蘇淑儀，周玉璽，周 霞

（山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，泰安 271018）

0 引言

化肥作為中國重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，在促進(jìn)糧食增產(chǎn)、保障糧食安全方面發(fā)揮了不可替代的作用[1]。根據(jù)原農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計(jì)，2015年中國農(nóng)作物畝均化肥用量約21.9kg（328.5kg/hm2），是世界平均水平的2.73倍，但有效利用率不足40%[2]?；兽r(nóng)藥的密集施用在一定程度上滿足了產(chǎn)量目標(biāo)導(dǎo)向下糧食增產(chǎn)的需要，同時(shí)也引致了土壤板結(jié)酸化、水體污染、溫室氣體過量排放等嚴(yán)重的資源環(huán)境問題[3]。為解決化肥過量使用問題，2015 年中國提出“2020 年主要農(nóng)作物化肥使用量實(shí)現(xiàn)零增長”行動(dòng)計(jì)劃，2017 年原農(nóng)業(yè)部提出推動(dòng)果菜茶有機(jī)肥替代行動(dòng)，2019 年“中央一號文件”再次提出化肥使用量達(dá)到負(fù)增長的綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展目標(biāo)。與化肥相比，有機(jī)肥養(yǎng)分齊全、肥效長久，在改善土壤質(zhì)量、提高農(nóng)作物品質(zhì)和減少農(nóng)業(yè)面源污染等方面具有明顯優(yōu)勢。促進(jìn)農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為，逐步提高有機(jī)肥施用比例，是“綠色農(nóng)業(yè)”政策導(dǎo)向下實(shí)現(xiàn)“化肥零增長”行動(dòng)的有效路徑。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生產(chǎn)要素選擇行為受到眾多因素的影響，作為有機(jī)肥的直接施用者，農(nóng)戶是否選擇施用有機(jī)肥的行為決策決定了國家層面宏觀政策的實(shí)施效果。因此，深入剖析影響中國農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的關(guān)鍵因素，對完善中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的相關(guān)決策具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)梳理與評述

目前已有諸多學(xué)者圍繞“影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的具體因素”展開了大量的研究，所涉及的影響因素研究集中于農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征、農(nóng)戶感知、市場環(huán)境和政策環(huán)境等，針對個(gè)別影響因素的研究已達(dá)成共識(shí)，但也存在諸多分歧。

（1）農(nóng)戶個(gè)體特征方面：通常認(rèn)為，農(nóng)戶年齡越大，施用有機(jī)肥的可能性越大[4,5]，但Nunez J、左喆瑜的研究結(jié)果與之相反[6,7]；鐘太洋等認(rèn)為：與女性相比，男性更傾向于施用有機(jī)肥[4]，而肖新成等的實(shí)證研究表明，農(nóng)戶年齡和性別對有機(jī)肥施用行為均無顯著影響[8]。農(nóng)戶受教育程度反映了農(nóng)戶的個(gè)人素質(zhì)和對新技術(shù)的接受能力，受教育程度越高，越能夠正向促進(jìn)有機(jī)肥的施用行為[5,9-12]，但褚彩虹等的研究結(jié)果顯示：戶主受教育程度對農(nóng)戶施用有機(jī)肥有負(fù)向影響[13]；韓楓等則認(rèn)為，受教育程度對施用有機(jī)肥決策并無較大影響[14]。

（2）農(nóng)戶家庭特征方面：有研究表明，家庭勞動(dòng)力數(shù)量等人力社會(huì)資本正向影響農(nóng)戶的有機(jī)肥采納意愿[12,15]，而蔡榮實(shí)證結(jié)果表明，家庭勞動(dòng)力數(shù)量對農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為有負(fù)向影響[16]，褚彩虹則認(rèn)為家庭勞動(dòng)力總數(shù)對農(nóng)戶采用有機(jī)肥等環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的影響并不顯著[13]。以家庭年收入為代表的經(jīng)濟(jì)資本正向促進(jìn)了農(nóng)戶的有機(jī)肥施用意愿[17]，也有學(xué)者認(rèn)為家庭年收入對農(nóng)家肥的施用并無顯著影響[13]。

