群體一致性對(duì)意愿和行為關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)作用[15]。群體一致性意識(shí)會(huì)對(duì)個(gè)體的信念、行為等產(chǎn)生影響[34]，不同群體一致性意識(shí)的農(nóng)戶，對(duì)群體內(nèi)他人行為的接受程度顯著不同。當(dāng)個(gè)人的意愿和他人的行為不一致時(shí)，具有高群體一致性意識(shí)的農(nóng)戶更愿意接受他人的觀點(diǎn)和行為，例如改變其以往對(duì)秸稈還田技術(shù)的認(rèn)知不足、處理習(xí)慣等，進(jìn)而改變其原有意愿—行為的關(guān)系。因此，本文提出以下假設(shè)：

H3：對(duì)于不同群體一致性意識(shí)的農(nóng)戶，調(diào)節(jié)其意愿—行為關(guān)系的情景變量不同。

二、數(shù)據(jù)來源和信效度檢驗(yàn)

1.數(shù)據(jù)來源

本文所采用的數(shù)據(jù)均為課題組2018年7—8月在湖北開展的入戶調(diào)查所得，以恩施州、荊州市、荊門市和黃石市的農(nóng)戶作為研究對(duì)象，考察其秸稈還田技術(shù)采納情況。采用分層抽樣確定樣本村組后，依據(jù)隨機(jī)抽樣原則選取樣本農(nóng)戶，調(diào)查人員采取隨機(jī)入戶、面對(duì)面訪談的方式進(jìn)行問卷調(diào)查。共取得調(diào)查問卷768份，刪除無效問卷、關(guān)鍵變量缺失等問卷后，最終得到有效問卷676份。

如表1所示，性別方面，男女比例分別82.40%和17.60%，受訪農(nóng)戶以男性為主；兼業(yè)情況，無兼業(yè)經(jīng)歷的占68.34%，長期兼業(yè)的占9.77%；在受訪農(nóng)戶中身體健康狀況較好的占44.68%，較差的占15.38%。總體而言，樣本農(nóng)戶的基本特征與我國農(nóng)村情況較為一致。

2.變量設(shè)置

借鑒相關(guān)研究，選取“您是否采用過秸稈還田技術(shù)？”度量農(nóng)戶采納秸稈還田技術(shù)情況，采納記為1，未采納記為0。

對(duì)于秸稈還田采納意愿量表，借鑒顏廷武等[8]研究，并進(jìn)行了修訂，設(shè)計(jì)如下問題：“沒有采納秸稈還田會(huì)讓我內(nèi)疚”“我會(huì)阻止秸稈焚燒、丟棄等行為”“我愿意為獲取采納秸稈還田等信息而支付費(fèi)用”以及“即使沒有優(yōu)惠、監(jiān)管等政府行為，我依然愿意進(jìn)行秸稈還田等綠色生產(chǎn)”。

技術(shù)的可獲得性是度量農(nóng)戶參與秸稈還田的外部客觀條件，是農(nóng)戶主觀感知到的是否具備順利實(shí)施秸稈還田的外部環(huán)境條件。因此，量表參照何可等[19]研究并進(jìn)行了修訂，設(shè)計(jì)如下問題：“我能夠容易且及時(shí)獲取所需要的信息”“我很容易獲取綠色生產(chǎn)的技術(shù)和人力支持”“我能夠掌握綠色生產(chǎn)技術(shù)”。

生產(chǎn)習(xí)慣是指農(nóng)戶在生產(chǎn)過程中慣常采用的生產(chǎn)方式，以及過去的生產(chǎn)方式對(duì)現(xiàn)在的影響程度。借鑒沈雪等[35]的做法，設(shè)計(jì)如下問題：“化肥農(nóng)藥的使用，主要是依據(jù)過去的生產(chǎn)習(xí)慣”“秸稈治理，我首先想到的方法是秸稈還田”“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，過去的習(xí)慣對(duì)我影響很大”。

生態(tài)知識(shí)是反映農(nóng)戶對(duì)生態(tài)環(huán)境的了解以及如何采納相關(guān)技術(shù)的知識(shí)水平。依據(jù)王建明[20]的研究，設(shè)計(jì)如下問題：“我懂得如何在生產(chǎn)中減少污染浪費(fèi)”“我懂得如何適量使用化肥農(nóng)藥等農(nóng)資”“我懂得如何進(jìn)行農(nóng)田耕地的保護(hù)”“我較好地掌握了秸稈還田技術(shù)的知識(shí)和操作”“資源浪費(fèi)與利用不當(dāng)是一種損失”“本地有鼓勵(lì)人們采取秸稈還田技術(shù)的氛圍”。

