農業節水技術采納行為的影響因素
——基于保護動機理論和跨理論模型

邢 霞 修長百,2* 閆 曄

(1.內蒙古農業大學 經濟管理學院，呼和浩特 010010；2.內蒙古農牧業科學院，呼和浩特 010010)

水資源是農業生產的核心要素，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業可持續發展與糧食安全的重要因素。我國作為農業大國，農業用水約占用水總量的60%，部分地區甚至高達90%以上，但與此同時，農業用水效率低下(約為0.54)，僅為發達國家水平的67%～77%。此外，未來氣候變化將進一步要求農業生產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。可見，加快農業節水技術推廣應用，實現農業水資源高效利用已迫在眉睫。

農業節水技術是推動現代農業發展和節約型社會建設的關鍵要素。研究表明，農業節水技術的采用可以在不降低農作物產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量。然而，以滴灌和噴灌為代表的農業節水技術在我國農村采用率較低，應用范圍有限。這引起了學者們對如何促進農業節水技術采納決策的關注。研究發現，個體稟賦(如性別、年齡、教育水平)、家庭特征(如收入、農業勞動力、社會資本)、用水環境因素(如水價、水系統)以及政府政策因素(如技術補貼、技術推廣)等是影響農戶采納農業節水技術的主要原因。隨著研究的深入，學者們發現農戶行為決策比純粹的經濟理性所展現的更為復雜，農戶行為決策也取決于心理認知因素。此后，部分學者開始關注社會心理因素對技術采納決策和采納行為的影響，如通過構建農戶行為理論、計劃行為理論以及規范激活理論等概念框架分析農戶節水意識、環保認知、風險感知、主觀規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，未能同時考慮農戶對不良行為的威脅評估和對適應性行為的應對評估。為此，本研究引入保護動機理論。相較于上述理論，保護動機理論采用了更廣泛的預測因子集，可以增強我們對不確定性環境下親環境行為的激勵因素的理解。同時它不僅關注行為的個體成本，類似于計劃行為理論，而且還考慮了行為的反應效能等方面。此外，已有涉及農戶技術采納行為決策的研究視角較為單一，往往將農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戶當前的決策行為，未能將農戶決策行為按照縱向的變化階段進行區分，忽視了農戶決策行為是一個連續變化的動態過程。而跨理論模型(TTM)可以有效解釋農戶對技術逐漸采用的趨勢，比傳統的分類法更為詳細地捕捉農戶技術采納的過程。

鑒于此，本研究將在一個以階段為基礎的框架內，引入保護動機理論，系統探討農戶節水技術采納行為過程中處于不同階段的個體對哪種認知因子更為敏感，從而找出有效促進節水技術采納行為的觸發因素，以期對農戶技術采納行為研究進行可能性的豐富和補充，為后續制定更為有效的農業節水技術推廣政策提供理論指導。

1 理論分析

1.1 保護動機理論與農戶節水技術采納行為

保護動機理論(PMT)由Rogers基于健康信念模型提出，最早應用于解釋恐懼訴求對健康態度和行為的影響，后來在親環境行為方面的應用越來越普遍，用于解釋認知調節過程與親環境適應性行為的關系。該理論認為個體行為產生的原因實質上是由認知調節過程決定，即環境和個體中的有關信息引發個體出現威脅評估和應對評估兩個交互作用的認知過程，進而形成保護動機并產生相應的行為。

威脅評估反映了個體根據感知到的嚴重性、脆弱性和回報因子對威脅程度進行評估。在本研究中，威脅評估來自于漫灌的行為后果，包括水資源環境惡化及由此引發的對自身生存的威脅，還包括過度農業灌溉用水產生的高額水價。感知嚴重性是指個體對大水漫灌對其自身財產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。回報因子是個體對漫灌行為的回報感知。

應對評估描述了個體對其應對感知威脅并因此避免某種風險的能力的評估，包括自我效能、反應效能和反應成本。其中，自我效能感是個體對應對威脅采取保護措施或行動的能力的判斷，即個體對能否采用農業節水技術措施的感知。反應效能強調適應性行為的有效性，即適應性行為能夠減少或避免現有風險。反應成本是指與節水灌溉適應性行為相關的各種感知成本，如時間、金錢或精力等。

