朱 萌，齊振宏①，鄔蘭婭，王新華，汪普慶，何慧芹，3

(1.華中農業(yè)大學經濟管理學院，湖北 武漢 430070；2.武漢輕工大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430023；3.海南大學經濟與管理學院，海南 ?？?570228)

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種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為的影響
——基于蘇南微觀數(shù)據(jù)的分析

朱 萌1，齊振宏1①，鄔蘭婭1，王新華2，汪普慶2，何慧芹1，3

(1.華中農業(yè)大學經濟管理學院，湖北 武漢 430070；2.武漢輕工大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430023；3.海南大學經濟與管理學院，海南 ?？?570228)

為提高種稻大戶環(huán)境友好型技術采用率，在對蘇南395戶種稻大戶進行實地調查的基礎上，運用二元Probit模型實證分析種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為的影響。結果表明，種稻大戶資源稟賦影響其環(huán)境友好型技術采用行為。在反映人力資本資源的變量中，戶主年齡顯著負向影響其環(huán)境友好型技術采用行為；在反映社會經濟資源的變量中，是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入和非農收入比例對其采用環(huán)境友好型技術有顯著影響，是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入的影響方向為正向，非農收入比例的影響方向為負向；在反映信息資源的變量中，技術信息獲取渠道種類對其環(huán)境友好型技術采用行為有顯著的正向影響。在此基礎上，提出將戶主年輕的種稻大戶作為環(huán)境友好型技術的先行推廣目標，促進種稻大戶積極參與農民專業(yè)合作社，增加種稻大戶的家庭農業(yè)總收入，拓寬和豐富種稻大戶農業(yè)技術信息獲取渠道等政策建議。

種稻大戶;資源稟賦;環(huán)境友好型技術;技術采用行為;蘇南

伴隨著我國城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進程的推進,農業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的矛盾日益突出[1-2]。中國農業(yè)走環(huán)境友好型發(fā)展道路十分必要。發(fā)展環(huán)境友好型農業(yè),仰仗更多農戶接受并采用環(huán)境友好型農業(yè)技術[1]。因此,深入研究農戶環(huán)境友好型農業(yè)技術采用行為的關鍵影響因素,并提出切實可行的政策建議,對我國創(chuàng)新環(huán)境友好型農業(yè)技術推廣工作具有十分重要的意義[3]。

國內外學者們對農戶環(huán)境友好型農業(yè)技術采用行為的影響因素進行了大量且較為深入的研究,取得了豐碩的研究成果。FEDER等[4]提出農戶戶主受教育程度越高,其越有可能采用環(huán)境友好型農業(yè)技術。THANGATA等[5]認為,農戶戶主年齡與其測土配方施肥技術采用行為呈負相關關系。車曉皓[6]通過實證研究得出,農戶測土配方施肥技術采用行為受到戶主年齡、耕地面積、是否接受過技術培訓、技術信息獲取渠道種類及農業(yè)收入比例的影響。張成玉[7]基于微觀調查數(shù)據(jù)研究農戶測土配方施肥技術采用行為的影響因素,研究結果表明戶主年齡、戶主文化程度、家庭農業(yè)總收入、農業(yè)收入在整個家庭收入中的比例、是否得到施肥建議卡和肥料價格是主要影響因素。韓會平[8]認為影響農戶采用測土配方施肥技術的關鍵因素包括戶主性別、戶主年齡、耕地面積、是否接受技術培訓、家庭收入及農業(yè)勞動力。劉戰(zhàn)平等[9]研究認為,農戶戶主年齡、戶主受教育程度、戶主健康狀況、非農收入比例及專業(yè)合作組織均會影響農戶采用環(huán)境友好型技術。褚彩虹等[10]運用太湖流域農戶的調查數(shù)據(jù),實證研究該地區(qū)農戶環(huán)境友好型技術采用行為的主要影響因素,研究結果顯示,農戶采用該種技術的行為受戶主年齡、戶主受教育程度、是否參加農民專業(yè)合作社、農業(yè)技術培訓經歷、非農收入比例以及耕地規(guī)模的影響。羅小娟等[11]運用水稻生產農戶的微觀調查數(shù)據(jù),研究影響其采用環(huán)境友好型技術的因素,得到的研究結論是農戶全家人口數(shù)和戶主受教育水平顯著負向影響其采用該種技術。已有結論為筆者的研究奠定了良好的基礎,但是關于農戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為影響的實證研究較少,有關種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型農業(yè)技術采用行為影響的實證研究幾乎是空白,并且與普通農戶相比,種稻大戶這一新型農業(yè)經營主體更傾向于采用農業(yè)新技術[12]。鑒于此,在已有研究成果的基礎上,將種稻大戶(該研究中的種稻大戶指水稻種植面積3.33 hm2以上的農戶)作為研究對象,利用江蘇省南部395戶種稻大戶的實地調研數(shù)據(jù),建立二元Probit離散選擇模型,實證分析種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為的影響,以期進一步拓展及完善已有研究,并為促進環(huán)境友好型農業(yè)技術推廣應用或擴散提供可借鑒的政策建議。

