王火根，李娜

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農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為及其影響因素分析

王火根，李娜

(江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江西南昌 330045)

基于江西環(huán)鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)1 500份農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶的環(huán)境價值責(zé)任、新能源技術(shù)認知度、政策滿意度和當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境4個維度選取28個觀測變量，利用結(jié)構(gòu)方程對農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為(6個觀測變量)及其影響因素進行實證分析。結(jié)果表明：農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任、新能源技術(shù)認知度、政策滿意度和當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境與農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為都呈正向路徑關(guān)系，且政策滿意度與農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為關(guān)系最強；城鎮(zhèn)化、應(yīng)用成本、經(jīng)濟補貼、生活習(xí)慣以及技術(shù)推廣程度等觀測變量會有效影響農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為。

農(nóng)戶；新能源技術(shù)；應(yīng)用行為；結(jié)構(gòu)方程；政策滿意度；技術(shù)認知

一、問題的提出

2014年中國人口總數(shù)為13.68億，其中農(nóng)村人口占比45.23%，能源消費總量為42.6億噸標準煤，比2010年增加了約18%(國家統(tǒng)計局，2015)。因此，作為一個農(nóng)業(yè)人口與能源需求大國，在農(nóng)村地區(qū)大力推廣新能源技術(shù)(如太陽能熱水器、生物質(zhì)能爐灶、農(nóng)戶用沼氣池、太陽能光伏發(fā)電等)，調(diào)整農(nóng)村的能源生產(chǎn)和消費結(jié)構(gòu)，對中國能源可持續(xù)發(fā)展及農(nóng)村生態(tài)環(huán)境改善具有重大意義。

農(nóng)戶作為新能源應(yīng)用的重要主體，其行為和意愿對新能源技術(shù)推廣無疑具有重要影響。國內(nèi)外學(xué)者研究表明，農(nóng)戶行為主要與農(nóng)戶自身特征及認知水平、政府政策、當(dāng)?shù)刭Y源稟賦等因素相關(guān)。農(nóng)戶自身特征涉及范圍較廣，包括戶主年齡、教育程度和家庭財富、成員就業(yè)等客觀因素[1-3]，也涵蓋價值觀、心理因素、清潔產(chǎn)品用戶體驗等主觀因素[4-7]。為了推動新能源產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，政府傾向于采用補貼、減免稅收、推廣示范、技術(shù)培訓(xùn)、宣傳教育等相關(guān)政策來支持農(nóng)戶應(yīng)用新能源技術(shù)。如果政策行之有效，農(nóng)戶則會選擇對自身更有利的新能源生產(chǎn)和消費行為，因而，在相關(guān)研究中政府政策也是影響農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為的一個重要變量[8-10]。此外，許多學(xué)者還研究分析了地區(qū)資源等因素對個體環(huán)境行為的作用，并大都認為外部情境變量對個體環(huán)境行為具有顯著影響[11-12]。

綜上，已有學(xué)者從客觀影響因素方面采用回歸方法較好地分析總結(jié)了農(nóng)戶新能源技術(shù)的應(yīng)用行為，但研究中較少涉及農(nóng)戶滿意度、認知度和價值責(zé)任等不可直接觀測的主觀因素對農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為的影響。主觀因素往往不可直接觀測，需要通過系列觀測變量來反映?；诖?，筆者擬以鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)為個案，設(shè)定反映農(nóng)戶能源技術(shù)應(yīng)用行為和主觀影響因素的觀測變量，分析影響新能源技術(shù)應(yīng)用的潛在因素，以期為有效開展農(nóng)村能源技術(shù)推廣工作提供參考。

二、變量選擇與研究假設(shè)

