農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為的影響因素
——基于保護(hù)動機(jī)理論和跨理論模型

邢 霞 修長百,2* 閆 曄

(1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，呼和浩特 010010；2.內(nèi)蒙古農(nóng)牧業(yè)科學(xué)院，呼和浩特 010010)

水資源是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的核心要素，以水資源短缺為特征之一的水要素變化已成為制約我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展與糧食安全的重要因素。我國作為農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)用水約占用水總量的60%，部分地區(qū)甚至高達(dá)90%以上，但與此同時，農(nóng)業(yè)用水效率低下(約為0.54)，僅為發(fā)達(dá)國家水平的67%～77%。此外，未來氣候變化將進(jìn)一步要求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者提高灌溉用水效率，從而減少對水作為輸入性資源的依賴?？梢姡涌燹r(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)推廣應(yīng)用，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)水資源高效利用已迫在眉睫。

農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)是推動現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展和節(jié)約型社會建設(shè)的關(guān)鍵要素。研究表明，農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采用可以在不降低農(nóng)作物產(chǎn)量的前提下減少水資源投入，同時還可以提高用水效率，在相同水耗的情況下提高作物產(chǎn)量。然而，以滴灌和噴灌為代表的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)在我國農(nóng)村采用率較低，應(yīng)用范圍有限。這引起了學(xué)者們對如何促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納決策的關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，個體稟賦(如性別、年齡、教育水平)、家庭特征(如收入、農(nóng)業(yè)勞動力、社會資本)、用水環(huán)境因素(如水價、水系統(tǒng))以及政府政策因素(如技術(shù)補(bǔ)貼、技術(shù)推廣)等是影響農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的主要原因。隨著研究的深入，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶行為決策比純粹的經(jīng)濟(jì)理性所展現(xiàn)的更為復(fù)雜，農(nóng)戶行為決策也取決于心理認(rèn)知因素。此后，部分學(xué)者開始關(guān)注社會心理因素對技術(shù)采納決策和采納行為的影響，如通過構(gòu)建農(nóng)戶行為理論、計(jì)劃行為理論以及規(guī)范激活理論等概念框架分析農(nóng)戶節(jié)水意識、環(huán)保認(rèn)知、風(fēng)險感知、主觀規(guī)范等心理特征因素對決策行為的影響。但這些研究多聚焦于某類特定因素對決策行為的作用，未能同時考慮農(nóng)戶對不良行為的威脅評估和對適應(yīng)性行為的應(yīng)對評估。為此，本研究引入保護(hù)動機(jī)理論。相較于上述理論，保護(hù)動機(jī)理論采用了更廣泛的預(yù)測因子集，可以增強(qiáng)我們對不確定性環(huán)境下親環(huán)境行為的激勵因素的理解。同時它不僅關(guān)注行為的個體成本，類似于計(jì)劃行為理論，而且還考慮了行為的反應(yīng)效能等方面。此外，已有涉及農(nóng)戶技術(shù)采納行為決策的研究視角較為單一，往往將農(nóng)戶的決策行為看作是一次性的橫斷面的分類變量，這種分類法僅反映了農(nóng)戶當(dāng)前的決策行為，未能將農(nóng)戶決策行為按照縱向的變化階段進(jìn)行區(qū)分，忽視了農(nóng)戶決策行為是一個連續(xù)變化的動態(tài)過程。而跨理論模型(TTM)可以有效解釋農(nóng)戶對技術(shù)逐漸采用的趨勢，比傳統(tǒng)的分類法更為詳細(xì)地捕捉農(nóng)戶技術(shù)采納的過程。

鑒于此，本研究將在一個以階段為基礎(chǔ)的框架內(nèi)，引入保護(hù)動機(jī)理論，系統(tǒng)探討農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納行為過程中處于不同階段的個體對哪種認(rèn)知因子更為敏感，從而找出有效促進(jìn)節(jié)水技術(shù)采納行為的觸發(fā)因素，以期對農(nóng)戶技術(shù)采納行為研究進(jìn)行可能性的豐富和補(bǔ)充，為后續(xù)制定更為有效的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)推廣政策提供理論指導(dǎo)。

1 理論分析

1.1 保護(hù)動機(jī)理論與農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納行為

保護(hù)動機(jī)理論(PMT)由Rogers基于健康信念模型提出，最早應(yīng)用于解釋恐懼訴求對健康態(tài)度和行為的影響，后來在親環(huán)境行為方面的應(yīng)用越來越普遍，用于解釋認(rèn)知調(diào)節(jié)過程與親環(huán)境適應(yīng)性行為的關(guān)系。該理論認(rèn)為個體行為產(chǎn)生的原因?qū)嵸|(zhì)上是由認(rèn)知調(diào)節(jié)過程決定，即環(huán)境和個體中的有關(guān)信息引發(fā)個體出現(xiàn)威脅評估和應(yīng)對評估兩個交互作用的認(rèn)知過程，進(jìn)而形成保護(hù)動機(jī)并產(chǎn)生相應(yīng)的行為。

