朱菊隱，李 嘉

（南京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，南京210037）

黨的十九大報告中提出要推進綠色發(fā)展，加強農(nóng)業(yè)面源污染防治。2019年中央一號文件也明確指出要以強化高質(zhì)量綠色發(fā)展為導向，實現(xiàn)化肥農(nóng)藥使用量負增長。而農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的主體，其技術(shù)采用行為不僅對各生產(chǎn)要素的需求和配置產(chǎn)生一定作用，還顯著影響農(nóng)村生態(tài)環(huán)境。但在實際推廣過程中，農(nóng)戶采納行為存在較大差異從而影響了推廣效果。因此研究農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的影響因素，能為環(huán)境友好型技術(shù)的合理利用和推廣提供依據(jù)，對于農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境污染治理和推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

當前國內(nèi)外對于農(nóng)戶采納環(huán)境友好型技術(shù)行為的研究主要有兩個方面：一是將農(nóng)戶采納技術(shù)與否作為二元變量，即“采納”或“不采納”；二是在上述基礎(chǔ)上增加“部分采納”變量，將農(nóng)戶對新技術(shù)的采納視為一個漸進的過程[1]；國內(nèi)學者主要采用前者，普遍從農(nóng)戶效用最大化的角度，圍繞農(nóng)戶采納意愿、社會服務(wù)、技術(shù)需求、信息獲取、環(huán)境影響[2]等因素展開研究，另有研究認為農(nóng)戶分化和經(jīng)營規(guī)模也會對技術(shù)采納產(chǎn)生影響。此外國外學者還從網(wǎng)絡(luò)利用、農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)、風險考慮、制度[3]等角度，研究農(nóng)戶技術(shù)采納強度及其影響因素，從而解釋農(nóng)戶采納新技術(shù)的不完全性。但已有研究主要是單獨對農(nóng)戶某一種環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為進行針對性的分析，尚未對各種技術(shù)采納因素進行系統(tǒng)性分析，因此本研究將環(huán)境友好型技術(shù)作為一個總體，對農(nóng)戶的采納行為進行研究；另外除了從社會經(jīng)濟因素考察農(nóng)戶的技術(shù)采納行為，本研究將引入新技術(shù)認知特征因素對農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采納的影響。

基于以上問題，本研究將以安徽省和縣為案例從環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的微觀個體農(nóng)戶入手，對農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的影響因素進行研究，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的指引下提出引導農(nóng)戶采納行為的新思路，為推進農(nóng)戶對環(huán)境友好型技術(shù)的采納提供決策依據(jù)。

1 模型建立與檢驗

1.1 模型的構(gòu)建

相較于logistics回歸模型，probit模型不需要嚴格遵守“樣本獨立和不相關(guān)”的假定。本文采用Probit模型估計農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采納問題，即“采用”和“不采用”新技術(shù)的二元決策問題。假設(shè)有多個解釋變量，則可按矩陣形式定義模型為：

其中Y是觀測值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測值矩陣，β為回歸系數(shù)，μ為誤差項。這時，Probit模型表示為：

其中y為被解釋變量，表示農(nóng)戶是否存在采用環(huán)境友好型技術(shù)的概率（是=1，否=0）；Φ(·)標準累計正態(tài)分布函數(shù)，Φ(z)表示標準正態(tài)分布函數(shù)小于z的概率；x1,x2,x3,…,xn為解釋變量，即待估計的n個影響農(nóng)戶采納新技術(shù)的因素；β0為常數(shù)項，β1,β2,…,βn為回歸系數(shù)。

1.2 變量設(shè)置說明

農(nóng)戶是否采用環(huán)境友好型技術(shù)是本研究的被解釋變量。即1=“采用”；0=“不采用”。所謂環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)，并不是單一的一項技術(shù)，而是指最大限度地減弱農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負外部性的一系列可持續(xù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的總稱?？紤]到地方政策因素和地域自然稟賦因素的差異性帶來的影響，本文認為不能簡單的將各個環(huán)境友好型技術(shù)進行橫向比較。因此本研究選取以家庭為生產(chǎn)單位，有施用農(nóng)藥化肥經(jīng)驗且以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要收入來源的分散農(nóng)戶為調(diào)查對象，只要農(nóng)戶采納一種環(huán)境友好型技術(shù)即認為其有環(huán)保型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，從而考察影響農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的因素。此外，結(jié)合調(diào)研組對安徽和縣農(nóng)戶的調(diào)查，將環(huán)境友好型技術(shù)分為有機肥技術(shù)、測土配方施肥技術(shù)和病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治技術(shù)。