（3）農(nóng)戶感知方面：農(nóng)戶對有機(jī)肥的了解程度、對長期大量低效施用化肥造成環(huán)境污染、有機(jī)肥易用性認(rèn)知[18]會(huì)正向影響有機(jī)肥施用行為[9]，而肖陽的研究結(jié)果顯示，有機(jī)肥施用效果認(rèn)知對農(nóng)戶的化肥合理施用行為的影響存在著不顯著的負(fù)向作用[19]，褚彩虹、孔凡斌等則認(rèn)為農(nóng)戶對化肥的土壤環(huán)境負(fù)效應(yīng)認(rèn)知對有機(jī)肥施用行為的影響不顯著[12,13]。家庭成員間的互動(dòng)性傳遞負(fù)向影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用意愿[10]，而何麗娟的研究結(jié)果表明，果農(nóng)與家庭成員之間的交流程度等橫向社會(huì)網(wǎng)格交流對果農(nóng)的有機(jī)肥采用有顯著正向影響[20]。

（4）市場環(huán)境方面：農(nóng)業(yè)信息渠道對農(nóng)戶施用商品有機(jī)肥和農(nóng)家肥均有負(fù)向影響[13]，信息不對稱的存在會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶為追求產(chǎn)量而過量施肥[21]，而余威震的研究結(jié)果則表明：市場能力中主動(dòng)收集信息對有機(jī)肥施用行為有正向影響[22]。在技術(shù)環(huán)境方面：有學(xué)者認(rèn)為，技術(shù)環(huán)境對于有機(jī)肥施用行為的影響極為明顯[23]，土壤肥力越低，土地經(jīng)營規(guī)模越大、分散程度越低，農(nóng)戶施用有機(jī)肥來改善土地質(zhì)量的意愿越為強(qiáng)烈[15]；也有學(xué)者的實(shí)證分析結(jié)果表明：地塊質(zhì)量越高，農(nóng)戶越傾向于追加化肥的施用[24]，人均耕地面積對農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響不顯著[4]。

（5）政策環(huán)境方面：一般認(rèn)為，農(nóng)業(yè)部門針對農(nóng)業(yè)施肥技術(shù)進(jìn)行指導(dǎo)對農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為有正向影響[5,9,11,12]；而同樣有研究結(jié)果表明，技術(shù)培訓(xùn)對促進(jìn)農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為影響不顯著[10]，提升施肥技能對農(nóng)戶的施肥行為的改善并無顯著作用[19]。政府的政策宣傳力度在一定程度上影響農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為[23]，且農(nóng)戶對政府糧食政策的滿意度也負(fù)向影響稻農(nóng)的有機(jī)肥施用意愿[10]。

現(xiàn)有研究已經(jīng)積累了大量的實(shí)驗(yàn)證據(jù)，基本框定了影響因素的研究思路，但有爭論的問題依然存在：①影響農(nóng)戶有機(jī)肥施用的具體因素尚未明確；②個(gè)別影響因素的作用方向存在分歧；③影響因素與農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為之間的相關(guān)關(guān)系程度尚無定論。因此，文章運(yùn)用Meta 分析定量評估已有實(shí)證研究結(jié)論并試圖回答上述問題，為未來中國農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為影響因素的研究和相關(guān)政策制定提供參考。

2 研究方法

Meta 分析起源于醫(yī)學(xué)領(lǐng)域，是一項(xiàng)整合多個(gè)獨(dú)立研究、定量分析已有研究結(jié)論的統(tǒng)計(jì)方法，現(xiàn)已在社會(huì)學(xué)、心理學(xué)領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。該文基于Meta 分析方法評估已有研究結(jié)論的綜合效應(yīng)量，具體分析步驟包括：效應(yīng)量轉(zhuǎn)換、固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型選擇及穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.1 效應(yīng)量轉(zhuǎn)換

該文引入費(fèi)舍爾Z值（Fisher's Z）作為該文Meta分析的效應(yīng)量[25]。Fisher's Z值能夠反映自變量之間或自變量與因變量之間的關(guān)系強(qiáng)度，不論原始數(shù)據(jù)是否嚴(yán)格服從正態(tài)分布，經(jīng)轉(zhuǎn)換后的Fisher's Z值均服從正態(tài)分布。該文首先將提取文獻(xiàn)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行Fisher's Z轉(zhuǎn)換，利用Fisher's Z值進(jìn)行Meta分析的綜合效應(yīng)量及綜合相關(guān)系數(shù)評估。綜合相關(guān)系數(shù)R的絕對值大小反映該因素對農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為的影響程度。當(dāng)R值小于0.1時(shí)，認(rèn)為該因素對因變量的影響程度極其微弱，可忽略不計(jì)；當(dāng)R值在0.1～0.3時(shí)，表明二者呈現(xiàn)弱相關(guān)性；當(dāng)R值在0.3～0.5之間時(shí)，呈現(xiàn)中等程度相關(guān)性；當(dāng)R值大于0.5時(shí)，說明二者相關(guān)性較強(qiáng)。原始數(shù)據(jù)的具體轉(zhuǎn)換方法為：

