洪燕婷+仇蕾+李康康

摘 要：

基于農(nóng)戶(hù)行為理論，利用包括江蘇蘇州、浙江杭州和福建南安在內(nèi)的379個(gè)用戶(hù)實(shí)地調(diào)查的數(shù)據(jù)，通過(guò)Logistics模型分析了戶(hù)主基本特征、家庭資源特征和信息特征對(duì)農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)行為的影響。研究認(rèn)為，戶(hù)主受教育年限、是否與其他農(nóng)戶(hù)經(jīng)常交流、是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)行為呈正相關(guān)關(guān)系;農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)年限越長(zhǎng)、農(nóng)戶(hù)家庭兼業(yè)程度越高，則農(nóng)戶(hù)更傾向于采用傳統(tǒng)施肥技術(shù)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶(hù)行為;配方施肥;Logistics模型

中圖分類(lèi)號(hào)：S147.2 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)號(hào)：A ?文章編號(hào)：1001-4942（2015）06-0148-05

Adoption Behavior Study of Soil Testing for Formulated

Fertilization Technology Based on Peasant Households Behavior

Hong Yanting1， Qiu Lei1 ，Li Kangkang2

（1. Institute of Management Science， Hohai University， Nanjing 210098， China;

2. Huadong Engineering Corporation Limited， Hangzhou 310014 China）

Abstract Based on peasant households behavior theories， according to the survey data of 379 peasant households in Suzhou of Jiangsu Province， Hangzhou of Zhejiang Province and Nanan of Fujian Province， the influences of householders basic， family resource and information characteristics on behavior of households adopting soil testing for formulated fertilization technology were analyzed through Logistics model. The results showed that the householders educational years， whether to often communicate with other farmers and whether to participate in technical training had positive effects on the households behavior to adopt formulated fertilization technique. The longer the households engaged in agricultural production activities， the higher the households part-time farming was， the more the households were inclined to adopt the traditional fertilization technology.

Key words Peasant households behavior;Formulated fertilization; Logistics model

近年來(lái)，隨著工業(yè)點(diǎn)源污染和城鄉(xiāng)污水治理逐步到位，農(nóng)業(yè)面源污染占污染負(fù)荷的比重逐步提高。農(nóng)業(yè)面源污染起因于農(nóng)田中的氮磷、農(nóng)藥及其他有機(jī)或無(wú)機(jī)污染物質(zhì)，在降水或者灌溉過(guò)程中，借助農(nóng)田地表徑流、農(nóng)田排水和地下滲漏等途徑而大量進(jìn)入水體[1]。其中，因化肥施用過(guò)量和不合理導(dǎo)致對(duì)土壤、水體的污染，已經(jīng)成為農(nóng)業(yè)面源污染主要來(lái)源之一。從施肥總量上來(lái)看，20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)化肥折純使用量以年均5%的速度遞增，全國(guó)化肥使用總量從1992年的2 590.30萬(wàn)噸提高到2013年的5 911.90萬(wàn)噸，每公頃耕地化肥施用量約為476 kg。從化肥的施用效率上來(lái)看，我國(guó)化肥利用率很低，氮肥的利用率僅為30%～40%，磷肥為10%～20%，鉀肥為35%～50%[2]。從化肥的施用結(jié)構(gòu)上來(lái)看，單質(zhì)化肥施用比重較大，復(fù)合肥比重較小，其中以氮肥施用比重最大。除造成水體富營(yíng)養(yǎng)化之外，施肥過(guò)量和偏失氮肥還會(huì)改變?cè)型寥澜Y(jié)構(gòu)和特性，造成土壤板結(jié)、酸化和有機(jī)質(zhì)減少，而長(zhǎng)期使用磷肥則會(huì)使得土壤內(nèi)重金屬物質(zhì)不斷積存，同樣引起土壤污染，導(dǎo)致嚴(yán)重的農(nóng)產(chǎn)品安全，不利于農(nóng)業(yè)可持續(xù)生產(chǎn)。