根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)和前人相關(guān)理論，筆者認為以下因素可能影響農(nóng)戶的環(huán)境友好型技術(shù)采用行為，是本研究的解釋變量，各類因素包含的自變量的具體定義、分類和賦值說明等見表1。

1.2.1 農(nóng)戶個人特征

對農(nóng)戶所在地、年齡、性別和文化程度三個個體特征進行研究。由于調(diào)研地點選取的三個鄉(xiāng)鎮(zhèn)存在區(qū)位差異，因而可能會對農(nóng)戶技術(shù)采納存在一定影響；從年齡來看，農(nóng)戶年紀越大，老農(nóng)觀念越根深蒂固，但也有研究表明年齡的影響并不顯著[3]；從性別看，從事農(nóng)事活動的主力是男性，因此男性可能會更為主動地改變生產(chǎn)技術(shù)的使用[4]；從文化程度來看，多數(shù)文獻認為受教育程度越高的農(nóng)戶越能認識到技術(shù)革新帶來的長期效益，從而更愿意接受和采納這些技術(shù)。

1.2.2 農(nóng)戶家庭特征

農(nóng)戶家庭特征主要選取了家庭種植面積和農(nóng)業(yè)收入比重兩個變量。首先，家庭種植面積大小影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是否存在規(guī)模效應。其次當純農(nóng)業(yè)收入較高時，農(nóng)戶才會愿意持續(xù)經(jīng)營并進行改善，同時較高的家庭農(nóng)業(yè)收入也為使用新技術(shù)提供了資金保障。

1.2.3 農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)認知特征

主要考慮了以下認知因素：農(nóng)戶接受培訓情況、農(nóng)技信息獲取情況、農(nóng)戶間交流頻繁程度和施用農(nóng)藥化肥觀念。首先農(nóng)業(yè)部門進行的培訓可以降低農(nóng)戶的學習成本；其次研究表明，有效農(nóng)業(yè)信息的獲取匱乏導致農(nóng)戶往往盲目跟種了市場已飽和的作物種類，而出現(xiàn)賣難的困境；第三，農(nóng)戶每月涉及與新技術(shù)有關(guān)的話題次數(shù)或閱讀相關(guān)文章篇數(shù)越多，越傾向于采用新技術(shù)[5]；第四，技術(shù)采納模型指出，采納一項技術(shù)，決策者的觀念和態(tài)度比主觀規(guī)范有更強的影響力[6]。

表1 解釋變量的說明和描述性統(tǒng)計分析

2 數(shù)據(jù)和回歸結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)來源

安徽省和縣農(nóng)委及有關(guān)部門始終堅持以問題為導向，以“一控、兩減、三基本”為主要目標，多年開展農(nóng)業(yè)面源污染防治工作。截至2017年底，和縣農(nóng)作物總播種面積約8.5萬hm2，主要種植的農(nóng)作物為水稻、小麥、蔬菜等。當年主要農(nóng)作物病蟲害綠色防控技術(shù)覆蓋率達41.4%，主要糧食作物水稻、小麥病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治面積覆蓋率達49.4%，農(nóng)藥利用率達38%。因此選擇這樣一個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)同質(zhì)性較強的區(qū)域作為研究對象，一方面有利于降低地區(qū)差異帶來的干擾程度，另一方面有助于更好地探索影響當?shù)剞r(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采納決策的內(nèi)在因素。

為了深入了解影響和縣農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的因素，在安徽省和縣隨機選取三個農(nóng)業(yè)大鎮(zhèn)（烏江鎮(zhèn)、歷陽鎮(zhèn)、西埠鎮(zhèn)），每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取5～10個村落作為調(diào)查抽樣地區(qū)。調(diào)查對象選取以家庭為生產(chǎn)單位，有施用農(nóng)藥化肥經(jīng)驗且以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要收入來源的分散農(nóng)戶，并進行一對一訪談答卷。本次共調(diào)查161戶農(nóng)戶，收回有效問卷159份。

2.2 描述性統(tǒng)計分析

2.2.1 農(nóng)戶個人特征

在全部樣本中，烏江鎮(zhèn)的戶主最多，占總體的40.25%，歷陽鎮(zhèn)戶主最少，僅占27.67%；從性別上看，農(nóng)戶中男性比女性比例高出53.46%；從年齡上看，50歲及以上的戶數(shù)占總體的69.2%；從受教育程度上，高中及以上學歷占比僅29.6%，可見和縣存在農(nóng)業(yè)從業(yè)人員老齡化和低教育水平。

