劉政　冷志杰

摘要：本文采用問卷調(diào)查的方式對齊齊哈爾市周邊地區(qū)的農(nóng)戶進行調(diào)研，回收有效問卷326份，根據(jù)因變量特征選擇二元Logistic模型進行實證分析，計量結(jié)果表明農(nóng)技培訓(xùn)、農(nóng)戶的認知、教育程度、養(yǎng)殖規(guī)模和收入等對其技術(shù)選擇行為有積極影響，而集市距離和農(nóng)戶年齡則產(chǎn)生消極影響，根據(jù)分析結(jié)果提出具有針對性的對策建議，為生態(tài)飼料技術(shù)的推廣和發(fā)展提供借鑒。

關(guān)鍵詞：生態(tài)飼料；問卷調(diào)查；二元Logistic模型

中圖分類號：S816 文獻標(biāo)識碼：A文章編號：2095-9737（2016）03-0037-03

1 引言

近年來，在農(nóng)業(yè)和畜牧業(yè)得到高速發(fā)展的同時，隨之帶來的生態(tài)環(huán)境污染問題日益嚴重，在生產(chǎn)過程中所產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)廢棄物既是造成污染的來源之一又是一種具有潛在利用空間的寶貴資源[1]。而生態(tài)飼料的發(fā)展一方面推動了農(nóng)業(yè)廢棄物的綜合利用，從根本上治理農(nóng)業(yè)污染問題，另一方面緩解了日益加劇的人畜爭糧矛盾，滿足了消費者對綠色畜產(chǎn)品的需求。因此，各國研究學(xué)者就生態(tài)飼料方面進行了大量的調(diào)查和分析，并取得了階段性研究成果。而農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)技術(shù)的使用者和受益者，其技術(shù)選擇行為會受到多方面因素影響，所以要使生態(tài)飼料得以推廣應(yīng)用，應(yīng)以農(nóng)戶視角作為出發(fā)點進行研究[2]。本文以黑龍江省農(nóng)業(yè)資源富集的齊齊哈爾市為調(diào)研地區(qū)，以問卷調(diào)查的方式對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的基本信息以及生產(chǎn)情況進行了初步統(tǒng)計，在此基礎(chǔ)上通過實證分析對農(nóng)戶選擇生態(tài)飼料技術(shù)的影響因素進行探究，對推動農(nóng)業(yè)廢棄物資源的合理配置和農(nóng)村經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展具有一定的理論價值和實踐意義。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

為探究農(nóng)戶選擇生態(tài)飼料技術(shù)時所受到的各方面影響，本文采用問卷調(diào)查方法于2015年對齊齊哈爾市下轄地區(qū)進行實地調(diào)查，采用隨機抽樣方法，抽取龍江縣、依安縣、克山縣、富?？h為樣本縣，再從各縣市中抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶進行抽樣調(diào)查。問卷的問題由調(diào)查員經(jīng)面對面詢問農(nóng)戶并代為填寫而完成的，以保證調(diào)研質(zhì)量，調(diào)查總計戶數(shù)為360戶，剔除殘污及無效問卷后獲得326份有效問卷。

2.2 建立模型

介于本文主要研究農(nóng)戶選擇生態(tài)飼料技術(shù)與各項影響因素之間的線性關(guān)系，且因變量為農(nóng)戶是否選擇使用生態(tài)飼料技術(shù)，結(jié)果用0或1來表示，滿足二元Logistic模型的統(tǒng)計原理，因此建立模型，函數(shù)表達式如下：

3 農(nóng)戶選擇生態(tài)飼料技術(shù)的影響因素分析

3.1 多重共線性檢驗

在進行回歸分析前需剔除存在共線性的變量[3]。本研究以容差和方差膨脹因子作為指標(biāo)來判斷變量的共線性，容差指標(biāo)越小，而VIF的值越大，則共線性越明顯，一般VIF以小于10為判斷依據(jù)。檢驗過程中，先將性別作為被解釋變量，與其他變量進行回歸分析，結(jié)果見表2。以此類推，過程冗雜不再贅述，最終結(jié)果剔除不符合上述標(biāo)準(zhǔn)的“家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)”，“是否為訂單農(nóng)業(yè)”，“認為生態(tài)飼料對收益有何影響”，“認為燒秸稈對環(huán)境有何影響”，“禽畜產(chǎn)品價格是否會影響生態(tài)飼料技術(shù)的選擇”等變量。

3.2 計量結(jié)果分析

通過篩選變量后，利用SPSS17.0軟件對剩余變量進行二元 Logistic回歸分析，得出各個自變量對因變量的影響程度和影響方向，模型預(yù)測準(zhǔn)確率達到54%，在模型擬合Hosmer and Lemeshow檢驗結(jié)果中顯示，卡方為1.858，sig為0.985表示模型擬合優(yōu)度良好，模型的回歸結(jié)果如表2所示：

