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        農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離原因何在
        ——基于對(duì)黑龍江省的調(diào)查

        2021-07-03 12:32:38許佳彬王洋李翠霞
        關(guān)鍵詞:意愿化肥有機(jī)肥

        許佳彬,王洋,李翠霞,2*

        (1. 東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,黑龍江 哈爾濱 150030;2. 黑龍江省綠色食品科學(xué)研究院,黑龍江 哈爾濱 150028)

        推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,鼓勵(lì)農(nóng)戶采用有機(jī)肥替代化肥,是現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)體制下中國政府高度關(guān)注的問題。2017年在《關(guān)于創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》中指出,要繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)藥化肥“零增長”行動(dòng),加大對(duì)有機(jī)肥的推廣力度,在重點(diǎn)區(qū)域著力推廣有機(jī)肥替代化肥,全面實(shí)施測(cè)土配方施肥,強(qiáng)化病蟲害統(tǒng)防統(tǒng)治以及實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全程綠色防控。2018和2019年中央一號(hào)文件均強(qiáng)調(diào),有效解決農(nóng)業(yè)面源污染是全面建成小康社會(huì)、全面實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興的重要環(huán)節(jié),要全面開展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行動(dòng),實(shí)現(xiàn)農(nóng)藥、化肥等投入品的減量投入。雖然化肥在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、保障國家糧食安全方面做出了巨大貢獻(xiàn)[1-2],但由于化肥常年、低效的使用已經(jīng)導(dǎo)致土壤板結(jié)、水土流失、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量下降等問題日益嚴(yán)重。研究表明,有機(jī)肥因其具有養(yǎng)分充足、肥效持久穩(wěn)定的特性,并且具備有效緩解土壤板結(jié)、降低水土流失率的功效,被認(rèn)為是破解中國資源環(huán)境壓力的“先鋒軍”,可以加快實(shí)現(xiàn)化肥“零增長”和減量的目標(biāo)[3-4]。然而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中有機(jī)肥的實(shí)際施用率仍然較低,根據(jù)對(duì)農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)前正在施用有機(jī)肥的農(nóng)戶僅占15%-35%[5-6],但是農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿卻相當(dāng)高,比重接近80%,有施用意愿但沒有施用行為的農(nóng)戶占比達(dá)到63%。是什么原因?qū)е罗r(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為的不一致?厘清農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為相悖離的原因?qū)τ诟倪M(jìn)農(nóng)業(yè)投入品格局、推進(jìn)有機(jī)肥持續(xù)長久采用、最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、全面實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興具有重要意義。

        目前,關(guān)于意愿與行為的悖離,學(xué)者們?cè)诓煌I(lǐng)域內(nèi)開展了相關(guān)的研究,主要包括食品安全購 買[7-9]、糧食生產(chǎn)投資[10]、農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)[11-12]、草原流轉(zhuǎn)[13]、農(nóng)村社區(qū)小型水利設(shè)施建設(shè)[14]、農(nóng)村生活垃圾集中處理[15]等,發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶意愿與行為相悖離的因素不盡相同。同時(shí),已有部分學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為相悖離的研究,張童朝等[16]利用魯鄂冀皖四省1 372份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù),采用MOA模型實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民秸稈資源化意愿與行為相悖的原因,發(fā)現(xiàn)農(nóng)民秸稈資源化利用多表現(xiàn)為“有意愿無行為”,機(jī)會(huì)的強(qiáng)化能夠增強(qiáng)動(dòng)機(jī)和能力在農(nóng)民意愿向行為轉(zhuǎn)化中的積極效應(yīng)。楊玉蘋等[17]基于設(shè)施蔬菜農(nóng)戶的數(shù)據(jù),構(gòu)建Bivariate Probit模型,系統(tǒng)闡述農(nóng)戶生物菌肥購買意愿與行為差異的原因,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶文化程度、種植年限、對(duì)無公害、綠色、有機(jī)蔬菜了解程度等是導(dǎo)致意愿與行為不一致的原因。姜利娜和趙霞[18]基于5省863個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù),采用Bivariate Probit模型實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)戶綠色農(nóng)藥購買意愿與行為悖離的原因,發(fā)現(xiàn)距中心城市距離、對(duì)政府禁止使用農(nóng)藥的認(rèn)知、對(duì)綠色、無公害、有機(jī)產(chǎn)品的了解等是主要影響因素。郭利京和王穎[19]通過對(duì)江蘇省693戶蔬菜種植戶的深度訪談,探究農(nóng)戶生物農(nóng)藥使用意愿與行為沖突的原因及影響因素,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶生物農(nóng)藥使用存在明顯意愿與行為的悖離,這一現(xiàn)象的形成不僅僅受農(nóng)戶個(gè)人因素的影響,同時(shí)還會(huì)受到不為農(nóng)戶所控制的現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)環(huán)境因素所影響。傅新紅和宋汶庭[20]基于對(duì)四川省406戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù),分別構(gòu)建2個(gè)Logistic回歸模型研究影響農(nóng)戶生物農(nóng)藥購買意愿與行為的因素,發(fā)現(xiàn)性別、受教育程度既影響農(nóng)戶購買意愿又影響農(nóng)戶購買行為。