1 概念界定與研究假設

1.1 概念界定

農戶資源稟賦指農戶家庭成員和整個家庭所擁有的資源及能力,這些資源和能力有些是天然所有的,有些是后天所獲得的,具體包括農戶家庭成員的受教育水平、年齡、性格特征、經歷、地理位置、社會網(wǎng)絡、信息資源、經營規(guī)模、經濟狀況、經濟和社會環(huán)境等[13]。此外,還有學者對農戶資源稟賦進行了界定,認為其包括自然資源如種植面積、市場距離,勞動力資源如家庭勞動力人數(shù)、家庭勞動力年齡、務農人數(shù)比例,人力資本資源如決策者性別、年齡、教育年限、健康狀況,人際網(wǎng)絡資源如種植同一品種的親朋好友人數(shù),社會經濟資源如有無加入專業(yè)合作組織、農業(yè)經營收入、種糧收入占比、非農收入占比[14-17]。結合課題組在江蘇省蘇州市、無錫市的實際調查情況,將種稻大戶資源稟賦界定為人力資本資源(如戶主受教育程度、戶主年齡、戶主性別、戶主健康狀況)、社會經濟資源(如是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入、非農收入比例)、自然資源(如種植面積)、勞動力資源(如全家人口數(shù)、務農人口數(shù))以及信息資源(如技術信息獲取渠道種類)。

環(huán)境友好型技術是現(xiàn)代農業(yè)技術的綜合,包括農產品安全生產技術、有機肥料技術、生物防控技術、節(jié)水灌溉技術、測土配方施肥技術、生物能源技術、機插秧技術、拋秧技術、污染治理技術、信息技術等,其實質是一種農業(yè)技術發(fā)展理念和農業(yè)技術體系,其指導思想是經濟發(fā)展與資源環(huán)境的持續(xù)承受能力相適應,環(huán)境友好型技術既能滿足當代人在農業(yè)生產發(fā)展過程中產生的資源與環(huán)境需求,又不影響后代的資源與環(huán)境需求[6,18]。此外,結合課題組對江蘇省蘇州市、無錫市種稻大戶的調查,將環(huán)境友好型技術分為有機肥技術、測土配方施肥技術、機插秧技術和拋秧技術。

1.2 研究假設

1.2.1 人力資本資源的影響

戶主受教育程度越高,其越有可能采用環(huán)境友好型農業(yè)技術[19]。有機肥這一環(huán)境友好型技術的技術知識含量相對較高,農戶戶主的受教育程度越高,其越能明白這一技術在種植蔬菜中所發(fā)揮的積極作用,越傾向于采用這一新技術[20]。與受教育程度較低的農戶戶主相比,受教育程度較高的戶主更容易參與非農就業(yè),其采用測土配方施肥技術的機會成本相應提高,因此,不愿意采用此種農業(yè)新技術[11]。羅巒等[21]對水稻種植戶農業(yè)技術采用行為偏好及其影響因素進行實證研究后提出,水稻種植戶戶主年齡越大,其對環(huán)保型農業(yè)技術越偏好;而THANGATA等[5]的研究結論是,隨著農戶戶主年齡的增長,其對測土配方施肥技術的興趣逐漸降低。一般而言,與女性戶主相比,男性戶主的風險接受能力更強,掌握的農作知識也更多,在采用環(huán)境友好型等農業(yè)新技術方面,他們會更加積極[8],但男性的環(huán)保認知程度較低[22]。劉戰(zhàn)平等[9]利用農村實地調查數(shù)據(jù)對影響農戶采用環(huán)境友好型農業(yè)技術的關鍵因素進行研究后認為,戶主身體越健康,其采用該技術的概率越大?；诖?提出假設1:人力資本資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為。戶主受教育水平、年齡、性別的影響方向不明確;戶主健康狀況的預期影響為正。