威脅評估反映了個體根據(jù)感知到的嚴(yán)重性、脆弱性和回報(bào)因子對威脅程度進(jìn)行評估。在本研究中，威脅評估來自于漫灌的行為后果，包括水資源環(huán)境惡化及由此引發(fā)的對自身生存的威脅，還包括過度農(nóng)業(yè)灌溉用水產(chǎn)生的高額水價。感知嚴(yán)重性是指個體對大水漫灌對其自身財(cái)產(chǎn)和福利的危害程度的評估。感知脆弱性評估個體對上述威脅的敏感程度?；貓?bào)因子是個體對漫灌行為的回報(bào)感知。

應(yīng)對評估描述了個體對其應(yīng)對感知威脅并因此避免某種風(fēng)險的能力的評估，包括自我效能、反應(yīng)效能和反應(yīng)成本。其中，自我效能感是個體對應(yīng)對威脅采取保護(hù)措施或行動的能力的判斷，即個體對能否采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)措施的感知。反應(yīng)效能強(qiáng)調(diào)適應(yīng)性行為的有效性，即適應(yīng)性行為能夠減少或避免現(xiàn)有風(fēng)險。反應(yīng)成本是指與節(jié)水灌溉適應(yīng)性行為相關(guān)的各種感知成本，如時間、金錢或精力等。

1.2 跨理論模型與農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納過程

跨理論模型(TTM)認(rèn)為個體行為改變是一個循序漸進(jìn)的過程，涉及4個階段，即預(yù)思考、沉思、準(zhǔn)備和行動。處于預(yù)思考階段的個體對當(dāng)前行為的負(fù)面后果不了解，在可預(yù)見的未來也不打算改變當(dāng)前行為。在沉思階段，個體會意識到問題所在，并開始平衡參與行動的成本和收益。準(zhǔn)備階段是行為改變的好處已顯現(xiàn)，個體對新行為進(jìn)行了初步的計(jì)劃和嘗試。行動階段是個體行為已開始改變，但屈服于舊行為的風(fēng)險較高，需要外界的幫助和支持才能持續(xù)該行為。TTM主要用于解釋與人類健康相關(guān)的行為變化，如吸煙，體育鍛煉，體重控制等，近年來該理論也被用于分析與環(huán)境行為相關(guān)的心理變化。類似的，基于跨理論模型階段的觀點(diǎn)我們分析了農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)逐步采納的過程。

1.3 研究假設(shè)

本研究同時吸收了保護(hù)動機(jī)理論和跨理論模型的思想，將農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納決策描述為通過對威脅評估和應(yīng)對評估兩方面權(quán)衡后的結(jié)果。農(nóng)戶對漫灌所造成的水資源環(huán)境惡化的認(rèn)知程度會促進(jìn)他們?yōu)榫徑馑Y源短缺而思考、準(zhǔn)備或采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)。同時不同認(rèn)知因素的有效性又會因個體所處的決策階段而不同。整合保護(hù)動機(jī)理論和跨理論模型可以更全面地了解對于處于不同決策階段的農(nóng)戶，哪個認(rèn)知變量在激勵個體行為方面最有效，從而對處于不同階段的個體進(jìn)行差別化的政策干預(yù)。相關(guān)研究也表明，個體行為所處的階段不同，在特定的時間點(diǎn)，不同的干預(yù)措施和行動的有效性也可能不同，而對處于不同階段的個體進(jìn)行差別化的政策干預(yù)會出現(xiàn)更好的效果。

基于上述分析，構(gòu)建了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納概念框架(圖1)。該框架結(jié)合了保護(hù)動機(jī)理論和跨理論模型中的元素，由6個自變量和包含4個階段的因變量組成。在概念框架的基礎(chǔ)上，提出以下研究假設(shè)：

圖1 概念框架

H1:農(nóng)戶認(rèn)知對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為意向具有顯著影響，但方向不確定。