群體一致性是指農(nóng)戶趨向于和其周圍的群體在行為上保持一致，易受周圍群體的影響，基于王建明[20]的研究成果，設(shè)計(jì)如下問題：“家人和親戚的觀點(diǎn)和行為對(duì)我影響很大”“朋友鄰居的觀點(diǎn)和行為對(duì)我影響很大”“村干部、技術(shù)指導(dǎo)員的觀點(diǎn)和行為對(duì)我影響很大”。

上述各題項(xiàng)主要是采用李克特5級(jí)量表。

3.樣本信效度檢驗(yàn)

本文利用SPSS19.0軟件進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，問卷整體的Cronbach’s α系數(shù)為0.837，各個(gè)潛變量的Cronbach’s α值范圍為均大于0.6，通過了信度檢驗(yàn)，調(diào)查問卷結(jié)果符合模型穩(wěn)定性與一致性的檢驗(yàn)要求；問卷整體的KMO數(shù)值為0.881，各個(gè)潛變量的KMO值均大于0.6，說明測(cè)量指標(biāo)能有效反映其共同因素構(gòu)念的潛在特質(zhì)，Bartlett’s球形檢驗(yàn)的近似卡方值為3 272.772，顯著性水平為0.000，表明量表適合進(jìn)行因子分析[19]。如表2所示。

表2 信度和效度檢驗(yàn)

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

1.相關(guān)性分析

對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析，分析結(jié)果如表3所示。采納意愿均值為3.702，表明農(nóng)戶具有采納秸稈還田技術(shù)的意愿；生產(chǎn)習(xí)慣均值為3.704，表明農(nóng)戶具有較好的生產(chǎn)習(xí)慣；技術(shù)的可獲得性均值為3.419，表明農(nóng)戶認(rèn)為秸稈還田技術(shù)采納較為方便；關(guān)于秸稈還田技術(shù)的知識(shí)均值為3.668，表明農(nóng)戶了解如何進(jìn)行秸稈還田，較好地掌握了秸稈還田知識(shí)。

相關(guān)性分析結(jié)果顯示，采納意愿、技術(shù)的可獲得性以及生產(chǎn)習(xí)慣和生態(tài)知識(shí)都與采納行為顯著相關(guān)。從各變量與行為的相關(guān)系數(shù)來看，技術(shù)的可獲得性最大，生態(tài)知識(shí)和意愿次之，生產(chǎn)習(xí)慣最小。各個(gè)相關(guān)系數(shù)均小于0.5，這也表明多重共線性問題不會(huì)對(duì)回歸結(jié)果造成較大影響。

表3 變量間相關(guān)關(guān)系矩陣

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10% 的顯著性水平上顯著。下同。

2.采納意愿對(duì)采納行為影響的實(shí)證分析

在分析過程中，分別把控制變量和自變量放入模型(見表4模型1、2)。結(jié)果顯示，性別對(duì)秸稈還田采納行為起到顯著性正向作用，相對(duì)于女性，男性還田行為更強(qiáng)一些；兼業(yè)情況負(fù)向影響農(nóng)戶還田技術(shù)的采納，這可能是隨著兼業(yè)程度增加，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)時(shí)間會(huì)減少，而進(jìn)行秸稈還田需要一定時(shí)間，這會(huì)阻礙其采納秸稈還田技術(shù)；健康狀況負(fù)向影響農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)采納，可能的原因是隨著農(nóng)戶健康狀況的惡化，其體力和精力會(huì)下降，阻礙其技術(shù)采納；采納意愿對(duì)采納行為具有正向影響，農(nóng)戶采納意愿越強(qiáng)，則越有可能采納秸稈還田技術(shù)。

3.情景變量對(duì)農(nóng)戶意愿—行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究中，秸稈還田采納行為是二分變量，故檢驗(yàn)情景變量調(diào)節(jié)效應(yīng)的理論模型構(gòu)建如下：

p(y=1|x)=p(z=1|x,z1,…，zn,m)=F(β0+β0×X+β1×zi+β2x×zi+β2m)

(1)

式(1)中，y表示農(nóng)戶秸稈還田采納行為，當(dāng)y=1時(shí)，表示農(nóng)戶采納秸稈還田；反之，則y=0。x表示農(nóng)戶采納意愿；zi代表情景變量(生產(chǎn)習(xí)慣、生態(tài)知識(shí)、技術(shù)的可獲得性)；m表示其他控制變量。x×zi代表情景變量(生產(chǎn)習(xí)慣、生態(tài)知識(shí)、技術(shù)的可獲得性)對(duì)意愿—行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)?；貧w結(jié)果見表4。