1.2.2 社會經濟資源的影響

與不參加合作社的農戶相比,參加合作社的農戶更傾向于采用有機肥這一環(huán)境友好型技術[20]。還有學者認為參加農民專業(yè)合作社的農戶采用環(huán)境友好型技術的積極性更高[21]。張成玉[7]認為,家庭農業(yè)總收入顯著正向影響農戶采用測土配方施肥技術,即隨著家庭農業(yè)總收入的增加,農戶采用此種農業(yè)新技術的概率越來越大。關于家庭年收入對農戶環(huán)境友好型技術采用行為的影響,畢茜等[2]認為農戶的家庭年收入水平越高,其經濟狀況越好,抗風險的能力也越強,越可能嘗試親環(huán)境農業(yè)技術并承擔此種技術采用可能帶來的風險。農戶家庭年收入越高,其嘗試具有一定風險性新事物的概率越大[23]。韓會平[8]研究農戶環(huán)境友好型技術采用行為的影響因素后認為,非農收入比例與農戶環(huán)境友好型技術采用行為呈負相關關系,即非農收入比例越高,農戶采用環(huán)境友好型技術的積極性越低?；诖?提出假設2:社會經濟資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為。是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入的預期影響為正,非農收入比例的預期影響為負。

1.2.3 自然資源的影響

關于耕地面積對農戶采用環(huán)境友好型技術的影響,國內外學者通過進行大量的實證研究提出了各自的觀點。韓洪云等[24]利用山東省棗莊市薛城區(qū)農戶的實地調查數(shù)據(jù),分析影響其采用測土配方施肥技術的主要因素,認為農戶耕地面積與其完全采用測土配方施肥技術行為呈顯著正相關。褚彩虹等[10]認為,農戶的耕地規(guī)模越大,其采用測土配方施肥這一環(huán)境友好型技術所帶來的益處越明顯,因此,越樂意采用此種農業(yè)新技術。楊泳冰等[25]提出,農戶對商品有機肥這一環(huán)境友好型技術的采用行為受其耕地規(guī)模的顯著正向影響。國外代表性學者的觀點是農戶耕地面積會影響其農業(yè)新技術采用行為[26]?；诖?提出假設3:自然資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為。耕地面積的影響方向不明確。

1.2.4 勞動力資源的影響

有學者研究發(fā)現(xiàn),在其他條件一定的情況下,農戶全家人口越多,家庭規(guī)模越大,越愿意采用農業(yè)先進技術[27]。還有學者研究發(fā)現(xiàn),在其他條件不變的情況下,人口數(shù)量較多的家庭保證糧食產量的壓力比較大,不會輕易采用環(huán)境友好型農業(yè)新技術[28-29]。農戶全家人口數(shù)負向影響其采用環(huán)境友好型技術,原因是農戶全家人口越多,其家庭消費支出越高,用于農業(yè)新技術的支出越少,采用環(huán)境友好型技術的概率越小[18]。車曉皓[6]進行研究后得出,一般情況下,農戶家庭務農人數(shù)越多,其采用機插秧技術的可能性越小,但是采用測土配方施肥技術的可能性越大?；诖?提出假設4:勞動力資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為。全家人口數(shù)、務農人口數(shù)的影響方向不明確。