2.2 固定效應(yīng)模型及隨機(jī)效應(yīng)模型選擇

Meta 分析可選擇固定效應(yīng)模型（fixed effects model）或隨機(jī)效應(yīng)模型（random effects model）。當(dāng)研究的樣本同質(zhì)且研究結(jié)論的差異僅為抽樣誤差所致，即存在一個(gè)真實(shí)的效應(yīng)量時(shí)，適合采用固定效應(yīng)模型。反之，當(dāng)研究的樣本異質(zhì)，不具有一致的效應(yīng)量時(shí)，適合采用隨機(jī)效應(yīng)模型。該文采用Q統(tǒng)計(jì)量及其P值、I2統(tǒng)計(jì)量考察納入Meta 分析文獻(xiàn)的異質(zhì)程度。Q統(tǒng)計(jì)量反映效應(yīng)量的加權(quán)離均差平方和，I2統(tǒng)計(jì)量反映異質(zhì)性在總變異效應(yīng)量中所占的比例。I2統(tǒng)計(jì)量由軟件CMA2.0 分析得到，Q統(tǒng)計(jì)量的公式表達(dá)為：

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在Meta 分析中，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法主要有：一是逐次剔除法，即逐次剔除納入分析的文獻(xiàn)，考察對評估結(jié)果是否有顯著影響。二是將固定效應(yīng)模型轉(zhuǎn)換為隨機(jī)效應(yīng)模型，重新檢驗(yàn)納入分析的文獻(xiàn)，考察評估結(jié)果是否出現(xiàn)顯著差異。為了獲得更加穩(wěn)健的結(jié)論，該文將混合以上方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：對I2統(tǒng)計(jì)量為0且納入最終分析的文獻(xiàn)數(shù)量大于2的影響因素采用逐次剔除法進(jìn)行敏感性分析，否則，采用轉(zhuǎn)換隨機(jī)效應(yīng)模型的方法進(jìn)行敏感性分析。

3 數(shù)據(jù)來源及變量選取

3.1 數(shù)據(jù)來源

該文使用的中文檢索主題詞為“有機(jī)肥使用行為”“有機(jī)肥施用行為”“有機(jī)肥+影響因素”；英文檢索主題詞為“organic fertilizer influencing factors China”“farmers organic fertilizer China”。進(jìn)行檢索的數(shù)據(jù)庫為：中國知網(wǎng)（CNKI）期刊數(shù)據(jù)庫、碩博論文數(shù)據(jù)庫、會(huì)議論文數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)資源系統(tǒng)、維普中文期刊數(shù)據(jù)庫、Science Direct 期刊數(shù)據(jù)庫、Web of Science(SCIE、JCR、ESI、InCites),檢索結(jié)果共計(jì)126 篇，剔除重復(fù)文獻(xiàn)14篇，剩余文獻(xiàn)共計(jì)112篇。

《考工記》記述：“知者創(chuàng)物，巧者述之守之，世謂之工。百工之事，皆圣人之作也?！痹诠糯?，能制作精美器具的手工藝人稱之為工匠。然而隨著生產(chǎn)力的發(fā)展，社會(huì)分工的日益精細(xì)化，人們對工匠的要求也越來越高。工匠不僅僅能制作精美的器物，更要具有敬業(yè)精神和創(chuàng)新求變的能力。因此，探析工匠精神的具體內(nèi)涵對于培養(yǎng)具有工匠精神的當(dāng)代大學(xué)生有巨大的現(xiàn)實(shí)意義。然而，學(xué)術(shù)界并沒有對工匠精神做統(tǒng)一的界定，在其他學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，筆者提煉出工匠精神的基本內(nèi)涵如下：