人是社會關(guān)系的總和，其行為受社會的思想文化、政治、經(jīng)濟關(guān)系所制約。申平華把人的行為定義為人的心理、生理因素和社會文化因素經(jīng)參照系的指引，釀成足夠的動機而引發(fā)的并產(chǎn)生某種影響和結(jié)果的社會反應(yīng)[13]。農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為是指農(nóng)戶在生產(chǎn)和生活中根據(jù)自然、經(jīng)濟及社會等環(huán)境因素的不斷變化而產(chǎn)生的一種有目的的能源生產(chǎn)和消費行為，主要包括以下三類行為：一是節(jié)能技術(shù)的開發(fā)和利用，如在生活能源消費過程中使用沼氣、節(jié)能灶，購買太陽能熱水器、節(jié)能燈等節(jié)能產(chǎn)品。二是農(nóng)業(yè)廢棄物能源轉(zhuǎn)換和資源化利用，如秸稈氣化、炭化、液化，人畜糞沼氣發(fā)酵和綜合利用。三是開發(fā)利用新能源，如太陽能、風(fēng)能、水電或地?zé)崮艿取Ｄ壳?，鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)農(nóng)戶的新能源技術(shù)應(yīng)用行為主要包括購買節(jié)能產(chǎn)品、使用新能源來減少薪柴消費、使用天然氣或液化氣、建沼氣池、改造傳統(tǒng)的柴火灶為新型的節(jié)能灶、利用太陽能或風(fēng)能進行發(fā)電等6個方面。

根據(jù)已有研究，農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任、新能源技術(shù)知識、政策措施以及當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境狀況是影響農(nóng)戶選擇新能源產(chǎn)品、應(yīng)用新能源技術(shù)、使用節(jié)能設(shè)施等新能源應(yīng)用行為的重要變量。

(1) 農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任。傳統(tǒng)社會，由于農(nóng)村地區(qū)的群居性，農(nóng)戶間具有高度同質(zhì)性，因此其價值觀也基本相同。但隨著農(nóng)村城鎮(zhèn)化建設(shè)的開展，農(nóng)戶外出打工和信息化的推進，農(nóng)戶與外界的交往日益增加，農(nóng)戶間的價值取向開始呈現(xiàn)多元化，在對待環(huán)境保護的態(tài)度上也表現(xiàn)出很大的差異性。Stern 等基于實證研究指出，環(huán)境責(zé)任感是個人環(huán)境行為的基礎(chǔ)變量，且對所有環(huán)境行為都存在影響[14]。Gatersleben調(diào)查發(fā)現(xiàn)，能源消費行為與環(huán)保價值觀密切相關(guān)[15]。姚建平認為，能源消費觀念是影響農(nóng)戶能源選擇的關(guān)鍵因素[16]。筆者擬選取“保護環(huán)境人人有責(zé)、對環(huán)境污染和環(huán)境破壞的容忍程度、用行動盡力改善或者解決一定的環(huán)境問題、為了節(jié)能環(huán)保而改變個人喜好的生活方式與習(xí)慣、愿意為環(huán)保犧牲個人利益”等5個變量作為農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任的觀測因素。

(2) 農(nóng)戶對新能源技術(shù)認知度。行為學(xué)的研究認為一個人知識儲備的多少將影響其行為，即知識和行為之間存在著正相關(guān)關(guān)系，也就是說具有豐富知識的人將能更好地指導(dǎo)行為，反之則較易失敗與放棄。因此，研究農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為時，農(nóng)戶是否具備相關(guān)的新能源知識和能否使用這一技術(shù)是一個重要因素。高啟杰發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶擁有的農(nóng)業(yè)科技書籍與農(nóng)戶的技術(shù)采用行為呈顯著正相關(guān)[17]。龍冬平認為，技術(shù)因素包括技術(shù)難易程度、技術(shù)屬性、技術(shù)采用成本、技術(shù)可獲得性等[18]。王曉輝等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的技術(shù)認知程度和技術(shù)的掌握程度與其行為之間存在顯著正相關(guān)[19]。筆者擬選取“使用新能源有利于減緩全球氣候變化、使用新能源能夠保護生態(tài)環(huán)境、使用新能源有利于身心健康、能夠正常使用新能源產(chǎn)品、掌握新能源生產(chǎn)和維護技術(shù)”等5個變量作為農(nóng)戶新能源技術(shù)認知度的觀測因素。