        綜合現(xiàn)有研究成果可以發(fā)現(xiàn),關(guān)于農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的研究甚少,特別是以黑龍江省為研究區(qū)域的文獻(xiàn)尚未發(fā)現(xiàn)。黑龍江省是農(nóng)業(yè)大省,是全國重要的糧食主產(chǎn)區(qū),截至2020年糧食產(chǎn)量連續(xù)17年穩(wěn)居全國第一,肩負(fù)維護(hù)國家糧食安全“壓艙石”的責(zé)任和使命。2018年4月,黑龍江省政府在《黑龍江省創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的實(shí)施意見》中指出,必須全面推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,2020年全省化肥施用量比2015年減少10%以上,化肥利用率達(dá)到42%,全力保障國家食物安全、資源安全和生態(tài)安全。鑒于對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理及分析存在的不足,本研究基于對(duì)黑龍江省13市47村652個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù),采用Logistic回歸模型探究農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的原因,并采用解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM)進(jìn)一步探究各影響因素之間的邏輯層次結(jié)構(gòu),為積極推行有機(jī)肥的施用提供理論支持與決策參考。

        1 理論邏輯分析

        1.1 理論分析

        作為理性經(jīng)濟(jì)人,農(nóng)戶一切生產(chǎn)活動(dòng)均以自身利益最大化為目標(biāo),這便導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身具有較強(qiáng)的外部性,如何將外部成本內(nèi)部化一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的問題。庇古指出,對(duì)于環(huán)境污染問題國家可以采取向引起污染的經(jīng)濟(jì)主體征稅的手段實(shí)現(xiàn)外部成本內(nèi)部化。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中,農(nóng)戶往往追求自身利益的最大化,而不考慮對(duì)環(huán)境的危害程度,過量施用化肥以期能提高生產(chǎn)效益。但從實(shí)際生產(chǎn)來看,40%的化肥不能被農(nóng)作物所吸收,而是直接排放到自然環(huán)境中,對(duì)土壤、水體、大氣和人體健康均帶來較強(qiáng)的負(fù)向影響,屬于典型的負(fù)外部性活動(dòng),此時(shí)邊際社會(huì)成本(MSC)大于邊際私人成本(MPC),其中的差額即為化肥過量施用對(duì)環(huán)境帶來的危害。從圖1可以發(fā)現(xiàn),在農(nóng)戶追求自身利益最大化的情形下,農(nóng)戶化肥施用均衡水平為Q1,要遠(yuǎn)高于社會(huì)要求的有效水平Q1*,多施用的化肥量(Q1-Q1*)一旦進(jìn)入自然環(huán)境中,就會(huì)打破原有農(nóng)業(yè)生態(tài)平衡,增加土壤板結(jié)率、農(nóng)業(yè)面源污染率、環(huán)境惡化率等,稱作為負(fù)外部性或成本外溢量。如何減少施用化肥給環(huán)境帶來的負(fù)外部性,很多學(xué)者都支持采用有機(jī)肥替代化肥的方法,以減少化肥的投入量[1-2]。

        減少化肥投入量用有機(jī)肥進(jìn)行代替可以有效增強(qiáng)土壤肥力,如果長期施用還可提高土壤有機(jī)質(zhì)含量,在保證作物高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的同時(shí)可以改善農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì),提升農(nóng)產(chǎn)品口感,有利于人體健康和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展。有機(jī)肥的施用本質(zhì)上是一種負(fù)外部經(jīng)濟(jì)正外部化的行為,此時(shí)產(chǎn)生的邊際社會(huì)收益大于邊際私人成本,其中的差額即為正外部性或稱利益外溢。從圖2可以發(fā)現(xiàn),在農(nóng)戶利潤最大化條件下,有機(jī)肥施用量為Q2,社會(huì)所要求的最優(yōu)水平為Q2*,根據(jù)庇古提出可以通過補(bǔ)貼、獎(jiǎng)勵(lì)的解決辦法,通過降低農(nóng)戶施用有機(jī)肥的成本,使農(nóng)戶邊際收益曲線MPB上移,逐漸達(dá)到邊際社會(huì)收益曲線MSB,有機(jī)肥的均衡收益量從Q2增加至Q2*,達(dá)到社會(huì)所要求最優(yōu)水平,其中多施用的有機(jī)肥(Q2*-Q2)給環(huán)境帶來正的外部性。另外,從實(shí)地調(diào)查中了解到農(nóng)戶在施用商品有機(jī)肥時(shí)更容易獲得相應(yīng)的財(cái)政補(bǔ)貼,但施用傳統(tǒng)農(nóng)家肥(如:畜禽糞污漚肥、沼渣沼液等)因施用量少、申報(bào)困難等原因無法獲得相應(yīng)的財(cái)政補(bǔ)貼。根據(jù)庇古提出的解決方案,應(yīng)該對(duì)積極施用各種有機(jī)肥的農(nóng)戶均提供相應(yīng)的補(bǔ)貼或獎(jiǎng)勵(lì),可以有效調(diào)動(dòng)農(nóng)戶施用有機(jī)肥的積極性,實(shí)現(xiàn)有機(jī)肥施用量從Q2向Q2*方向移動(dòng),外部邊際收益增加,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)資源的高效配置。