為了有效緩解施肥過(guò)量和施肥不合理引起的農(nóng)業(yè)面源污染，全球范圍內(nèi)的專(zhuān)家學(xué)者都在積極探索行之有效的技術(shù)措施，其中聯(lián)合國(guó)推行的測(cè)土配方施肥技術(shù)在全球范圍內(nèi)得到廣泛推廣和實(shí)施?？萍既藛T對(duì)土壤取樣測(cè)試其營(yíng)養(yǎng)成分（測(cè)土），然后根據(jù)農(nóng)作物需肥規(guī)律和化肥肥效，有針對(duì)性地生產(chǎn)出富含氮、磷、鉀及微量元素的配方肥料（配方），最后是農(nóng)戶(hù)根據(jù)建議購(gòu)買(mǎi)并施用指定配方肥（施肥）[3]。農(nóng)戶(hù)采用該項(xiàng)技術(shù)，既可以滿(mǎn)足土壤缺失營(yíng)養(yǎng)的補(bǔ)給，同時(shí)也減少化肥（特別是單質(zhì)化肥）的投入使用，能夠有效地減少農(nóng)業(yè)面源污染[4]。然而，一項(xiàng)技術(shù)的推廣也伴隨著許多不確定因素[5]，因此，本文基于農(nóng)戶(hù)行為，對(duì)農(nóng)民是否采用測(cè)土配方施肥技術(shù)進(jìn)行研究分析，通過(guò)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)和模型回歸，分析影響農(nóng)戶(hù)行為的因素。

1 理論框架

1.1 農(nóng)戶(hù)行為理論基礎(chǔ)

農(nóng)戶(hù)是人類(lèi)進(jìn)入農(nóng)業(yè)社會(huì)以來(lái)最基本的經(jīng)濟(jì)組織。在農(nóng)村社會(huì)學(xué)中，一般將農(nóng)戶(hù)稱(chēng)為農(nóng)業(yè)家庭，其強(qiáng)調(diào)婚姻關(guān)系和血緣關(guān)系。經(jīng)濟(jì)學(xué)常常用“傳統(tǒng)的”、“維生的”、“最小的”來(lái)描述農(nóng)戶(hù)的概念，認(rèn)為農(nóng)戶(hù)是居住在農(nóng)村，以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)為主的自給性很高的基本組織單位[6]。本文以農(nóng)戶(hù)作為基本研究單位，認(rèn)為農(nóng)戶(hù)是以婚姻、血緣為基礎(chǔ)的，主要依靠家庭勞動(dòng)力從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的農(nóng)村家庭。結(jié)合目前關(guān)于農(nóng)戶(hù)行為的理論研究[7，8]，認(rèn)為農(nóng)戶(hù)是獨(dú)立的決策個(gè)體，是有限理性的，農(nóng)戶(hù)行為在決策過(guò)程中受到自身主觀認(rèn)知能力和外部條件（如經(jīng)濟(jì)、政策制度及其他條件）限制，農(nóng)戶(hù)決策尋求效用最大化，而不是最優(yōu)決策。因此，在實(shí)施配方施肥技術(shù)過(guò)程中，農(nóng)戶(hù)根據(jù)施肥效用來(lái)決定是否選擇配方施肥行為。endprint

1.2 影響農(nóng)戶(hù)采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的因素

1.2.1 戶(hù)主基本特征 農(nóng)戶(hù)作為農(nóng)村生產(chǎn)活動(dòng)的基本單位，其戶(hù)主的基本特征往往決定了整個(gè)家庭生產(chǎn)特點(diǎn)，會(huì)影響到農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)的采用行為。根據(jù)元成斌[9]、李然[10]等的研究成果，擬選取農(nóng)戶(hù)戶(hù)主年齡、受教育年限、是否為村干部和農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限作為戶(hù)主基本特征變量，用以反映戶(hù)主自身特征對(duì)農(nóng)戶(hù)采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的影響程度，并作如下預(yù)測(cè)：戶(hù)主年齡越大，其接受新技術(shù)的意愿則越低;戶(hù)主受教育年限的長(zhǎng)短與農(nóng)戶(hù)是否采用新技術(shù)呈正相關(guān)關(guān)系;若戶(hù)主為村干部，作為表率，其采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的可能性越高;相反，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長(zhǎng)，戶(hù)主積累的農(nóng)作經(jīng)驗(yàn)越高，采用新施肥技術(shù)的意愿也會(huì)越低。