根據(jù)該文的研究目標(biāo)，確定了進(jìn)一步篩選文獻(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)：①研究區(qū)域?yàn)橹袊?，研究樣本為中國各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的農(nóng)戶；②研究方法為實(shí)證分析，文獻(xiàn)中報(bào)告的研究結(jié)果包含樣本總數(shù)、相關(guān)性系數(shù)和顯著性檢驗(yàn)等必要信息；③文獻(xiàn)的研究問題清晰明確，嚴(yán)格圍繞農(nóng)戶的有機(jī)肥或商品有機(jī)肥的施用（使用/采納）行為的影響因素進(jìn)行研究。將剩余112 篇文獻(xiàn)按照如上標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選，再次剔除研究內(nèi)容不吻合的文獻(xiàn)88 篇，剩余文獻(xiàn)共計(jì)24 篇。對24 篇文獻(xiàn)所用的實(shí)證方法進(jìn)行分類，其中有19 篇文獻(xiàn)采用Logistic 或Probit 實(shí)證方法，5 篇文獻(xiàn)采用了SEM 實(shí)證方法?？紤]到不同的實(shí)證方法可能帶來的異質(zhì)性干擾，將采用SEM 實(shí)證方法的5 篇文獻(xiàn)排除，最終選擇剩余的19 篇文獻(xiàn)進(jìn)行Meta 分析，文獻(xiàn)信息見表1。

表1 最終納入Meta分析的文獻(xiàn)

3.2 變量選擇

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，農(nóng)戶是否選擇施用有機(jī)肥的行為決策是解決在一定預(yù)算約束條件下的效用最大化問題。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論表明：人的行為受客觀現(xiàn)狀情景因素影響，個(gè)人行為是個(gè)體特征與外界環(huán)境共同作用的結(jié)果。作為理性經(jīng)濟(jì)人，在外部約束條件下，農(nóng)戶會(huì)綜合考慮多種影響因素做出“效用最大化”的最優(yōu)決策。因此，結(jié)合已有的研究文獻(xiàn)，從農(nóng)戶個(gè)人、家庭、種植環(huán)境和政策環(huán)境構(gòu)建農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為影響因素的研究框架（圖1）。

圖1 農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為影響因素的研究框架

Meta分析法要求存在部分影響因素在至少兩篇文獻(xiàn)中出現(xiàn)或含義相同，且全部個(gè)數(shù)不得低于5個(gè)，對最終納入Meta 分析的19 篇文獻(xiàn)進(jìn)行進(jìn)一步的匯總梳理，發(fā)現(xiàn)每篇文獻(xiàn)所探究的具體影響因素各有側(cè)重。綜合研究框架與Meta 的實(shí)驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)，該文共選取了通過顯著性檢驗(yàn)的11個(gè)影響因素，具體影響因素及含義如表2所示。

表2 變量含義及測量方式

4 結(jié)果與分析

對11組原始數(shù)據(jù)進(jìn)行Fisher's Z值及標(biāo)準(zhǔn)誤轉(zhuǎn)換，運(yùn)用Stata 13.0軟件在95%置信區(qū)間內(nèi)進(jìn)行綜合效應(yīng)量評估。初步評估后發(fā)現(xiàn)，每組數(shù)據(jù)均存在不同程度的異質(zhì)性，逐次剔除每組中嚴(yán)重影響異質(zhì)性結(jié)果的文獻(xiàn)，直至最終納入分析的文獻(xiàn)通過統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的異質(zhì)性檢驗(yàn)，利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行評估。每組數(shù)據(jù)的最終評估結(jié)果見表3。

表3 基于固定效應(yīng)模型的綜合效應(yīng)量及相關(guān)系數(shù)

Meta 分析的評估結(jié)果可為已有研究結(jié)論的共識(shí)和分歧提供定量的判斷標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)能夠?qū)r(nóng)戶有機(jī)肥施用行為影響因素的研究指明進(jìn)一步的研究方向。根據(jù)表3 的評估結(jié)果，可以對篩選出的11 種影響因素做出如下解釋。具體來看，在納入影響因素性別的3篇文獻(xiàn)中不存在嚴(yán)重異質(zhì)性文獻(xiàn)，3篇文獻(xiàn)的異質(zhì)性指標(biāo)Q統(tǒng)計(jì)量的P值為0.36，大于10%，I2為2.90%，遠(yuǎn)小于50%的異質(zhì)性標(biāo)準(zhǔn)，綜合效應(yīng)量Z的得分為0.69并通過了10%的顯著性水平，表明綜合效應(yīng)量1.175顯著有效。同時(shí)綜合相關(guān)系數(shù)R為0.826，反映了農(nóng)戶性別與有機(jī)肥施用行為存在較強(qiáng)的相關(guān)性。Fisher's Z值為正，說明與女性農(nóng)戶相比，男性農(nóng)戶更傾向于選擇施用有機(jī)肥。同樣，將5篇農(nóng)戶家庭人口數(shù)量的影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)納入分析，剔除一篇存在嚴(yán)重異質(zhì)性的文獻(xiàn)后，綜合效應(yīng)量Fisher's Z為0.198，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。該結(jié)果說明家庭人口數(shù)量較多的農(nóng)戶更愿意選擇施用有機(jī)肥。在影響因素年齡的7 篇文獻(xiàn)中，剔除一篇存在嚴(yán)重異質(zhì)性的文獻(xiàn)，其Q統(tǒng)計(jì)量的P值及I2統(tǒng)計(jì)量達(dá)到同質(zhì)性標(biāo)準(zhǔn)，綜合效應(yīng)量Fisher's Z值-0.005 通過了10%的顯著性水平，表明年齡越小的農(nóng)戶越傾向于選擇施用有機(jī)肥。農(nóng)戶個(gè)人及家庭人口數(shù)量特征均反映出：與普通化肥相比，施用有機(jī)肥可能需要更多的勞動(dòng)力，男性在農(nóng)業(yè)活動(dòng)中所具有的體力優(yōu)勢使得男性更愿意嘗試施用有機(jī)肥。通常情況下，為了使有機(jī)肥達(dá)到更好的施用效果，需要跟進(jìn)新的技術(shù)和方法。多數(shù)年輕人對新技術(shù)的接受程度普遍較高且偏好風(fēng)險(xiǎn)，因而有機(jī)肥在年輕群體中更易推廣和普及。