(3) 農(nóng)戶新能源政策滿意度。政策的有效性在一定程度上取決于農(nóng)戶的滿意度。如果能夠受到相關(guān)的政策指導(dǎo)或?qū)τ谡黝愌a貼支持政策獲得更好的收益和滿足，那么農(nóng)戶將有較大可能使用新技術(shù)，有利于新能源技術(shù)的擴散[20-21]。Hillring和Bengt認為在發(fā)展新能源產(chǎn)業(yè)過程中，政府可以采取的政策措施有：政策支持、經(jīng)濟刺激、研發(fā)和管理支持以及對信息傳播的支持[22]。Ruto E和Garrod G強調(diào)技術(shù)推廣人員的信息交流在技術(shù)采用過程中具有非常的重要性[23]。朱希剛對鄂西貧困山區(qū)的289個農(nóng)戶技術(shù)采用行為研究表明，與農(nóng)業(yè)推廣機構(gòu)的聯(lián)系、政府對采用新技術(shù)的鼓勵與農(nóng)戶采用新技術(shù)的意愿呈正相關(guān)關(guān)系[24]。筆者結(jié)合農(nóng)村的預(yù)調(diào)查情況和目前國家部委以及江西省出臺的相關(guān)農(nóng)村新能源政策共設(shè)計11個農(nóng)戶新能源政策滿意度的觀測變量：提供使用技術(shù)支持、對購買的新能源設(shè)備實行優(yōu)惠、建設(shè)清潔能源時提供貸款貼息或者資金補貼、提供售后服務(wù)、加大對新能源推廣的宣傳、禁止砍伐樹木、對使用新能源的家庭給予資金補助、成立新能源服務(wù)公司來集中提供沼氣或天然氣、技術(shù)培訓(xùn)、節(jié)能家電和節(jié)能燈具補貼、建立新能源使用示范點[25]。

(4) 當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境。農(nóng)戶資源稟賦指其所處的社會經(jīng)濟文化環(huán)境及其擁有的各種生產(chǎn)要素，包括森林資源、交通狀況、相關(guān)配套設(shè)施等。Leach認為，當(dāng)?shù)啬茉椿A(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展水平等外部社會因素可大大改善能源可獲得性，從而改變農(nóng)戶對能源使用的態(tài)度和能源消費結(jié)構(gòu)[26]。范亞雯等認為，森林覆蓋率等外部自然因素可影響農(nóng)戶能源選擇行為[27]。Ajzen認為人的行為受到社會環(huán)境壓力的影響會大于個人的態(tài)度[28]。筆者擬選取“周圍資源稟賦、城鎮(zhèn)化建設(shè)、可以很容易購買到新能源產(chǎn)品、周圍鄰居都在使用新能源、可以很容易采集到薪柴、水電都已接通、經(jīng)濟比較發(fā)達”等8個變量來反映當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境。

根據(jù)上述分析，筆者對農(nóng)戶的新能源技術(shù)推廣應(yīng)用行為提出如下假設(shè)：

H1：農(nóng)戶對新能源問題的價值責(zé)任會顯著正向影響農(nóng)戶新能源技術(shù)的應(yīng)用行為；

H2：農(nóng)戶對新能源技術(shù)認知度會顯著正向影響農(nóng)戶新能源技術(shù)的應(yīng)用行為；

H3：農(nóng)戶對新能源政策滿意度會顯著正向影響農(nóng)戶新能源技術(shù)的應(yīng)用行為；

H4：當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境會顯著正向影響農(nóng)戶新能源技術(shù)的應(yīng)用行為。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1.模型構(gòu)建

借鑒相關(guān)文獻，筆者設(shè)定農(nóng)戶的新能源技術(shù)應(yīng)用行為為內(nèi)生潛變量(6個內(nèi)生觀測變量)和農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為的影響因素為外生潛變量(具體包括農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任、對新能源技術(shù)的認知度、新能源推廣政策滿意度、當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境等4個外生潛變量以及28個外生觀測變量)，根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程(SEM)對潛在變量與觀測變量之間的關(guān)系進行分析。具體觀測變量與潛在變量如表1所示。

表1　變量選取

從數(shù)學(xué)定義的角度出發(fā)，測量模型可看作觀測變量的線性函數(shù)。對觀測變量而言，可分為“外生觀測變量”和“內(nèi)生觀測變量”兩種。由于使用的計算軟件AMOS17.0版本的原因，本研究所有的觀測變量均為“反映性指標”。

在本文中，潛在變量共5個，觀測變量合計34個，其中外生觀測變量為28個，內(nèi)生觀測變量為6個，觀測變量可由調(diào)查問卷直接獲取，所以，外生指標方程的矩陣形式為：