H2:農(nóng)戶行為意向所處的階段不同，各認(rèn)知因素的影響作用也不同。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于“奈曼旗鄉(xiāng)村振興與可持續(xù)發(fā)展”課題組2020年對奈曼旗農(nóng)戶的入戶調(diào)查。奈曼旗位于內(nèi)蒙古自治區(qū)通遼市的西南部，科爾沁沙地南緣，屬于北溫帶大陸性半干旱季風(fēng)氣候。該區(qū)域水資源供需矛盾突出，2018年全旗供水量為4.10億m，其中地下供水量為4.03億m，遠(yuǎn)超于3.67億m的地下水可開發(fā)利用量。全旗經(jīng)濟(jì)社會用水總量為4.08億m，其中農(nóng)業(yè)用水量所占比例較大，約占用水總量的93.13%，而農(nóng)業(yè)灌溉用水占農(nóng)業(yè)用水總量的比重高達(dá)89.96%?？梢?。全旗水資源供需矛盾主要集中在農(nóng)業(yè)，開展系列農(nóng)業(yè)節(jié)水工程，發(fā)展高效節(jié)水農(nóng)業(yè)已成為緩解奈曼旗水資源供需矛盾的必然選擇。調(diào)研區(qū)域涉及奈曼旗15個蘇木鄉(xiāng)鎮(zhèn)，291個嘎查村，內(nèi)容圍繞受訪農(nóng)戶個人及家庭基本信息、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)用水等方面展開。最終獲得有效調(diào)查問卷1 307，問卷有效率為83.57%。

2.2 變量設(shè)置

被解釋變量。本研究界定的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)包括節(jié)水灌溉工程技術(shù)(如滴灌、噴灌、涌泉灌、低壓管灌和渠道襯砌等)，農(nóng)藝節(jié)水技術(shù)(如水肥一體化技術(shù)、抗旱劑、土壤保水劑等)以及生物節(jié)水技術(shù)(如種植節(jié)水或抗旱作物)。在實(shí)際調(diào)查過程中，通過農(nóng)戶對“在不久的將來我不打算采用上述農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)”(預(yù)思考階段)，“我愿意采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)”(沉思階段)，“我計(jì)劃采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)”(準(zhǔn)備階段)，“我正采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)”(行動階段)這4個問題的回答對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)行為變化階段進(jìn)行劃分，4個階段分別對應(yīng)賦值1～4。

核心解釋變量。基于保護(hù)動機(jī)理論，借鑒已有研究設(shè)計(jì)，并結(jié)合調(diào)研區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)實(shí)際采納情況，設(shè)計(jì)出感知嚴(yán)重性、感知脆弱性、自我效能、反應(yīng)效能、反應(yīng)成本和回報(bào)因子6個模型變量和16個測量題項(xiàng)。所有測量題項(xiàng)均采用Likert 5級量表進(jìn)行測度，1～5分別代表受訪戶對每個題項(xiàng)的認(rèn)同程度,數(shù)值越大，代表受訪戶對相應(yīng)題項(xiàng)的認(rèn)同程度越高。

控制變量。梳理并參考已有文獻(xiàn)，本研究從農(nóng)戶個體特征、家庭特征及外部環(huán)境等方面綜合考察其他可能影響農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的因素。農(nóng)戶個體特征變量包括性別、年齡、受教育程度。家庭特征變量包括家里有無村干部成員、農(nóng)業(yè)勞動力占比、耕地破碎化程度、農(nóng)業(yè)收入占比。外部環(huán)境變量為有無政府推廣服務(wù)。各變量的設(shè)定和賦值見表1。

2.3 樣本特征分析

2

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3

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1

農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為分析

表1給出了各變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差?？梢钥闯觯r(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納行為的平均值為2.23，表明受訪農(nóng)戶整體處于愿意采用和計(jì)劃采用之間。圖2進(jìn)一步展示了不同類型農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)各指標(biāo)題項(xiàng)得分頻數(shù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，對于節(jié)水灌溉工程技術(shù)，有31.98%的農(nóng)戶處于預(yù)思考階段，表示“不打算采用”，僅有8.19%的農(nóng)戶處于行動階段。對于農(nóng)藝節(jié)水技術(shù)，70.31%的農(nóng)戶處于預(yù)思考階段，26.01% 的農(nóng)戶處于沉思階段或準(zhǔn)備階段，僅有3.67% 的農(nóng)戶處于行動階段。對于生物節(jié)水技術(shù)，接近13%的農(nóng)戶處于行動階段，46.29%的農(nóng)戶處于預(yù)思考階段。整體來看，樣本農(nóng)戶對節(jié)水灌溉工程技術(shù)的采納意愿更為強(qiáng)烈，表明樣本區(qū)域推廣與應(yīng)用的農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)主要為工程技術(shù)，但實(shí)際采納率仍較低，實(shí)施程度還有待進(jìn)一步加強(qiáng)。