1.2 跨理論模型與農戶節水技術采納過程

跨理論模型(TTM)認為個體行為改變是一個循序漸進的過程，涉及4個階段，即預思考、沉思、準備和行動。處于預思考階段的個體對當前行為的負面后果不了解，在可預見的未來也不打算改變當前行為。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。準備階段是行為改變的好處已顯現，個體對新行為進行了初步的計劃和嘗試。行動階段是個體行為已開始改變，但屈服于舊行為的風險較高，需要外界的幫助和支持才能持續該行為。TTM主要用于解釋與人類健康相關的行為變化，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境行為相關的心理變化。類似的，基于跨理論模型階段的觀點我們分析了農戶對農業節水技術逐步采納的過程。

1.3 研究假設

本研究同時吸收了保護動機理論和跨理論模型的思想，將農戶農業節水技術采納決策描述為通過對威脅評估和應對評估兩方面權衡后的結果。農戶對漫灌所造成的水資源環境惡化的認知程度會促進他們為緩解水資源短缺而思考、準備或采納農業節水技術。同時不同認知因素的有效性又會因個體所處的決策階段而不同。整合保護動機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戶，哪個認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行差別化的政策干預。相關研究也表明，個體行為所處的階段不同，在特定的時間點，不同的干預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行差別化的政策干預會出現更好的效果。

基于上述分析，構建了農戶農業節水技術采納概念框架(圖1)。該框架結合了保護動機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。在概念框架的基礎上，提出以下研究假設：

圖1 概念框架

H1:農戶認知對農業節水技術采納行為意向具有顯著影響，但方向不確定。

H2:農戶行為意向所處的階段不同，各認知因素的影響作用也不同。

2 研究設計

2.1 數據來源

本研究數據來源于“奈曼旗鄉村振興與可持續發展”課題組2020年對奈曼旗農戶的入戶調查。奈曼旗位于內蒙古自治區通遼市的西南部，科爾沁沙地南緣，屬于北溫帶大陸性半干旱季風氣候。該區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，遠超于3.67億m的地下水可開發利用量。全旗經濟社會用水總量為4.08億m，其中農業用水量所占比例較大，約占用水總量的93.13%，而農業灌溉用水占農業用水總量的比重高達89.96%。可見。全旗水資源供需矛盾主要集中在農業，開展系列農業節水工程，發展高效節水農業已成為緩解奈曼旗水資源供需矛盾的必然選擇。調研區域涉及奈曼旗15個蘇木鄉鎮，291個嘎查村，內容圍繞受訪農戶個人及家庭基本信息、農業生產和農業用水等方面展開。最終獲得有效調查問卷1 307，問卷有效率為83.57%。

2.2 變量設置

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

核心解釋變量。基于保護動機理論，借鑒已有研究設計，并結合調研區域內農戶農業節水技術實際采納情況，設計出感知嚴重性、感知脆弱性、自我效能、反應效能、反應成本和回報因子6個模型變量和16個測量題項。所有測量題項均采用Likert 5級量表進行測度，1～5分別代表受訪戶對每個題項的認同程度,數值越大，代表受訪戶對相應題項的認同程度越高。

控制變量。梳理并參考已有文獻，本研究從農戶個體特征、家庭特征及外部環境等方面綜合考察其他可能影響農戶采納農業節水技術的因素。農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、農業勞動力占比、耕地破碎化程度、農業收入占比。外部環境變量為有無政府推廣服務。各變量的設定和賦值見表1。

2.3 樣本特征分析

2

.

3

.