與傳統(tǒng)的路徑分析直接探討潛在變量之間的關(guān)系不同，結(jié)構(gòu)模型能夠探討潛在變量之間的多維相互關(guān)系，經(jīng)過測量模型的構(gòu)建，結(jié)構(gòu)方程矩陣形式構(gòu)建如下：

同時，因為外生潛變量中所包含的農(nóng)戶環(huán)保價值責(zé)任、新能源技術(shù)認知度、政策滿意度及當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境等因素均可能反應(yīng)到農(nóng)戶對新能源技術(shù)應(yīng)用行為中，因此，假設(shè)四者之間存在共變關(guān)系，故根據(jù)以上研究假設(shè)與模型構(gòu)建，本文的結(jié)構(gòu)方程路徑假設(shè)結(jié)果如圖1所示：

圖1　SEM假設(shè)路徑圖

2．?dāng)?shù)據(jù)來源

環(huán)鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)作為江西首個國家級戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃項目，不僅已成為中部地區(qū)崛起的新支點，也是中國開拓生態(tài)與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展新路的先驅(qū)者，因此，選擇環(huán)鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)調(diào)查農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為具有很好的代表性。

2013年7-8月，課題組組織了5個調(diào)研小組對鄱陽湖生態(tài)經(jīng)濟區(qū)的24個縣市區(qū)進行實地調(diào)查。發(fā)放問卷1 600份，回收有效問卷1 500份，問卷有效回收率為93.75%。

問卷在第一部分對樣本數(shù)量、年齡分布、收入情況、教育背景等情況進行調(diào)查，調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果如下所示：受調(diào)查農(nóng)戶家庭戶主的平均年齡為48歲，以45歲居多，說明調(diào)查樣本均為有豐富生活閱歷的中年人，問卷結(jié)果具有可靠性及參考性；受調(diào)查農(nóng)戶家庭戶主的文化水平以初中為主，占比43%；高中及以上占比24%，小學(xué)及以下占比33%，說明大部分被調(diào)查者文化程度足以支持本次問卷調(diào)查，且文化程度的提高將有利于居民對于新事物的接受，促進新能源推廣；受調(diào)查農(nóng)戶中約44.27%的樣本戶年收入為1~3萬元，5萬元以上、10萬元以下的樣本戶占33.33%，10萬元以上的樣本戶占3.01%，1萬元以下的樣本戶占19.33%，說明經(jīng)濟問題可能是制約新能源在鄱陽湖經(jīng)濟區(qū)農(nóng)村發(fā)展的主要原因；受調(diào)查農(nóng)戶中務(wù)農(nóng)人數(shù)、務(wù)農(nóng)并打工人數(shù)、外出打工人數(shù)、經(jīng)商人數(shù)、其它工作人數(shù)比值約為27:31:20:11:11，人數(shù)比例相對比較合理。問卷調(diào)查中的觀測項采用李克特5級量表法，基本形式是給出一組陳述，這些陳述都反映調(diào)查樣本對觀測項的態(tài)度。答案分為“完全同意”、“同意”、“不一定”、“不同意”、“完全不同意”。每種回答對應(yīng)一個賦值。“完全同意”賦值為5，“同意”賦值為4，其他依此類推。

四、模型檢驗與計量結(jié)果分析

1．模型的信度和效度分析

為驗證所得數(shù)據(jù)的可靠程度，保證數(shù)據(jù)分析結(jié)論的有效性，筆者對所得調(diào)查數(shù)據(jù)進行信度與效度分析。

基于SPSS17.0的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示：五個潛在變量只有“購買意向”CronbachAlpha系數(shù)低于0.8，可信度一般，其余類別均大于0.8，總量表系數(shù)為0.841，說明全部數(shù)據(jù)基本可接受，問卷調(diào)查數(shù)據(jù)通過信度檢驗。

同時，根據(jù) KMO和Bartlett 檢驗結(jié)果可知，KMO取值為0.903，非常接近1；Bartlett球度檢驗Sig=0<0.01，說明可拒絕原假設(shè)，問卷變量之間存在相關(guān)關(guān)系，變量數(shù)據(jù)可用于進行因子分析，數(shù)據(jù)具有可靠性與有效性。因提取公因子的累積百分比是60.487%，故可從數(shù)據(jù)變量中提取5個公因子，據(jù)旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣結(jié)果，將其定義為：應(yīng)用行為、環(huán)境價值責(zé)任、新能源技術(shù)認知度、政策滿意度與當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境，與本文潛在變量一致。