1.2.5 信息資源的影響

關于農業(yè)技術信息獲取渠道種類對農戶采用環(huán)境友好型技術的影響,學者們進行了大量研究。楊泳冰等[25]利用江蘇省南通市228戶農戶的調研數(shù)據(jù)進行實證研究,結果表明農戶技術信息獲取渠道種類越多,其越可能使用商品有機肥這一環(huán)境友好型技術。基于此,提出假設5:信息資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為。技術信息獲取渠道種類的預期影響為正。

根據(jù)上述研究假設,建立種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為影響的研究假設模型框架(圖1)。

2 數(shù)據(jù)來源及樣本描述

2.1 數(shù)據(jù)來源

實證研究數(shù)據(jù)來源于課題組于2013年7月對江蘇省蘇州市、無錫市種稻大戶戶主進行的入戶面對面深度訪談和問卷調查。為保證調查的種稻大戶具有一定的代表性,課題組選取種稻大戶數(shù)量比較多且分布比較集中的蘇州市、無錫市作為調查點。調查樣本選取方式為:首先在每個調查市中隨機抽取4～5個鄉(xiāng)鎮(zhèn),然后在每個調查鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機抽取4～5個行政村,最后在每個行政村中隨機抽取 5～6個種稻大戶。調研一共獲得412份種稻大戶問卷,經整理并剔除掉17份存在邏輯錯誤或部分數(shù)據(jù)嚴重缺失的調查問卷后,實際共獲得395戶有效問卷,有效問卷率為95.87%。

圖1 種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為影響的研究假設模型框架

2.2 樣本基本特征分析

樣本種稻大戶基本特征如下:從受教育程度來看,77.7%的種稻大戶戶主接受過初中及以上水平的教育,說明種稻大戶整體受教育程度較高。戶主平均年齡為45.362歲,標準差為7.847;79.5%的戶主年齡位于50歲及以下,這體現(xiàn)出種稻大戶年輕化現(xiàn)象普遍。在性別方面,女性戶主只占7.6%,反映了種稻大戶呈現(xiàn)男性化趨勢。從被調查者的健康狀況來看,比較差和非常差的戶主占88.4%,這說明只有少數(shù)種稻大戶的身體素質比較好。從家庭農業(yè)總收入來看,2012年種稻大戶家庭農業(yè)總收入的均值是18.060萬元,標準差是 26.735萬元。從家庭年收入來看,2012年家庭年收入的均值是 26.748萬元,標準差是35.228萬元。在非農收入比例方面,2012年非農收入占家庭總收入比例的均值為0.300,標準差為0.295,這反映了種稻大戶主要以農業(yè)作為整個家庭的收入來源。在耕地面積方面,種稻大戶2012年平均耕種農田面積是12.34 hm2,這表明種稻大戶向規(guī)?；较虬l(fā)展。所有樣本中只有19.0%的種稻大戶尚未參加農民專業(yè)合作社,這反映大部分種稻大戶參與農民專業(yè)合作社的積極性較高。農業(yè)技術信息獲取渠道種類的均值為 1.539,標準差為0.837,這意味著種稻大戶獲取農業(yè)技術信息的渠道還不是很廣泛。

3 模型構建及變量說明

3.1 模型構建

種稻大戶是否采用環(huán)境友好型技術是二分類變量,常用Logit和Probit等離散選擇模型分析此類問題[23]。Logit模型使用最廣泛,但存在不能表示暗含成比例的替代形式以及隨機口味的變化等局限性[30]。Probit模型能夠避免這些局限,在分析基于主體效用最大化原則的選擇行為時通常采用該模型[31]。基于以上原因,選擇運用二元Probit模型研究種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為的影響。

假設種稻大戶對環(huán)境友好型技術采用與否的選擇行為是相互獨立的,構建以下模型:

Y*=βX+ε,

(1)

(2)

式(1)～(2)中,Y*為觀測不到的變量或潛變量;X為隨機向量;ε為隨機擾動項;β為Probit模型中的參數(shù)；Y=1代表種稻大戶采用環(huán)境友好型技術,即采用有機肥技術、測土配方施肥技術、機插秧技術、拋秧技術中的一種或幾種技術;Y=0代表種稻大戶尚未采用環(huán)境友好型技術,即對以上4種技術均未采用。則種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的二元Probit模型可以表示為

