周良海，皮修平，陈忠文

（衡阳师范学院 经济与管理学院，湖南 衡阳 421002）

科学技术是乡村振兴和农业现代化的重要条件和根本保证，因而农业科学技术研发和供给是乡村振兴和农业现代化的根本途径。以往我国主要以政府各级农技服务推广系统为农业经营主体提供农业科学技术，这种传统的政府农技推广系统为农业现代化和农村经济社会发展做出了重要的历史贡献。然而，随着时代的发展，这种农技推广体系的各种弊端也显露出来，越来越不能满足当代农业和农村发展对科技的需求[1]。在这种历史条件下，政府开始积极鼓励各级涉农科研院所参与到农技的研发和供给体系中来，而且由于涉农科研院所在技术、人才和设备等方面的独特优势，这些涉农科研院所在农技研发和供给中的作用日益显现并成为现代农技供给的重要主体，为激发广大农民的生产积极性和推动我国农业农村持续发展提供了新的动力[2]。在这种背景下，广大涉农科研院所科技人员的农技研发和供给行为成为当前理论界和乡村振兴实践的关注焦点。

虽然当前农技供给在乡村振兴和科技兴农中的作用日益凸显，然而在如何驱动科技人员的农技供给行为方面的研究还不多见，因此探索农技供给行为的驱动机制成为当前学术界和科技兴农实践必须解决的关键问题。根据计划行为理论（Theory of Planned Behavior，TPB），个体行为态度、主观规范和行为控制感三个因素共同决定个体表现出相应行为的内在愿意，并进而对个体的实际外在行为产生影响[3]。个体行为是个体在对自身行为能力和权衡行为利弊的基础上表现出相应行为的理性行为[4-5]。由此可知，农技供给行为也是涉农科技人员在衡量利弊的基础上的理性行为，因此本文从农技供给个体对农技供给行为本身的价值特别是对自己的价值——行为态度、社会对农技供给的期望、压力——主观规范以及自身对农技供给行为的控制能力——行为控制感知三个方面来探索农技供给行为的内在驱动机制。

因此，本文将行为意愿作为中介变量纳入研究模型，研究涉农科研院所成员的农技供给行为控制感、行为态度和主观规范影响农技供给行为的内在机制，并在此基础上提出激发农技供给行为的组织条件和政策建议。本研究有利于丰富和拓展农技供给行为相关理论知识，并为农技供给体系的构建提供理论指导。

1 研究设计

1.1 研究假设

1.1.1 农技供给行为态度与农技供给行为意愿

农技供给行为态度是指行为主体在对行为结果预期价值进行评估的基础上产生的对农技供给行为本身的喜好程度，是供给主体对农技供给行为本身以及供给行为结果价值的整体认知[6]，进而形成对特定行为的消极或积极的行为态度。农技供给主体对农技供给行为本身的态度越积极，农技供给的个体预期收益越高，则越有农技供给的驱动力，进而表现出更高水平的农技供给行为[7]。农技供给态度是涉农科研院所员工供给行为的主要内在动机，当他们认识到农技供给行为本身的价值并能同个体的实际工作需要相结合，达到预期收益，则他们就有更高的农技供给意愿[8]。根据以上分析提出假设H1：涉农科研院所成员的农技供给行为态度正向影响农技供给行为意向。

1.1.2 农技供给行为主观规范与农技供给行为意愿

Ajzen认为个体能否表现出某种外在行为跟其所处的社会结构中的重要他人或社会团体对该行为的态度或期望紧密相关，从而对该个体是否表现出该行为的意愿产生规范[3]。当个体某种行为与该个体所属的群体规范或期待相悖时，该个体就会受到群体规范的排斥，就会因自尊受损、心理羞愧等放弃相应行为以便保持群体身份认同[6,9]。涉农科研院所的成员农技供给行为是典型的个体理性行为，他们在权衡行为利弊的基础上做出是否表现出相应行为的理性决策[3]。农技供给行为主观规范主要受到政府、单位和同事对他们农技供给行为的态度和期望以及农技需求方对农技供给的期望程度的影响，这些正向期望压力越强烈，则涉农科研院所成员农技供给行为规范水平则越高，更愿意表现出农技供给行为。实证研究表明，政府引领、单位制度、同事影响以及农技接受主体的期待等因素共同对农技供给主体的主观规范产生影响进而激发个体的农技供给行为意愿[10]。根据以上分析提出假设H2：涉农科研院所成员的农技供给主观规范正向影响农技供给行为意向。

