鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)技供給行為驅(qū)動機制研究

周良海，皮修平，陳忠文

（衡陽師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖南 衡陽 421002）

科學(xué)技術(shù)是鄉(xiāng)村振興和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要條件和根本保證，因而農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)研發(fā)和供給是鄉(xiāng)村振興和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的根本途徑。以往我國主要以政府各級農(nóng)技服務(wù)推廣系統(tǒng)為農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)，這種傳統(tǒng)的政府農(nóng)技推廣系統(tǒng)為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展做出了重要的歷史貢獻(xiàn)。然而，隨著時代的發(fā)展，這種農(nóng)技推廣體系的各種弊端也顯露出來，越來越不能滿足當(dāng)代農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展對科技的需求[1]。在這種歷史條件下，政府開始積極鼓勵各級涉農(nóng)科研院所參與到農(nóng)技的研發(fā)和供給體系中來，而且由于涉農(nóng)科研院所在技術(shù)、人才和設(shè)備等方面的獨特優(yōu)勢，這些涉農(nóng)科研院所在農(nóng)技研發(fā)和供給中的作用日益顯現(xiàn)并成為現(xiàn)代農(nóng)技供給的重要主體，為激發(fā)廣大農(nóng)民的生產(chǎn)積極性和推動我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村持續(xù)發(fā)展提供了新的動力[2]。在這種背景下，廣大涉農(nóng)科研院所科技人員的農(nóng)技研發(fā)和供給行為成為當(dāng)前理論界和鄉(xiāng)村振興實踐的關(guān)注焦點。

雖然當(dāng)前農(nóng)技供給在鄉(xiāng)村振興和科技興農(nóng)中的作用日益凸顯，然而在如何驅(qū)動科技人員的農(nóng)技供給行為方面的研究還不多見，因此探索農(nóng)技供給行為的驅(qū)動機制成為當(dāng)前學(xué)術(shù)界和科技興農(nóng)實踐必須解決的關(guān)鍵問題。根據(jù)計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB），個體行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感三個因素共同決定個體表現(xiàn)出相應(yīng)行為的內(nèi)在愿意，并進(jìn)而對個體的實際外在行為產(chǎn)生影響[3]。個體行為是個體在對自身行為能力和權(quán)衡行為利弊的基礎(chǔ)上表現(xiàn)出相應(yīng)行為的理性行為[4-5]。由此可知，農(nóng)技供給行為也是涉農(nóng)科技人員在衡量利弊的基礎(chǔ)上的理性行為，因此本文從農(nóng)技供給個體對農(nóng)技供給行為本身的價值特別是對自己的價值——行為態(tài)度、社會對農(nóng)技供給的期望、壓力——主觀規(guī)范以及自身對農(nóng)技供給行為的控制能力——行為控制感知三個方面來探索農(nóng)技供給行為的內(nèi)在驅(qū)動機制。

因此，本文將行為意愿作為中介變量納入研究模型，研究涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給行為控制感、行為態(tài)度和主觀規(guī)范影響農(nóng)技供給行為的內(nèi)在機制，并在此基礎(chǔ)上提出激發(fā)農(nóng)技供給行為的組織條件和政策建議。本研究有利于豐富和拓展農(nóng)技供給行為相關(guān)理論知識，并為農(nóng)技供給體系的構(gòu)建提供理論指導(dǎo)。

1 研究設(shè)計

1.1 研究假設(shè)

1.1.1 農(nóng)技供給行為態(tài)度與農(nóng)技供給行為意愿

農(nóng)技供給行為態(tài)度是指行為主體在對行為結(jié)果預(yù)期價值進(jìn)行評估的基礎(chǔ)上產(chǎn)生的對農(nóng)技供給行為本身的喜好程度，是供給主體對農(nóng)技供給行為本身以及供給行為結(jié)果價值的整體認(rèn)知[6]，進(jìn)而形成對特定行為的消極或積極的行為態(tài)度。農(nóng)技供給主體對農(nóng)技供給行為本身的態(tài)度越積極，農(nóng)技供給的個體預(yù)期收益越高，則越有農(nóng)技供給的驅(qū)動力，進(jìn)而表現(xiàn)出更高水平的農(nóng)技供給行為[7]。農(nóng)技供給態(tài)度是涉農(nóng)科研院所員工供給行為的主要內(nèi)在動機，當(dāng)他們認(rèn)識到農(nóng)技供給行為本身的價值并能同個體的實際工作需要相結(jié)合，達(dá)到預(yù)期收益，則他們就有更高的農(nóng)技供給意愿[8]。根據(jù)以上分析提出假設(shè)H1：涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給行為態(tài)度正向影響農(nóng)技供給行為意向。