(3)

式(3)中,p為種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為;Φ為標準正態(tài)累積分布函數(shù);x為影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的各因素。

3.2 變量說明及描述性統(tǒng)計分析

影響種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的解釋變量為包括人力資本資源、社會經濟資源、自然資源、勞動力資源和信息資源在內的5類變量,這5類變量一共包括12個具體可測度的變量,各變量的說明及描述性統(tǒng)計分析結果見表1。

4 模型估計結果與分析

4.1 模型估計結果

要保證回歸結果有效,則自變量間不能存在多重共線性。運用多重共線性診斷法,首先,將戶主受教育程度作為因變量,其他變量作為自變量,采用Enter法作回歸分析;然后,依次選用年齡、性別、健康狀況、是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入、非農收入比例、耕地面積等11個變量作為因變量重復以上運行過程。綜合全部回歸結果來看,方差膨脹因子(VIF)都小于10,說明各自變量之間不存在多重共線性,適宜進行回歸分析。多重共線性檢驗通過后,對蘇南種稻大戶微觀數(shù)據(jù)進行二元Probit回歸分析,回歸結果如表2所示。Probit模型的卡方檢驗統(tǒng)計量為44.95,對應P值為0.000 0,說明模型的有效性十分顯著。準R2為0.176 5,敏感性為99.44%,特異性為7.69%,正確預測比例為90.38%,說明模型擬合效果較好。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計分析結果

Table 1 Variable definitions and their descriptive statistics

變量名稱 測量及賦值均值標準差預期方向環(huán)境友好型技術采用未采用=0;采用=10.9010.299人力資本資源 戶主受教育程度未讀書=0;小學=6;初中=9;高中及中專=12;大專及以上=159.2132.712+/- 戶主年齡年齡45.3627.847+/- 戶主性別女=0;男=10.9240.265+/- 戶主健康狀況非常差=1;比較差=2;一般=3;健康=4;很健康=51.7770.680+社會經濟資源 是否參加農民專業(yè)合作社未參加=0;參加=10.8100.393+ 家庭農業(yè)總收入2012年家庭農業(yè)總收入(萬元)18.06026.753+ 家庭年收入2012年家庭年收入(萬元)26.74835.228+ 非農收入比例2012年非農收入占家庭總收入比例(%)0.3000.295-自然資源 耕地面積2012年耕種農田面積(畝)185.066213.831+/-勞動力資源 全家人口數(shù)家庭實際人口數(shù)4.3371.203+/- 務農人口數(shù)家庭從事農業(yè)生產的勞動力數(shù)2.2340.842+/-信息資源 技術信息獲取渠道種類渠道種類1.5390.837+

“+”和“-”分別表示自變量對因變量產生正向和負向影響,“+/-”表示自變量對因變量產生正向或負向影響。

表2 實證回歸結果

Table 2 Empirical regression of the data

變量 Probit回歸(MLE)系數(shù)邊際效應Logistic系數(shù)(MLE)LPM系數(shù)(OLS)戶主受教育程度-0.0154-0.0017-0.0298-0.0004戶主年齡-0.0563***-0.0061-0.1029***-0.0085***戶主性別0.13280.01580.1967-0.0110戶主健康狀況0.01410.00150.02850.0065家庭農業(yè)總收入0.0428**0.00470.0839**0.0017*家庭年收入0.0537***0.00580.0980***0.0028**非農收入比例-1.6563***-0.1797-3.0160***-0.2339***種植面積-0.0007-0.0001-0.0012-0.0002全家人口數(shù)0.01710.00190.04710.0169務農人口數(shù)0.00050.00010.0005-0.0098是否參加農民專業(yè)合作社0.1262*0.01460.2398*0.0049*技術信息獲取渠道種類0.0857*0.00930.1955*0.0054*

*、**、***分別表示自變量在10%、5%、1%水平上顯著。MLE為最大似然法,OLS為最小二乘法。

為了對模型回歸結果的穩(wěn)健性進行檢驗,建立Logistic模型、LPM模型進行回歸,所采用的自變量與因變量都與Probit模型相同,從回歸結果來看,在顯著性和影響方向這2個方面,Logistic模型、LPM模型與Probit模型的估計結果基本一致,因此,可以判斷回歸結果具有穩(wěn)健性。