        然而,要想促使有機(jī)肥施用的正外部性增強(qiáng),使有機(jī)肥施用量從Q2向Q2*方向移動(dòng)仍需一定方法和手段,這其中的難點(diǎn)是如何解決農(nóng)戶有意愿無行為問題。意愿是行為拙劣的“預(yù)言家”,探究意愿與行為悖離的原因?qū)Υ龠M(jìn)意愿向行為轉(zhuǎn)化至關(guān)重要[19,21]。本文所研究的農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離是指農(nóng)戶在生產(chǎn)過程中表現(xiàn)出施用有機(jī)肥意愿和想法,但實(shí)際并未施用有機(jī)肥,即在意愿和行為上表現(xiàn)出不一致的現(xiàn)象。以Schultz為代表的理性小農(nóng)學(xué)派也一直在致力于探究農(nóng)戶行為問題,Schultz曾指出,與那些資本主義企業(yè)家相同的是,農(nóng)戶的日常生產(chǎn)也是以利潤最大化為目標(biāo),即小農(nóng)也是理性經(jīng)濟(jì)人[22]。既然農(nóng)戶是理性經(jīng)濟(jì)人,其施用有機(jī)肥的意愿與行為也會(huì)遵照理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè),以往的研究主要將農(nóng)戶自身的稟賦特征作為研究假設(shè),如農(nóng)戶個(gè)體特征(如性別、年齡、受教育程度等)、家庭稟賦特征(如勞動(dòng)力情況、收入情況、兼業(yè)情況等)以及生產(chǎn)經(jīng)營特征(如耕地規(guī)模、質(zhì)量等),但是農(nóng)戶行為具有社會(huì)性,是社會(huì)因素與個(gè)人因素綜合影響的結(jié)果[23],因此,農(nóng)戶在做出行為決策時(shí)除受自身稟賦特征影響外,還會(huì)受到所處外部環(huán)境力量的影響。外部環(huán)境力量通常與農(nóng)戶自身稟賦特征所呼應(yīng),是獨(dú)立于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者本身特征之外的會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策產(chǎn)生重要影響的環(huán)境力量,這些力量一般包括農(nóng)戶所處村莊的環(huán)境和與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相匹配的政策環(huán)境。

        另外,農(nóng)戶的行為決策還會(huì)受其對(duì)事物認(rèn)知能力的影響[24],農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的資源環(huán)境問題是農(nóng)戶實(shí)行綠色生產(chǎn)時(shí)所需考慮的環(huán)境背景,而相關(guān)認(rèn)知水平的提升將進(jìn)一步強(qiáng)化綠色行為決策的形成,因此本文將外部環(huán)境力量和綠色生產(chǎn)認(rèn)知納入分析影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的分析框架中。農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素如圖3所示。

        1.2 研究假設(shè)

        結(jié)合上述對(duì)農(nóng)戶行為理論和外部性理論的系統(tǒng)分析,本文最終確定影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離因素有5類,分別是農(nóng)戶個(gè)體體征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、外部環(huán)境力量和綠色生產(chǎn)認(rèn)知,具體指標(biāo)度量、解釋及研究假設(shè)如下:

        1)農(nóng)戶個(gè)體特征。該組變量主要包括家庭決策者的性別、年齡和受教育程度。一般來說,性別的差異引起了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工的差異,男性作為家庭生產(chǎn)的主要?jiǎng)趧?dòng)力,更加了解生產(chǎn)實(shí)際情況,對(duì)有機(jī)肥的應(yīng)用更趨于理性[18,25]。有機(jī)肥是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)肥料,年齡越大的農(nóng)戶對(duì)其施用技術(shù)了解程度越高,但也有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶年齡越大越不愿意施用有機(jī) 肥[26]。教育可以增加農(nóng)戶采用友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的可能性[27],農(nóng)戶受教育水平越高,對(duì)環(huán)境的保護(hù)意識(shí)以及對(duì)新事物的接受能力越強(qiáng)[28-29]。因此,本文假設(shè)決策者性別、受教育程度對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有負(fù)向影響,而年齡的影響方向待定。

        2)家庭稟賦特征。該組變量主要包括務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入占比。相比于化肥的施用而言,有機(jī)肥在施用過程中對(duì)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力要求更高,需要投入更多的時(shí)間和精力[30-31]。隨著農(nóng)業(yè)收入占比的提高,農(nóng)業(yè)可投入資本將會(huì)增加[32],與此同時(shí)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的投資以及可持續(xù)發(fā)展需求將會(huì)顯 著提升,農(nóng)戶選擇施用有機(jī)肥的可能性也會(huì)相應(yīng)提升[3,33]。因此,本文假設(shè)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量和農(nóng)業(yè)收入占比對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