圖2 農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納得分頻數(shù)統(tǒng)計(jì)圖

2

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3

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2

個體及家庭特征分析

由表1可知：受訪者以男性為主，占68.09%；平均年齡約為46歲；平均受教育年限為7.3年；絕大部分受訪戶家中無村干部成員，有村干部成員的農(nóng)戶家庭占比為11.09%。樣本農(nóng)戶平均耕地破碎化程度為0.402 hm，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以小規(guī)模為主。平均農(nóng)業(yè)勞動力占比為76.48%，平均農(nóng)業(yè)收入占比為73.13%，反映出當(dāng)前農(nóng)村農(nóng)戶兼業(yè)化趨勢顯現(xiàn)。有政府推廣服務(wù)的比例為20.12%。

表1 變量說明及統(tǒng)計(jì)性描述

Table 1 Descriptive statistics of variables

變量 Variable 變量定義及賦值Variabledefinitionandassignment均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差Standarddeviation農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為Adoptionbehaviorofagriculturalwatersavingtechnology不打算采用=1;愿意采用=2;計(jì)劃采用=3;正在采用=42.2341.038核心解釋變量Coreexplanatoryvariables漫灌造成水資源浪費(fèi),不嚴(yán)重=1;不太嚴(yán)重=2;一般=3;較為嚴(yán)重=4;非常嚴(yán)重=53.2811.132 感知嚴(yán)重性(1～5) Perceivedseverity漫灌造成自家灌溉費(fèi)用增加,不嚴(yán)重=1;不太嚴(yán)重=2;一般=3;較為嚴(yán)重=4;非常嚴(yán)重=53.2191.063漫灌破壞土壤質(zhì)量(次生鹽堿化或結(jié)板),不嚴(yán)重=1;不太嚴(yán)重=2;一般=3;較為嚴(yán)重=4;非常嚴(yán)重=53.3661.142漫灌造成水資源浪費(fèi)的可能性,不可能=1;不太可能=2;一般=3;比較可能=4;非?？赡?52.5590.934 感知脆弱性(1～5) Perceivedvulnerability漫灌造成自家灌溉費(fèi)用增加的可能性,不可能=1;不太可能=2;一般=3;比較可能=4;非常可能=52.9700.937漫灌破壞土壤質(zhì)量的可能性,不可能=1;不太可能=2;一般=3;比較可能=4;非?？赡?53.2651.028有能力學(xué)會并采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù),非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.3840.979 自我效能(1～5) Selfefficacy有時間學(xué)會并采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù),非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.1931.017有資源和機(jī)會學(xué)會并采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù),非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.5800.978采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可以增加農(nóng)作物產(chǎn)量,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.4960.986 反應(yīng)效能(1～5) Responseefficiency采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可減少所需勞動力,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.5240.980采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可提高種植收入,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.4341.005

表1(續(xù))

變量 Variable 變量定義及賦值Variabledefinitionandassignment均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差Standarddeviation 反應(yīng)成本(1～5) Reactioncost農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)會花費(fèi)更多金錢,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.0901.023漫灌成本更低,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=52.9821.147 回報(bào)因子(1～5) Returnfactor漫灌操作更簡單,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=53.1171.131漫灌更省時間,非常不同意=1;不同意=2;一般=3;比較同意=4;非常同意=52.8231.401控制變量Controlvariable 性別Gender男=1;女=00.6810.466 年齡Age實(shí)際年齡46.040 11.656 受教育程度Education實(shí)際受教育年限7.3002.943 家中有無村干部 Villagecadres有=1;無=00.1110.314 農(nóng)業(yè)勞動力占比 Proportionofagriculturallabor農(nóng)業(yè)勞動力/家庭人口規(guī)模0.7650.309 耕地破碎化程度 Fragmentationdegreeof cultivatedland家庭耕地面積/地塊數(shù)0.4020.388 農(nóng)業(yè)收入占比 Proportionofagricultural income農(nóng)業(yè)收入/家庭總收入0.7310.310 政府推廣服務(wù) Governmentpromotion services有=1;無=00.2010.401

2.4 模型設(shè)定

本研究中因變量的設(shè)定是依據(jù)跨理論模型得出，預(yù)思考階段、沉思階段、準(zhǔn)備階段和行動階段構(gòu)成了一個有序的變量結(jié)構(gòu)。當(dāng)因變量為有序的類別變量時，普遍采用Ordered Logit模型進(jìn)行估計(jì)。然而，經(jīng)驗(yàn)表明，該模型的經(jīng)典假設(shè)即平行線假設(shè)經(jīng)常被違背。當(dāng)平行線假設(shè)被違背時，Ordered Logit模型則不再適用，而廣義有序Logit模型不受該假設(shè)的限制，并能夠充分反映因變量的次序信息，使估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確。廣義有序Logit模型設(shè)計(jì)如下：

(1)

式中：

j

為農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)逐步采納過程階段類別，

j

=1，2，…，4；

i

為農(nóng)戶；

X

為影響因素的集合；

α

為常數(shù)項(xiàng)；

β

為待估計(jì)系數(shù)。因變量

Y

的概率分布函數(shù)為：

(2)