1

農業節水技術采納行為分析

表1給出了各變量的均值和標準差。可以看出，農戶節水技術采納行為的平均值為2.23，表明受訪農戶整體處于愿意采用和計劃采用之間。圖2進一步展示了不同類型農業節水技術各指標題項得分頻數統計結果，可以發現，對于節水灌溉工程技術，有31.98%的農戶處于預思考階段，表示“不打算采用”，僅有8.19%的農戶處于行動階段。對于農藝節水技術，70.31%的農戶處于預思考階段，26.01% 的農戶處于沉思階段或準備階段，僅有3.67% 的農戶處于行動階段。對于生物節水技術，接近13%的農戶處于行動階段，46.29%的農戶處于預思考階段。整體來看，樣本農戶對節水灌溉工程技術的采納意愿更為強烈，表明樣本區域推廣與應用的農業節水灌溉技術主要為工程技術，但實際采納率仍較低，實施程度還有待進一步加強。

圖2 農業節水技術采納得分頻數統計圖

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，有村干部成員的農戶家庭占比為11.09%。樣本農戶平均耕地破碎化程度為0.402 hm，表明農業生產以小規模為主。平均農業勞動力占比為76.48%，平均農業收入占比為73.13%，反映出當前農村農戶兼業化趨勢顯現。有政府推廣服務的比例為20.12%。

表1 變量說明及統計性描述

Table 1 Descriptive statistics of variables

變量 Variable 變量定義及賦值Variabledefinitionandassignment均值Mean標準差Standarddeviation農業節水技術采納行為Adoptionbehaviorofagriculturalwatersavingtechnology不打算采用=1;愿意采用=2;計劃采用=3;正在采用=42.2341.038核心解釋變量Coreexplanatoryvariables漫灌造成水資源浪費,不嚴重=1;不太嚴重=2;一般=3;較為嚴重=4;非常嚴重=53.2811.132 感知嚴重性(1～5) Perceivedseverity漫灌造成自家灌溉費用增加,不嚴重=1;不太嚴重=2;一般=3;較為嚴重=4;非常嚴重=53.2191.063漫灌破壞土壤質量(次生鹽堿化或結板),不嚴重=1;不太嚴重=2;一般=3;較為嚴重=4;非常嚴重=53.3661.142漫灌造成水資源浪費的可能性,不可能=1;不太可能=2;一般=3;比較可能=4;非常可能=52.5590.934 感知脆弱性(1～5) Perceivedvulnerability漫灌造成自家灌溉費用增加的可能性,不可能=1;不太可能=2;一般=3;比較可能=4;非常可能=52.9700.937漫灌破壞土壤質量的可能性,不可能=1;不太可能=2;一般=3;比較可能=4;非常可能=53.2651.028有能力學會并采納農業節水技術,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有時間學會并采納農業節水技術,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有資源和機會學會并采納農業節水技術,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采用農業節水技術可以增加農作物產量,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 反應效能(1～5) Responseefficiency采用農業節水技術可減少所需勞動力,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采用農業節水技術可提高種植收入,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)

變量 Variable 變量定義及賦值Variabledefinitionandassignment均值Mean標準差Standarddeviation 反應成本(1～5) Reactioncost農業節水技術會花費更多金錢,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實際年齡46.040 11.656 受教育程度Education實際受教育年限7.3002.943 家中有無村干部 Villagecadres有=1;無=00.1110.314 農業勞動力占比 Proportionofagriculturallabor農業勞動力/家庭人口規模0.7650.309 耕地破碎化程度 Fragmentationdegreeof cultivatedland家庭耕地面積/地塊數0.4020.388 農業收入占比 Proportionofagricultural income農業收入/家庭總收入0.7310.310 政府推廣服務 Governmentpromotion services有=1;無=00.2010.401

2.4 模型設定

本研究中因變量的設定是依據跨理論模型得出，預思考階段、沉思階段、準備階段和行動階段構成了一個有序的變量結構。當因變量為有序的類別變量時，普遍采用Ordered Logit模型進行估計。然而，經驗表明，該模型的經典假設即平行線假設經常被違背。當平行線假設被違背時，Ordered Logit模型則不再適用，而廣義有序Logit模型不受該假設的限制，并能夠充分反映因變量的次序信息，使估計結果更為準確。廣義有序Logit模型設計如下：

(1)