        3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營特征。該組變量主要包括經(jīng)營耕地規(guī)模、土地細(xì)碎化程度和耕地質(zhì)量。有機(jī)肥具有明顯的運(yùn)輸成本高、施用量大的特征,農(nóng)戶 經(jīng)營耕地規(guī)模越大、地塊越分散,施用有機(jī)肥所消耗的成本就越高,農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥的施用可能性就越小[31,34]。另外,由于有機(jī)肥肥效較低,土壤吸附周期相對(duì)化肥而言較長,耕地質(zhì)量不佳將弱化農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿和行為[35]。因此,本文假設(shè)耕地質(zhì)量對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離有負(fù)向影響,經(jīng)營耕地規(guī)模、土地細(xì)碎化程度有正向影響。

        4)外部環(huán)境力量。該組變量主要包括是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)、是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼和有機(jī)肥獲取便利性。農(nóng)民專業(yè)合作社組織化程度較高,加入農(nóng)民專業(yè)合作社能夠顯著降低化肥的施用量,對(duì)有機(jī)肥的推廣和施用可起到促進(jìn)作用[36]。村干部 是新技術(shù)推廣和使用的源動(dòng)力,起到重要的中介作用[37-38],相比于普通農(nóng)戶有更多機(jī)會(huì)接觸到新型農(nóng)業(yè)技術(shù)信息[39]。技術(shù)培訓(xùn)能夠顯著拓寬農(nóng)戶的知識(shí)面,對(duì)環(huán)境保護(hù)意識(shí)的增強(qiáng)具有顯著效果[40]。有機(jī)肥施用是一種親社會(huì)的環(huán)保行為,具有極強(qiáng)的公共屬性,有效的補(bǔ)貼政策則有助于提高有機(jī)肥施用積極性[2]。另外,有機(jī)肥獲取越便利,農(nóng)民可能更愿意施用有機(jī)肥[1]。因此,本文假設(shè)是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù) 培訓(xùn)、是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼和有機(jī)肥獲取便利性 對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

        5)綠色生產(chǎn)認(rèn)知。該組變量主要包括有機(jī)肥施用政策認(rèn)知、化肥施用危害認(rèn)知和有機(jī)肥施用前景認(rèn)知。研究表明,農(nóng)戶的意愿與行為決策會(huì)受其對(duì)事物的認(rèn)知能力的影響[24],當(dāng)農(nóng)戶的認(rèn)知能力不斷提升時(shí),意愿與行為悖離發(fā)生的可能性就會(huì)逐漸降低,即農(nóng)戶對(duì)當(dāng)下有機(jī)肥施用政策越了解、對(duì)化肥 施用危害認(rèn)知程度越深、對(duì)有機(jī)肥施用前景越看好,則有機(jī)肥施用意愿向行為的轉(zhuǎn)化就越容易[2,17]。因此,本文假設(shè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離均有負(fù)向影響。

        2 研究設(shè)計(jì)

        2.1 數(shù)據(jù)來源

        本文所采用的數(shù)據(jù)源自于東北農(nóng)業(yè)大學(xué)畜牧經(jīng)濟(jì)團(tuán)隊(duì)于2019年7—8月對(duì)黑龍江省13市47村開展的“第六次黑龍江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)調(diào)查”,調(diào)查區(qū)域覆蓋黑龍江省全部市(區(qū))。樣本選取方法主要是通過分層抽樣與典型抽樣相結(jié)合的方式,首先對(duì)黑龍江省13市(區(qū))樣本縣進(jìn)行選擇,根據(jù)各地市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口結(jié)構(gòu)隨機(jī)選擇一定數(shù)量的樣本縣,其次根據(jù)樣本縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本情況選擇具有典型性的樣本村,最后在調(diào)研過程中根據(jù)樣本村農(nóng)業(yè)人口數(shù)量按照一定比例選擇一定數(shù)量的農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研??紤]到受教育程度的差異性,本次調(diào)研全部采取入戶深度訪談的形式,在調(diào)研前,分別對(duì)調(diào)研員進(jìn)行整體培訓(xùn)和專題培訓(xùn),重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)座談方式和記錄整理方式,充分保證每份問卷的有效性。經(jīng)過樣本核實(shí)與數(shù)據(jù)校正,在剔除信息不全面、數(shù)據(jù)不合乎邏輯的樣本后,本文最終獲得652個(gè)有效樣本用于分析農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素,需要強(qiáng)調(diào)的是,因?yàn)楸疚难芯康氖寝r(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離,因此樣本篩選前提是有施用有機(jī)肥意愿的農(nóng)戶。調(diào)研區(qū)域分布與樣本數(shù)量統(tǒng)計(jì)如表1所示。