表4 模型檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表4

采納行為模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8健康狀況-0.150***(0.051)-0.137***(0.052)-0.144***(0.052)-0.150***(0.052)-0.142***(0.052)-0.141***(0.052)-0.134***(0.052)-0.132**(0.052)兼業(yè)情況-0.154***(0.052)-0.146**(0.052)-0.146***(0.052)-0.148***(0.052)-0.152***(0.052)-0.153***(0.052)-0.147***(0.052)-0.145***(0.052)常數(shù)0.801***(0.203)-0.103(0.304)-0.605**(0.352)-0.604*(0.354)0.472(0.329)-0.690**(0.342)-0.469(0.327)-0.647*(0.324)PseudoR20.03310.05280.06290.06710.06390.07440.06470.0704

圖1 生產(chǎn)習(xí)慣對(duì)意愿和行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(1)生產(chǎn)習(xí)慣的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。從模型3可以看出，生產(chǎn)習(xí)慣的主效應(yīng)顯著且為正。這意味著過去良好的生產(chǎn)習(xí)慣對(duì)技術(shù)采納行為存在著正向的促進(jìn)作用；生產(chǎn)習(xí)慣的系數(shù)小于意愿的系數(shù)，這說明還田意愿比其生產(chǎn)習(xí)慣更能有效推進(jìn)農(nóng)戶采納秸稈還田行為。從模型4可以看出，生產(chǎn)習(xí)慣和采納意愿的交互作用顯著為正，這表明生產(chǎn)習(xí)慣對(duì)于意愿—行為關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H11成立。如圖1所示，對(duì)于生產(chǎn)習(xí)慣較強(qiáng)的農(nóng)戶來說，采納意愿與采納行為之間的正向作用較強(qiáng)；而對(duì)于生產(chǎn)習(xí)慣較弱的農(nóng)戶來說，采納意愿與采納行為之間的正向作用相對(duì)較弱。

圖2 生態(tài)知識(shí)對(duì)意愿和行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(2)生態(tài)知識(shí)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。從模型5可以看出，生態(tài)知識(shí)的主效應(yīng)顯著且為正，這表明生態(tài)知識(shí)水平對(duì)技術(shù)采納行為存在著正向的促進(jìn)作用；知識(shí)水平的系數(shù)大于意愿的系數(shù)，表明掌握的知識(shí)水平比其還田意愿更能有效促進(jìn)農(nóng)戶秸稈還田行為的發(fā)生。從模型6可以看出，生態(tài)知識(shí)和采納意愿的交互作用顯著為正，這說明農(nóng)戶生態(tài)知識(shí)水平對(duì)于意愿—行為關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H12成立。如圖2所示，對(duì)于生態(tài)知識(shí)水平較高的農(nóng)戶來說，采納意愿與采納行為之間的正向作用較強(qiáng)；而對(duì)于生態(tài)知識(shí)水平較弱的農(nóng)戶來說，采納意愿與采納行為之間的正向作用相對(duì)較弱。

圖3 技術(shù)的可獲得性對(duì)意愿和行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(3)技術(shù)的可獲得性的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。從模型7可以看出，技術(shù)的可獲得性主效應(yīng)顯著且為正，這意味著技術(shù)的可獲得性對(duì)采納行為存在著正向的促進(jìn)作用；技術(shù)的可獲得性的系數(shù)大于意愿的系數(shù)，這說明對(duì)于農(nóng)戶來說，技術(shù)的可獲得性比其還田意愿更能有效促進(jìn)其采納秸稈還田技術(shù)。從模型8可以看出，技術(shù)的可獲得性和采納意愿的交互作用顯著為正，這意味著技術(shù)的可獲得性會(huì)正向調(diào)節(jié)農(nóng)戶采納意愿與采納行為的關(guān)系，假設(shè)H2成立。如圖3所示，對(duì)于高技術(shù)的可獲得性感知的農(nóng)戶來說，采納意愿與采納行為之間的正向作用較強(qiáng)；而對(duì)于低技術(shù)的可獲得性感知的農(nóng)戶來說，采納意愿與采納行為之間的正向作用相對(duì)較弱。

4.群體一致性調(diào)節(jié)效應(yīng)

首先，用單因素方差分析考察群體一致性對(duì)被解釋變量和解釋變量的直接影響，結(jié)果如表5所示。在1%的顯著性水平下，高群體一致性組和低群體一致性組在采納意愿、技術(shù)的可獲得性、生態(tài)知識(shí)和生產(chǎn)習(xí)慣上存在差異，即相比低群體組，高群體組農(nóng)戶采納意愿更強(qiáng)，感知技術(shù)易于獲得，掌握的生態(tài)知識(shí)更豐富，而且具有較好的生產(chǎn)習(xí)慣。