如表中數(shù)據(jù)所示，對農(nóng)戶選擇行為有顯著影響的變量由強到弱依次為“是否參加過培訓(xùn)”、“對生態(tài)飼料技術(shù)的認知程度”、“集市距離”、“教育程度”、“年齡”、“養(yǎng)殖規(guī)?！薄ⅰ凹彝ナ杖搿?、“是否加入合作社”。影響情況具體分析如下：

在農(nóng)戶稟賦調(diào)查中，個體的“年齡”和“教育程度”對因變量具有顯著的影響。其中年齡的回歸系數(shù)為負值，這就意味著年齡越小越容易接受生態(tài)飼料技術(shù)，在實地調(diào)研中，文化程度處于初中水平的調(diào)查對象占總?cè)藬?shù)的67.6%，而具有高中及以上教育水平的農(nóng)戶僅占14.5%，分析結(jié)果顯示，文化素養(yǎng)越高，接受新事物和承擔(dān)風(fēng)險的能力越強，所以選擇生態(tài)飼料技術(shù)的可能性就越大。

在家庭稟賦調(diào)查中，“養(yǎng)殖規(guī)?！焙汀凹彝ナ杖搿痹?.05水平上都對因變量具有顯著的正向影響，即經(jīng)營規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)收入越高的農(nóng)戶越容易接受生態(tài)飼料技術(shù)。因為養(yǎng)殖規(guī)模的擴大，需要穩(wěn)固的管理體系和先進技術(shù)作為支撐，而收入的增加表示對新型技術(shù)的使用具有相對較高的支付能力，因此增加了農(nóng)戶選擇生態(tài)飼料技術(shù)的空間[4]。另外，“集市距離”系數(shù)統(tǒng)計檢驗在0.01的置信區(qū)間，體現(xiàn)為“極顯著”且呈負相關(guān)，從調(diào)查數(shù)據(jù)來看，與集市距離超過10公里以上的被調(diào)查農(nóng)戶占30.5%，而這其中有84.3%的農(nóng)戶拒絕選擇使用生態(tài)飼料，可看出集市距離對農(nóng)戶生態(tài)飼料技術(shù)選擇行為具有非常顯著的負面影響，這也體現(xiàn)了如果生態(tài)飼料可獲得性較差，則農(nóng)戶會拒絕選擇使用生態(tài)飼料技術(shù)。

在社會經(jīng)濟環(huán)境稟賦調(diào)查中，“是否加入合作社”和“是否接受過培訓(xùn)”與因變量成正向相關(guān)關(guān)系。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，有12.7%的農(nóng)戶加入了合作社，而接受生態(tài)飼料技術(shù)的農(nóng)戶中有部分來自于參與農(nóng)業(yè)合作社的農(nóng)戶或者是當(dāng)?shù)氐膶I(yè)大戶，因為他們具有先進的生產(chǎn)理念和文化素養(yǎng)，而加入合作社能夠拓寬接觸生態(tài)飼料的渠道，提高與市場對接度。而技術(shù)培訓(xùn)提升農(nóng)戶對該技術(shù)的認知度以及科技素質(zhì)，對一項新型技術(shù)越了解，農(nóng)戶越容易接受，另一方面，該項影響因素也表明參加過技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)具有較高的需求[5-7]。

在認知調(diào)查中，農(nóng)戶對生態(tài)畜牧業(yè)的發(fā)展、生態(tài)飼料的產(chǎn)品及相關(guān)技術(shù)的了解程度對其技術(shù)選擇行為具有高度正相關(guān)影響。從數(shù)據(jù)上來看，有68.5%的農(nóng)戶對生態(tài)畜牧業(yè)具有初步了解但僅限于聽說過，對生態(tài)飼料產(chǎn)品及相關(guān)技術(shù)知之甚少，對生態(tài)畜牧業(yè)具有高度認知，了解其發(fā)展理念和生產(chǎn)方式的農(nóng)戶僅占7.5%，這其中大多是當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)技術(shù)員和信息員以及農(nóng)資銷售商等，而其余的23.9%則對生態(tài)畜牧業(yè)一無所知。一般情況下，行為受認知影響，而農(nóng)戶對生態(tài)畜牧業(yè)以及生態(tài)飼料的認知，會在很大程度上影響其選擇利用生態(tài)飼料技術(shù)的主動性[8]。