        表1 調(diào)研區(qū)域分布與樣本數(shù)量統(tǒng)計(jì)Table 1 Regional distribution and sample size statistics

        2.2 模型構(gòu)建

        2.2.1 Logistic回歸模型構(gòu)建 從對(duì)現(xiàn)有意愿與行為悖離的研究可以發(fā)現(xiàn),大部分學(xué)者在研究農(nóng)戶意愿與行為悖離問題時(shí),通常詢問農(nóng)戶“是否愿意”和“是否按照意愿執(zhí)行(即行為)”,如果農(nóng)戶有意愿但無行為則認(rèn)為意愿與行為存在悖離[11-12,16-17],因此農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離是一個(gè)二元選擇問題,即農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與施用行為是否一致。同時(shí),意愿與行為的悖離又會(huì)受到諸多因素的影響,因此本文選用Logistic回歸模型對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素進(jìn)行分析,令因變量Y服從二項(xiàng)分布,取值范圍為0和1,即對(duì)農(nóng)戶施用有機(jī)肥有意愿但沒有行為賦Y值為1,有意愿且有行為賦Y值為0,Y=1的總體概率為P(Y=1),Y=0的總體概率為P(Y=0)=1-P(Y=1),則n個(gè)自變量X1,X2,……,Xn所對(duì)應(yīng)的Logistic回歸模型為:

        式中:β1,β2,…,βn為第i個(gè)自變量Xi的回歸系數(shù),n為自變量個(gè)數(shù),β0為截距項(xiàng),ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

        2.2.2 解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM)構(gòu)建 解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM)是用于分析復(fù)雜社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)問題的模型,最早是由Warfield提出,其基本原理是加強(qiáng)對(duì)影響因素之間的關(guān)聯(lián)性與層次性進(jìn)行構(gòu)建,同時(shí)會(huì)采取有向圖描述的方式描述各影響因素之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系和層次關(guān)系,以此來實(shí)現(xiàn)主次要因素和其關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)的確定[41]。鑒于ISM在解釋影響因素之間關(guān)聯(lián)性與層次性的優(yōu)勢(shì),本文在確定影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素之后,進(jìn)一步采用該模型分析農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為發(fā)生悖離的影響因素之間的關(guān)聯(lián)性和層次性,其主要分析步驟為:確定關(guān)鍵影響因素,根據(jù)關(guān)系圖構(gòu)建鄰接矩陣,求出可達(dá)矩陣,分解可達(dá)矩陣,建立結(jié)構(gòu)模型[42-43]。假設(shè)影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素有k個(gè),則用S0表示農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離情況,用Si(i=1,2,…,k)表示農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿與行為悖離的影響因素,因素間的邏輯關(guān)系具體可指這兩個(gè)因素是否存在相互影響,或者是互為前提。

        因素間鄰接矩陣R的構(gòu)成元素Rij由式(2)定義:

        式(3)中,i、j=1,2,…,k。

        因素間的可達(dá)矩陣可根據(jù)式(3)計(jì)算而得:

        式(4)中,I為單位矩陣;2≤λ≤k;矩陣中的冪運(yùn)算根據(jù)布爾運(yùn)算法則進(jìn)行運(yùn)算。

        從頂層到底層所含的因素可根據(jù)式(4)來確定:

        式(4)中,i=1,2,…,k;P(Si)表示可達(dá)矩陣中從Si出發(fā)可以達(dá)到全部因素的集合;Q(Si)表示可達(dá)矩陣中可以達(dá)到因素Si的全部因素的集合,即:

        式(5)中:mij和mji均是可達(dá)矩陣。

        其他層因素的確定方法是:首先,從原可達(dá)矩陣M中刪除L1中因素對(duì)應(yīng)的行與列,得到矩陣M’;其次,對(duì)M’進(jìn)行(5)式和(4)式操作,得到位于 第二層L2的因素;再次,從M’中刪除L2中因素對(duì)應(yīng)的行與列,得到矩陣M’’,對(duì)M’’同樣進(jìn)行(5)式 和(4)式操作,得到位于第三層L3的因素;依據(jù)上 述方法,可以得到每一層的因素。最后,采取有向邊 連接同一層次及相鄰層次的因素,便可以得到農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的層級(jí)結(jié)構(gòu)。

        2.3 變量定義與賦值

        基于上述理論分析,本文選擇農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為是否悖離為被解釋變量,對(duì)其賦值0和1,選擇農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征、綠色生產(chǎn)認(rèn)知和外部環(huán)境力量共計(jì)16個(gè)解釋變量,將其作為分析影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素,具體各變量定義及賦值情況如表2所示。