式中：

j

為農業節水技術逐步采納過程階段類別，

j

=1，2，…，4；

i

為農戶；

X

為影響因素的集合；

α

為常數項；

β

為待估計系數。因變量

Y

的概率分布函數為：

(2)

3 結果與分析

3.1 模型檢驗

本研究中，感知嚴重性、感知脆弱性、自我效能、反應效能及回報因子均以潛變量的形式測量。因此，在進行實證檢驗前需對指標數據進行信度和效度檢驗。表2結果顯示，各潛變量的克朗巴哈信度系數(Cronbach’s

α

)均在0.60之上，表明各潛變量內部一致性達到了可接受的水平。同時，每個測量指標的因子載荷均在0.50以上，表明所有測量指標均能較好地反映其對應潛變量的基本情況。表3模型平行性檢驗結果顯示，對方程進行的檢驗在1%的水平被拒絕，說明平行性假設不成立，為此采用廣義有序Logit模型進行估計。進一步得出廣義有序Logit模型擬合信息，結果顯示，不含控制變量的方程和含控制變量的方程對應的

P

值均小于0.01，模型通過卡方檢驗，表明兩方程總體顯著，模型擬合效果較好，可以對模型展開進一步分析。

表2 農戶認知因素驗證性因子分析及信度檢驗結果

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

潛變量 Latentvariable 測量指標Measurementindex因素負荷量FactorloadCronbach’sα系數Cronbach’sαcoefficient漫灌造成水資源短缺0.890感知嚴重性Perceivedseverity漫灌造成自家灌溉費用增加0.8680.685漫灌破壞土壤質量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用增加的可能性0.8280.675漫灌破壞土壤質量的可能性0.754有能力學會并采納農業節水技術0.846自我效能Selfefficacy有時間學會并采納農業節水技術0.8380.741有資源和機會學會并采納農業節水技術0.750采用農業節水技術可以增加農作物產量0.891反應效能Responseefficiency采用農業節水技術可減少所需勞動力0.8930.864采用農業節水技術可提高種植收入0.876漫灌成本更低0.733回報因子Returnfactor漫灌操作更簡單0.7860.667漫灌更省時間0.808

表3 模型平行性檢驗及擬合信息結果

Table 3 Results of model parallelism test and fitting information

指標Index模型平行性檢驗Modelparallelismtest模型擬合信息Modelfittinginformation零假設Nullhypothesis廣義Generalized不含控制變量Withoutcontrolvariables含控制變量Withcontrolvariables對數似然值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模型估計結果分析

通過對表4分析，可以得出：農戶認知因素對農業節水技術采納行為具有顯著影響。威脅評估中的感知嚴重性和感知脆弱性，應對評估中的自我效能和反應效能等變量在不同程度上顯著為正，表明這些變量與農戶的節水技術采納行為之間存在正向相關的關系，具體表現為高感知嚴重性、高感知脆弱性、高自我效能和高反應效能將導致更高水平的行為意向。威脅評估中的回報因子和應對評估中的反應成本變量顯著且其系數均為負值，表明較高的回報因子和反應成本會降低農戶處于更高采納階段的可能性，研究假設H1得到驗證。進一步還可以發現，從預思考階段到沉思階段等級的提升關鍵取決于反應成本。與其他相鄰技術采納等級相比，感知脆弱性、自我效能和反應效能的提高對促進行為等級實現從沉思階段向準備階段的提升效應較大。感知嚴重性越高的農戶實現從準備階段向行動階段提升的概率越高。而回報因子的增加會抑制農戶從準備階段向行動階段行為的轉變。

表4 農業節水技術采納行為的廣義有序Logit模型估計結果

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Coefficient標準誤Standarderror系數Coefficient標準誤Standarderror系數Coefficient標準誤Standarderror感知嚴重性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反應效能Responseefficiency0.168??0.0710.355???0.0740.1110.119反應成本Reactioncost-0.366???0.068-0.0560.063-0.164?0.088回報因子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農業勞動力占比Proportionofagriculturallabor0.0080.2250.1570.2190.627?0.335耕地破碎化程度Fragmentationdegreeofcultivatedland0.0170012-0.0060.0110.0090.015農業收入占比Proportionofagriculturalincome-0.0460.2120.2140.2050.1030.317政府推廣服務Governmentpromotionservices0.355??0.1730.355??0.1530.711???0.197

注：①***、**和*分別表示在1%, 5%和10%的統計水平上顯著；②模型(1)為“預思考”階段相比于“沉思”、“準備”和“行動”階段，模型(2)為“預思考”和“沉思”階段相比于“準備”和“行動”階段，模型(3)為“預思考”、“沉思”和“準備”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.

