农户清洁能源持续应用行为的影响因素研究——基于初次应用满意度的中介作用

张轶之，滕玉华，熊翅新

（1，3江西农业大学 经济管理学院，南昌 330045；2江西师范大学 商学院，南昌 330045）

大力发展农村清洁能源是缓解农村能源供给紧张、延缓气候环境变化的根本出路。从农业部的统计数据来看，我国农村清洁能源推进政策取得了一定效果。但课题组调研发现，有很多农户在初次应用清洁能源后，由于后续服务不到位、清洁能源产品质量不过关以及维护困难等问题，农户不再应用清洁能源。因此，如何推进农户持续应用清洁能源已成为政府和学界普遍关注的话题。为此，本文利用江西省695个农户调查数据，采用层次回归法，研究农户清洁能源持续应用行为的影响因素以及初次满意度的中介作用。

农户清洁能源应用行为是一个初次应用到持续应用的过程，现有的农户清洁能源应用行为方面的研究主要集中在农户的初次采用行为。郑军[1]、蔡亚庆等[2]、仇焕广等[3]先后对农户沼气池建设与使用意愿的影响因素进行研究；Muhammad-Sukki[4]、丁丽萍[5]研究认为居民对住宅太阳能光伏发电设备的采用意愿受政府政策和公民节能意识影响；王火根和李娜则研究了影响农户购买太阳能热水器的诸多因素[6]。本文则试图在现有研究基础上从三个方面进行拓展：一是重点研究农户清洁能源持续应用行为；二是探讨农户清洁能源持续应用行为的影响因素；三是运用中介变量模型识别农户初次应用满意度的中介作用，探究农户清洁能源持续应用行为影响因素的作用机理。

一、理论基础与研究假设

（一）假设1及其理论基础

农户清洁能源持续应用行为是农户的一种技术持续采纳行为，本文可以借鉴国外有关技术持续采纳的理论模型。Bhattacherjee提出的信息系统持续使用模型认为，感知有用性直接影响用户的满意度，感知有用性和满意（满意度）通过用户持续使用意图间接影响其持续使用行为[7]；Kang等人认为感知可用性对用户持续使用具有重要影响[8]。国内学者也做了相关研究。陈渝等人研究发现，用户初次使用的满意度正向显著影响用户信息系统持续使用行为[9]；杨根福研究发现，感知有用性通过MOOC用户满意度对用户的持续使用意愿有间接影响[10]。基于此，提出以下假设：

H1a：农户感知因素（有用性与易用性）对农户持续应用行为有显著正向影响；

H1b：农户初次应用满意度在感知因素（有用性与易用性）与农户持续应用行为间起中介作用。

（二）假设2及其理论基础

清洁能源产品属性是指所使用清洁能源产品的质量、服务、技术水平以及可获得性。Bhattacherjee认为信息技术自我功效和促成因素是持续使用行为的重要影响变量[7]。现有的实证研究表明，系统质量影响用户持续应用行为。Zheng等人发现信息质量、系统质量完全通过顾客满意度影响用户持续使用虚拟社区[11]。王高山等人研究发现，电子服务质量对用户持续使用电子商务网站有直接影响[12]。还有研究发现，用户满意度在系统质量与其持续应用行为中起中介作用。如Zhou研究发现，信息质量、系统质量不仅对顾客满意度有直接影响，还通过顾客满意度对持续使用有间接影响[13]。王玮、刘玉研究发现，在线旅游网站的质量等前置变量，通过满意度对消费者持续应用在线旅游网站间接正向影响显著[14]。基于此，提出以下假设：

H2a：清洁能源产品属性对农户持续应用行为有显著正向影响；

H2b：清洁能源产品属性通过初次应用满意度对农户持续应用行为有显著的正向影响。

（三）假设3及其理论基础

行为便利是指农户相信组织或技术部门对其应用清洁能源提供支持的程度。Terry and Leary认为控制感知对行为有直接影响，控制感知作为外部约束可能阻止个体按其意向实施某项行为[15]。Venkatesh等研究得出，有利的使用条件通过使用期望影响信息系统的持续使用[16]。陈渝等认为系统使用方便性、用户使用的便利条件对用户信息系统持续使用行为有显著正向影响[9]。也有研究表明，用户满意度在行为便利与其持续应用行为中起中介作用。如刘刚和黄苏萍发现，用户满意在用户控制感知与其持续使用网上银行行为意向关系中起完全中介作用[17]。基于此，提出以下假设：

H3a：行为便利对农户持续应用行为有显著正向影响；

H3b：农户初次应用满意度在行为便利与农户持续应用行为间起中介作用。

二、研究设计

（一）数据收集

本研究数据来自课题组2016年1—6月期间对江西省农户的抽样调查。调查涉及江西省20个县（市）100个乡镇，问卷调查了794个农户，其中有效问卷695份，有效率87.5%。