2.2.2 農(nóng)戶家庭特征

從家庭種植面積上看，0.667 hm2以上約占60%，樣本家庭中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入占比均值約為69.00%，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)呈現(xiàn)初步規(guī)?；?，農(nóng)業(yè)仍是主要收入來源。

2.2.3 農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)認知特征

從接受培訓情況來看，有約52%的農(nóng)戶接受過環(huán)境友好型技術(shù)的培訓，但標準差為0.57較高，說明農(nóng)戶培訓的實際效果并不理想；從農(nóng)戶獲取信息的難易程度來看，認為獲取信息非常困難的農(nóng)戶僅有8.18%，而認為獲取信息較為容易的農(nóng)戶最多，占28.93%。感到獲取信息非常容易的農(nóng)戶占25.79%，較為困難的農(nóng)戶占21.38%，認為獲取難易程度一般的占15.72%，從施肥觀念來看，支持“多施多收”觀念的農(nóng)戶占總體的51.57%，說明大多數(shù)農(nóng)戶都堅持傳統(tǒng)的施肥觀念；從農(nóng)戶間交流頻繁程度來看，僅有6.3%的農(nóng)戶平時沒有交流，而交流程度頻繁程度一般及以上的農(nóng)戶約占70%?？梢姰?shù)剞r(nóng)戶之間的信息交流較為頻繁，可能為新技術(shù)的推廣和采納提供了有利的條件。

2.2.4 環(huán)境友好型技術(shù)采納情況

在159戶調(diào)查樣本中，使用環(huán)境友好型技術(shù)的農(nóng)戶有70戶，占44.02%。其中使用測土配方施肥技術(shù)的農(nóng)戶僅為22.0%，使用病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治技術(shù)的農(nóng)戶占10.1%，而使用有機肥的農(nóng)戶較多，約占47.8%。

2.3 回歸結(jié)果

本研究運用stata14.0統(tǒng)計軟件對農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進行Probit回歸分析。在數(shù)據(jù)的處理過程中，模型的聯(lián)合檢驗的顯著水平為0.000，說明該模型的自變量具有顯著解釋作用。經(jīng)多重共線性檢驗，方差膨脹因子（VIF）最大為1.29，表明模型解釋變量之間不存在多重共線性問題。進而對二元probit回歸模型進行估計，對數(shù)似然比（Loglikehood=-77.47）和偽判決系數(shù)（Pseudo R2=0.29），說明模型整體擬合優(yōu)度較好，具有統(tǒng)計學意義，模型估計結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采納行為模型估計結(jié)果

2.3.1 農(nóng)藥化肥施用觀念對農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)有顯著影響

農(nóng)藥化肥施用觀念影響因素的回歸系數(shù)為負，并在1%的置信水平上顯著。表示傳統(tǒng)的農(nóng)藥化肥施用觀念與農(nóng)戶對新技術(shù)的采納決策成負相關(guān)關(guān)系。由于技術(shù)學習的路徑依賴性，農(nóng)戶越傾向于“多施多產(chǎn)”的傳統(tǒng)施肥觀念，學習新技術(shù)的成本就越高，越不愿意新技術(shù)[1]。

2.3.2 接受培訓情況對農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)有顯著影響

接受技術(shù)培訓影響因素的回歸系數(shù)為正，并在5%的置信水平上顯著。表明技術(shù)培訓與農(nóng)戶對新技術(shù)的選擇成正相關(guān)關(guān)系，即參加過相關(guān)技術(shù)培訓的農(nóng)戶對新技術(shù)的需求比未參加過得農(nóng)戶高。這一方面表明農(nóng)戶獲得農(nóng)技信息的主要渠道是有關(guān)部門組織的技術(shù)培訓，另一方面說明農(nóng)戶選擇參與培訓這一決策能夠帶來經(jīng)濟效益的提升。這可能是信息技術(shù)獲取成本的降低，也可能是新技術(shù)實踐后帶來的產(chǎn)量或質(zhì)量的提高。

2.3.3 農(nóng)業(yè)信息獲得難易程度對農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)有顯著影響