4.2 各種資源對環(huán)境友好型技術采用行為的影響分析

4.2.1 人力資本資源的影響

回歸結果顯示,種稻大戶戶主年齡的回歸系數(shù)為-0.056 3,且通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,年齡對種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的邊際效應達到-0.006 1,這表明戶主年齡較小的種稻大戶更傾向于接受環(huán)境友好型技術。統(tǒng)計分析結果也顯示,在戶主年齡為30歲以下、30至40歲、41至50歲、50歲以上的被調查種稻大戶中,采用環(huán)境友好型技術的種稻大戶所占比例分別是100%、98.15%、91.04%和76.54%。這是因為,一般而言,年紀大的人從事農業(yè)生產的時間比較長,積累的農業(yè)生產經驗比較豐富,改變自己的行為比較困難,接受農業(yè)新型技術可能性比較小,而年紀小的人從事農業(yè)生產的時間比較短,積累的農業(yè)生產經驗比較少,行為改變較容易,接受農業(yè)新技術的可能性比較大。

戶主受教育程度對種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的影響不顯著,在蘇南的實際調查中發(fā)現(xiàn),種稻大戶是既追求經濟效益又追求生態(tài)效益最大化的理性農民,他們對環(huán)境友好型技術重要性的認知沒有因為戶主受教育程度的不同而產生比較明顯的差異,因此,其對該新型農業(yè)技術的采用意愿差異不大。戶主性別對種稻大戶采用環(huán)境友好型技術也沒有產生顯著影響,原因可能是近年來女性農民工在城鎮(zhèn)就業(yè)的機會逐漸增多,全家向城鎮(zhèn)流動的農民工在農村外流勞動力中所占比例逐漸增大,性別對留守農民如種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的影響大幅度降低。此外,種稻大戶環(huán)境友好型技術采用意愿尚未受到戶主健康狀況的影響,其原因有待于深入研究。

4.2.2 社會經濟資源的影響

回歸結果顯示,種稻大戶是否參加農民專業(yè)合作社的回歸系數(shù)為0.126 2,且通過了10%水平的顯著性檢驗,邊際效應是0.014 6,說明參加農民專業(yè)合作社的種稻大戶比不參加農民專業(yè)合作社的種稻大戶更能促進環(huán)境友好型技術的采用和推廣。調查統(tǒng)計結果也印證了這一點,在參加農民專業(yè)合作社的種稻大戶中,對環(huán)境友好型技術有采用意愿的種稻大戶所占比例為89.4%,而在尚未參加農民專業(yè)合作社的種稻大戶中,這一比例為86.3%。這是因為種稻大戶若為農民專業(yè)合作社的成員,其不僅會擁有更為寬廣的關系網(wǎng)絡和信息資源,而且能享受到農民專業(yè)合作社提供的各種服務如技術服務。

種稻大戶家庭農業(yè)總收入的回歸系數(shù)為0.042 8,且達到5%顯著水平,家庭農業(yè)總收入每增加1萬元,種稻大戶采用環(huán)境友好型技術的概率增加0.47百分點,意味著種稻大戶的家庭農業(yè)總收入越高,其越傾向于采用環(huán)境友好型技術。調查統(tǒng)計結果也印證了這一點,家庭農業(yè)總收入由20萬元以下提升到40萬元以上時,種稻大戶中采用環(huán)境友好型技術的人所占比例由87.4%提高到97.1%?？赡艿慕忉屖?種稻大戶是有限理性經濟人,他們會根據(jù)家庭農業(yè)總收入的多少來決定是否對農業(yè)進行投入以及對農業(yè)投入多少,其家庭農業(yè)總收入越高,對農業(yè)進行投入的概率越大,采用環(huán)境友好型技術可能性越大。