表5 群體一致性的單因素方差分析結(jié)果

其次，檢驗(yàn)群體一致性不同組別中意愿和行為的關(guān)系以及情景變量對(duì)意愿—行為關(guān)系。具體結(jié)果如表6所示。

表6 群體一致性的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)不同組別主效應(yīng)的檢驗(yàn)。在考慮意愿和情景變量的主效應(yīng)時(shí)，在高群體一致性組和低群體一致性組別，農(nóng)戶秸稈還田采納意愿都對(duì)采納行為存在顯著正向影響。這表明，不論農(nóng)戶的群體一致性如何，其意愿均對(duì)行為產(chǎn)生顯著性的促進(jìn)作用。

對(duì)不同組別的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。不同群體一致性組別，回歸模型存在較大差別，表明群體一致性具有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3成立。在高群體一致性組別，技術(shù)的可獲得性和農(nóng)戶生態(tài)知識(shí)水平會(huì)顯著調(diào)節(jié)意愿和行為之間的關(guān)系；在低群體一致性組別，生產(chǎn)習(xí)慣會(huì)顯著性調(diào)節(jié)意愿和行為的關(guān)系?？赡艿慕忉屖歉呷后w一致性組別的農(nóng)戶受群體內(nèi)其他農(nóng)戶的影響較大，容易接受新的知識(shí)，更容易認(rèn)可政府推廣的新技術(shù)。當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為對(duì)該技術(shù)了解較為充分且有能力勝任時(shí)，其采納意愿越強(qiáng)，采納該技術(shù)的可能性越大；而對(duì)低群體一致性組別的農(nóng)戶而言，因受外在環(huán)境影響較小，很難改變固有的生產(chǎn)方式，生產(chǎn)決策過于依賴過去的生產(chǎn)習(xí)慣，其生產(chǎn)習(xí)慣越強(qiáng)，對(duì)意愿和行為關(guān)系的調(diào)節(jié)就越大。同時(shí)，機(jī)會(huì)變量正向調(diào)節(jié)低群體一致性組的意愿—行為關(guān)系，雖然在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著，但其正向促進(jìn)作用依然不可忽視。

5.討 論

根據(jù)前文分析，農(nóng)戶秸稈還田采納意愿向采納行為轉(zhuǎn)變受到需求側(cè)的能力因素和供給側(cè)的技術(shù)供給的雙向影響。從調(diào)研情況來看，能力不足是影響農(nóng)戶意愿有效轉(zhuǎn)化為需求的關(guān)鍵因素，從而也制約農(nóng)戶技術(shù)采納行為的實(shí)施。當(dāng)農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境知識(shí)特別是從事秸稈還田的知識(shí)水平提高時(shí)，不僅可以提高農(nóng)戶意愿，更可以使農(nóng)戶感知到其能夠勝任該項(xiàng)工作，從而有效提高技術(shù)需求，且過去的生產(chǎn)習(xí)慣也會(huì)影響農(nóng)戶當(dāng)前對(duì)技術(shù)的需求。

在農(nóng)戶生產(chǎn)習(xí)慣和知識(shí)水平短期難以改變的現(xiàn)狀下，激勵(lì)政策的側(cè)重點(diǎn)應(yīng)考慮從供給側(cè)出發(fā)，以技術(shù)易學(xué)易用為目標(biāo)推動(dòng)秸稈還田技術(shù)的供給側(cè)改革。對(duì)秸稈還田技術(shù)進(jìn)行供給側(cè)改革的目的，一方面是為了提高現(xiàn)有技術(shù)數(shù)量，實(shí)現(xiàn)技術(shù)的廣泛覆蓋；另一方面在于提高現(xiàn)有技術(shù)水平，降低技術(shù)學(xué)習(xí)門檻，擴(kuò)大技術(shù)采納窗口，從而為促使農(nóng)戶意愿順利轉(zhuǎn)化為行為奠定有利的技術(shù)基礎(chǔ)。

因此，要有效推廣秸稈還田，應(yīng)結(jié)合供給和需求兩方面綜合考量。從需求端的農(nóng)戶來說，秸稈還田技術(shù)采納受阻的關(guān)鍵原因在于缺少能力，使得意愿無法向需求轉(zhuǎn)變；從供給端的政府和企業(yè)來說，基于易學(xué)易用目標(biāo)的秸稈還田技術(shù)供給側(cè)改革，是促進(jìn)農(nóng)戶需求落地，實(shí)現(xiàn)供需匹配的杠桿支點(diǎn)。