（二）变量测量

本研究中行为便利、感知因素、产品属性、初次应用满意度、从众心理和农户持续应用行为等变量均采用李克特五级量表法测度，在问卷调查中要求农户从“1=完全不同意”到“5=完全同意”中做出选择。

1.自变量

（1）行为便利（BL）。行为便利的测量方法源自曲英[18]和孙岩[19]的研究，共有3个项目：“应用清洁能源可以得到必要帮助和支持”“我有使用清洁能源所要求的经济条件”“我有使用清洁能源所要求的技术条件”。

（2）清洁能源产品属性（SX）。清洁能源产品属性的测量改编自岳婷[20]的研究，包括3个项目：“应用清洁能源产品的服务和质量”“使用清洁能源产品的技术水平”“使用清洁能源产品的易获得性”。

（3）感知有用性和易用性（GZ）。感知因素的测量改编自芈凌云[21]的研究，共包括3个项目：“应用清洁能源产品有利于节约能源消费支出”“使用清洁能源方便、卫生”“应用清洁能源产品有利于节约劳动力”。

2.中介变量

初次应用后的满意度（MY）。根据农户实地调研，自行设计了3个项目测量。测量题项为“初次应用清洁能源后感到满意”“我对清洁能源的管理和技术服务很满意”“使用清洁能源的总体效果比预期的要好”。

3.因变量

农户持续应用行为（CX）。根据农户实地调研，自行设计了2个测量题项，分别是：“我经常使用清洁能源”“持续使用清洁能源的时间”。

4.控制变量

控制变量包括：（1）年龄。农户户主年龄在35岁及以下用“1”表示，35 岁以上用“2”表示。（2）受教育水平。农户户主受教育水平分为小学及以下、中学、高中及以上，分别用 1、2、3 表示。（3）家庭年收入水平。采用农户2014年家庭总收入数据表示家庭收入水平，将家庭年收入分为3万元以下、3万到 5万元、5 万元以上，分别用 1、2、3 表示。（4）农户居住所处的地形。农户居住所处的地形分为平原、丘陵和山区，分别用 1、2、3 表示。（5）从众心理。从众心理的测量参考芈凌云[21]的研究，结合实地调研自行设计，共3个测量题项：“日常消费喜欢与周围大多数人保持一致”“我常常会购买朋友、亲戚或邻居都买的产品”“如果我周围的熟人都使用清洁能源，我也会使用”。

（三）分析方法

1.验证性因子分析

为了保证问卷的信度与效度，采用验证性因子分析检验度量模型的构建效度，因子分析结果见表1。从表1可知，6个变量（行为便利、清洁能源产品属性、感知因素、从众心理、初次应用后的满意度、农户持续应用行为）的Cronbach’sα系数均大于0.66，CR值都大于0.8，这说明各度量题项的内部一致性较好，量表的可信度较高。

2.效度检验

采用验证性因素分析来研究量表的区分效度和聚合效度。借助SPSS 17.0软件，采用标准化因子载荷、平均方差抽取量（AVE）和组合信度（CR）检验聚合效度，检验结果如表1所示。从表1可知，各潜变量对应分量表的KMO统计值均不小于0.5，检验结果的显著性水平均小于0.001，这表明本研究量表适合进行因子分析。各变量的标准化因子载荷值均大于0.6，各因子（潜变量）的平均抽取方差（AVE）都大于0.6，说明各潜变量均有较好的聚合效度；各因子（潜变量）的组合信度（CR）值均在0.80以上，说明测量模型的构念信度良好，模型内在质量理想。因此，从整体上看，模型各变量均具有较好的聚合效度。

3.模型设计

为了检验农户初次应用满意度的中介效应，根据 Baron、Kenny[22]、温忠麟等[23]提出的中介效应模型及检验程序，本文将农户持续应用行为作为因变量，行为便利、产品属性、感知因素作为自变量，农户初次应用满意度作为中介变量，从众心理、年龄、受教育水平、家庭年收入水平、地形作为控制变量，设置回归方程：

在回归方程（1）至（4）中，α 表示常量，β表示系数，γ表述系数矩阵，CX、BL、SX、GZ、MY 分别表示农户清洁能源持续应用行为、行为便利、产品属性、感知因素、农户初次应用满意度，K表示控制变量（从众心理、年龄、受教育水平、家庭年收入水平和地形），ε表示误差项。另外，本文采用Sobel检验法，验证农户初次应用满意度的中介效应。其中，Sobel检验假设自变量的中介效应呈正态分布，当Sobel检验的Z值大于1.96时，表明中介效应有显著性。