2．模型的適配度檢驗

在結(jié)構(gòu)方程模型中，常用“模型的適配度指標”來評價所假設(shè)的變量路徑是否與收集的數(shù)據(jù)相匹配，即檢驗假設(shè)模型與實際情況的一致性程度。據(jù)此研究采用漸進的方式對模型進行了數(shù)次修正，結(jié)合修正模型，可對模型的假設(shè)與路徑進行分析驗證[29]。模型適配度結(jié)果如表4所示。

表4　模型適配情況表

根據(jù)表4可知，“修正模型指標”的適配度優(yōu)于“初始模型指標”。但由于樣本容量為1 500，樣本容量過大導(dǎo)致卡方值偏大，因此卡方自由度比適配結(jié)果一般，不可用作判斷本例擬合情況優(yōu)劣的依據(jù)。而從RMR、GFI、NFI、RFI等檢驗指標來看，修正模型基本達到適配要求。

3. 模型變量關(guān)系檢驗結(jié)果

在結(jié)構(gòu)模型中，內(nèi)生潛變量農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為包含6個內(nèi)生觀測變量，4個外生潛變量包含28個外生觀測變量，經(jīng)所構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型分析各變量之間的關(guān)系，得到具體修正模型路徑系數(shù)如表5所示。

表5　修正模型標準化路徑系數(shù)表(潛在變量與觀測變量)

在新能源技術(shù)應(yīng)用行為的影響因素載荷中，改造傳統(tǒng)柴火灶為新型節(jié)能灶達到了0.892，使用天然氣或液化氣為0.784，購買節(jié)能產(chǎn)品為0.689，使用新能源來減少薪柴消費系數(shù)為0.582，利用太陽能或風(fēng)能發(fā)電為0.445，建沼氣池系數(shù)為0.332。這表明大多數(shù)農(nóng)戶愿意接受新能源技術(shù)，尤其是節(jié)能灶受到農(nóng)戶的普遍歡迎。同時，農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為因素載荷較低的幾項指標證明，傳統(tǒng)用能習(xí)慣及農(nóng)戶經(jīng)濟問題成為制約農(nóng)村新能源推廣的關(guān)鍵因素。因此，若政府能夠加大對新能源的設(shè)備建設(shè)扶持，建立更多的液化氣供應(yīng)點，降低新能源產(chǎn)品的使用成本，多提供如同“家電下鄉(xiāng)”一樣的政策支持，將不僅有利于擴大內(nèi)需，也可提高農(nóng)戶對新能源產(chǎn)品技術(shù)的應(yīng)用率。

在農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任的影響因素載荷中，保護環(huán)境、人人有責(zé)理念的值最大，為0.809；對環(huán)境污染和環(huán)境破壞的容忍程度為0.599，愿意為節(jié)能而改變生活方式與習(xí)慣為0.472，用行動盡力改善或者解決一定的環(huán)境問題為0.423；因素載荷量最低的是為了環(huán)保愿意犧牲個人利益，只有0.324。這說明農(nóng)戶具有環(huán)保的主觀能動性，繼續(xù)提高農(nóng)戶環(huán)境認識將能有效增強農(nóng)戶的環(huán)境保護價值責(zé)任，進而優(yōu)化農(nóng)戶的新能源技術(shù)應(yīng)用行為；但農(nóng)戶對自身的經(jīng)濟利益看得較重，不大愿意為了環(huán)保而給自己家庭帶來經(jīng)濟損失或者生活習(xí)慣有較大改變。因此，如何增強農(nóng)戶的環(huán)境價值責(zé)任和改變傳統(tǒng)的生活習(xí)慣在新能源技術(shù)推廣過程中顯得尤為重要。