4 結(jié)論及對策

通過上述調(diào)查與分析，對農(nóng)戶技術(shù)選擇行為產(chǎn)生顯著性影響的因素由強到弱依次為“是否參加過培訓(xùn)”、“對生態(tài)飼料技術(shù)的認知程度”、“集市距離”、“教育程度”、“年齡”、“養(yǎng)殖規(guī)模”、“家庭收入”、“是否加入合作社”。還需要補充的是，盡管農(nóng)戶在生態(tài)飼料的選擇上會受到以上因素的影響，但農(nóng)戶是理性的消費者，追求利益最大化是他們的根本目的，一旦利益受損，農(nóng)戶就會進行風(fēng)險規(guī)避，放棄選擇[9-10]。因此，生態(tài)飼料技術(shù)的選擇與否，最終還是取決于其是否能給農(nóng)戶帶來預(yù)期中的收益，所以要從根本上解決農(nóng)業(yè)廢棄物利用問題并保障生態(tài)飼料技術(shù)的推廣，應(yīng)從以下幾方面入手：

第一，基于農(nóng)戶是生態(tài)飼料技術(shù)的使用者和受益者且農(nóng)戶是理性的，因此先決任務(wù)是讓農(nóng)戶意識到生態(tài)飼料技術(shù)的應(yīng)用在生產(chǎn)過程中能夠節(jié)約成本，從而提高收益，且使用生態(tài)飼料飼喂的牲畜在市場上具有廣泛的需求空間，通過開展基礎(chǔ)講座和技術(shù)指導(dǎo)培訓(xùn)工作，以及通過專業(yè)戶帶頭示范來提高科技水平可以激發(fā)農(nóng)戶的積極性。

第二，在政府的指導(dǎo)下，技術(shù)推廣部門應(yīng)根據(jù)齊齊哈爾市實地情況進行生態(tài)飼料技術(shù)的選擇與推廣，根據(jù)農(nóng)戶實際情況量身制定相應(yīng)的技術(shù)培訓(xùn)方案，以提高農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的效率。

第三，生態(tài)飼料技術(shù)仍處于發(fā)展階段，一些潛在問題在短期實踐中可能未有體現(xiàn)，需要通過使用者在投入生產(chǎn)過程中進行修整和優(yōu)化[11]。而信息的傳遞是雙向的，在技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)過程中政府不能一味填鴨式的向農(nóng)戶傳達信息，農(nóng)戶作為信息的接收者還需做出切合實際的反饋，才能讓技術(shù)推廣體系形成循環(huán)，通過雙方共同努力，使這項新型技術(shù)更好更快的融入生產(chǎn)過程中，給國家和人民帶來顯著的經(jīng)濟效益、社會效益及生態(tài)效益。

參考文獻：

[1] 孫振鈞， 孫永明. 我國農(nóng)業(yè)廢棄物資源化與農(nóng)村生物質(zhì)能源利用的現(xiàn)狀與發(fā)展[J]. 中國農(nóng)業(yè)科技導(dǎo)報， 2006， 8（1）：6-13.

[2] 李后建. 農(nóng)戶對循環(huán)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿的影響因素實證分析[J]. 中國農(nóng)村觀察， 2012，02.

[3] 韋佳培， 張俊飚， 吳洋濱. 農(nóng)民對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物的價值感知及其影響因素分析——以食用菌栽培廢料為例[J]. 中國農(nóng)村觀察， 2011（4）：77-85.

[4] 茍露峰， 高強， 汪艷濤. 新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體技術(shù)選擇的影響因素[J]. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報， 2015， 20（1）.

[5] 趙肖柯，周波.種稻大戶對農(nóng)業(yè)新技術(shù)認知的影響因素分析——基于江西省1077戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].中國農(nóng)村觀察，2012 （4）：29-36.

[6] 王舒娟， 張兵. 農(nóng)戶出售秸稈決策行為研究——基于江蘇省農(nóng)戶數(shù)據(jù)[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題， 2012， （6）.

[7] Sugiura K， Yamatani S， Watahara M， et al. Ecofeed， animal feed produced from recycled food waste.[J]. Veterinaria Italiana， 2009， 45（3）：397-404.

[8] 李大勝， 李琴. 農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)戶收入差距的影響機理及實證研究[J]. 復(fù)印報刊資料：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟導(dǎo)刊， 2007（3）：124-128.

[9] 李海明. 農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇的影響因素研究[J]. 商場現(xiàn)代化， 2007（22）：239-240.

[10] 常向陽， 姚華鋒. 農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇影響因素的實證分析[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2005（10）：36-41.

[11] zay S， Ceylan S， Kü？ükada K. Biochemical production from agricultural waste[J]. New Biotechnology， 2012， 29：S62-S63.