種稻大戶家庭年收入的估計系數(shù)為0.053 7,且通過了1%水平的顯著性檢驗,邊際效應是0.005 8,說明家庭年收入越高的種稻大戶更愿意采用環(huán)境友好型技術。調查結果也顯示,家庭年收入由30萬以下提高到90萬以上時,種稻大戶中采用環(huán)境友好型技術的人所占比例由87.2%上升到100%,上升幅度為12.8百分點。這是因為種稻大戶的家庭年收入越高,他們對制定有利于提高家庭年收入農業(yè)政策的農業(yè)相關部門越信任,在信任感的驅動下十分愿意采用農業(yè)相關部門大力宣傳推廣的環(huán)境友好型等農業(yè)新型技術。

種稻大戶非農收入比例的回歸系數(shù)是-1.656 3,且達到了1%顯著水平,非農收入比例對其環(huán)境友好型技術采用行為的邊際效應達-0.179 7,說明非農收入比例越高的種稻大戶越不會積極采用環(huán)境友好型技術。調查也表明,當非農收入比例由20%以下提高到60%以上時,種稻大戶中采用環(huán)境友好型技術的人所占比例由93.2%下降到75.4%,下降幅度為17.8%。一般來說,種稻大戶的非農收入比例越高,他們對非農業(yè)的依賴性越高,將大部分時間用于非農業(yè)方面,用于了解農業(yè)先進技術方面信息的時間非常少,不能深入了解農業(yè)先進技術的優(yōu)點及其應用價值,因此,對農業(yè)先進技術如環(huán)境友好型技術的采用持一種消極態(tài)度。

4.2.3 自然資源的影響

回歸結果顯示,種稻大戶耕地面積對其環(huán)境友好型技術采用行為不具有顯著影響,其原因有待進一步研究。

4.2.4 勞動力資源的影響

全家人口數(shù)對種稻大戶采用環(huán)境友好型技術的影響不顯著。在蘇南的實際調查中發(fā)現(xiàn),種稻大戶對當前農業(yè)生產與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾有一種比較清楚的認識,不管全家人口多還是少,家庭生活負擔大還是小,他們都會拿出一部分家庭收入對環(huán)境友好型技術進行投資。務農人口數(shù)變量也沒有通過顯著性檢驗,可能的原因是,在蘇南的實際調查中發(fā)現(xiàn),環(huán)境友好型技術在該地區(qū)是一種比較常見的現(xiàn)代農業(yè)技術,種稻大戶對此種技術的采用意愿沒有因為在家務農人口數(shù)的不同而表現(xiàn)出比較大的差異。

4.2.5 信息資源的影響

種稻大戶技術信息獲取渠道種類的估計系數(shù)是0.085 7,且達到10%顯著水平,技術信息獲取渠道種類對種稻大戶環(huán)境友好型技術采用行為的邊際效應達0.009 3,表明技術信息獲取渠道種類越多的種稻大戶采用環(huán)境友好型技術的概率越大。調查統(tǒng)計結果也印證了這一點,在技術信息獲取渠道種類為2種及以下、3～5種、6種及以上的種稻大戶中,采用環(huán)境友好型技術的人所占比例分別是89.3%、95.8%、100%。種稻大戶農業(yè)技術信息獲取渠道種類越多,其獲取農業(yè)技術信息的渠道就越廣,越有利于他們對農業(yè)技術進行多方位的了解,促進其采用新型農業(yè)技術。

5 研究結論

在對蘇南395戶種稻大戶進行實地調查的基礎上,運用二元Probit模型,實證分析種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術采用行為的影響。研究結果表明,種稻大戶資源稟賦影響其環(huán)境友好型技術采用行為。在反映人力資本資源的變量中,戶主年齡顯著負向影響其環(huán)境友好型技術采用行為;在反映社會經濟資源的變量中,是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入和非農收入比例對其采用環(huán)境友好型技術有顯著影響,是否參加農民專業(yè)合作社、家庭農業(yè)總收入、家庭年收入的影響方向為正向,非農收入比例的影響方向為負向;在反映信息資源的變量中,技術信息獲取渠道種類對其環(huán)境友好型技術采用行為有顯著正向影響。