1.2.2 家庭資源特征 我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以小規(guī)模生產(chǎn)為主，農(nóng)戶(hù)擁有的耕地和勞動(dòng)力資源數(shù)量均會(huì)影響農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)的意愿。由于農(nóng)戶(hù)是有限理性的，在農(nóng)業(yè)收入利益較低的情況下，農(nóng)戶(hù)會(huì)將勞動(dòng)力資源及精力投入到其他非農(nóng)生產(chǎn)中，并從中獲得收益，收益越大，兼業(yè)程度則越高。本文擬選取的家庭資源特征包括家庭耕地面積、勞動(dòng)力規(guī)模及家庭兼業(yè)程度，并作如下預(yù)測(cè)：農(nóng)戶(hù)擁有的耕地資源數(shù)量越多，采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的意愿也越大;勞動(dòng)力資源數(shù)量與農(nóng)戶(hù)是否采用新技術(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;農(nóng)戶(hù)家庭兼業(yè)程度越大，農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入會(huì)降低，則其采用新技術(shù)的意愿也會(huì)降低。

1.2.3 信息資源特征 農(nóng)戶(hù)通過(guò)了解到的關(guān)于配方施肥技術(shù)的信息，并結(jié)合自身家庭狀況，決定是否采用配方施肥技術(shù)。如果農(nóng)戶(hù)住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市較近，經(jīng)常與其他農(nóng)戶(hù)進(jìn)行溝通交流，參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)，都便于農(nóng)戶(hù)更好地了解到測(cè)土配方施肥技術(shù)的信息，及時(shí)與外界信息溝通，理解新技術(shù)的益處;如果農(nóng)戶(hù)沒(méi)能及時(shí)掌握和了解相關(guān)信息資源，對(duì)新技術(shù)認(rèn)知的局限會(huì)限制農(nóng)戶(hù)的需求意愿，不利于新技術(shù)的推廣[11]。本文擬選取農(nóng)戶(hù)信息資源特征包括家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離、是否與其他農(nóng)戶(hù)經(jīng)常交流以及農(nóng)戶(hù)是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)，并作出如下預(yù)測(cè)：農(nóng)戶(hù)住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離與農(nóng)戶(hù)采用新技術(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;經(jīng)常與其他農(nóng)戶(hù)進(jìn)行溝通交流和參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)與農(nóng)戶(hù)行為呈正相關(guān)關(guān)系。

1.3 實(shí)證分析模型

根據(jù)上述理論框架，結(jié)合研究目的及數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，采用二元模型進(jìn)行分析[12]。根據(jù)農(nóng)戶(hù)是否采用測(cè)土配方施肥技術(shù)，假設(shè)因變量為y。y=1表示農(nóng)戶(hù)采用測(cè)土配方技術(shù)，y=0表示農(nóng)戶(hù)沒(méi)有采用測(cè)土配方施肥技術(shù)。影響y的n個(gè)自變量分別為x1，x2，x3……，xn。假設(shè)農(nóng)戶(hù)采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率為pi，則農(nóng)戶(hù)沒(méi)有采用測(cè)土配方施肥技術(shù)的概率為1-pi，其函數(shù)表達(dá)式為：

pi=f（y）=f（β0+∑nj=1βjxi）

=11+exp[-β0+∑nj=1βjxi]

對(duì)pi/（1-pi）進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，得到Logistics模型的線性表達(dá)式為：

lnpi1-pi=β0+∑nj=1βjxi

式中β0為常數(shù)項(xiàng)，n表示自變量個(gè)數(shù)，β1為自變量系數(shù)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本統(tǒng)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)涉及江蘇省蘇州市、浙江省杭州市和福建省南安市，于2014年7月、8月在三地通過(guò)農(nóng)戶(hù)調(diào)查問(wèn)卷訪問(wèn)得到。調(diào)查地區(qū)包括蘇州市區(qū)、常熟市、太倉(cāng)市，杭州余杭、臨安、淳安，南安市水頭鎮(zhèn)、東田鎮(zhèn)及英都鎮(zhèn)。為保證調(diào)查數(shù)據(jù)的質(zhì)量和有效性。所有問(wèn)卷均采用入戶(hù)調(diào)查，調(diào)查員輔導(dǎo)填寫(xiě)問(wèn)卷，共發(fā)放問(wèn)卷407份，收回396份，剔除無(wú)效問(wèn)卷和矛盾錯(cuò)誤數(shù)據(jù)，得到有效問(wèn)卷379份（表1）。