1.1.3 农技供给行为控制感知与农技供给行为意愿

行为控制感知是指个体对其是否具备执行某项行为的能力和条件的评价和感知程度，它与自我效能感的定义比较一致[3,6]，即对个体是否有能力执行某项行为的能力和信念。个体感知到的行为控制能力可以通过影响行为意愿而对实际行为产生影响，也可以直接影响实际外在行为[11]。实证研究表明，个体是否表现出实际外在行为除了个体的行为意愿和意志以外，个体能否有能力和资源来推动该行为并达成预期目标也是其实际行为的重要决定因素[12]。涉农科研院所成员农技供给行为必然需要相应的资源、知识和能力作为基础，他们是否能够感知到时间安排、农技知识、工作能力等方面的自信心，能否有信心控制和克服农技供给过程中遇到的外部困难和阻力都会对他们的农技供给行为意愿产生重要影响，因此，只有当科研院所成员相信自己有技术、知识、能力和外部支持条件，相信自己能够解决农技供给过程中遇到的困难阻力时，才能够激发出积极的供给欲望，从而产生行为意向。根据以上分析提出假设H3：涉农科研院所成员的农技供给行为控制感正向影响农技供给行为意向。

1.1.4 农技供给行为意愿的中介作用

根据计划行为理论，农技供给行为意愿是指供给主体期望参与某项农技供给行为的动机强度，它受到供给行为态度、主观规范和行为控制感的影响，根据计划行为理论，它也是实际农技供给行为的最直接的驱动因素，供给主体的供给意愿越强，则其越有表现出实际农技供给行为的更大可能性[7,13]。在实际行为驱动机制方面的研究表明，个体行为主体积极的行为态度、高水平的行为控制感以及来自重要他人或群体的压力和期望均会通过提升行为主体的行为意愿并对其实际行为产生间接影响[6-7]。农技供给态度是涉农科研院所员工供给行为的主要内在动机，当他们认识农技供给行为本身的价值并能同个体的实际工作需要相结合，达到预期收益，则他们就有更高的农技供给意愿[8]。综合假设H1、H2、H3的论述，提出假设H4：涉农科研院所成员对农技供给的行为态度（4a）、主观规范（4b）及行为控制感（4c）分别正向影响农技推广实际行为；假设H5：涉农科研院所成员的农技供给行为意向分别在农技供给行为态度（5a）、主观规范（5b）及行为控制感（5c）与农技供给实际行为之间关系中起中介作用。

本研究提出如图1所示的研究模型。

图1 研究模型

1.2 研究方法

1.2.1 样本与数据

本研究使用问卷调查法并采用多来源多阶段追踪配对数据收集方式获取研究数据，研究者通过两种方式选择调查对象：第一，借助于多次农技推广会议的机会与农技科研院所及涉农高校相关人员取得联系，获得其个人和单位联系方式。第二，通过与在农技推广系统中注册登记并且参与农技推广工作一年以上的相关农技供给成员取得联系，邀请他们参加本次研究并获得其个人和单位联系方式。数据收集过程分两个阶段：第一阶段，在将本次研究目的和过程告知调查对象并向其做出研究信息保密承诺后，由涉农科研院所和涉农高校成员填写农技供给行为态度、主观规范和行为控制感知调查问卷；第二阶段，间隔一个月后，研究人员根据第一阶段获得的联系方式再次同参与第一阶段问卷调查的个人及其单位直接领导取得联系，进行第二阶段的数据收集，由第一阶段的对应个人填写农技供给行为意愿问卷，由其对应直接领导填写该个体的农技供给实际行为问卷，并将两阶段调查的数据及领导和员工数据进行配对。第一阶段发出510份问卷，收回有效问卷480份，第二阶段发放问卷480份，收回有效问卷422份，最终有效问卷422份，整体回收率为82.7%。

通过数据分析显示，在422个研究样本中，男性为258人，占61.1%；女性164人，占38.9%。从年龄结构上看，25~35岁，有141人，占33.4%；35~45岁有150人，占35.5%；45~55岁有115人，占27.3%；55岁以上有16人，占3.8%。在学历方面，本科有53人，占12.6%；硕士169人，占40%；博士200人，占47.4%。在职称结构方面，初级职称有44人，占10.4%；中级职称有146人，占34.6%；副高级职称有143人，占33.9%；正高级职称有71人，占16.8%；其他18人，占4.3%。岗位类型方面，教学科研系列有290人，占68.7%；专职科研系列有31人，占7.3%；推广系列有23人，占5.5%；其他专业技术系列有76人，占18.5%。是否兼有行政工作方面，有133人兼有其他行政工作，占31.6%；289人没有行政工作，占68.4%。

1.2.2 变量测定

1）农技供给行为态度。农技供给行为态度量表选用Ajzen的计划行为理论量表[3,11]，在原有量表的基础上根据本文研究内容对相关题项的描述进行了适当修改并通过科学有效的量表信度和效度检验。该量表包括2个维度，4个测量题项，示例题项如“我认为农技供给行为本身是有价值的”。信度检验表明农技供给行为态度量表的Cronbach’s系数为0.925；验证性因子检验表明该量表拟合度达标（χ2/df=1.975，GFI=0.937，CFI=0.965，RMR=0.024，RMSEA=0.034）。