        表2 變量定義與賦值Table 2 Definitions and assignments of variables

        3 實(shí)證結(jié)果分析

        3.1 農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響因素分析

        本文采用SPSS 24.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素進(jìn)行顯著性檢驗(yàn),為確?;貧w結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性,本文在進(jìn)行回歸之前對(duì)模型中各自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),結(jié)果顯示方差膨脹因子(VIF)均小于3(最大值為2.947,即遠(yuǎn)小于10),則可以判斷各自變量之間不存在明顯的共線性,可以進(jìn)一步采用二元Logistic回歸模型對(duì)結(jié)果進(jìn)行估計(jì),共計(jì)回歸2次,回歸(1)是將所有解釋變量均納入模型,采用輸入方法進(jìn)行回歸,回歸(2)同樣將所有解釋變量均納入模型,采用向前逐步回歸法進(jìn)行回歸,目的是剔除不顯著變量,找出關(guān)鍵影響因素,具體回歸結(jié)果如表3所示。根據(jù)回歸(1)、回歸(2)結(jié)果顯示,卡方檢驗(yàn)P值均為0.000,表明模型顯著成立,霍斯默—萊梅肖擬合度檢驗(yàn)P值分別為1.000、0.999,明顯大于0.05,表明模型擬合效果較好。

        表3 Logistic模型回歸結(jié)果Table 3 Logistic model regression results

        3.1.1 農(nóng)戶個(gè)體特征的影響 從農(nóng)戶個(gè)體特征來看,年齡對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離在回歸(1)和回歸(2)中均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)為正,系數(shù)由1.526提高到1.807,表明農(nóng)戶年齡越高,有機(jī)肥施用意愿與行為越容易發(fā)生悖離。有機(jī)肥雖是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)重要的投入要素,但是隨著傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí),有機(jī)肥施用技術(shù)和施用成本越來越高,同時(shí)對(duì)勞動(dòng)力的要求也比較高,因此年齡越大可能越不易施用有機(jī)肥。受教育程度在回歸(1)中在5%的水平下通過顯著性檢驗(yàn),在回歸(2)中在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)均為負(fù),表明受教育程度對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有負(fù)向影響,在剔除不顯著因素后,受教育程度對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的影響更為顯著。受教育水平反映的是農(nóng)戶對(duì)新事物的認(rèn)知能力和接受能力,農(nóng)戶受教育水平越高,環(huán)境保護(hù)意識(shí)越強(qiáng),同時(shí)對(duì)有機(jī)肥施用技術(shù)的接受能力越強(qiáng),因此對(duì)于有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離程度會(huì)大大降低。性別在回歸(1)和回歸(2)中均未通過顯著性檢驗(yàn),表明性別并不是影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的關(guān)鍵因素。

        3.1.2 家庭稟賦特征的影響 從家庭稟賦特征來看,農(nóng)業(yè)收入占比在回歸(1)和回歸(2)中均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)為負(fù),系數(shù)由2.000下降到1.775,表明農(nóng)業(yè)收入占比越高,農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為越不會(huì)悖離,這與理論預(yù)期相符。從現(xiàn)實(shí)考察來看,農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比越高,對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性越強(qiáng),在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時(shí)往往會(huì)越謹(jǐn)慎,同時(shí)隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入占比的不斷提高,農(nóng)戶對(duì)可持續(xù)性生產(chǎn)的需求也在不斷提高,對(duì)土壤效力的關(guān)注度將會(huì)不斷提升,因此有機(jī)肥施用意愿與行為之間的悖離將會(huì)被弱化。務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量在回歸(1)和回歸(2)中均未通過顯著性檢驗(yàn),可能是因?yàn)檎{(diào)查的農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量大多都集中在2人,差異性并不十分明顯,由此說明務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量并不是導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的主要因素。

        3.1.3 生產(chǎn)經(jīng)營特征的影響 從生產(chǎn)經(jīng)營特征來看,經(jīng)營耕地規(guī)模在回歸(1)和回歸(2)中均在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)為正,系數(shù)由2.803下降到2.389,充分表明了農(nóng)戶經(jīng)營耕地規(guī)模越大,有機(jī)肥施用意愿與行為越容易發(fā)生悖離。通過實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn),目前黑龍江土地流轉(zhuǎn)進(jìn)程較快,大部分地區(qū)整村土地集中在專業(yè)種植大戶手中,近年來隨著土地、農(nóng)資、社會(huì)化服務(wù)等成本的不斷提高,種植業(yè)成本普遍增加,從生產(chǎn)收益綜合角度考慮,有機(jī)肥的施用成本要略高于化肥,因此經(jīng)營耕地規(guī)模越大的農(nóng)戶越不愿施用有機(jī)肥,但這部分專業(yè)種植大戶的環(huán)保意識(shí)存在,無奈于成本壓力也就導(dǎo)致了有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離。土地細(xì)碎化程度和耕地質(zhì)量在回歸(1)和回歸(2)中均未通過顯著性檢驗(yàn)。由于本文中土地細(xì)碎化程度采用耕地塊數(shù)比上經(jīng)營耕地規(guī)模,測(cè)算結(jié)果差異性不大,同時(shí)通過對(duì)部分農(nóng)戶詢問“您是否會(huì)因?yàn)橥恋亓闵⒍皇┯糜袡C(jī)肥”,有57.46%的農(nóng)戶回答“否”。而對(duì)于耕地質(zhì)量,普遍發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶會(huì)弱化自身耕地質(zhì)量,總有“別人土地好于自己”的心里。