從控制變量的估計結果來看，年齡在模型(1)中顯著為正，這一結論與普遍研究結論相反，但與王桂榮等研究結論相一致。究其原因可能是，長期務農經歷使得年齡較高的農民擁有較為豐富農業生產經驗，同時也能夠更好的掌握節水技術實施技巧,因而其采納農業節水技術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，且符號為正，表明受教育程度越高的農戶更傾向于采納農業節水技術，這可能是由于較高的受教育程度意味著較高的知識儲備，此類農戶更易于從長遠角度考慮農業節水技術所能帶來的益處以及更容易理解和掌握技術采用的要領和方法，從而促進其對技術的采納意愿和行為。家中有無村干部通過了1%的顯著性檢驗且系數為正，即家中有村干部成員的農戶更傾向于采用農業節水技術，原因是村干部作為村里的帶頭人，有較高的思想覺悟，較為支持和擁護政府推廣的農業節水技術。政府推廣服務系數顯著為正，表明獲得政府推廣服務的農戶，其對于農業節水技術的采納意愿越強烈，采納行為概率也越大。這是因為在信息不完全的情況下，政府推廣服務一方面加深了農戶對農業節水技術的認知，另一方面通過實物補貼和現金補貼等政策激勵性措施，減少了農戶自身投入負擔，從而刺激了農戶的潛在需求。此外本研究沒有發現性別、農業勞動力占比和農業收入占比變量與農業節水技術逐步采納行為之間的顯著相關關系，這與高楊等的研究結論較為一致。其原因可能為受訪者主要為男性，同時家庭經濟來源主要以農業為主，家庭農業勞動力占比和農業收入占比普遍較大且差異較小，導致控制效果不明顯。

3.3 邊際效應分析

邊際效應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戶選擇不同農業節水技術采納階段概率的影響。受限于篇幅，本研究僅列出農戶認知對農業節水行為在均值處的邊際效應，模型估計結果如表5所示。可以看出，感知嚴重性、感知脆弱性、自我效能、反應效能、反應成本及回報因子對處于預思考階段的農戶來說，均是影響其行為意向的激勵因素，但相對而言，感知嚴重性(OR=-0.063，

P

<0.01)和反應成本(OR=0.083，

P

<0.01)對處于預思考階段的農民來說很重要。因此，增加農民對漫灌后果嚴重性的認知和減低農戶對技術采納成本感知是改變預思考階段農民行為意向的關鍵動因。在沉思階段，感知脆弱性、自我效能和反應成本均通過了1%的顯著性檢驗，且感知脆弱性和反應成本的系數為負，表明隨著二者的感知程度提高，農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為正，表明自我效能感提高，導致農戶技術采納行為發生的概率顯著增加。對于處于準備階段的農戶來說，感知脆弱性、反應效能是影響農戶技術采取的重要觸發因素，表明處于該階段的農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業節水技術帶來效果。此外，回報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戶來說，感知嚴重性、感知脆弱性、反應成本和回報因子是影響他們采用農業節水技術的主要動力。具體來看感知嚴重性和感知脆弱性增加了農民實施農業節水技術的行為意向，而反應成本和回報因子則抑制了這種行為意向。研究假設H2得到驗證。