在農(nóng)戶對新能源技術(shù)認知度的影響因素載荷中，使用新能源有利于身心健康的值最大，達到了0.517；使用新能源能夠保護生態(tài)環(huán)境為0.488，使用新能源有利于減緩全球氣候變化為0.441，能夠正常使用新能源產(chǎn)品為0.355；掌握新能源生產(chǎn)和維護技術(shù)最低，僅為0.241。此處再次充分說明，農(nóng)戶對于環(huán)境污染問題具有較好的認識，而影響農(nóng)村新能源技術(shù)推廣的重要因素是相關(guān)產(chǎn)品知識和應(yīng)用技術(shù)的缺乏。

在新能源技術(shù)推廣政策滿意度的影響因素載荷中，節(jié)能家電及節(jié)能燈具補貼的值最大，為0.825；建設(shè)清潔能源提供貸款貼息為0.816，對購買的新設(shè)備實行優(yōu)惠為0.746，以及提供技術(shù)支持為0.661；相對而言，成立新能源服務(wù)公司集中供應(yīng)沼氣或天然氣的因素載荷量偏低，為0.409。說明在農(nóng)村新能源技術(shù)推廣過程中，農(nóng)戶對新能源政策的滿意度最直接體現(xiàn)于資金補貼、價格優(yōu)惠及技術(shù)支持等三方面，影響農(nóng)戶應(yīng)用新能源技術(shù)行為的主要因素為其自身經(jīng)濟利益。當(dāng)經(jīng)濟與技術(shù)支持滿足其需求時，農(nóng)戶應(yīng)用意愿就更強烈，新能源技術(shù)就越易得到普及，表明加強新能源技術(shù)的政策支持力度是當(dāng)下新能源技術(shù)得以快速推廣的關(guān)鍵。

在當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境的影響因素載荷中，農(nóng)戶家庭水電已接通的因素載荷量最大，為0.729；城鎮(zhèn)化建設(shè)程度為0.669，周圍資源稟賦為0.645，容易獲得柴薪能源為0.604；新能源產(chǎn)品并不容易購買到為0.497。這表明當(dāng)?shù)剞r(nóng)村已具備較好的新能源產(chǎn)品及設(shè)施推廣基礎(chǔ)條件，但由于農(nóng)村傳統(tǒng)生活方式及經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，使得農(nóng)戶新能源或節(jié)能產(chǎn)品的購買力相對較小，故降低農(nóng)戶新能源產(chǎn)品的獲取成本，增加獲取的便利性，進一步完善現(xiàn)有的基礎(chǔ)設(shè)施，有利于調(diào)動農(nóng)戶的積極性并促進新能源技術(shù)在農(nóng)村的應(yīng)用。

潛在變量之間系數(shù)用于表示某一變量的變動對其他變量變動的影響程度。圖2表示了4個外生潛變量與1個內(nèi)生潛變量之間的因素載荷系數(shù)：

圖2　修正模型標準化路徑系數(shù)表(潛在變量)

如圖2所示，農(nóng)戶對新能源技術(shù)推廣政策滿意度因子與新能源技術(shù)應(yīng)用行為因子之間的路徑系數(shù)最高，為0.916，表示政策滿意度因子每變動1%，對農(nóng)戶應(yīng)用行為的影響程度為0.916%。環(huán)境價值責(zé)任、技術(shù)認知度及當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境等因子與應(yīng)用行為之間的路徑系數(shù)分別為0.556、0.434、0.612，表示相關(guān)因子每變動1%，它們對農(nóng)戶應(yīng)用行為的影響程度分別為0.556%、0.434%、0.612%。由此可知，在農(nóng)村新能源技術(shù)推廣中，農(nóng)戶對新能源政策的滿意度將顯著影響農(nóng)戶對新能源技術(shù)的應(yīng)用行為，而農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任、對新能源技術(shù)認知度及當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境的提高也會產(chǎn)生積極的影響。

五、結(jié)論及其啟示

上述研究表明：大多數(shù)農(nóng)戶愿意接受新能源技術(shù)，尤其是節(jié)能灶受到農(nóng)戶的普遍歡迎，農(nóng)戶具有環(huán)保的主觀能動性，且農(nóng)村已具備較好的新能源產(chǎn)品及設(shè)施推廣基礎(chǔ)條件；城鎮(zhèn)化、應(yīng)用成本、經(jīng)濟補貼、生活習(xí)慣以及技術(shù)推廣程度等觀測變量會有效影響農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為；農(nóng)戶環(huán)境價值責(zé)任、新能源技術(shù)認知度、政策滿意度和當(dāng)?shù)啬茉喘h(huán)境與農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為都呈正向路徑關(guān)系，且政策滿意度與農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用行為關(guān)系最強。以上結(jié)論，對于促進農(nóng)戶新能源技術(shù)應(yīng)用具有如下啟示：