土壤肥力、耕地塊數(shù)的綜合相關(guān)系數(shù)也為負(fù)數(shù)，表明土壤質(zhì)量越貧瘠、耕地塊數(shù)越少的農(nóng)戶越傾向于施用有機(jī)肥。特別注意關(guān)于土壤肥力的研究結(jié)論具有特殊之處：農(nóng)戶對土壤肥力的認(rèn)知具有主觀性和滯后性，且不排除存在一定程度的認(rèn)知誤差。當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為土壤肥力為“一般”時(shí)，土壤的客觀情況可能已經(jīng)較差。而納入分析該影響因素的文獻(xiàn)均采用“較差”“一般”“較好”的評價(jià)指標(biāo)，該評價(jià)指標(biāo)是否會(huì)影響最終的研究結(jié)論，有待進(jìn)一步的研究。

需要特別指出的是，在影響因素農(nóng)業(yè)收入占總收入比的3 篇文獻(xiàn)中剔除1 篇存在嚴(yán)重異質(zhì)性文獻(xiàn)后，Q統(tǒng)計(jì)量的P值及I2均符合同質(zhì)性標(biāo)準(zhǔn)，但Fisher's Z值并不顯著，這表明農(nóng)業(yè)收入占總收入比重對農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為未產(chǎn)生顯著性影響。原因可能在于：一方面，農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比較大的情況往往出現(xiàn)在中國傳統(tǒng)農(nóng)戶家庭，這些農(nóng)戶的年齡較大，對有機(jī)肥的選擇并無明顯傾向，這同樣印證了影響因素年齡的實(shí)證結(jié)果；另一方面，農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比較小時(shí)，表明農(nóng)業(yè)本身不是農(nóng)戶家庭的主要收入來源，故對其農(nóng)業(yè)行為不產(chǎn)生顯著性影響。此外，農(nóng)戶收入占比影響因素在剔除存在嚴(yán)重異質(zhì)性文獻(xiàn)后，最終納入研究的文獻(xiàn)僅剩2篇，故無法進(jìn)一步探究其異質(zhì)性來源。

此外，是否飼養(yǎng)家禽影響因素的I2值為45.6%，說明在剔除2 篇嚴(yán)重異質(zhì)性文獻(xiàn)后，該影響因素仍存在一定程度的異質(zhì)性，綜合相關(guān)系數(shù)小于0.1，影響程度極其微弱。影響程度較為微弱的影響因素還有年齡、農(nóng)戶受教育年限、家庭年收入和農(nóng)業(yè)收入占比。農(nóng)戶性別、是否接受過技術(shù)培訓(xùn)和政府補(bǔ)貼的綜合相關(guān)系數(shù)大于0.5，為強(qiáng)相關(guān)性正向影響因素，其他影響因素均呈現(xiàn)弱相關(guān)性或中等程度相關(guān)性。

5 討論

影響因素年齡的Q統(tǒng)計(jì)量的P值符合同質(zhì)性標(biāo)準(zhǔn)，且I2=0，最終納入Meta 分析的文獻(xiàn)為6篇，故采用逐次剔除法對該影響因素進(jìn)行敏感性分析。根據(jù)上文的評估結(jié)果，對文獻(xiàn)進(jìn)行剔除后，評估結(jié)果依然落在95%的置信區(qū)間內(nèi)，表明上文對影響因素年齡的評估結(jié)果具有穩(wěn)健性。除年齡外，其他影響因素運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行評估。