農(nóng)業(yè)信息獲得難易程度因素的回歸系數(shù)為正，并在10%的置信水平上顯著。表示農(nóng)業(yè)信息獲取越容易，農(nóng)戶越傾向于采納新技術(shù)。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，由農(nóng)技部門提供的技術(shù)信息仍是當?shù)卦S多農(nóng)戶獲取信息的主要來源。換言之，農(nóng)戶獲取各種農(nóng)技信息的途徑越廣、越容易，那么就可以在不同來源的各種農(nóng)業(yè)信息之間進行甄別和選擇，盡可能的降低信息不對稱，從而也更容易在采用新技術(shù)的生產(chǎn)經(jīng)營活動中獲利。這將大大提高農(nóng)戶對新技術(shù)的信心，促進農(nóng)戶采納。

3 結(jié)論和對策建議

3.1 結(jié)論

在當前農(nóng)業(yè)環(huán)境污染問題日益凸顯的背景下，探討農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的影響因素，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。本研究利用安徽省和縣的實地調(diào)查數(shù)據(jù)建立二元probit模型，分析農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的影響因素。結(jié)果表明農(nóng)戶的農(nóng)藥化肥施用觀念、農(nóng)技信息獲得繁易程度和是否接受過技術(shù)培訓這三個變量對農(nóng)戶采納環(huán)境友好型技術(shù)有顯著影響，其中農(nóng)戶的農(nóng)藥化肥施用觀念變量對農(nóng)戶采納負向影響，其他兩個變量對農(nóng)戶技術(shù)采納有正向影響。

3.2 對策建議

3.2.1 深化基層農(nóng)技推廣機制改革，實現(xiàn)技術(shù)保障

首先要明確基層農(nóng)技推廣機構(gòu)是為農(nóng)技的普及應用奠定基礎(chǔ)和提供保障的直接部門。因此要選拔和培育一批新的農(nóng)技專業(yè)人員充實到農(nóng)技推廣隊伍，建立農(nóng)技人員考核常態(tài)化和專業(yè)化，杜絕“在編不在崗”、“吃糧不做事”的現(xiàn)象；其次，應加強農(nóng)技人員與農(nóng)戶的聯(lián)系，開展切實有效的幫扶活動?？紤]到農(nóng)戶的個人及社會經(jīng)濟特征，針對農(nóng)戶需求簡化或改善環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)，增強農(nóng)戶采納；第三，鼓勵開展農(nóng)技推廣方面的科學研究項目和社會服務(wù)活動，對已通過實踐檢驗、成熟可靠的技術(shù)形式予以公開和提供技術(shù)指導。

3.2.2 加強農(nóng)業(yè)信息推廣力度，提高農(nóng)戶環(huán)境友好型生產(chǎn)意識

環(huán)境友好型技術(shù)是一系列技術(shù)的總稱，內(nèi)容較多且較為復雜，通過宣傳有利于農(nóng)戶更全面的了解和掌握該技術(shù)。首先應加強農(nóng)技信息的基礎(chǔ)傳播設(shè)施建設(shè)，結(jié)合實際情況開發(fā)實用性高的農(nóng)技信息獲取渠道，結(jié)合新型職業(yè)農(nóng)民培訓、科技扶貧等來加大新技術(shù)推廣力度；其次可構(gòu)建農(nóng)戶面向農(nóng)資供銷商和相關(guān)部門的需求反饋平臺，使得農(nóng)戶獲得匹配度更高更加多元化的的服務(wù)。

3.2.3 完善農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的政策保障，提高農(nóng)戶采用新技術(shù)的積極性

完善相關(guān)政策保障措施，為農(nóng)業(yè)技術(shù)躍遷創(chuàng)造條件。一是激勵政策的多元化。對于農(nóng)業(yè)大戶，應鼓勵其進行宣傳帶動，通過輻射效應增加農(nóng)戶的積極性；對于中小農(nóng)戶，應提高技術(shù)供給的多樣性，增強小戶散戶的技術(shù)選擇，從而提升農(nóng)戶技術(shù)使用的內(nèi)在需求；二是建立技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)量創(chuàng)新的激勵和補貼機制，通過財政和信用支持增強農(nóng)戶農(nóng)業(yè)發(fā)展能力，從而進一步增強技術(shù)的采納；三是建立健全農(nóng)業(yè)保險制度。通過支出固定的保險費來轉(zhuǎn)移新技術(shù)應用帶來的可能的風險損失，以保證農(nóng)戶使用新技術(shù)的穩(wěn)定性。