6 政策建議

(1)戶主年輕的種稻大戶環(huán)境友好型技術采用意愿更強,因此,農業(yè)相關部門和技術推廣人員在進行環(huán)境友好型技術的宣傳和推廣時應將戶主年輕的種稻大戶作為先行推廣目標。

(2)促進種稻大戶積極參與農民專業(yè)合作社,具體途徑包括:利用各種形式的宣傳,強化種稻大戶對農民專業(yè)合作社的了解和認識,使其認識到參加農民專業(yè)合作社會給自己帶來好處;合作社應給已入社的種稻大戶提供多元化的、高質量的服務,盡量滿足他們的實際需求,提高他們對合作社的滿意度,進而利用良好的口碑效應爭取更廣泛的種稻大戶入社;進一步規(guī)范農民專業(yè)合作社的制度安排,如規(guī)范合作社的財務制度,強調社員所有、社員控制、社員受益,吸引更多種稻大戶參與合作社。

(3)增加種稻大戶的家庭農業(yè)總收入。通過解決農業(yè)基礎設施建設投入不足加快農業(yè)基礎設施建設;加大政府對農村信貸的支持力度,加快農村金融體制的改革步伐,確保農村金融發(fā)展;健全農業(yè)保險體系,鼓勵商業(yè)保險公司開發(fā)農業(yè)保險業(yè)務,建立農業(yè)再保險機制,壯大農業(yè)保險規(guī)模;建立并完善農業(yè)生產補貼制度等措施提高種稻大戶家庭農業(yè)總收入。

(4)拓寬和豐富種稻大戶農業(yè)技術信息獲取渠道,如加強農業(yè)技術信息傳播的基礎設施建設;根據(jù)調查當?shù)氐膶嶋H情況,開發(fā)符合當?shù)靥厣冶容^實用的技術信息獲取渠道;重視基層組織傳播渠道建設等。

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(責任編輯： 許 素)

Influence of Natural Endowment of Scaled Rice Farms in Resource on Their Environment-Friendly Technology Adoption Behavior： Based on Analysis of Micro Data of South Jiangsu.

ZHU Meng1， QI Zhen-hong1， WU Lan-ya1， WANG Xin-hua2， WANG Pu-qing2， HE Hui-qin1,3

(1.College of Economics and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan 430070， China;2.School of Economics and Management， Wuhan Polytechnic University， Wuhan 430023， China;3.College of Economics and Management, Hainan University, Haikou 570228, China)

To encourage scaled rice farms to adopt environment-friendly technology,influences of natural endowment in resources of scaled rice farms on their environment-friendly technology adoption behavior were empirically analyzed using the bivariate Probit model on the basis of the field investigation of 395 scaled rice farms in South Jiangsu. Results show that the endowment did influence the farms′ behavior in adopting environment-friendly technology. Among the variables reflecting human and capital resource, age of a farmer was a factor that negatively affected his/her behavior. Among the variables reflecting social and economic resource, whether or not having joined in a farmers′ professional cooperative, total agricultural income of a household, annual household income and proportion of non-agricultural income were all factors that might influence the behavior of a household. The influences of the first three factors were often positive, while that of the last was negative. And among the variables reflecting information resources, acquisition channel and type of technical information is a positive factor. Based on all these findings, it is recommended to set young farmers as target for extrapolation of environment-friendly technology, encourage them to take an active part in farmers′ professional cooperatives, increase their agricultural income and broadening and enriching their access to information of agricultural technology.

scaled rice farm;natural endowment in resources;environment-friendly technology;technology adoption behavior;South Jiangsu

2015-11-30

國家社會科學基金重點項目(14AZD002，11AZD107);“十二五”國家科技支撐計劃(2012BAD04B12);比爾·梅琳達蓋茨基金(51587-3);中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項(2012MBDX001);湖北省人民政府智力成果采購項目(HBZC-2012-06)；海南省自然科學基金(20157252)

F307.1；X24

A

1673-4831(2016)05-0735-08

10.11934/j.issn.1673-4831.2016.05.008

朱萌(1989—),女,湖北荊門人,博士生,主要從事農業(yè)技術經濟研究。E-mail: 827815513@qq.com

① 通信作者E-mail: qizhh@mail.hzau.edu.cn