1.1.2 農(nóng)技供給行為主觀規(guī)范與農(nóng)技供給行為意愿

Ajzen認(rèn)為個體能否表現(xiàn)出某種外在行為跟其所處的社會結(jié)構(gòu)中的重要他人或社會團體對該行為的態(tài)度或期望緊密相關(guān)，從而對該個體是否表現(xiàn)出該行為的意愿產(chǎn)生規(guī)范[3]。當(dāng)個體某種行為與該個體所屬的群體規(guī)范或期待相悖時，該個體就會受到群體規(guī)范的排斥，就會因自尊受損、心理羞愧等放棄相應(yīng)行為以便保持群體身份認(rèn)同[6,9]。涉農(nóng)科研院所的成員農(nóng)技供給行為是典型的個體理性行為，他們在權(quán)衡行為利弊的基礎(chǔ)上做出是否表現(xiàn)出相應(yīng)行為的理性決策[3]。農(nóng)技供給行為主觀規(guī)范主要受到政府、單位和同事對他們農(nóng)技供給行為的態(tài)度和期望以及農(nóng)技需求方對農(nóng)技供給的期望程度的影響，這些正向期望壓力越強烈，則涉農(nóng)科研院所成員農(nóng)技供給行為規(guī)范水平則越高，更愿意表現(xiàn)出農(nóng)技供給行為。實證研究表明，政府引領(lǐng)、單位制度、同事影響以及農(nóng)技接受主體的期待等因素共同對農(nóng)技供給主體的主觀規(guī)范產(chǎn)生影響進(jìn)而激發(fā)個體的農(nóng)技供給行為意愿[10]。根據(jù)以上分析提出假設(shè)H2：涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給主觀規(guī)范正向影響農(nóng)技供給行為意向。

1.1.3 農(nóng)技供給行為控制感知與農(nóng)技供給行為意愿

行為控制感知是指個體對其是否具備執(zhí)行某項行為的能力和條件的評價和感知程度，它與自我效能感的定義比較一致[3,6]，即對個體是否有能力執(zhí)行某項行為的能力和信念。個體感知到的行為控制能力可以通過影響行為意愿而對實際行為產(chǎn)生影響，也可以直接影響實際外在行為[11]。實證研究表明，個體是否表現(xiàn)出實際外在行為除了個體的行為意愿和意志以外，個體能否有能力和資源來推動該行為并達(dá)成預(yù)期目標(biāo)也是其實際行為的重要決定因素[12]。涉農(nóng)科研院所成員農(nóng)技供給行為必然需要相應(yīng)的資源、知識和能力作為基礎(chǔ)，他們是否能夠感知到時間安排、農(nóng)技知識、工作能力等方面的自信心，能否有信心控制和克服農(nóng)技供給過程中遇到的外部困難和阻力都會對他們的農(nóng)技供給行為意愿產(chǎn)生重要影響，因此，只有當(dāng)科研院所成員相信自己有技術(shù)、知識、能力和外部支持條件，相信自己能夠解決農(nóng)技供給過程中遇到的困難阻力時，才能夠激發(fā)出積極的供給欲望，從而產(chǎn)生行為意向。根據(jù)以上分析提出假設(shè)H3：涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給行為控制感正向影響農(nóng)技供給行為意向。