2）农技供给主观规范。农技供给主观规范量表选用Ajzen的计划行为理论量表[3,11]，在原有量表的基础上根据本文研究内容对相关题项的描述进行了适当修改并通过科学有效的量表信度和效度检验。农技供给主观规范量表包括4个维度，每个维度包括3个题项，示例题项如“所在单位制定了农技供给行为的奖惩制度”。信度检验表明量表Cronbach’s值为0.931，验证性因子检验表明其拟合度达标（χ2/df=2.951，GFI=0.938，CFI=0.925，RMR=0.044，RMSEA=0.034）。

3）农技供给行为控制感。农技供给行为控制感量表选用Ajzen的计划行为理论量表[3,11]，在原有量表的基础上根据本文研究内容对相关题项的描述进行了适当修改并通过科学有效的量表信度和效度检验。农技供给行为控制感量表包括2个维度，每个维度包括4个题项，示例题项如“我能有效解决农技供给工作中遇到的问题”。信度检验表明量表Cronbach’s值为0.933，验证性因子检验表明其拟合度达标（χ2/df=2.344，GFI=0.942，CFI=0.943，RMR=0.043，RMSEA=0.038）。

4）农技供给行为意愿。农技供给行为意愿量表选用Ajzen的计划行为理论量表[3,11]，在原有量表的基础上根据本文研究内容对相关题项的描述进行了适当修改并通过科学有效的量表信度和效度检验。农技供给行为意愿量表为包括1个维度，共4个题项，示例题项如“我愿意向农民供给我的农技成果”。信度检验表明量表Cronbach’s值为0.935，验证性因子检验表明其拟合度达标（χ2/df=2.719，GFI=0.973，CFI=0.972，RMR=0.029，RMSEA=0.048）。

5）农技供给行为。农技供给行为量表选用Ajzen的计划行为理论量表[3,11]，在原有量表的基础上根据本文研究内容对相关题项的描述进行了适当修改并通过科学有效的量表信度和效度检验。农技供给行为量表包括1个维度，共4个题项，示例题项如“我即将向农民供给我的技术成果”。信度检验表明量表Cronbach’s值为0.895，验证性因子检验表明其拟合度达标（χ2/df=2.375，GFI=0.987，CFI=0.993，RMR=0.045，RMSEA=0.044）。

6）本研究对性别、年龄、教育水平及岗位类别进行了控制。以上所有量表都采用五点评分法（从1-“非常不符合”到5-“非常符合”）收集数据，使用SPSS 22.0和AMOS 22.0分析和处理数据。

2 数据分析结果

2.1 区分效度检验

本研究使用竞争模型和验证性因素分析方法来对比各模型拟合程度，检验农技供给行为态度、主观规范、行为控制感、行为意愿以及行为的区分效度。分析结果如表1所示。从拟合结果看，五因子模型拟合度优于一因子、二因子、三因子及四因子模型，说明研究变量定义清晰，区分效度较高。

表1 区分效度检验结果

2.2 基本统计和相关分析

本文涉及的10个变量均值、标准方差、信度及相关性，分析结果如表2所示。由表2可知关键变量间的相关性达到显著水平，这为本研究检验研究假设提供重要前提。

表2 基本统计和相关分析结果（N=422）

2.3 回归模型检验假设

本研究通过数据中心化处理来控制共线性问题，各个模型回归分析结果表明研究自变量的膨胀因子（VIF）取值区间[1.1,1.7]，由此可见，本研究有效控制了研究数据的多重共线性问题。

