農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為的影響因素研究
——基于初次應(yīng)用滿意度的中介作用

張軼之，滕玉華，熊翅新

（1，3江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南昌 330045；2江西師范大學(xué) 商學(xué)院，南昌 330045）

大力發(fā)展農(nóng)村清潔能源是緩解農(nóng)村能源供給緊張、延緩氣候環(huán)境變化的根本出路。從農(nóng)業(yè)部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，我國農(nóng)村清潔能源推進(jìn)政策取得了一定效果。但課題組調(diào)研發(fā)現(xiàn)，有很多農(nóng)戶在初次應(yīng)用清潔能源后，由于后續(xù)服務(wù)不到位、清潔能源產(chǎn)品質(zhì)量不過關(guān)以及維護(hù)困難等問題，農(nóng)戶不再應(yīng)用清潔能源。因此，如何推進(jìn)農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用清潔能源已成為政府和學(xué)界普遍關(guān)注的話題。為此，本文利用江西省695個農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用層次回歸法，研究農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為的影響因素以及初次滿意度的中介作用。

農(nóng)戶清潔能源應(yīng)用行為是一個初次應(yīng)用到持續(xù)應(yīng)用的過程，現(xiàn)有的農(nóng)戶清潔能源應(yīng)用行為方面的研究主要集中在農(nóng)戶的初次采用行為。鄭軍[1]、蔡亞慶等[2]、仇煥廣等[3]先后對農(nóng)戶沼氣池建設(shè)與使用意愿的影響因素進(jìn)行研究；Muhammad-Sukki[4]、丁麗萍[5]研究認(rèn)為居民對住宅太陽能光伏發(fā)電設(shè)備的采用意愿受政府政策和公民節(jié)能意識影響；王火根和李娜則研究了影響農(nóng)戶購買太陽能熱水器的諸多因素[6]。本文則試圖在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上從三個方面進(jìn)行拓展：一是重點(diǎn)研究農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為；二是探討農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為的影響因素；三是運(yùn)用中介變量模型識別農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度的中介作用，探究農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為影響因素的作用機(jī)理。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）假設(shè)1及其理論基礎(chǔ)

農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為是農(nóng)戶的一種技術(shù)持續(xù)采納行為，本文可以借鑒國外有關(guān)技術(shù)持續(xù)采納的理論模型。Bhattacherjee提出的信息系統(tǒng)持續(xù)使用模型認(rèn)為，感知有用性直接影響用戶的滿意度，感知有用性和滿意（滿意度）通過用戶持續(xù)使用意圖間接影響其持續(xù)使用行為[7]；Kang等人認(rèn)為感知可用性對用戶持續(xù)使用具有重要影響[8]。國內(nèi)學(xué)者也做了相關(guān)研究。陳渝等人研究發(fā)現(xiàn)，用戶初次使用的滿意度正向顯著影響用戶信息系統(tǒng)持續(xù)使用行為[9]；楊根福研究發(fā)現(xiàn)，感知有用性通過MOOC用戶滿意度對用戶的持續(xù)使用意愿有間接影響[10]?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H1a：農(nóng)戶感知因素（有用性與易用性）對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著正向影響；

H1b：農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度在感知因素（有用性與易用性）與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為間起中介作用。

（二）假設(shè)2及其理論基礎(chǔ)

清潔能源產(chǎn)品屬性是指所使用清潔能源產(chǎn)品的質(zhì)量、服務(wù)、技術(shù)水平以及可獲得性。Bhattacherjee認(rèn)為信息技術(shù)自我功效和促成因素是持續(xù)使用行為的重要影響變量[7]?，F(xiàn)有的實(shí)證研究表明，系統(tǒng)質(zhì)量影響用戶持續(xù)應(yīng)用行為。Zheng等人發(fā)現(xiàn)信息質(zhì)量、系統(tǒng)質(zhì)量完全通過顧客滿意度影響用戶持續(xù)使用虛擬社區(qū)[11]。王高山等人研究發(fā)現(xiàn)，電子服務(wù)質(zhì)量對用戶持續(xù)使用電子商務(wù)網(wǎng)站有直接影響[12]。還有研究發(fā)現(xiàn)，用戶滿意度在系統(tǒng)質(zhì)量與其持續(xù)應(yīng)用行為中起中介作用。如Zhou研究發(fā)現(xiàn)，信息質(zhì)量、系統(tǒng)質(zhì)量不僅對顧客滿意度有直接影響，還通過顧客滿意度對持續(xù)使用有間接影響[13]。王瑋、劉玉研究發(fā)現(xiàn)，在線旅游網(wǎng)站的質(zhì)量等前置變量，通過滿意度對消費(fèi)者持續(xù)應(yīng)用在線旅游網(wǎng)站間接正向影響顯著[14]?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H2a：清潔能源產(chǎn)品屬性對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著正向影響；