表1 被調(diào)查農(nóng)戶(hù)地區(qū)分布

項(xiàng)目江蘇省浙江省福建省

農(nóng)戶(hù)數(shù)136134109

所占比重（百分比）35.88%35.36%28.76%

2.2 樣本統(tǒng)計(jì)

從表2可知，目前我國(guó)農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)者以中老年勞動(dòng)力為主，調(diào)查樣本中農(nóng)戶(hù)戶(hù)主平均年齡為48.3歲，年齡在40歲以上人數(shù)占到總數(shù)的75.46%。戶(hù)主文化程度偏低，小學(xué)及以下占到總數(shù)的34.04%，初中文化水平人數(shù)最多，為43.80%，大專(zhuān)及以上文化水平僅有9戶(hù)人家，比例為2.37%。從調(diào)查樣本來(lái)看，農(nóng)業(yè)以小規(guī)模生產(chǎn)為主，耕地規(guī)模集中在0.667 hm2以下，其中擁有0～0.333 hm2耕地資源的農(nóng)戶(hù)數(shù)占48.87%;農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限集中在10年及以上，占到總數(shù)的75.99%。此外，我國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭人口規(guī)模平均4～5人，其中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力規(guī)模集中在2～3人，部分家庭甚至有且只有一個(gè)勞動(dòng)力，調(diào)查樣本中勞動(dòng)力規(guī)模平均水平為2.19人/戶(hù)。

表2 樣本信息統(tǒng)計(jì)

影響因素選項(xiàng)樣本數(shù)所占比重（%）

戶(hù)主年齡40歲及以下9324.54

40～50歲13234.83

50歲及以上15440.63

受教育年限文盲及半文盲4211.08

小學(xué)8722.96

初中16643.80

高中及中專(zhuān)7519.79

大專(zhuān)及以上92.37

從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限10年及以下9124.01

10～20年11229.55

20年及以上17646.44

耕地規(guī)模0～0.333hm218948.87

0.333～0.667hm210427.44

0.667～1.000hm26517.15

1.000hm2及以上215.54

3 模型結(jié)果與分析

3.1 變量含義

為了更好地研究農(nóng)戶(hù)測(cè)土配方施肥技術(shù)采用行為，將影響農(nóng)戶(hù)行為決策的變量分為三大類(lèi)：農(nóng)戶(hù)戶(hù)主基本特征、家庭資源特征以及信息資源特征。每一類(lèi)變量又選取相應(yīng)的變量作為描述性變量，共確定了包括戶(hù)主年齡、耕地規(guī)模等在內(nèi)的10個(gè)解釋變量。每個(gè)解釋變量的名稱(chēng)、含義及描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果和對(duì)被解釋變量的預(yù)期方向如表3所示。endprint

3.2 結(jié)果及分析

運(yùn)用SPSS 19.0計(jì)量軟件，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistics模型回歸分析?；貧w結(jié)果如表4所示，總體上模型的擬合程度較好，主要的影響因素均通過(guò)了顯著性檢測(cè)，農(nóng)戶(hù)戶(hù)主受教育年限及農(nóng)戶(hù)家庭兼業(yè)程度對(duì)農(nóng)戶(hù)是否采用配方施肥技術(shù)有重要影響，農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限和信息資源特征對(duì)農(nóng)戶(hù)行為決策則有著較大程度的影響，具體分析如下。

表3 變量含義及描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量名稱(chēng)變量含義及賦值平均值預(yù)期方向

農(nóng)戶(hù)是否采用測(cè)

土配方施肥技術(shù)（y）采用=1;未采用=00.63

戶(hù)主基本特征

戶(hù)主年齡（x1）40歲及以下=1;40～50歲=2;50歲及以上=32.16-

受教育年限（x2）文盲及半文盲=1;小學(xué)=2;初中=3;高中及中專(zhuān)=4;大專(zhuān)及以上=52.79+

是否為村干部（x3）是=1;否=00.132+

從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限（x4）10年及以下=1;10～20年=2;20年及以上=32.22-

家庭資源特征

耕地規(guī)模（x5）0～0.333hm2=1;0.333～0.667 hm2=2;0.667～1.000 hm2=3;1.000 hm2及以上=41.78+