將表4、3 進(jìn)行對比發(fā)現(xiàn)，家庭年收入、農(nóng)業(yè)收入占總收入比、土壤肥力和政府補(bǔ)貼這4 個(gè)影響因素的各項(xiàng)指標(biāo)評估結(jié)果未發(fā)生變化，證明了固定效應(yīng)模型評估結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，轉(zhuǎn)換為隨機(jī)效應(yīng)模型后，性別、是否飼養(yǎng)家禽影響因素的Fisher's Z效應(yīng)量增大，農(nóng)戶受教育程度、家庭人口數(shù)量、耕地塊數(shù)和是否接受過技術(shù)培訓(xùn)的Fisher's Z效應(yīng)量減小，但依然落在95%置信區(qū)間內(nèi)，I2統(tǒng)計(jì)量未發(fā)生顯著變化，證明了原評估結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 基于隨機(jī)效應(yīng)模型的敏感性分析

6 結(jié)論與建議

6.1 主要研究結(jié)論

該文運(yùn)用Meta 分析方法評估了19 篇實(shí)證文獻(xiàn)，通過匯總和評估綜合效應(yīng)量，為有爭議的影響因素做出了定量研究結(jié)論，主要研究結(jié)論匯總于表5。

表5 主要研究結(jié)論

（1）從影響因素的作用方向角度來看，正向影響因素包括：性別、是否接受過技術(shù)培訓(xùn)及政府補(bǔ)貼。負(fù)向影響因素為農(nóng)戶年齡、土壤肥力及耕地塊數(shù)。是否接受過技術(shù)培訓(xùn)、政府補(bǔ)貼、土壤肥力屬于可調(diào)控的因素，可作為調(diào)節(jié)農(nóng)戶行為的路徑選擇，為政府部門制定引導(dǎo)農(nóng)戶行為的相關(guān)決策提供參考。

（2）從影響因素的相關(guān)性強(qiáng)度角度來看，性別、是否接受過技術(shù)培訓(xùn)及政府補(bǔ)貼與農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為存在強(qiáng)相關(guān)性關(guān)系；土壤肥力為中相關(guān)性影響因素，家庭人口數(shù)量為弱相關(guān)性影響因素；年齡、農(nóng)戶受教育年限、耕地塊數(shù)、是否飼養(yǎng)家禽作用及其微弱，僅屬于可忽略相關(guān)性影響因素?？珊雎韵嚓P(guān)性影響因素?cái)?shù)量較多，說明目前圍繞農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為影響因素的實(shí)證研究尚未溯及根本，依然存在較大的研究空間。

6.2 建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下建議。

（1）政策層面。加強(qiáng)對農(nóng)戶特別是年輕農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的有機(jī)肥施用知識(shí)普及和專業(yè)化施用技術(shù)培訓(xùn)；實(shí)施政府補(bǔ)貼等經(jīng)濟(jì)激勵(lì)措施，創(chuàng)新政府補(bǔ)貼形式，綜合運(yùn)用價(jià)格補(bǔ)貼、財(cái)政補(bǔ)貼和生態(tài)補(bǔ)貼多種形式確保各項(xiàng)補(bǔ)貼政策能真正為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為提供保障和支持；推廣農(nóng)業(yè)技術(shù)人員定期入戶進(jìn)行土壤測試工作，幫助農(nóng)戶及時(shí)了解土壤的供肥能力狀況。

（2）研究層面。以中國農(nóng)戶的有機(jī)肥施用行為為研究對象，該文的研究結(jié)論雖然明確了部分影響因素的作用方向和強(qiáng)度，但這些因素是否完全同質(zhì)，其異質(zhì)性來源有待進(jìn)一步研究。在篩選文獻(xiàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究設(shè)計(jì)基本采用封閉式調(diào)查問卷，圍繞農(nóng)戶認(rèn)知相關(guān)問題的設(shè)計(jì)難以避免研究者的主觀傾向，無法準(zhǔn)確反映農(nóng)戶的實(shí)際認(rèn)知情況，建議今后的研究設(shè)計(jì)中融入開放或半開放的問題，使農(nóng)戶能夠詳細(xì)闡述影響其有機(jī)肥施用情況的關(guān)鍵因素。