1.1.4 農(nóng)技供給行為意愿的中介作用

根據(jù)計劃行為理論，農(nóng)技供給行為意愿是指供給主體期望參與某項農(nóng)技供給行為的動機強度，它受到供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感的影響，根據(jù)計劃行為理論，它也是實際農(nóng)技供給行為的最直接的驅(qū)動因素，供給主體的供給意愿越強，則其越有表現(xiàn)出實際農(nóng)技供給行為的更大可能性[7,13]。在實際行為驅(qū)動機制方面的研究表明，個體行為主體積極的行為態(tài)度、高水平的行為控制感以及來自重要他人或群體的壓力和期望均會通過提升行為主體的行為意愿并對其實際行為產(chǎn)生間接影響[6-7]。農(nóng)技供給態(tài)度是涉農(nóng)科研院所員工供給行為的主要內(nèi)在動機，當(dāng)他們認(rèn)識農(nóng)技供給行為本身的價值并能同個體的實際工作需要相結(jié)合，達(dá)到預(yù)期收益，則他們就有更高的農(nóng)技供給意愿[8]。綜合假設(shè)H1、H2、H3的論述，提出假設(shè)H4：涉農(nóng)科研院所成員對農(nóng)技供給的行為態(tài)度（4a）、主觀規(guī)范（4b）及行為控制感（4c）分別正向影響農(nóng)技推廣實際行為；假設(shè)H5：涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給行為意向分別在農(nóng)技供給行為態(tài)度（5a）、主觀規(guī)范（5b）及行為控制感（5c）與農(nóng)技供給實際行為之間關(guān)系中起中介作用。

本研究提出如圖1所示的研究模型。

圖1 研究模型

1.2 研究方法

1.2.1 樣本與數(shù)據(jù)

本研究使用問卷調(diào)查法并采用多來源多階段追蹤配對數(shù)據(jù)收集方式獲取研究數(shù)據(jù)，研究者通過兩種方式選擇調(diào)查對象：第一，借助于多次農(nóng)技推廣會議的機會與農(nóng)技科研院所及涉農(nóng)高校相關(guān)人員取得聯(lián)系，獲得其個人和單位聯(lián)系方式。第二，通過與在農(nóng)技推廣系統(tǒng)中注冊登記并且參與農(nóng)技推廣工作一年以上的相關(guān)農(nóng)技供給成員取得聯(lián)系，邀請他們參加本次研究并獲得其個人和單位聯(lián)系方式。數(shù)據(jù)收集過程分兩個階段：第一階段，在將本次研究目的和過程告知調(diào)查對象并向其做出研究信息保密承諾后，由涉農(nóng)科研院所和涉農(nóng)高校成員填寫農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制感知調(diào)查問卷；第二階段，間隔一個月后，研究人員根據(jù)第一階段獲得的聯(lián)系方式再次同參與第一階段問卷調(diào)查的個人及其單位直接領(lǐng)導(dǎo)取得聯(lián)系，進(jìn)行第二階段的數(shù)據(jù)收集，由第一階段的對應(yīng)個人填寫農(nóng)技供給行為意愿問卷，由其對應(yīng)直接領(lǐng)導(dǎo)填寫該個體的農(nóng)技供給實際行為問卷，并將兩階段調(diào)查的數(shù)據(jù)及領(lǐng)導(dǎo)和員工數(shù)據(jù)進(jìn)行配對。第一階段發(fā)出510份問卷，收回有效問卷480份，第二階段發(fā)放問卷480份，收回有效問卷422份，最終有效問卷422份，整體回收率為82.7%。

通過數(shù)據(jù)分析顯示，在422個研究樣本中，男性為258人，占61.1%；女性164人，占38.9%。從年齡結(jié)構(gòu)上看，25~35歲，有141人，占33.4%；35~45歲有150人，占35.5%；45~55歲有115人，占27.3%；55歲以上有16人，占3.8%。在學(xué)歷方面，本科有53人，占12.6%；碩士169人，占40%；博士200人，占47.4%。在職稱結(jié)構(gòu)方面，初級職稱有44人，占10.4%；中級職稱有146人，占34.6%；副高級職稱有143人，占33.9%；正高級職稱有71人，占16.8%；其他18人，占4.3%。崗位類型方面，教學(xué)科研系列有290人，占68.7%；專職科研系列有31人，占7.3%；推廣系列有23人，占5.5%；其他專業(yè)技術(shù)系列有76人，占18.5%。是否兼有行政工作方面，有133人兼有其他行政工作，占31.6%；289人沒有行政工作，占68.4%。

1.2.2 變量測定

1）農(nóng)技供給行為態(tài)度。農(nóng)技供給行為態(tài)度量表選用Ajzen的計劃行為理論量表[3,11]，在原有量表的基礎(chǔ)上根據(jù)本文研究內(nèi)容對相關(guān)題項的描述進(jìn)行了適當(dāng)修改并通過科學(xué)有效的量表信度和效度檢驗。該量表包括2個維度，4個測量題項，示例題項如“我認(rèn)為農(nóng)技供給行為本身是有價值的”。信度檢驗表明農(nóng)技供給行為態(tài)度量表的Cronbach’s系數(shù)為0.925；驗證性因子檢驗表明該量表擬合度達(dá)標(biāo)（χ2/df=1.975，GFI=0.937，CFI=0.965，RMR=0.024，RMSEA=0.034）。