H2b：清潔能源產(chǎn)品屬性通過初次應(yīng)用滿意度對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著的正向影響。

（三）假設(shè)3及其理論基礎(chǔ)

行為便利是指農(nóng)戶相信組織或技術(shù)部門對其應(yīng)用清潔能源提供支持的程度。Terry and Leary認(rèn)為控制感知對行為有直接影響，控制感知作為外部約束可能阻止個體按其意向?qū)嵤┠稠?xiàng)行為[15]。Venkatesh等研究得出，有利的使用條件通過使用期望影響信息系統(tǒng)的持續(xù)使用[16]。陳渝等認(rèn)為系統(tǒng)使用方便性、用戶使用的便利條件對用戶信息系統(tǒng)持續(xù)使用行為有顯著正向影響[9]。也有研究表明，用戶滿意度在行為便利與其持續(xù)應(yīng)用行為中起中介作用。如劉剛和黃蘇萍發(fā)現(xiàn)，用戶滿意在用戶控制感知與其持續(xù)使用網(wǎng)上銀行行為意向關(guān)系中起完全中介作用[17]?；诖?，提出以下假設(shè)：

H3a：行為便利對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著正向影響；

H3b：農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度在行為便利與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為間起中介作用。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)收集

本研究數(shù)據(jù)來自課題組2016年1—6月期間對江西省農(nóng)戶的抽樣調(diào)查。調(diào)查涉及江西省20個縣（市）100個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，問卷調(diào)查了794個農(nóng)戶，其中有效問卷695份，有效率87.5%。

（二）變量測量

本研究中行為便利、感知因素、產(chǎn)品屬性、初次應(yīng)用滿意度、從眾心理和農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為等變量均采用李克特五級量表法測度，在問卷調(diào)查中要求農(nóng)戶從“1=完全不同意”到“5=完全同意”中做出選擇。

1.自變量

（1）行為便利（BL）。行為便利的測量方法源自曲英[18]和孫巖[19]的研究，共有3個項(xiàng)目：“應(yīng)用清潔能源可以得到必要幫助和支持”“我有使用清潔能源所要求的經(jīng)濟(jì)條件”“我有使用清潔能源所要求的技術(shù)條件”。

（2）清潔能源產(chǎn)品屬性（SX）。清潔能源產(chǎn)品屬性的測量改編自岳婷[20]的研究，包括3個項(xiàng)目：“應(yīng)用清潔能源產(chǎn)品的服務(wù)和質(zhì)量”“使用清潔能源產(chǎn)品的技術(shù)水平”“使用清潔能源產(chǎn)品的易獲得性”。

（3）感知有用性和易用性（GZ）。感知因素的測量改編自羋凌云[21]的研究，共包括3個項(xiàng)目：“應(yīng)用清潔能源產(chǎn)品有利于節(jié)約能源消費(fèi)支出”“使用清潔能源方便、衛(wèi)生”“應(yīng)用清潔能源產(chǎn)品有利于節(jié)約勞動力”。

2.中介變量

初次應(yīng)用后的滿意度（MY）。根據(jù)農(nóng)戶實(shí)地調(diào)研，自行設(shè)計(jì)了3個項(xiàng)目測量。測量題項(xiàng)為“初次應(yīng)用清潔能源后感到滿意”“我對清潔能源的管理和技術(shù)服務(wù)很滿意”“使用清潔能源的總體效果比預(yù)期的要好”。

3.因變量

農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為（CX）。根據(jù)農(nóng)戶實(shí)地調(diào)研，自行設(shè)計(jì)了2個測量題項(xiàng)，分別是：“我經(jīng)常使用清潔能源”“持續(xù)使用清潔能源的時間”。

4.控制變量

控制變量包括：（1）年齡。農(nóng)戶戶主年齡在35歲及以下用“1”表示，35 歲以上用“2”表示。（2）受教育水平。農(nóng)戶戶主受教育水平分為小學(xué)及以下、中學(xué)、高中及以上，分別用 1、2、3 表示。（3）家庭年收入水平。采用農(nóng)戶2014年家庭總收入數(shù)據(jù)表示家庭收入水平，將家庭年收入分為3萬元以下、3萬到 5萬元、5 萬元以上，分別用 1、2、3 表示。（4）農(nóng)戶居住所處的地形。農(nóng)戶居住所處的地形分為平原、丘陵和山區(qū)，分別用 1、2、3 表示。（5）從眾心理。從眾心理的測量參考羋凌云[21]的研究，結(jié)合實(shí)地調(diào)研自行設(shè)計(jì)，共3個測量題項(xiàng)：“日常消費(fèi)喜歡與周圍大多數(shù)人保持一致”“我常常會購買朋友、親戚或鄰居都買的產(chǎn)品”“如果我周圍的熟人都使用清潔能源，我也會使用”。