四、結(jié)論與建議

1.結(jié) 論

本文基于MOA拓展模型，實(shí)證分析了能力(生產(chǎn)習(xí)慣、生態(tài)知識(shí))和機(jī)會(huì)(技術(shù)的可獲得性)對(duì)農(nóng)戶秸稈還田意愿轉(zhuǎn)化為采納行為的驅(qū)動(dòng)作用?；谥袊鴤鹘y(tǒng)文化背景，分類探討了不同群體一致性群組的農(nóng)戶秸稈還田意愿和采納行為之間的關(guān)系。主要結(jié)論如下：

首先，全樣本群體以及不同群體中，農(nóng)戶秸稈還田意愿對(duì)其采納行為都起到顯著的正向促進(jìn)作用。其次，機(jī)會(huì)和能力可以有效提高意愿和行為的一致性，二者是促進(jìn)農(nóng)戶秸稈還田意愿到行為轉(zhuǎn)變的重要因素，同等重要，缺一不可。再次，在不同群體中，調(diào)節(jié)農(nóng)戶意愿—行為的情景變量不同，在高群體一致性組別，生態(tài)知識(shí)以及技術(shù)的可獲得性對(duì)意愿向行為的轉(zhuǎn)化起到正向的調(diào)節(jié)作用，對(duì)于低群體一致性的農(nóng)戶來說，生產(chǎn)習(xí)慣正向調(diào)節(jié)意愿和行為的關(guān)系。最后，相對(duì)于還田意愿，技術(shù)的可獲得性和生態(tài)知識(shí)對(duì)農(nóng)戶還田行為具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，且群體一致性程度不同的農(nóng)戶，其采納意愿、生產(chǎn)習(xí)慣、生態(tài)知識(shí)以及技術(shù)的可獲得性存在顯著差異，這一方面會(huì)直接導(dǎo)致采納行為出現(xiàn)差別，另一方面也會(huì)影響意愿—行為的關(guān)系，這也可能是意愿和行為產(chǎn)生不一致性的原因。

2.政策建議

針對(duì)上述研究結(jié)論，要促進(jìn)農(nóng)戶有效采納秸稈還田技術(shù)，應(yīng)從以下方面入手：

(1)創(chuàng)新宣傳內(nèi)容與方法，優(yōu)化農(nóng)戶生產(chǎn)習(xí)慣。在開展技術(shù)培訓(xùn)時(shí)應(yīng)以“知其然、知其所以然”為目標(biāo)，首先要注重環(huán)境保護(hù)、秸稈還田等知識(shí)的宣傳與推廣，使農(nóng)戶了解秸稈還田的益處，提高其采納意愿；其次，應(yīng)將培訓(xùn)課堂搬到田間地頭，加大實(shí)地演示，提高農(nóng)技推廣人員與農(nóng)戶的互動(dòng)和交流，使農(nóng)戶深刻了解如何進(jìn)行秸稈還田；最后，要積極發(fā)揮技術(shù)能手的示范帶頭作用，逐步引導(dǎo)農(nóng)戶形成良好的生產(chǎn)習(xí)慣，從而使其還田意愿能夠有效轉(zhuǎn)化為還田行為。

(2)加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善機(jī)械作業(yè)條件。通過改善機(jī)械作業(yè)條件，讓農(nóng)戶感知到能夠較為容易的獲取相關(guān)技術(shù)，使其能夠勝任相關(guān)工作，從而可以有效促進(jìn)秸稈還田的實(shí)施。這一方面需要加強(qiáng)改善農(nóng)田交通情況，使機(jī)械較為容易進(jìn)出農(nóng)田，另一方面需要對(duì)現(xiàn)有還田技術(shù)進(jìn)行改進(jìn)，著重解決現(xiàn)有機(jī)械設(shè)備耕層太淺以及秸稈難以腐爛而影響農(nóng)戶下一季度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問題。

(3)找準(zhǔn)農(nóng)戶差異，提供精準(zhǔn)服務(wù)。政府在制定相關(guān)政策時(shí)要靈活多變，從而在不加大其成本的情況下，有效促進(jìn)農(nóng)戶秸稈還田。對(duì)于高群體一致性感知的農(nóng)戶，需要多加大技術(shù)培訓(xùn)和相關(guān)技術(shù)的供給；而對(duì)于低群體一致性感知的農(nóng)戶，則需要通過示范引導(dǎo)等方式培養(yǎng)其良好的生產(chǎn)習(xí)慣，從而促進(jìn)秸稈還田意愿向采納行為的根本轉(zhuǎn)變。