3 結(jié)果與分析

3.1 模型檢驗(yàn)

本研究中，感知嚴(yán)重性、感知脆弱性、自我效能、反應(yīng)效能及回報(bào)因子均以潛變量的形式測量。因此，在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)前需對指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)。表2結(jié)果顯示，各潛變量的克朗巴哈信度系數(shù)(Cronbach’s

α

)均在0.60之上，表明各潛變量內(nèi)部一致性達(dá)到了可接受的水平。同時，每個測量指標(biāo)的因子載荷均在0.50以上，表明所有測量指標(biāo)均能較好地反映其對應(yīng)潛變量的基本情況。表3模型平行性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對方程進(jìn)行的檢驗(yàn)在1%的水平被拒絕，說明平行性假設(shè)不成立，為此采用廣義有序Logit模型進(jìn)行估計(jì)。進(jìn)一步得出廣義有序Logit模型擬合信息，結(jié)果顯示，不含控制變量的方程和含控制變量的方程對應(yīng)的

P

值均小于0.01，模型通過卡方檢驗(yàn)，表明兩方程總體顯著，模型擬合效果較好，可以對模型展開進(jìn)一步分析。

表2 農(nóng)戶認(rèn)知因素驗(yàn)證性因子分析及信度檢驗(yàn)結(jié)果

Table 2 Results of confirmatory factor analysis and reliability test of cognitive factors of farmers

潛變量 Latentvariable 測量指標(biāo)Measurementindex因素負(fù)荷量FactorloadCronbach’sα系數(shù)Cronbach’sαcoefficient漫灌造成水資源短缺0.890感知嚴(yán)重性Perceivedseverity漫灌造成自家灌溉費(fèi)用增加0.8680.685漫灌破壞土壤質(zhì)量0.579漫灌造成水資源短缺的可能性0.756感知脆弱性Perceivedvulnerability漫灌造成自家灌溉費(fèi)用增加的可能性0.8280.675漫灌破壞土壤質(zhì)量的可能性0.754有能力學(xué)會并采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)0.846自我效能Selfefficacy有時間學(xué)會并采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)0.8380.741有資源和機(jī)會學(xué)會并采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)0.750采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可以增加農(nóng)作物產(chǎn)量0.891反應(yīng)效能Responseefficiency采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可減少所需勞動力0.8930.864采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可提高種植收入0.876漫灌成本更低0.733回報(bào)因子Returnfactor漫灌操作更簡單0.7860.667漫灌更省時間0.808

表3 模型平行性檢驗(yàn)及擬合信息結(jié)果

Table 3 Results of model parallelism test and fitting information

指標(biāo)Index模型平行性檢驗(yàn)Modelparallelismtest模型擬合信息Modelfittinginformation零假設(shè)Nullhypothesis廣義Generalized不含控制變量Withoutcontrolvariables含控制變量Withcontrolvariables對數(shù)似然值LogLikelihood-1748.707-1649.644-1590.455-1506.828Chi-square167.300316.500483.760自由度dfFreedomdf121842顯著性SigSignificanceSig0.0000.0000.000樣本量Samplesize1307130713071307

3.2 廣義有序Logit模型估計(jì)結(jié)果分析

通過對表4分析，可以得出：農(nóng)戶認(rèn)知因素對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為具有顯著影響。威脅評估中的感知嚴(yán)重性和感知脆弱性，應(yīng)對評估中的自我效能和反應(yīng)效能等變量在不同程度上顯著為正，表明這些變量與農(nóng)戶的節(jié)水技術(shù)采納行為之間存在正向相關(guān)的關(guān)系，具體表現(xiàn)為高感知嚴(yán)重性、高感知脆弱性、高自我效能和高反應(yīng)效能將導(dǎo)致更高水平的行為意向。威脅評估中的回報(bào)因子和應(yīng)對評估中的反應(yīng)成本變量顯著且其系數(shù)均為負(fù)值，表明較高的回報(bào)因子和反應(yīng)成本會降低農(nóng)戶處于更高采納階段的可能性，研究假設(shè)H1得到驗(yàn)證。進(jìn)一步還可以發(fā)現(xiàn)，從預(yù)思考階段到沉思階段等級的提升關(guān)鍵取決于反應(yīng)成本。與其他相鄰技術(shù)采納等級相比，感知脆弱性、自我效能和反應(yīng)效能的提高對促進(jìn)行為等級實(shí)現(xiàn)從沉思階段向準(zhǔn)備階段的提升效應(yīng)較大。感知嚴(yán)重性越高的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)從準(zhǔn)備階段向行動階段提升的概率越高。而回報(bào)因子的增加會抑制農(nóng)戶從準(zhǔn)備階段向行動階段行為的轉(zhuǎn)變。