（三）分析方法

1.驗(yàn)證性因子分析

為了保證問卷的信度與效度，采用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)度量模型的構(gòu)建效度，因子分析結(jié)果見表1。從表1可知，6個變量（行為便利、清潔能源產(chǎn)品屬性、感知因素、從眾心理、初次應(yīng)用后的滿意度、農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為）的Cronbach’sα系數(shù)均大于0.66，CR值都大于0.8，這說明各度量題項(xiàng)的內(nèi)部一致性較好，量表的可信度較高。

2.效度檢驗(yàn)

采用驗(yàn)證性因素分析來研究量表的區(qū)分效度和聚合效度。借助SPSS 17.0軟件，采用標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷、平均方差抽取量（AVE）和組合信度（CR）檢驗(yàn)聚合效度，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1可知，各潛變量對應(yīng)分量表的KMO統(tǒng)計(jì)值均不小于0.5，檢驗(yàn)結(jié)果的顯著性水平均小于0.001，這表明本研究量表適合進(jìn)行因子分析。各變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均大于0.6，各因子（潛變量）的平均抽取方差（AVE）都大于0.6，說明各潛變量均有較好的聚合效度；各因子（潛變量）的組合信度（CR）值均在0.80以上，說明測量模型的構(gòu)念信度良好，模型內(nèi)在質(zhì)量理想。因此，從整體上看，模型各變量均具有較好的聚合效度。

3.模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度的中介效應(yīng)，根據(jù) Baron、Kenny[22]、溫忠麟等[23]提出的中介效應(yīng)模型及檢驗(yàn)程序，本文將農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為作為因變量，行為便利、產(chǎn)品屬性、感知因素作為自變量，農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度作為中介變量，從眾心理、年齡、受教育水平、家庭年收入水平、地形作為控制變量，設(shè)置回歸方程：

在回歸方程（1）至（4）中，α 表示常量，β表示系數(shù)，γ表述系數(shù)矩陣，CX、BL、SX、GZ、MY 分別表示農(nóng)戶清潔能源持續(xù)應(yīng)用行為、行為便利、產(chǎn)品屬性、感知因素、農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度，K表示控制變量（從眾心理、年齡、受教育水平、家庭年收入水平和地形），ε表示誤差項(xiàng)。另外，本文采用Sobel檢驗(yàn)法，驗(yàn)證農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度的中介效應(yīng)。其中，Sobel檢驗(yàn)假設(shè)自變量的中介效應(yīng)呈正態(tài)分布，當(dāng)Sobel檢驗(yàn)的Z值大于1.96時，表明中介效應(yīng)有顯著性。

表1 信度效度分析結(jié)果

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）驗(yàn)證性因素分析

為了尋找到最佳的研究模型，本文設(shè)置了3個模型進(jìn)行驗(yàn)證，四因子模型是由從眾心理、X1（將行為便利、產(chǎn)品屬性與農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度合并成一個變量，用X1表示）、感知因素、農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為這4個變量構(gòu)成的模型；五因子模型是從眾心理、行為便利、X2（將產(chǎn)品屬性與農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度合并成一個變量，用X2表示）、感知因素、農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為這5個變量構(gòu)成的模型；六因子模型是從眾心理、行為便利、產(chǎn)品屬性、感知因素、農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度、農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為這6個變量構(gòu)成的模型。借助AMOS 20.0軟件，對主模型和另外兩個備選模型進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析。從表2可以看出，與另外的兩個模型相比，六因子模型的擬合更好，卡方自由度比為2.741（小于3），NFI為 0.922（大于 0.9），CFI為 0.948（大于0.9），RMSEA 為 0.05，IFI為 0.949（大于 0.9），TLI為0.924（大于0.9），說明六因子模型的主要變量之間有良好的區(qū)分效度。六因子模型擬合最優(yōu)說明，雖然可能存在同源誤差，但它對研究的影響較小。從表4可知，本研究中各變量AVE值的平方根都大于其與其他變量之間的相關(guān)系數(shù)，也進(jìn)一步說明研究中變量之間具有良好的區(qū)分效度。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)系數(shù)矩陣分析

本研究主要研究變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及Pearson相關(guān)系數(shù)，研究結(jié)果如表3所示。行為便利、感知因素、清潔能源產(chǎn)品屬性、初次應(yīng)用的滿意度、從眾心理與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為呈顯著正相關(guān)性，初次應(yīng)用滿意度與行為便利顯著正相關(guān)（0.541），與農(nóng)戶感知因素的正相關(guān)關(guān)系顯著（0.383），與清潔能源產(chǎn)品屬性顯著正相關(guān)（0.463）。農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為與初次應(yīng)用滿意度的正相關(guān)關(guān)系顯著（0.435）。使用SPSS 17.0軟件對控制變量和自變量進(jìn)行共線性診斷（VIF），所有控制變量與自變量的VIF值都小于2，說明自變量間不存在明顯的多重共線性問題。

