Page 58 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第1期

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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５３

表５群体一致性的单因素方差分析结果
群体一致性
变量名称
低群体一致性高群体一致性总体 F 值显著性水平
采纳意愿３．４３８３．９６７３．７０２７３．５１０．０００
技术的可获得性３．２０６３．６３５３．４１９４１．２１０．０００
生产习惯３．６０５３．８０３３．７０４８．１２０．００５
生态知识３．３９７３．９４１３．６６８７７．４９０．０００
采纳行为０．６９４０．７０８０．７０１０．１６０．６８７

其次, 检验群体一致性不同组别中意愿和行为的关系以及情景变量对意愿—行为关系.具体结
果如表６所示.
表６群体一致性的调节作用检验结果
高群体一致性组别低群体一致性组别
行为模型２模型３模型４模型２模型３模型４
模型１模型１
技术的可获得性生产习惯生态知识技术的可获得性生产习惯生态知识
∗∗∗ ０．１２３ ∗∗∗ ０．１１２ ∗∗∗ ０．０７９ ∗∗ ０．０７１ ∗∗ ０．０６２ ∗ ０．０８４ ∗∗∗ ０．０６６ ∗∗
０．１２３
采纳意愿
( ０．０２９ ) ( ０．０３２ ) ( ０．０３１ ) ( ０．００３ ) ( ０．０２９ ) ( ０．０３５ ( ０．０２９ ) ( ０．０３３ )
技术的可获得性０．０１６０．１０８ ∗∗∗
( ０．０３２ ) ( ０．０３２ )
采纳意愿 × ０．０６１ ∗ ０．０５５
技术的可获得性 ( ０．０３２ ) ( ０．０３４ )
生产习惯０．０５９ ∗∗ ０．０６１ ∗∗
( ０．０２７ ) ( ０．０２５ )
采纳意愿 × ０．００８０．０４６ ∗
生产习惯 ( ０．０２６ ) ( ０．０２７ )
生态知识０．０８０ ∗∗∗ ０．０６８
( ０．０３２ ) ( ０．０３４ )
采纳意愿 × ０．０５９ ∗∗ ０．０４５
生态知识 ( ０．０３１ ) ( ０．０２９ )
性别０．１０００．１０５ ∗ ０．０８２０．１１１ ∗ ０．１５６ ∗∗∗ ０．１４１ ∗∗ ０．１６１ ∗∗∗ ０．１４６ ∗∗
( ０．０６２ ) ( ０．０６２ ) ( ０．０６２ ) ( ０．０６１ ) ( ０．０５７ ) ( ０．０５６ ) ( ０．０５６ ) ( ０．０５７ )
∗∗∗ －０．０６２ ∗∗∗ －０．０６８ ∗∗∗ －０．０６０ ∗∗∗
－０．０６２
－０．０２６
－０．０３１
－０．０２６
－０．０２３
健康状况
( ０．０２４ ) ( ０．０２４ ) ( ０．０２４ ) ( ０．０２４ ) ( ０．０２３ ) ( ０．０２２ ) ( ０．０２２ ) ( ０．０２３ )
兼业情况０．０１１０．００９０．００７０．００４－０．０９７ ∗∗∗ －０．０９７ ∗∗∗ －０．０９５ ∗∗∗ －０．０９７ ∗∗∗
( ０．０２６ ) ( ０．０２５ ) ( ０．０２５ ) ( ０．０２５ ) ( ０．０２１ ) ( ０．０２１ ) ( ０．０２１ ) ( ０．０２１ )
PseudoR ２０．０５６２０．０７５００．０７０８０．０８８２０．０８１９０．１１０９０．１０１４０．０９３９
对不同组别主效应的检验.在考虑意愿和情景变量的主效应时, 在高群体一致性组和低群体一
致性组别, 农户秸秆还田采纳意愿都对采纳行为存在显著正向影响.这表明, 不论农户的群体一致性
如何, 其意愿均对行为产生显著性的促进作用.
对不同组别的调节效应检验.不同群体一致性组别, 回归模型存在较大差别, 表明群体一致性具
有调节作用, 假设 H ３成立.在高群体一致性组别, 技术的可获得性和农户生态知识水平会显著调节
意愿和行为之间的关系; 在低群体一致性组别, 生产习惯会显著性调节意愿和行为的关系.可能的解
释是高群体一致性组别的农户受群体内其他农户的影响较大, 容易接受新的知识, 更容易认可政府推
广的新技术.当农户认为对该技术了解较为充分且有能力胜任时, 其采纳意愿越强, 采纳该技术的可
能性越大; 而对低群体一致性组别的农户而言, 因受外在环境影响较小, 很难改变固有的生产方式, 生
产决策过于依赖过去的生产习惯, 其生产习惯越强, 对意愿和行为关系的调节就越大.同时, 机会变
量正向调节低群体一致性组的意愿—行为关系, 虽然在统计意义上不显著, 但其正向促进作用依然不
可忽视.
５．讨论
根据前文分析, 农户秸秆还田采纳意愿向采纳行为转变受到需求侧的能力因素和供给侧的技术
供给的双向影响.从调研情况来看, 能力不足是影响农户意愿有效转化为需求的关键因素, 从而也制
约农户技术采纳行为的实施.当农户生态环境知识特别是从事秸秆还田的知识水平提高时, 不仅可

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