表1 信度效度分析结果

三、实证结果分析

（一）验证性因素分析

为了寻找到最佳的研究模型，本文设置了3个模型进行验证，四因子模型是由从众心理、X1（将行为便利、产品属性与农户初次应用满意度合并成一个变量，用X1表示）、感知因素、农户持续应用行为这4个变量构成的模型；五因子模型是从众心理、行为便利、X2（将产品属性与农户初次应用满意度合并成一个变量，用X2表示）、感知因素、农户持续应用行为这5个变量构成的模型；六因子模型是从众心理、行为便利、产品属性、感知因素、农户初次应用满意度、农户持续应用行为这6个变量构成的模型。借助AMOS 20.0软件，对主模型和另外两个备选模型进行验证性因素分析。从表2可以看出，与另外的两个模型相比，六因子模型的拟合更好，卡方自由度比为2.741（小于3），NFI为 0.922（大于 0.9），CFI为 0.948（大于0.9），RMSEA 为 0.05，IFI为 0.949（大于 0.9），TLI为0.924（大于0.9），说明六因子模型的主要变量之间有良好的区分效度。六因子模型拟合最优说明，虽然可能存在同源误差，但它对研究的影响较小。从表4可知，本研究中各变量AVE值的平方根都大于其与其他变量之间的相关系数，也进一步说明研究中变量之间具有良好的区分效度。

（二）描述性统计及相关系数矩阵分析

本研究主要研究变量的平均值、标准差以及Pearson相关系数，研究结果如表3所示。行为便利、感知因素、清洁能源产品属性、初次应用的满意度、从众心理与农户持续应用行为呈显著正相关性，初次应用满意度与行为便利显著正相关（0.541），与农户感知因素的正相关关系显著（0.383），与清洁能源产品属性显著正相关（0.463）。农户持续应用行为与初次应用满意度的正相关关系显著（0.435）。使用SPSS 17.0软件对控制变量和自变量进行共线性诊断（VIF），所有控制变量与自变量的VIF值都小于2，说明自变量间不存在明显的多重共线性问题。

（三）回归分析

模型（1）至（4）的估计结果如表4所示。从表4中模型（1）的估计结果可以看出，行为便利对农户持续应用行为的回归系数为0.234（P＜0.01），说明行为便利对农户持续应用行为有显著正向影响，H1得到验证。感知因素对农户持续应用行为有显著正向影响（β=0.147，P＜0.01），H2 得到验证。清洁能源产品属性对农户持续应用行为有显著正向影响（β=0.172，P＜0.01），H3得到验证。

表2 验证性因子分析模型比对

表3 主要研究变量平均数、标准误及相关系数

表4 中介变量模型的检验结果

在模型（4）中将感知因素、产品属性、行为便利和初次应用满意度同时纳入回归模型时，中介变量的回归系数为0.184（P＜0.01）。感知因素、清洁能源产品属性和行为便利对农户持续应用行为都有显著正向影响，这3个自变量（感知因素、清洁能源产品属性、行为便利）的回归系数较之于模型（1）中对应的系数明显变小，表明初次应用满意度在感知因素、产品属性、行为便利对农户持续应用行为的影响中起到部分中介作用，H1b、H2b和H3b都得到部分验证。

为检验初次应用满意度中介效应的稳健性，本文进一步采用Sobel检验法对变量关系进行分析。Sobel检验结果表明，初次应用满意度在感知因素与农户持续应用行为之间的中介效应显著（Z=3.202，P＜0.01），在清洁能源产品属性与农户持续应用行为之间的中介效应也显著（Z=3.592，P＜0.01），在行为便利与农户持续应用行为之间的中介效应显著（Z=3.592，P＜0.01），Sobel检验结果进一步证实，初次应用满意度在感知因素、清洁能源产品属性、行为便利与农户持续应用行为关系中均起到部分中介作用，假设H1b、H2b和H3b得到部分支持。

四、结论与建议

本文基于江西省695个农户数据，研究农户持续应用行为的影响因素及初次应用满意度的中介作用。结果显示，行为便利、感知因素和清洁能源产品属性不仅直接对农户持续应用行为有显著的正向影响，而且还通过农户初次应用满意度这一中介变量间接地影响其持续应用行为。

基于上述结论提出以下政策建议：（1）引导企业研发清洁能源产品，鼓励企业提高清洁能源产品的质量和售后维护服务水平。如果农户购买清洁能源产品后在使用过程中遇到的问题不能及时解决或解决起来十分费时、费力，不仅会降低农户初次使用后的满意度，还会对农户购买其他清洁能源的产品产生戒备心理，这不利于农户持续使用清洁能源产品，还会影响到其他清洁能源产品的推广应用。因此，政府不仅要引导企业提高清洁能源产品质量，而且要鼓励企业提供完善的维护服务。（2）政府要组建清洁能源服务部门，对工作人员进行有针对性的技术培训，不断提高他们的服务水平，完善农村清洁能源应用后续服务体系，更好地为农户服务，及时解决农户在应用清洁能源中遇到的问题，为农户持续应用清洁能源提供便利。（3）采用图像、演示和会议等形式，宣传应用清洁能源替代传统能源（材薪、煤、石油等）对节约劳动时间、减少能源消费支出、保护环境、减排温室气体中发挥的作用，提高农户的有用性感知。通过建立和完善清洁能源应用服务体系，为农户应用清洁能源提供必要的服务，提升农户的易用性感知。