勞動(dòng)力規(guī)模（x6）農(nóng)戶(hù)家庭實(shí)際從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)（個(gè)）2.19-

兼業(yè)程度（x7）沒(méi)有兼業(yè)=0;兼業(yè)收入小于農(nóng)業(yè)收入=1;兼業(yè)收入大于農(nóng)業(yè)收入=21.43-

信息資源特征

家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離（x8）農(nóng)戶(hù)住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的實(shí)際距離（km）3.38-

是否與其他農(nóng)戶(hù)經(jīng)常交流（x9）從不交流=0;偶爾交流=1;經(jīng)常交流=21.29+

是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)（x10）是=1;否=00.51+

3.2.1 戶(hù)主基本特征影響分析 農(nóng)戶(hù)戶(hù)主受教育年限與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)的意愿呈高度正相關(guān)關(guān)系，對(duì)農(nóng)戶(hù)行為決策有著很大的正向影響。從模型回歸結(jié)果來(lái)看，受教育年限的回歸系數(shù)為2.577，Wald值為24.723，并在1%的水平上顯著，與預(yù)期一致。這說(shuō)明，在其他條件不變的情況下，受教育年限越長(zhǎng)的農(nóng)戶(hù)更愿意采用測(cè)土配方施肥技術(shù)，可能的原因是隨著受教育年限的增長(zhǎng)，戶(hù)主的知識(shí)水平逐漸提高，對(duì)新技術(shù)的認(rèn)可和掌握較全面[13]。農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限則與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)的意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并在5%的水平上顯著，與預(yù)期一致。這說(shuō)明，在其他條件不變的情況下從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長(zhǎng)，農(nóng)戶(hù)更傾向于使用已經(jīng)掌握且較為熟悉的傳統(tǒng)施肥技術(shù)，對(duì)未知的配方施肥技術(shù)有一定排斥情緒。此外，戶(hù)主年齡和戶(hù)主是否為村干部在回歸結(jié)果中不顯著。

3.2.2 家庭資源特征影響分析 耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)的意愿有一定的影響，但只在10%的水平上顯著。家庭兼業(yè)程度對(duì)農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)的影響在1%的水平上顯著，其系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)戶(hù)家庭兼業(yè)程度越高，其花費(fèi)在耕地種植的時(shí)間和精力相對(duì)減少，農(nóng)業(yè)收入比重降低，對(duì)化肥施用的投入與產(chǎn)出結(jié)果并不十分在意，因此對(duì)于采用能夠有效減少污染物和減少化肥施用量的測(cè)土配方施肥技術(shù)的意愿不強(qiáng)。

3.2.3 信息資源特征影響分析 農(nóng)戶(hù)是否與其他農(nóng)戶(hù)經(jīng)常交流和是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)這兩個(gè)變量在5%的水平上顯著，且系數(shù)均為正，與預(yù)期相符合。這說(shuō)明，農(nóng)戶(hù)之間經(jīng)常的溝通交流和參加相關(guān)技術(shù)知識(shí)培訓(xùn)有助于農(nóng)戶(hù)掌握更全面的信息，讓持觀望態(tài)度的農(nóng)戶(hù)能夠汲取他人經(jīng)驗(yàn)，提高農(nóng)戶(hù)采用新技術(shù)的意愿[14]。農(nóng)戶(hù)住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離在回歸結(jié)果中不顯著，這可能是由于交通、通信等的發(fā)展打破了空間距離對(duì)于農(nóng)戶(hù)信息資源獲取的局限性。

表4 農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)行為的回歸結(jié)果

影響因素βWald值Exp（β）

常數(shù)項(xiàng)（β0）-6.45813.783—

戶(hù)主基本特征

戶(hù)主年齡（x1）-1.2012.6700.301

受教育年限（x2）2.577***24.72313.157

是否為村干部（x3）3.5713.16035.516

從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限（x4）-2.962**9.0960.052

家庭資源特征

耕地規(guī)模（x5）1.098*4.0172.998

勞動(dòng)力規(guī)模（x6）2.0471.9027.745

兼業(yè)程度（x7）-1.870***16.0250.154

信息資源特征

家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離（x8）-0.3625.9090.696

是否與其他農(nóng)戶(hù)經(jīng)常交流（x9）1.589**10.3364.898

是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)（x10）2.412**4.90211.156

-2 log likelihood286.758

Pseudo R20.417

注：***、**、*分別表示1%、5%以及10%水平的顯著性。

4 結(jié)語(yǔ)