2）農(nóng)技供給主觀規(guī)范。農(nóng)技供給主觀規(guī)范量表選用Ajzen的計劃行為理論量表[3,11]，在原有量表的基礎(chǔ)上根據(jù)本文研究內(nèi)容對相關(guān)題項的描述進(jìn)行了適當(dāng)修改并通過科學(xué)有效的量表信度和效度檢驗。農(nóng)技供給主觀規(guī)范量表包括4個維度，每個維度包括3個題項，示例題項如“所在單位制定了農(nóng)技供給行為的獎懲制度”。信度檢驗表明量表Cronbach’s值為0.931，驗證性因子檢驗表明其擬合度達(dá)標(biāo)（χ2/df=2.951，GFI=0.938，CFI=0.925，RMR=0.044，RMSEA=0.034）。

3）農(nóng)技供給行為控制感。農(nóng)技供給行為控制感量表選用Ajzen的計劃行為理論量表[3,11]，在原有量表的基礎(chǔ)上根據(jù)本文研究內(nèi)容對相關(guān)題項的描述進(jìn)行了適當(dāng)修改并通過科學(xué)有效的量表信度和效度檢驗。農(nóng)技供給行為控制感量表包括2個維度，每個維度包括4個題項，示例題項如“我能有效解決農(nóng)技供給工作中遇到的問題”。信度檢驗表明量表Cronbach’s值為0.933，驗證性因子檢驗表明其擬合度達(dá)標(biāo)（χ2/df=2.344，GFI=0.942，CFI=0.943，RMR=0.043，RMSEA=0.038）。

4）農(nóng)技供給行為意愿。農(nóng)技供給行為意愿量表選用Ajzen的計劃行為理論量表[3,11]，在原有量表的基礎(chǔ)上根據(jù)本文研究內(nèi)容對相關(guān)題項的描述進(jìn)行了適當(dāng)修改并通過科學(xué)有效的量表信度和效度檢驗。農(nóng)技供給行為意愿量表為包括1個維度，共4個題項，示例題項如“我愿意向農(nóng)民供給我的農(nóng)技成果”。信度檢驗表明量表Cronbach’s值為0.935，驗證性因子檢驗表明其擬合度達(dá)標(biāo)（χ2/df=2.719，GFI=0.973，CFI=0.972，RMR=0.029，RMSEA=0.048）。

5）農(nóng)技供給行為。農(nóng)技供給行為量表選用Ajzen的計劃行為理論量表[3,11]，在原有量表的基礎(chǔ)上根據(jù)本文研究內(nèi)容對相關(guān)題項的描述進(jìn)行了適當(dāng)修改并通過科學(xué)有效的量表信度和效度檢驗。農(nóng)技供給行為量表包括1個維度，共4個題項，示例題項如“我即將向農(nóng)民供給我的技術(shù)成果”。信度檢驗表明量表Cronbach’s值為0.895，驗證性因子檢驗表明其擬合度達(dá)標(biāo)（χ2/df=2.375，GFI=0.987，CFI=0.993，RMR=0.045，RMSEA=0.044）。

6）本研究對性別、年齡、教育水平及崗位類別進(jìn)行了控制。以上所有量表都采用五點評分法（從1-“非常不符合”到5-“非常符合”）收集數(shù)據(jù)，使用SPSS 22.0和AMOS 22.0分析和處理數(shù)據(jù)。

2 數(shù)據(jù)分析結(jié)果

2.1 區(qū)分效度檢驗

本研究使用競爭模型和驗證性因素分析方法來對比各模型擬合程度，檢驗農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范、行為控制感、行為意愿以及行為的區(qū)分效度。分析結(jié)果如表1所示。從擬合結(jié)果看，五因子模型擬合度優(yōu)于一因子、二因子、三因子及四因子模型，說明研究變量定義清晰，區(qū)分效度較高。

