農(nóng)戶接受綠色生產(chǎn)技術的影響因素分析

張宇

摘 要：綠色生產(chǎn)技術不僅可以在生產(chǎn)中將外部環(huán)境污染內部化，緩解或者消除矛盾，而且可以有效促進人與自然的和諧穩(wěn)定發(fā)展，是解決“經(jīng)濟-環(huán)境”發(fā)展難題的有力工具。市場激勵型規(guī)制對綠色生產(chǎn)技術起著更為顯著的促進作用。該文通過建立多元線性回歸模型，對農(nóng)戶是否愿意接受綠色生產(chǎn)技術的影響因素進行分析，由此得出結論，并提出建議，以期為使廣大農(nóng)戶更好地接受綠色生產(chǎn)技術提供參考。

關鍵詞：農(nóng)戶;綠色生產(chǎn)技術;多元回歸;影響因素分析

中圖分類號 F323 ? 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2021）20-0004-03

隨著我國經(jīng)濟建設的不斷推進和人們的生活質量的不斷提高，綠色生產(chǎn)技術在當今顯得尤為重要。過去落后的生產(chǎn)技術給環(huán)境帶來了巨大和無法彌補的損害，現(xiàn)在越來越多的人們開始重視環(huán)境的改善和建設。由于落后生產(chǎn)技術產(chǎn)生的垃圾會對工作環(huán)境和生態(tài)環(huán)境造成嚴重破壞，嚴重威脅人們的身體健康。增強民眾的環(huán)保意識，可以在一定程度上提高人們的生活服務質量，符合我國可持續(xù)快速發(fā)展戰(zhàn)略。

1 理論分析和研究假設

本文采用可持續(xù)發(fā)展理論和計劃行為理論?？沙掷m(xù)發(fā)展理論認為，工業(yè)革命的每一次發(fā)生都改變著人們的生產(chǎn)方式，全球各國開始意識到保護生態(tài)環(huán)境的必要性，在意識到自己必須讓中國經(jīng)濟、社會、環(huán)境教育資源管理共同努力發(fā)展問題之后，人們嘗試探索更合理的發(fā)展模式。在許多模式中，人們逐漸接受了可持續(xù)發(fā)展的概念。計劃行為理論是Ajzen和Fishbein（1985）共同提出研究個體行為與意愿關系的理性行為理論（TRA），并在針對此理論的適用性基礎上進行拓展，形成計劃行為理論（TPB）。這一理論認為，當人們對某一行為有實際意圖時，他們更有可能實施它。研究發(fā)現(xiàn)，人們的意愿受到工作態(tài)度與主觀規(guī)范的影響，而且由于人的非理性特征，其行為控制能力也會左右其意愿與實際問題行為。在本研究中，農(nóng)戶使用綠色生產(chǎn)技術的意愿也受到許多因素的影響，當農(nóng)民有這種意愿時，他們就會在農(nóng)村地區(qū)進行使用綠色生產(chǎn)技術的具體行為。因此，計劃行為理論同樣適用于農(nóng)戶是否接受綠色生產(chǎn)技術意愿的分析。本文研究選用農(nóng)戶是否愿意接受綠色生產(chǎn)技術作為一個因變量，將年齡、農(nóng)業(yè)收入、種植規(guī)模、性別、文化程度、對收入關注度、對投入關注度、覺得綠色生產(chǎn)技術獲得更多收益為8個要素的理論模型，分析8個變量之間是否對農(nóng)戶愿意接受綠色生產(chǎn)技術有影響，試圖揭開農(nóng)戶是否愿意接受綠色科學生產(chǎn)技術環(huán)境影響因素的內在機制，從而進一步豐富教學計劃行為主義理論和農(nóng)戶使用綠色生產(chǎn)制造技術推廣的研究，為接受農(nóng)村綠色生產(chǎn)技術的發(fā)展問題提供一些相關建議。

2 數(shù)據(jù)來源及模型構建

采用分層抽樣的方法，以肥東縣長臨河鎮(zhèn)的75位農(nóng)戶作為調查對象的數(shù)據(jù)進行填寫。調查數(shù)據(jù)采用Stata14.0進行分析，建立回歸模型。農(nóng)戶是否愿意接受綠色生產(chǎn)技術是一個意愿的問題，即選取因變量0和1，選取多元回歸模型分析對農(nóng)戶是否愿意接受綠色生產(chǎn)技術的影響因素。具體模型如下：

y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4D4+β5D5+β6D6+β7D7+β8D8+u

其中，因變量設置：農(nóng)戶是否愿意接受綠色生產(chǎn)技術{y，（y=0，不愿意）（y=1，愿意）};自變量設置：年齡（X1）、農(nóng)業(yè)收入（X2）、種植規(guī)模（X3）;虛擬變量設置：性別{D4，（D=0，女生）（D=1，男生）}、文化程度{D5，（D=0，研究生）（D=1，大學或大專）（D=2，高中或高職）（D=3，初中或中專）（D=4，小學）}、對收入的關注度{D6，（D=0，高）（D=1，較高）（D=2，一般）（D=3，較低）（D=4，很低）}、對投入的關注度{D7，（D=0，高）（D=1，較高）（D=2，一般）（D=3，較低）（D=4，很低）}、覺得綠色生產(chǎn)技術獲得更多收益{D8，（D=0，不能）（D=1，能）}。

3 實證分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計 在本文中，自變量和因變量是通過量表測度[1]來衡量的，對于因變量和過程變量，見表1。從表1可以看出，D4、D5、D6、D7、D8的標準差較小，離散程度較小，對于X1、X2、X3的標準差較大，所以離散程度相對較大。

3.2 信效度分析 本文擬采用克朗巴哈系數(shù)對數(shù)據(jù)進行信度檢驗，在基礎研究中克朗巴哈系數(shù)至少應達到0.8才能接受，在探索研究中克朗巴哈系數(shù)至少應達到0.7才能接受，而在實務研究中，克朗巴哈系數(shù)只需達到0.55即可。（見表2）各個變量維度的克朗巴哈系數(shù)均在0.55以上，因此本文所調查的數(shù)據(jù)樣本具有一定可靠性，可以選擇使用。其次，效度檢驗中KOM取樣適切性量數(shù)0.578，巴特利特球形度檢驗通過。

3.3 模型回歸結果 根據(jù)回歸結果，證明選取的數(shù)據(jù)具有一定的可靠性，因此可以對數(shù)據(jù)進行回歸，根據(jù)估計結果可得到模型：

y=0.6400-0.0084x1-0.0052x2-0.0003x3+0.0665D4+0.0349D5-0.0221D6+0.0066D7+0.6328D8

4 模型檢驗

相關形式可以用上述多元線性回歸模型進行檢驗：

4.1 經(jīng)濟意義檢驗 通過估計所得到參數(shù)可對其經(jīng)濟發(fā)展意義方面進行研究檢驗。在上述多元線性回歸模型中，可以得出，R2=0.5049，說明判決系數(shù)適中，表明模型的擬合程度相對較好，證明該模型基本成立。檢驗整個方程顯著性的F統(tǒng)計量的P值（Prob>F）為0.0000，因此這個回歸方程是顯著的。

4.2 模型的異方差檢驗 根據(jù)異方差檢驗可得，上述樣本數(shù)據(jù)的自由度為42，懷特檢驗的原假設是同方差，Prob>chi2=0.1267表示在原假設為真的情況下，觀測到的數(shù)值出現(xiàn)的概率為0.1267，在給定顯著性水平ɑ=0.05的情況下。0.1267>0.05，因此拒絕備擇假設，認為該模型不存在異方差。