        3.1.4 外部環(huán)境力量的影響 從外部環(huán)境力量來看,是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社在回歸(1)中在5%的水平下通過顯著性檢驗(yàn),在回歸(2)中在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)為負(fù),系數(shù)由2.424提高到2.791,表明加入合作社有助于促進(jìn)有機(jī)肥施用意愿與行為相一致。是否擔(dān)任村干部和有機(jī)肥的可獲得性在回歸(1)和回歸(2)中均在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)為負(fù),系數(shù)分別由2.850下降到2.450和5.061下降到3.842,表明擔(dān)任村干部、有機(jī)肥獲取越容易,農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為越不容易悖離,上述變量與理論預(yù)期完全一致,在此不做過多贅述。是否參加過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)在回歸(1)和回歸(2)中均未通過顯著性檢驗(yàn),從調(diào)查實(shí)際結(jié)果來看,僅有31%的農(nóng)戶參加過技術(shù)培訓(xùn),且參加的技術(shù)培訓(xùn)往往是非正規(guī)技術(shù)培訓(xùn),主要是由農(nóng)資銷售企業(yè)向農(nóng)戶推廣種子化肥,對(duì)有機(jī)肥施用和指導(dǎo)作用并不大。是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼在回歸(1)和回歸(2)中均未通過顯著性檢驗(yàn),但值得一提的是,在回歸(1)中是否獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼變量系數(shù)為正,這與理論預(yù)期相違背,即獲得有機(jī)肥施用補(bǔ)貼的農(nóng)戶反而越容易發(fā)生意愿與行為的悖離,分析原因是因?yàn)楫?dāng)前雖然政策鼓勵(lì)向施用有機(jī)肥的農(nóng)戶給予補(bǔ)貼,但是農(nóng)戶獲得補(bǔ)貼金額少,申請(qǐng)難度大,這可能是導(dǎo)致未通過顯著性檢驗(yàn)以及與理論相違背的原因。

        3.1.5 綠色生產(chǎn)認(rèn)知的影響 從綠色生產(chǎn)認(rèn)知來看,有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知在回歸(1)和回歸(2)中均通過顯著性檢驗(yàn),顯著水平分別為1%和5%,且符號(hào)均為負(fù),系數(shù)分別由1.862下降到1.724和1.867下降到1.353,表明農(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥施用政策越了解、對(duì)化肥施用危害認(rèn)知程度越高,有機(jī)肥施用意愿與行為越不容易悖離,與理論預(yù)期完全一致。近年來,政府逐漸意識(shí)到環(huán)境規(guī)制的重要性,相繼出臺(tái)了一系列約束性和激勵(lì)性相結(jié)合的指導(dǎo)意見,鼓勵(lì)農(nóng)民以有機(jī)肥替代化肥進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn),在政府的管控和監(jiān)督下,農(nóng)民也清楚的意識(shí)到環(huán)境保護(hù)的重要性,同時(shí)也意識(shí)到過量施用化肥會(huì)導(dǎo)致土壤板結(jié)、水土流失等,不利于農(nóng)業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展,因此有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知有效的規(guī)避了農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為的悖離。有機(jī)肥施用前景認(rèn)知在回歸(1)和(2)中均未通過顯著性檢驗(yàn),可能是因?yàn)槟壳稗r(nóng)戶對(duì)有機(jī)肥施用前景處于極力贊同和極力反對(duì)兩種極端,因此對(duì)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響并不顯著。

        3.2 農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的解釋性結(jié)構(gòu)

        在對(duì)Logistic回歸結(jié)果進(jìn)行分析以后可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離受多重因素的綜合影響,這些影響因素包括年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、有機(jī)肥的可獲得性、有機(jī)肥施用政策認(rèn)知以及化肥施用危害認(rèn)知共9個(gè),因此本文用Si(i=1,2,…,9)表示這9個(gè)影響因素,用S0表示農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離。通過理論分析與專家咨詢,確定了各影響因素之間的關(guān)系(如圖4所示)。其中,A代表行因素對(duì)列因素的直接或間接影響,V代表列因素對(duì)行因素的直接或間接影響,O代表行因素與列因素之間沒有相互影響。

        根據(jù)圖4和式(2)得到各影響因素之間的鄰接矩陣R:

        利用Matlab7.0軟件和式(3),進(jìn)一步計(jì)算由鄰接矩陣R計(jì)算可達(dá)矩陣M:

        最后,根據(jù)最高層因素的確定方法,得到L1={S0},L2={S8,S9},L3={S7},L4={S1,S2,S3,S4,S5,S6},根據(jù)上述層級(jí)對(duì)可達(dá)矩陣進(jìn)行重新測(cè)算,進(jìn)一步得到了農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的層次結(jié)構(gòu)T:

        根據(jù)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離影響因素的層次結(jié)構(gòu)可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離處于第一層,有機(jī)肥施用政策認(rèn)知、化肥施用危害認(rèn)知處于第二層,有機(jī)肥的可獲得性處于第三層,年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部處于第四層,形成了一條具有邏輯關(guān)系的影響因素鏈。用有向邊連接相鄰層次間及同一層次的因素,得到如圖5所示的關(guān)聯(lián)與層次結(jié)構(gòu)。由圖5可知,有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知是最為直接的影響因素,有機(jī)肥的可獲得性是中間層間接影響因素,而年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、加入農(nóng)民專業(yè)合作社和擔(dān)任村干部是深層根本原因。由此可見,農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征以及部分外部環(huán)境力量是導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的根本原因,其次這些根本原因決定了農(nóng)戶有機(jī)肥的可獲得性,在獲得推廣施用有機(jī)肥的基礎(chǔ)上加深了農(nóng)戶對(duì)綠色生產(chǎn)的認(rèn)知,進(jìn)而對(duì)有機(jī)肥施用意愿與行為悖離產(chǎn)生直接影響。

        4 結(jié)論與建議

        4.1 結(jié)論

        引導(dǎo)農(nóng)戶持續(xù)施用有機(jī)肥對(duì)土壤改良、環(huán)境改善、推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,最終實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興具有重要意義,而深入挖掘農(nóng)戶施用有機(jī)肥意愿和行為至關(guān)重要。

        1)從實(shí)地調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn),當(dāng)前農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿較高,但施用行為較低,有73%的農(nóng)戶存在有機(jī)肥施用意愿與行為悖離,解決農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為相悖離問題需要進(jìn)一步深究意愿與行為悖離背后的深層次原因。

        2)通過Logistic回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的因素發(fā)現(xiàn),年齡、經(jīng)營耕地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有顯著正向影響,受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社、是否擔(dān)任村干部、有機(jī)肥的可獲得性、有機(jī)肥施用政策認(rèn)知、化肥施用危害認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離有顯著負(fù)向影響,這些因素之間本身存在一定的邏輯關(guān)系。

        3)采用解釋性結(jié)構(gòu)模型(ISM)進(jìn)一步分析各影響因素之間的邏輯層次關(guān)系發(fā)現(xiàn),年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占比、經(jīng)營耕地規(guī)模、是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社和是否擔(dān)任村干部是影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的深層根本原因,并通過有機(jī)肥的可獲得性導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用政策認(rèn)知和化肥施用危害認(rèn)知存在差異,進(jìn)而最終導(dǎo)致農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為存在悖離。

        4.2 建議

        根據(jù)上述研究結(jié)論,為進(jìn)一步積極推行有機(jī)肥的廣泛施用,確保農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為一致,為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興提供可參考的實(shí)踐價(jià)值,本文提出如下政策建議:

        1)加強(qiáng)政策指導(dǎo)作用,提高有機(jī)肥施用廣度與深度。經(jīng)過研究表明,農(nóng)戶在有機(jī)肥施用意愿與行為之間悖離現(xiàn)象較為明顯,農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人,很少主動(dòng)關(guān)注其生產(chǎn)是否會(huì)造成環(huán)境污染,因此在深入推進(jìn)有機(jī)肥廣泛施用的進(jìn)程中,需要政府強(qiáng)有力的政策干預(yù),積極推廣和宣傳有機(jī)肥施用的重要性,夯實(shí)有機(jī)肥替代化肥的社會(huì)基礎(chǔ),結(jié)合不同區(qū)域發(fā)展特色,因地制宜的指導(dǎo)有機(jī)肥供應(yīng)商與農(nóng)戶有機(jī)銜接,提高有機(jī)肥施用的深度,避免因施用初期效果不佳導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)效益受損。

        2)強(qiáng)化市場(chǎng)引導(dǎo)作用,提高有機(jī)肥的供給能力。有機(jī)肥的可獲得性是農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的間接因素,決定了農(nóng)戶是否了解有機(jī)肥施用政策以及化肥施用的危害。因此,高等院校、科研院所、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣中心等公共部門以及有機(jī)肥經(jīng)銷企業(yè),應(yīng)加大有機(jī)肥研發(fā)的投入力度,積極探索適宜不同區(qū)域的有機(jī)肥施用比例,降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本,提高市場(chǎng)供給能力。

        3)增強(qiáng)農(nóng)戶主觀意識(shí),提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知能力。從實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知能力可以顯著降低農(nóng)戶有機(jī)肥施用意愿與行為悖離的概率,因此,在外部力量的支持下,農(nóng)戶自身也要不斷提高環(huán)保意識(shí),借助互聯(lián)網(wǎng)、電視、廣播等媒介提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知能力,確保在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中加強(qiáng)對(duì)環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)的采用,掌握有機(jī)肥施用技能,做到說行一致。

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