表5 農戶農業節水技術采納行為邊際效應

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

變量 Variable 預思考階段Pre-thinkingstage沉思階段Contemplationstage準備階段Preparationstage行動階段Actionstage感知嚴重性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)反應效能Responseefficiency-0.055(0.013)???-0.010(0.012)0.057(0.016)???0.008(0.012)反應成本Reactioncost0.083(0.013)???-0.066(0.012)???0.005(0.013)-0.022(0.008)??回報因子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%的統計水平上顯著; ②括號內為標準誤。

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

3.4 穩健性檢驗

為檢驗上述估計結果的可靠性，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農戶認知對農業節水技術采納行為的影響。回歸結果(表6)顯示，感知嚴重性、感知脆弱性、自我效能、反應效能和回報因子變量均通過顯著性檢驗,與之前的回歸結果較為一致，可以認為本研究結論是穩健的。

表6 穩健性檢驗

Table 6 Robustness check

變量 Variable 模型(1)Model(1)模型(2)Model(2)模型(3)Model(3)系數Coefficient標準誤Standarderror系數Coefficient標準誤Standarderror系數Coefficient標準誤Standarderror感知嚴重性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反應效能Responseefficiency0.207??0.0810.406???0.084-0.0040.135反應成本Reactioncost-0.369???0.069-0.0630.063-0.188?0.088回報因子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健性檢驗估計值。

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

4 結論與政策啟示

與現有的從一次性橫斷面視角研究農戶技術采納行為影響因素的文獻不同，本研究基于跨理論模型，將農戶決策行為按照縱向的變化階段進行區分，從而更為詳細地捕捉農戶技術采納的連續變化過程。進一步采用廣義有序logit回歸模型分析了保護動機理論各認知因素對不同階段農戶節水技術采納行為的影響，主要結論如下：第一，農戶認知因素對農業節水技術采納行為意向具有統計顯著影響。高感知嚴重性、感知脆弱性、自我效能和反應效能將導致更高水平的農業節水技術行為意向；回報因子及反應成本對農戶節水技術采納行為意向具有顯著負向影響。第二，農戶所處的行為階段不同，各認知因素對農業節水技術采用意愿行為的影響存在異質性。對于處于預思考階段的農戶來說，感知嚴重性、感知脆弱性、自我效能、反應效能、反應成本及回報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戶來說威脅評估中的感知脆弱性、應對評估中的自我效能和反應成本是影響其行為意向的主要動機。處于準備階段的農戶受威脅評估中的感知脆弱性、回報因子和應對評估中的反應效能的影響較大。而對于處于行動階段的農戶來說，威脅評估變量和應對評估中的反應成本是促使其持續采用農業節水技術的關鍵影響因子。

基于以上結論，本研究得出農民對農業節水技術采納行為差異不僅受到社會經濟變量的影響，還受到認知因素的影響，且在不同的行為階段，各認知因素對節水技術采用意愿行為影響存在差異。因此，要根據農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，考慮到認知因素具有較強的可塑性，因此，旨在激發農民技術采納行為的政策措施應重點通過宣傳、培訓等手段改變農戶的心理認知，最終提升節水技術采納行為。對于處于整個節水技術采納行為改變過程初期(沉思階段)的農戶個體，由于應對評估的影響大于威脅評估，因此對于處于該階段的農戶應重點通過定期和不定期的組織農業節水技術培訓，讓農戶深刻了解農業節水技術的采用成本、使用效果和使用方法，切實提高技術使用的感知價值水平和技術操作水平，同時通過制定有針對性的鼓勵采用農業節水技術的補貼形式和補貼數量，為農戶農業節水技術采納提供實用型的經濟支撐，消除技術使用的成本瓶頸，提高技術采納的主動性和積極性。對于處于整個節水技術采納行為改變過程中后期(準備階段和行動階段)的農戶個體,由于威脅評估的影響大于應對評估，因此對于處于這兩個階段的農戶應重點提高其對水資源稀缺情況和大水漫灌危害的認知水平。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，提高農戶水資源稀缺認知水平和大水漫灌的危害性認識，進而提高其節水技術的采納意向。而對于處于整個技術采納行為改變過程早期(預思考階段)的農戶而言，全方位的調節農戶認知水平更有利于其技術采納決策平衡向正向的行為改變。