（三）回歸分析

模型（1）至（4）的估計(jì)結(jié)果如表4所示。從表4中模型（1）的估計(jì)結(jié)果可以看出，行為便利對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為的回歸系數(shù)為0.234（P＜0.01），說明行為便利對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著正向影響，H1得到驗(yàn)證。感知因素對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著正向影響（β=0.147，P＜0.01），H2 得到驗(yàn)證。清潔能源產(chǎn)品屬性對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著正向影響（β=0.172，P＜0.01），H3得到驗(yàn)證。

表2 驗(yàn)證性因子分析模型比對

表3 主要研究變量平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤及相關(guān)系數(shù)

表4 中介變量模型的檢驗(yàn)結(jié)果

在模型（4）中將感知因素、產(chǎn)品屬性、行為便利和初次應(yīng)用滿意度同時納入回歸模型時，中介變量的回歸系數(shù)為0.184（P＜0.01）。感知因素、清潔能源產(chǎn)品屬性和行為便利對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為都有顯著正向影響，這3個自變量（感知因素、清潔能源產(chǎn)品屬性、行為便利）的回歸系數(shù)較之于模型（1）中對應(yīng)的系數(shù)明顯變小，表明初次應(yīng)用滿意度在感知因素、產(chǎn)品屬性、行為便利對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為的影響中起到部分中介作用，H1b、H2b和H3b都得到部分驗(yàn)證。

為檢驗(yàn)初次應(yīng)用滿意度中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步采用Sobel檢驗(yàn)法對變量關(guān)系進(jìn)行分析。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，初次應(yīng)用滿意度在感知因素與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為之間的中介效應(yīng)顯著（Z=3.202，P＜0.01），在清潔能源產(chǎn)品屬性與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為之間的中介效應(yīng)也顯著（Z=3.592，P＜0.01），在行為便利與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為之間的中介效應(yīng)顯著（Z=3.592，P＜0.01），Sobel檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)，初次應(yīng)用滿意度在感知因素、清潔能源產(chǎn)品屬性、行為便利與農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為關(guān)系中均起到部分中介作用，假設(shè)H1b、H2b和H3b得到部分支持。

四、結(jié)論與建議

本文基于江西省695個農(nóng)戶數(shù)據(jù)，研究農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為的影響因素及初次應(yīng)用滿意度的中介作用。結(jié)果顯示，行為便利、感知因素和清潔能源產(chǎn)品屬性不僅直接對農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用行為有顯著的正向影響，而且還通過農(nóng)戶初次應(yīng)用滿意度這一中介變量間接地影響其持續(xù)應(yīng)用行為。

基于上述結(jié)論提出以下政策建議：（1）引導(dǎo)企業(yè)研發(fā)清潔能源產(chǎn)品，鼓勵企業(yè)提高清潔能源產(chǎn)品的質(zhì)量和售后維護(hù)服務(wù)水平。如果農(nóng)戶購買清潔能源產(chǎn)品后在使用過程中遇到的問題不能及時解決或解決起來十分費(fèi)時、費(fèi)力，不僅會降低農(nóng)戶初次使用后的滿意度，還會對農(nóng)戶購買其他清潔能源的產(chǎn)品產(chǎn)生戒備心理，這不利于農(nóng)戶持續(xù)使用清潔能源產(chǎn)品，還會影響到其他清潔能源產(chǎn)品的推廣應(yīng)用。因此，政府不僅要引導(dǎo)企業(yè)提高清潔能源產(chǎn)品質(zhì)量，而且要鼓勵企業(yè)提供完善的維護(hù)服務(wù)。（2）政府要組建清潔能源服務(wù)部門，對工作人員進(jìn)行有針對性的技術(shù)培訓(xùn)，不斷提高他們的服務(wù)水平，完善農(nóng)村清潔能源應(yīng)用后續(xù)服務(wù)體系，更好地為農(nóng)戶服務(wù)，及時解決農(nóng)戶在應(yīng)用清潔能源中遇到的問題，為農(nóng)戶持續(xù)應(yīng)用清潔能源提供便利。（3）采用圖像、演示和會議等形式，宣傳應(yīng)用清潔能源替代傳統(tǒng)能源（材薪、煤、石油等）對節(jié)約勞動時間、減少能源消費(fèi)支出、保護(hù)環(huán)境、減排溫室氣體中發(fā)揮的作用，提高農(nóng)戶的有用性感知。通過建立和完善清潔能源應(yīng)用服務(wù)體系，為農(nóng)戶應(yīng)用清潔能源提供必要的服務(wù)，提升農(nóng)戶的易用性感知。