表1 區(qū)分效度檢驗結(jié)果

2.2 基本統(tǒng)計和相關(guān)分析

本文涉及的10個變量均值、標(biāo)準(zhǔn)方差、信度及相關(guān)性，分析結(jié)果如表2所示。由表2可知關(guān)鍵變量間的相關(guān)性達(dá)到顯著水平，這為本研究檢驗研究假設(shè)提供重要前提。

表2 基本統(tǒng)計和相關(guān)分析結(jié)果（N=422）

2.3 回歸模型檢驗假設(shè)

本研究通過數(shù)據(jù)中心化處理來控制共線性問題，各個模型回歸分析結(jié)果表明研究自變量的膨脹因子（VIF）取值區(qū)間[1.1,1.7]，由此可見，本研究有效控制了研究數(shù)據(jù)的多重共線性問題。

本研究首先對性別、年齡、學(xué)歷、職稱和崗位類別等可能對因變量產(chǎn)生影響的變量進(jìn)行控制，通過層次回歸模型檢驗研究假設(shè)，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 多元回歸分析結(jié)果（N=422）

由模型M4、M5和M6檢驗結(jié)果可知，農(nóng)技供給行為態(tài)度（β=0.531,p<0.001）、農(nóng)技供給主觀規(guī)范（β=0.619,p<0.001）以及農(nóng)技供給行為控制感（β=0.585,p<0.001）對農(nóng)技供給行為有顯著積極的影響效應(yīng)，因此假設(shè)H4a、H4b、H4c經(jīng)檢驗成立，即涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給的行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知對農(nóng)技供給實際行為具有顯著直接影響效應(yīng)，即主效應(yīng)顯著。由模型M1、M2和M3檢驗結(jié)果可知，農(nóng)技供給行為態(tài)度（β=0.645,p<0.001）、農(nóng)技供給主觀規(guī)范（β=0.790,p<0.001）以及農(nóng)技供給行為控制感（β=0.713,p<0.001）對農(nóng)技供給行為意愿具有顯著直接影響效應(yīng)，因此假設(shè)H1、H2、H3經(jīng)檢驗成立，即涉農(nóng)科研院所成員的農(nóng)技供給的行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知對農(nóng)技供給行為意向具有直接影響效應(yīng)。在模型M7、M8和M9中，將農(nóng)技供給行為態(tài)度和行為意愿、農(nóng)技供給主觀規(guī)范和行為意愿、農(nóng)技供給行為控制感和行為意愿分別納入同時納入模型時，農(nóng)技供給行為意愿對行為的影響效應(yīng)顯著（β=0.230,p<0.001），而農(nóng)技供給行為態(tài)度對農(nóng)技供給行為的影響程度顯著減弱（β=0.383,p<0.001），結(jié)合M1、M4、M7檢驗結(jié)果可以判斷農(nóng)技供給行為意愿在農(nóng)技供給行為態(tài)度和農(nóng)技供給行為之間的關(guān)系中起部分中介作用，因此假設(shè)H5a經(jīng)檢驗成立。農(nóng)技供給行為意愿對農(nóng)技供給行為的影響效應(yīng)顯著（β=0.276,p<0.001），而農(nóng)技供給主觀規(guī)范對農(nóng)技供給行為的影響程度顯著減弱（β=0.313,p<0.001），結(jié)合M2、M5、M8檢驗結(jié)果可以判斷農(nóng)技供給行為意愿在農(nóng)技供給主觀規(guī)范和農(nóng)技供給行為之間的關(guān)系中起部分中介作用，因此假設(shè)H5b經(jīng)檢驗成立。農(nóng)技供給行為意愿對農(nóng)技供給行為的影響效應(yīng)顯著（β=0.396,p<0.001），而農(nóng)技供給行為控制感對農(nóng)技供給行為的影響程度顯著減弱（β=0.171,p<0.001），結(jié)合M3、M6、M9檢驗結(jié)果可以判斷農(nóng)技供給行為意愿在農(nóng)技供給行為控制感和農(nóng)技供給行為之間的關(guān)系中起部分中介作用，因此假設(shè)H5c經(jīng)檢驗成立。