表4 農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為的廣義有序Logit模型估計(jì)結(jié)果

Table 4 Estimation results of generalized ordered logit model for adoption behavior of agricultural water saving technology

變量 variable 模型(1)Model(1)模型(2)Model(2)模型(3)Model(3)系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤Standarderror系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤Standarderror系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤Standarderror感知嚴(yán)重性Perceivedseverity0.247???0.0640.303???0.0640.625???0.119感知脆弱性Perceivedvulnerability0.0660.0670.542???0.0660.441???0.090自我效能Selfefficacy0.1100.0730.162??0.070-0.1040.102反應(yīng)效能Responseefficiency0.168??0.0710.355???0.0740.1110.119反應(yīng)成本Reactioncost-0.366???0.068-0.0560.063-0.164?0.088回報(bào)因子Returnfactor-0.187???0.064-0.259???0.063-0.353???0.095性別Gender0.0010.1350.0440.131-0.1020.191年齡Age0.022???0.0060.0060.0060.0130.009受教育程度Education0.209???0.0250.124???0.0230.097???0.034家中有無村干部Villagecadres1.228???0.2630.567???0.2010.885???0.224農(nóng)業(yè)勞動力占比Proportionofagriculturallabor0.0080.2250.1570.2190.627?0.335耕地破碎化程度Fragmentationdegreeofcultivatedland0.0170012-0.0060.0110.0090.015農(nóng)業(yè)收入占比Proportionofagriculturalincome-0.0460.2120.2140.2050.1030.317政府推廣服務(wù)Governmentpromotionservices0.355??0.1730.355??0.1530.711???0.197

注：①***、**和*分別表示在1%, 5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；②模型(1)為“預(yù)思考”階段相比于“沉思”、“準(zhǔn)備”和“行動”階段，模型(2)為“預(yù)思考”和“沉思”階段相比于“準(zhǔn)備”和“行動”階段，模型(3)為“預(yù)思考”、“沉思”和“準(zhǔn)備”階段相比于“行動”階段。

Note：①***, **, and * represent the significant of 1%, 5%, and 10%, respectively；②Model(1)is the “pre thinking” stage compared with the “meditation”, “preparation” and “action” stages; model(2)is the “pre thinking” and “meditation” stage compared with the “preparation” and “action” stages; model(3)is the “pre thinking”, “meditation” and “preparation” stage compared with the “action” stage.

從控制變量的估計(jì)結(jié)果來看，年齡在模型(1)中顯著為正，這一結(jié)論與普遍研究結(jié)論相反，但與王桂榮等研究結(jié)論相一致。究其原因可能是，長期務(wù)農(nóng)經(jīng)歷使得年齡較高的農(nóng)民擁有較為豐富農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，同時也能夠更好的掌握節(jié)水技術(shù)實(shí)施技巧,因而其采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的意愿和行為可能性不斷增大。受教育程度通過了顯著性檢驗(yàn)，且符號為正，表明受教育程度越高的農(nóng)戶更傾向于采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)，這可能是由于較高的受教育程度意味著較高的知識儲備，此類農(nóng)戶更易于從長遠(yuǎn)角度考慮農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)所能帶來的益處以及更容易理解和掌握技術(shù)采用的要領(lǐng)和方法，從而促進(jìn)其對技術(shù)的采納意愿和行為。家中有無村干部通過了1%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，即家中有村干部成員的農(nóng)戶更傾向于采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)，原因是村干部作為村里的帶頭人，有較高的思想覺悟，較為支持和擁護(hù)政府推廣的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)。政府推廣服務(wù)系數(shù)顯著為正，表明獲得政府推廣服務(wù)的農(nóng)戶，其對于農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采納意愿越強(qiáng)烈，采納行為概率也越大。這是因?yàn)樵谛畔⒉煌耆那闆r下，政府推廣服務(wù)一方面加深了農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的認(rèn)知，另一方面通過實(shí)物補(bǔ)貼和現(xiàn)金補(bǔ)貼等政策激勵性措施，減少了農(nóng)戶自身投入負(fù)擔(dān)，從而刺激了農(nóng)戶的潛在需求。此外本研究沒有發(fā)現(xiàn)性別、農(nóng)業(yè)勞動力占比和農(nóng)業(yè)收入占比變量與農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)逐步采納行為之間的顯著相關(guān)關(guān)系，這與高楊等的研究結(jié)論較為一致。其原因可能為受訪者主要為男性，同時家庭經(jīng)濟(jì)來源主要以農(nóng)業(yè)為主，家庭農(nóng)業(yè)勞動力占比和農(nóng)業(yè)收入占比普遍較大且差異較小，導(dǎo)致控制效果不明顯。