(1) 政府應(yīng)注重城鎮(zhèn)化、基礎(chǔ)設(shè)施配套、融資環(huán)境等方面協(xié)同推進。雖然國家對新能源技術(shù)的發(fā)展給予了一定的補貼支持, 但由于沒有建立起有效的基礎(chǔ)設(shè)施配套和應(yīng)用環(huán)境，導(dǎo)致農(nóng)戶對相關(guān)的政策滿意度較低，新能源技術(shù)無法形成市場競爭力。因此，政府在積極推進農(nóng)村城鎮(zhèn)化的同時，應(yīng)加大對新能源基礎(chǔ)設(shè)施的政府投資，為社會民間投資主體提供投資機會，并給予良好的社會融資環(huán)境。

(2) 政府應(yīng)從多維度降低農(nóng)戶應(yīng)用新能源技術(shù)或使用能源產(chǎn)品的成本。一是對新能源產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)采取一定的政策傾斜、指派行業(yè)專家進行創(chuàng)新指導(dǎo)、對部分環(huán)節(jié)進行稅收減免及財政補貼等，支持農(nóng)村新能源技術(shù)、產(chǎn)品的研究開發(fā)；二是完善農(nóng)村新能源產(chǎn)業(yè)化與社會化服務(wù)體系，鼓勵有條件的地區(qū)建立農(nóng)村新能源服務(wù)站，開發(fā)農(nóng)村能源信息系統(tǒng)，提供技術(shù)培訓(xùn)，送產(chǎn)品和技術(shù)下鄉(xiāng)等；三是適度加大對農(nóng)戶購買新能源產(chǎn)品的補貼力度[30]。

(3)政府應(yīng)提高農(nóng)戶的低碳心理意識和新能源技術(shù)認知，培養(yǎng)和提高他們對社會環(huán)境危機問題的責(zé)任感。當(dāng)?shù)卣畱?yīng)會同相關(guān)企業(yè)、農(nóng)村能源辦以及農(nóng)技推廣站等部門加大對新能源政策和新能源產(chǎn)品的宣傳力度。通過宣傳教育、推廣示范、技術(shù)培訓(xùn)，使農(nóng)戶了解新能源技術(shù)常識，基本的節(jié)能環(huán)保知識，提升其自身知識素養(yǎng)和環(huán)保責(zé)任感，達到增強農(nóng)戶新能源產(chǎn)技術(shù)應(yīng)用意愿的目的。

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責(zé)任編輯：李東輝

Peasant households participation in the popularization of new energy technology and its influencing factors

WANG Huogen, LI Na

(College of Economics and Management, Jiangxi Agriculture University, Nanchang 330045, China)

Based on the questionnaire survey data of 1500 peasant households in Poyang Lake Eco-economic Zone , Jiangxi, choosing 28 categories from four aspects, the new energy awareness, policy satisfaction, value responsibility and local energy environment and application behavior of new energy technology of peasant households, the paper made an empirical analysis of the peasant households participation in the new energy technologies(six observation variables) and influencing factors with SEM method. The results show that the peasant households’ satisfaction with the new energy promotion policy, the value of the responsibility, the awareness of the new energy and the local energy environment are positively related to the application behavior, and the satisfaction of the policy is closely related to the application of new energy technology. Urbanization，application cost, economic subsidies, living habits and technology popularization degree also effectively affect farmers technology application behavior.

peasant households; new energy technology; structural equation; policy satisfaction; technology cognitive

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2016.05.001

F323.214; S210.7

A

1009-2013(2016)05-0001-07

2016－05－18

國家自然科學(xué)基金(71263024)；江西省社會科學(xué)規(guī)劃項目(13GL07)

王火根(1971—)，男，江西黎川人，數(shù)量經(jīng)濟學(xué)博士，副教授，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化研究博士后，主要研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟、能源經(jīng)濟。