3 結(jié)論與啟示

3.1 主要結(jié)論

本研究采用多來源多階段數(shù)據(jù)收集方式收集數(shù)據(jù)，通過多層次回歸模型對假設(shè)進(jìn)行檢驗并得到如下結(jié)論：（1）農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知對農(nóng)技供給實際行為具有顯著主效應(yīng)顯著；（2）農(nóng)技供給的行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知對農(nóng)技推廣行為意向具有直接影響效應(yīng)；（3）農(nóng)技供給行為意愿對農(nóng)技供給行為具有顯著直接影響效應(yīng)；（4）農(nóng)技供給行為意愿在農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知與農(nóng)技供給行為之間的關(guān)系中起部分中介作用。

3.2 理論貢獻(xiàn)與實踐價值

3.2.1 理論貢獻(xiàn)

（1）本研究采用實證研究范式，以計劃行為理論為基礎(chǔ)從組織行為學(xué)視角揭示農(nóng)技供給行為的驅(qū)動因素和內(nèi)在機理，從而拓展和深化了農(nóng)技供給行為相關(guān)研究，豐富農(nóng)技供給行為理論和農(nóng)技推廣服務(wù)理論的相關(guān)知識。（2）本研究揭示農(nóng)技供給的行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知是農(nóng)技供給行為的重要前因變量，從而構(gòu)建農(nóng)技供給行為驅(qū)動機制研究的框架結(jié)構(gòu)，為進(jìn)一步探索農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知的深層次驅(qū)動因素提供理論指導(dǎo)。（3）本研究農(nóng)技供給行為意愿在農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知與農(nóng)技供給行為之間的關(guān)系中起部分中介作用，為探索農(nóng)技供給行為內(nèi)在驅(qū)動機制提供理論啟示，有利于農(nóng)技供給領(lǐng)域的相關(guān)研究從聚焦農(nóng)技供給人員的外在條件轉(zhuǎn)變到聚焦農(nóng)技供給人員的內(nèi)在心理機制，從而推動農(nóng)技供給行為研究的進(jìn)一步拓展和深化。

3.2.2 實踐價值

（1）本研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知是農(nóng)技推廣實際行為重要驅(qū)動因素。因此，如何提升農(nóng)技供給人員對農(nóng)技供給行為的主觀評價特別重要，要讓農(nóng)技供給人員深刻感知到農(nóng)技供給行為的價值和意義，包括社會價值和對其自身發(fā)展的價值，農(nóng)技供給能有利于鄉(xiāng)村振興和中國的整體發(fā)展，有利于自己科研成果的轉(zhuǎn)化和應(yīng)用，有利于自己職業(yè)技術(shù)能力成長和職稱評定等，以此來提升農(nóng)技供給行為態(tài)度。（2）主觀規(guī)范是農(nóng)技供給行為的重要因素，在農(nóng)技供給管理實踐中要營造一定的農(nóng)技供給氛圍，比如政府和相關(guān)組織要鼓勵涉農(nóng)科研院所和高校成員為農(nóng)村農(nóng)業(yè)和農(nóng)民供給相關(guān)技術(shù)，要制定相關(guān)政策和制度來保證農(nóng)技供給，形成一定的支農(nóng)興農(nóng)的社會輿論和文化，在涉農(nóng)單位形成農(nóng)技供給的心理動力和社會文化壓力。（3）農(nóng)技供給行為能否順利展開并取得預(yù)期的效果，除了供給人員的技術(shù)水平和供給意愿外，政府和單位的支持及相應(yīng)的物質(zhì)條件也有很重要的作用，因此，各級涉農(nóng)政府部門和涉農(nóng)單位應(yīng)為農(nóng)技供給提供相應(yīng)的制度、政策及相應(yīng)的物力支持，從而提升員工的行為控制感知。

3.3 研究局限與研究展望

本研究對農(nóng)技供給理論和組織行為理論以及管理實務(wù)具有重要價值，但也存在以下不足：（1）由于問卷調(diào)查法是一種間接測量，在進(jìn)一步的研究設(shè)計中可采用深度訪談、現(xiàn)場試驗或準(zhǔn)實驗的方法來提高相關(guān)結(jié)論的適用性。（2）本研究主要從廣東省和湖南省采集研究樣本，在進(jìn)一步的研究中可以擴大數(shù)據(jù)收集區(qū)域，特別是中西部地區(qū)的樣本收集。（3）對農(nóng)技供給行為態(tài)度、主觀規(guī)范及行為控制感知的前因變量的探索將有利于進(jìn)一步揭示農(nóng)技供給行為的驅(qū)動機制，今后可以沿該方向進(jìn)一步拓展相關(guān)研究。