Page 56 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第1期

第 １ 期 姜维军 等: 能力和机会双轮驱动下农户秸秆还田意愿与行为一致性研究 ５ １

秸秆还田技术的意愿; 生产习惯均值为３．７０４ , 表明农户具有较好的生产习惯; 技术的可获得性均值为
３．４１９ , 表明农户认为秸秆还田技术采纳较为方便; 关于秸秆还田技术的知识均值为 ３．６６８ , 表明农户
了解如何进行秸秆还田, 较好地掌握了秸秆还田知识.
相关性分析结果显示, 采纳意愿、 技术的可获得性以及生产习惯和生态知识都与采纳行为显著相
关.从各变量与行为的相关系数来看, 技术的可获得性最大, 生态知识和意愿次之, 生产习惯最小.
各个相关系数均小于 ０．５ , 这也表明多重共线性问题不会对回归结果造成较大影响.
表 ３ 变量间相关关系矩阵
变量 采纳行为 生产习惯 采纳意愿 生态知识 技术的可获得性
均值 ０．７０１ ３．７０４ ３．７０２ ３．６６８ ３．４１９
标准差 ０．４５８ ０．９０７ ０．８４３ ０．８４６ ０．８９４
采纳行为 １
生产习惯 ０．１３８ ∗∗ １
采纳意愿 ０．１８０ ∗∗ ０．１６０ ∗∗ １
生态知识 ０．１９０ ∗∗ ０．１４１ ∗∗ ０．４９４ ∗∗ １
技术的可获得性 ０．１９２ ∗∗ ０．２２２ ∗∗ ０．４１９ ∗∗ ０．４６４ ∗∗ １

注: ∗∗∗ 、 ∗∗ 和 ∗ 分别表示在 １％ 、 ５％ 和 １０％ 的显著性水平上显著.下同.
２． 采纳意愿对采纳行为影响的实证分析
在分析过程中, 分别把控制变量和自变量放入模型( 见表 ４ 模型 １ 、 ２ ).结果显示, 性别对秸秆还
田采纳行为起到显著性正向作用, 相对于女性, 男性还田行为更强一些; 兼业情况负向影响农户还田
技术的采纳, 这可能是随着兼业程度增加, 农户务农时间会减少, 而进行秸秆还田需要一定时间, 这会
阻碍其采纳秸秆还田技术; 健康状况负向影响农户秸秆还田技术采纳, 可能的原因是随着农户健康状
况的恶化, 其体力和精力会下降, 阻碍其技术采纳; 采纳意愿对采纳行为具有正向影响, 农户采纳意愿
越强, 则越有可能采纳秸秆还田技术.
３． 情景变量对农户意愿—行为的调节效应检验
本研究中, 秸秆还田采纳行为是二分变量, 故检验情景变量调节效应的理论模型构建如下:
(
(
p y＝ １ | x ) ＝p z＝ １ | x , z １ ,, z n m ) F (
＝
β ０ ＋ β ０ ×X ＋ β １ ×z i ＋ β ２ x ×z i ＋ β ２ m ) ( １ )
,
式( １ ) 中, 表示农户秸秆还田采纳行为, 当 y＝１ 时, 表示农户采纳秸秆还田; 反之, 则 y＝０ . x
y
表示农户采纳意愿; z i 代表情景变量( 生产习惯、 生态知识、 技术的可获得性); m 表示其他控制变量.
x×z i 代表情景变量( 生产习惯、 生态知识、 技术的可获得性) 对意愿—行为关系的调节效应.回归结
果见表 ４ .
表 ４ 模型检验结果
采纳行为 模型 １ 模型 ２ 模型 ３ 模型 ４ 模型 ５ 模型 ６ 模型 ７ 模型 ８
采纳意愿 ０．２５０ ∗∗∗ ０．２２９ ∗∗∗ ０．２５１ ∗∗∗ ０．１５６ ∗∗ ０．１８６ ∗∗∗ ０．１７１ ∗∗ ０．２３３ ∗∗∗
( ０．０６３ ) ( ０．０６３ ) ( ０．０６４ ) ( ０．０７０ ) ( ０．０７２ ) ( ０．０６８ ) ( ０．０７４ )
生产习惯 ０．１６７ ∗∗∗ ０．１４７ ∗∗
( ０．０５８ ) ( ０．０５９ )
采纳意愿 × 生产习惯 ０．１０４ ∗
( ０．０５６ )
∗∗∗ ０．２１３ ∗∗∗
０．２０６
生态知识
( ０．０６８ ) ( ０．０７０ )
∗∗∗
０．１８０
采纳意愿 × 生态知识
( ０．０６２ )
技术的可获得性 ０．１９４ ∗∗∗ ０．１６５ ∗∗∗
( ０．０６３ ) ( ０．０６５ )
采纳意愿 × ０．１３７ ∗∗
技术的可获得性 ( ０．０６４ )
性别 ０．４５６ ∗∗∗ ０．３９０ ∗∗∗ ０．３７３ ∗∗∗ ０．３７４ ∗∗∗ ０．３７４ ∗∗∗ ０．３９７ ∗∗∗ ０．３８０ ∗∗∗ ０．３８６ ∗∗∗
( ０．１３０ ) ( ０．１３２ ) ( ０．１３２ ) ( ０．１３２ ) ( ０．１３２ ) ( ０．１３３ ) ( ０．１３２ ) ( ０．１３３ )