本研究首先对性别、年龄、学历、职称和岗位类别等可能对因变量产生影响的变量进行控制，通过层次回归模型检验研究假设，检验结果如表3所示。

表3 多元回归分析结果（N=422）

由模型M4、M5和M6检验结果可知，农技供给行为态度（β=0.531,p<0.001）、农技供给主观规范（β=0.619,p<0.001）以及农技供给行为控制感（β=0.585,p<0.001）对农技供给行为有显著积极的影响效应，因此假设H4a、H4b、H4c经检验成立，即涉农科研院所成员的农技供给的行为态度、主观规范及行为控制感知对农技供给实际行为具有显著直接影响效应，即主效应显著。由模型M1、M2和M3检验结果可知，农技供给行为态度（β=0.645,p<0.001）、农技供给主观规范（β=0.790,p<0.001）以及农技供给行为控制感（β=0.713,p<0.001）对农技供给行为意愿具有显著直接影响效应，因此假设H1、H2、H3经检验成立，即涉农科研院所成员的农技供给的行为态度、主观规范及行为控制感知对农技供给行为意向具有直接影响效应。在模型M7、M8和M9中，将农技供给行为态度和行为意愿、农技供给主观规范和行为意愿、农技供给行为控制感和行为意愿分别纳入同时纳入模型时，农技供给行为意愿对行为的影响效应显著（β=0.230,p<0.001），而农技供给行为态度对农技供给行为的影响程度显著减弱（β=0.383,p<0.001），结合M1、M4、M7检验结果可以判断农技供给行为意愿在农技供给行为态度和农技供给行为之间的关系中起部分中介作用，因此假设H5a经检验成立。农技供给行为意愿对农技供给行为的影响效应显著（β=0.276,p<0.001），而农技供给主观规范对农技供给行为的影响程度显著减弱（β=0.313,p<0.001），结合M2、M5、M8检验结果可以判断农技供给行为意愿在农技供给主观规范和农技供给行为之间的关系中起部分中介作用，因此假设H5b经检验成立。农技供给行为意愿对农技供给行为的影响效应显著（β=0.396,p<0.001），而农技供给行为控制感对农技供给行为的影响程度显著减弱（β=0.171,p<0.001），结合M3、M6、M9检验结果可以判断农技供给行为意愿在农技供给行为控制感和农技供给行为之间的关系中起部分中介作用，因此假设H5c经检验成立。

3 结论与启示

3.1 主要结论

本研究采用多来源多阶段数据收集方式收集数据，通过多层次回归模型对假设进行检验并得到如下结论：（1）农技供给行为态度、主观规范及行为控制感知对农技供给实际行为具有显著主效应显著；（2）农技供给的行为态度、主观规范及行为控制感知对农技推广行为意向具有直接影响效应；（3）农技供给行为意愿对农技供给行为具有显著直接影响效应；（4）农技供给行为意愿在农技供给行为态度、主观规范及行为控制感知与农技供给行为之间的关系中起部分中介作用。

3.2 理论贡献与实践价值

3.2.1 理论贡献

（1）本研究采用实证研究范式，以计划行为理论为基础从组织行为学视角揭示农技供给行为的驱动因素和内在机理，从而拓展和深化了农技供给行为相关研究，丰富农技供给行为理论和农技推广服务理论的相关知识。（2）本研究揭示农技供给的行为态度、主观规范及行为控制感知是农技供给行为的重要前因变量，从而构建农技供给行为驱动机制研究的框架结构，为进一步探索农技供给行为态度、主观规范及行为控制感知的深层次驱动因素提供理论指导。（3）本研究农技供给行为意愿在农技供给行为态度、主观规范及行为控制感知与农技供给行为之间的关系中起部分中介作用，为探索农技供给行为内在驱动机制提供理论启示，有利于农技供给领域的相关研究从聚焦农技供给人员的外在条件转变到聚焦农技供给人员的内在心理机制，从而推动农技供给行为研究的进一步拓展和深化。

3.2.2 实践价值

（1）本研究发现，农技供给行为态度、主观规范及行为控制感知是农技推广实际行为重要驱动因素。因此，如何提升农技供给人员对农技供给行为的主观评价特别重要，要让农技供给人员深刻感知到农技供给行为的价值和意义，包括社会价值和对其自身发展的价值，农技供给能有利于乡村振兴和中国的整体发展，有利于自己科研成果的转化和应用，有利于自己职业技术能力成长和职称评定等，以此来提升农技供给行为态度。（2）主观规范是农技供给行为的重要因素，在农技供给管理实践中要营造一定的农技供给氛围，比如政府和相关组织要鼓励涉农科研院所和高校成员为农村农业和农民供给相关技术，要制定相关政策和制度来保证农技供给，形成一定的支农兴农的社会舆论和文化，在涉农单位形成农技供给的心理动力和社会文化压力。（3）农技供给行为能否顺利展开并取得预期的效果，除了供给人员的技术水平和供给意愿外，政府和单位的支持及相应的物质条件也有很重要的作用，因此，各级涉农政府部门和涉农单位应为农技供给提供相应的制度、政策及相应的物力支持，从而提升员工的行为控制感知。

3.3 研究局限与研究展望

本研究对农技供给理论和组织行为理论以及管理实务具有重要价值，但也存在以下不足：（1）由于问卷调查法是一种间接测量，在进一步的研究设计中可采用深度访谈、现场试验或准实验的方法来提高相关结论的适用性。（2）本研究主要从广东省和湖南省采集研究样本，在进一步的研究中可以扩大数据收集区域，特别是中西部地区的样本收集。（3）对农技供给行为态度、主观规范及行为控制感知的前因变量的探索将有利于进一步揭示农技供给行为的驱动机制，今后可以沿该方向进一步拓展相关研究。