本文對(duì)包括江蘇蘇州、浙江杭州和福建南安在內(nèi)的379個(gè)用戶(hù)進(jìn)行實(shí)地調(diào)查，在有關(guān)專(zhuān)家學(xué)者研究成果的基礎(chǔ)上，通過(guò)Logistics模型分析了戶(hù)主基本特征、家庭資源特征和信息特征對(duì)農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)行為的影響，得出如下結(jié)論：①戶(hù)主基本特征中，戶(hù)主受教育年限與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)有著顯著的正向影響，農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)年限與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)有著較為顯著的負(fù)向影響;②家庭資源特征中，農(nóng)戶(hù)家庭兼業(yè)程度與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)行為呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系;③信息資源特征中，農(nóng)戶(hù)是否與其他農(nóng)戶(hù)經(jīng)常交流、是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)與農(nóng)戶(hù)采用配方施肥技術(shù)行為呈較為顯著正相關(guān)關(guān)系。

在以上實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，可以從以下幾個(gè)方面加強(qiáng)農(nóng)村配方施肥技術(shù)的推廣：①重視人本建設(shè)，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)教育，通過(guò)提高廣大農(nóng)民受教育年限，擴(kuò)展農(nóng)民知識(shí)層面;②努力提高農(nóng)村收入，特別是農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入;③完善農(nóng)村信息交流機(jī)制，定期舉辦技術(shù)培訓(xùn)，及時(shí)解決農(nóng)民在技術(shù)應(yīng)用中碰到的盲點(diǎn)、難點(diǎn)，確保配方施肥技術(shù)的推廣。endprint

參 考 文 獻(xiàn)：

[1]

彭春瑞.農(nóng)業(yè)面源污染防控理論與技術(shù)[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2013，15-19.

[2] 何浩然，張林秀，李強(qiáng).農(nóng)民施肥行為及農(nóng)業(yè)面源污染研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2006 （6）：2-10.

[3] 葛繼紅，周曙東，朱紅根，等.農(nóng)戶(hù)采用環(huán)境友好型技術(shù)行為研究——以配方施肥技術(shù)為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（9）：57-63.

[4] Khanna M. Sequential adoption of site-specific technologies and its implications for nitrogen productivity： a double selectivity model[J]. American Journal of Agricultural Economics， 2001， 83（1）： 35-51.

[5] Engelstad O P. Fertilizer technology and use[M]. Soil Science Society of America， 1985.

[6] 翁貞林.農(nóng)戶(hù)理論與應(yīng)用研究進(jìn)展與述評(píng)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2008（8）：93-100.

[7] 林毅夫.小農(nóng)與經(jīng)濟(jì)理性[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，1988（3）：42-47.

[8] 鄭風(fēng)田.制度變遷與中國(guó)農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)科技出版社，2000.

[9] 元成斌，吳秀敏.農(nóng)戶(hù)采用有風(fēng)險(xiǎn)技術(shù)的意愿及影響因素研究[J].科技進(jìn)步與對(duì)策， 2010，27（1）：14-18.

[10]李然，李谷成，馮中朝.不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模農(nóng)戶(hù)的油菜生產(chǎn)技術(shù)效率分析——基于湖北、四川等6省市689戶(hù)農(nóng)戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2015（1）：14-22.

[11]侯俊東，呂軍，尹偉峰.農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)行為對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境影響研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012，22（3）：26-31.

[12]宋金田，祁春節(jié).農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)技術(shù)需求影響因素分析——基于契約視角[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2013（1）：52-59，94.

[13]Doss C R. Analyzing technology adoption using microstudies： limitations， challenges， and opportunities for improvement[J]. Agricultural Economics， 2006， 34（3）： 207-219.

[14]曹建民，胡瑞法，黃季炬.技術(shù)推廣與農(nóng)民對(duì)新技術(shù)的修正采用：農(nóng)民參加技術(shù)培訓(xùn)和采用新技術(shù)的意愿及其影響因素分析[J].中國(guó)軟科學(xué)，2005（1）：60-66.endprint