3.3 邊際效應(yīng)分析

邊際效應(yīng)反映了在其他變量保持不變的情況下，某自變量的變化對農(nóng)戶選擇不同農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納階段概率的影響。受限于篇幅，本研究僅列出農(nóng)戶認(rèn)知對農(nóng)業(yè)節(jié)水行為在均值處的邊際效應(yīng)，模型估計(jì)結(jié)果如表5所示?？梢钥闯觯兄獓?yán)重性、感知脆弱性、自我效能、反應(yīng)效能、反應(yīng)成本及回報(bào)因子對處于預(yù)思考階段的農(nóng)戶來說，均是影響其行為意向的激勵因素，但相對而言，感知嚴(yán)重性(OR=-0.063，

P

<0.01)和反應(yīng)成本(OR=0.083，

P

<0.01)對處于預(yù)思考階段的農(nóng)民來說很重要。因此，增加農(nóng)民對漫灌后果嚴(yán)重性的認(rèn)知和減低農(nóng)戶對技術(shù)采納成本感知是改變預(yù)思考階段農(nóng)民行為意向的關(guān)鍵動因。在沉思階段，感知脆弱性、自我效能和反應(yīng)成本均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且感知脆弱性和反應(yīng)成本的系數(shù)為負(fù)，表明隨著二者的感知程度提高，農(nóng)戶處于沉思階段的概率顯著降低。自我效能感在該階段系數(shù)為正，表明自我效能感提高，導(dǎo)致農(nóng)戶技術(shù)采納行為發(fā)生的概率顯著增加。對于處于準(zhǔn)備階段的農(nóng)戶來說，感知脆弱性、反應(yīng)效能是影響農(nóng)戶技術(shù)采取的重要觸發(fā)因素，表明處于該階段的農(nóng)戶會更多的考慮自身采用漫灌的方式帶來的消極影響和采納農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)帶來效果。此外，回報(bào)因子也是在這個階段激勵行為意向的因素。對于處于行動階段的農(nóng)戶來說，感知嚴(yán)重性、感知脆弱性、反應(yīng)成本和回報(bào)因子是影響他們采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的主要動力。具體來看感知嚴(yán)重性和感知脆弱性增加了農(nóng)民實(shí)施農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的行為意向，而反應(yīng)成本和回報(bào)因子則抑制了這種行為意向。研究假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表5 農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為邊際效應(yīng)

Table 5 Marginal effect of farmers’ agricultural water saving technology adoption behavior

變量 Variable 預(yù)思考階段Pre-thinkingstage沉思階段Contemplationstage準(zhǔn)備階段Preparationstage行動階段Actionstage感知嚴(yán)重性Perceivedseverity-0.063(0.012)???-0.008(0.011)0.004(0.014)0.068(0.011)???感知脆弱性Perceivedvulnerability-0.031(0.012)??-0.077(0.010)???0.063(0.012)???0.044(0.009)???自我效能Selfefficacy-0.025(0.014)?0.040(0.013)???-0.013(0.014)-0.002(0.010)反應(yīng)效能Responseefficiency-0.055(0.013)???-0.010(0.012)0.057(0.016)???0.008(0.012)反應(yīng)成本Reactioncost0.083(0.013)???-0.066(0.012)???0.005(0.013)-0.022(0.008)??回報(bào)因子Returnfactor0.033(0.012)???0.022(0.012)?-0.022(0.012)?-0.034(0.009)???

注：①***、**和*分別表示在1%, 5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著; ②括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

Note：①***, **, and * represent the significant of 1%, 5%, and 10%, respectively；②The standard deviation are shown in brackets.

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述估計(jì)結(jié)果的可靠性，借鑒劉丹等界定方法，采用由得分加總法獲得的核心解釋變量再次估計(jì)農(nóng)戶認(rèn)知對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為的影響?；貧w結(jié)果(表6)顯示，感知嚴(yán)重性、感知脆弱性、自我效能、反應(yīng)效能和回報(bào)因子變量均通過顯著性檢驗(yàn),與之前的回歸結(jié)果較為一致，可以認(rèn)為本研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

Table 6 Robustness check

變量 Variable 模型(1)Model(1)模型(2)Model(2)模型(3)Model(3)系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤Standarderror系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤Standarderror系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤Standarderror感知嚴(yán)重性Perceivedseverity0.242???0.0730.291???0.0730.629???0.133感知脆弱性Perceivedvulnerability0.0900.0900.720???0.0880.579???0.121自我效能Selfefficacy0.187?0.092-0.115??0.0870.2310.190反應(yīng)效能Responseefficiency0.207??0.0810.406???0.084-0.0040.135反應(yīng)成本Reactioncost-0.369???0.069-0.0630.063-0.188?0.088回報(bào)因子Returnfactor-0.197???0.067-0.263???0.065-0.363???0.099

注：受限于篇幅，本研究僅列出核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)值。

Note：Limited by space, this study only lists the robustness test estimates of the core explanatory variables.

4 結(jié)論與政策啟示

與現(xiàn)有的從一次性橫斷面視角研究農(nóng)戶技術(shù)采納行為影響因素的文獻(xiàn)不同，本研究基于跨理論模型，將農(nóng)戶決策行為按照縱向的變化階段進(jìn)行區(qū)分，從而更為詳細(xì)地捕捉農(nóng)戶技術(shù)采納的連續(xù)變化過程。進(jìn)一步采用廣義有序logit回歸模型分析了保護(hù)動機(jī)理論各認(rèn)知因素對不同階段農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納行為的影響，主要結(jié)論如下：第一，農(nóng)戶認(rèn)知因素對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為意向具有統(tǒng)計(jì)顯著影響。高感知嚴(yán)重性、感知脆弱性、自我效能和反應(yīng)效能將導(dǎo)致更高水平的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)行為意向；回報(bào)因子及反應(yīng)成本對農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采納行為意向具有顯著負(fù)向影響。第二，農(nóng)戶所處的行為階段不同，各認(rèn)知因素對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用意愿行為的影響存在異質(zhì)性。對于處于預(yù)思考階段的農(nóng)戶來說，感知嚴(yán)重性、感知脆弱性、自我效能、反應(yīng)效能、反應(yīng)成本及回報(bào)因子均是影響其行為意向的激勵因素。對于處于沉思階段的農(nóng)戶來說威脅評估中的感知脆弱性、應(yīng)對評估中的自我效能和反應(yīng)成本是影響其行為意向的主要動機(jī)。處于準(zhǔn)備階段的農(nóng)戶受威脅評估中的感知脆弱性、回報(bào)因子和應(yīng)對評估中的反應(yīng)效能的影響較大。而對于處于行動階段的農(nóng)戶來說，威脅評估變量和應(yīng)對評估中的反應(yīng)成本是促使其持續(xù)采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的關(guān)鍵影響因子。

基于以上結(jié)論，本研究得出農(nóng)民對農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納行為差異不僅受到社會經(jīng)濟(jì)變量的影響，還受到認(rèn)知因素的影響，且在不同的行為階段，各認(rèn)知因素對節(jié)水技術(shù)采用意愿行為影響存在差異。因此，要根據(jù)農(nóng)戶不同的意愿行為特征，制定針對性、差別化的激勵策略。同時，考慮到認(rèn)知因素具有較強(qiáng)的可塑性，因此，旨在激發(fā)農(nóng)民技術(shù)采納行為的政策措施應(yīng)重點(diǎn)通過宣傳、培訓(xùn)等手段改變農(nóng)戶的心理認(rèn)知，最終提升節(jié)水技術(shù)采納行為。對于處于整個節(jié)水技術(shù)采納行為改變過程初期(沉思階段)的農(nóng)戶個體，由于應(yīng)對評估的影響大于威脅評估，因此對于處于該階段的農(nóng)戶應(yīng)重點(diǎn)通過定期和不定期的組織農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)培訓(xùn)，讓農(nóng)戶深刻了解農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采用成本、使用效果和使用方法，切實(shí)提高技術(shù)使用的感知價值水平和技術(shù)操作水平，同時通過制定有針對性的鼓勵采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的補(bǔ)貼形式和補(bǔ)貼數(shù)量，為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采納提供實(shí)用型的經(jīng)濟(jì)支撐，消除技術(shù)使用的成本瓶頸，提高技術(shù)采納的主動性和積極性。對于處于整個節(jié)水技術(shù)采納行為改變過程中后期(準(zhǔn)備階段和行動階段)的農(nóng)戶個體,由于威脅評估的影響大于應(yīng)對評估，因此對于處于這兩個階段的農(nóng)戶應(yīng)重點(diǎn)提高其對水資源稀缺情況和大水漫灌危害的認(rèn)知水平。具體可通過建立水情信息公開平臺和微信公眾號等，加大對水資源稀缺性、水位和水量下降宣傳力度，提高農(nóng)戶水資源稀缺認(rèn)知水平和大水漫灌的危害性認(rèn)識，進(jìn)而提高其節(jié)水技術(shù)的采納意向。而對于處于整個技術(shù)采納行為改變過程早期(預(yù)思考階段)的農(nóng)戶而言，全方位的調(diào)節(jié)農(nóng)戶認(rèn)知水平更有利于其技術(shù)采納決策平衡向正向的行為改變。