劉 英，王華麗

（新疆農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，烏魯木齊 830052）

近年來，數(shù)字技術(shù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中逐漸被廣泛應(yīng)用，數(shù)據(jù)顯示，全國農(nóng)業(yè)科技進步貢獻率超過60%，農(nóng)作物耕種收綜合機械化率達71%，2019 年全國縣域數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展總體水平達36%，其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)字化水平達23.8%［1］。但目前而言，中國數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)還處于推廣試驗階段，需要結(jié)合實際逐步開展數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣工作。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的主體，是數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的主要使用者，因此，從農(nóng)戶角度出發(fā)，探討其應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿及影響因素具有重要意義。

通過文獻梳理，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外學者多采用Logit 和Probit 模型研究農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿及影響因素，各類影響因素呈現(xiàn)出不同結(jié)果，且類別較多。Michels 等［2］認為農(nóng)民的年齡、受教育程度和農(nóng)場規(guī)模是智能手機采用率的決定因素。Bolfe 等［3］研究發(fā)現(xiàn)，巴西農(nóng)民在其生產(chǎn)系統(tǒng)中至少使用一種數(shù)字技術(shù)且該技術(shù)因復雜程度而異，主要影響在于技術(shù)的采購成本，但大多數(shù)農(nóng)民希望了解更多的新技術(shù)來加強其所在地的農(nóng)業(yè)發(fā)展。胡晨等［4］通過總結(jié)近10年的研究成果發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)戶技術(shù)采納的因素主要包括農(nóng)戶受教育程度、風險偏好、勞動力數(shù)量、家庭總收入、技術(shù)有用性、耕地面積、資金支持、是否加入合作社、村干部經(jīng)歷等。劉二陽［5］研究發(fā)現(xiàn)，文化程度、務(wù)農(nóng)年限、耕地面積、對耕地質(zhì)量的關(guān)注度、技術(shù)感知有用性和技術(shù)人員影響了農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的采納意愿。基于此，本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型從農(nóng)戶個人特征、家庭特征、技術(shù)認知、技術(shù)服務(wù)、技術(shù)特征和技術(shù)效益6 個方面展開分析，并基于農(nóng)戶個人特征進行多群組分析，驗證個人特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 理論分析

農(nóng)戶認知理論和計劃行為理論提出的個體認知過程是信息加工過程，所有可能影響行為的因素都是由行為意向間接影響行為［6，7］，而行為意向則取決于個體特征、思想信念、所處環(huán)境等因素，說明農(nóng)戶選擇應(yīng)用技術(shù)的行為經(jīng)歷了多階段信息加工過程，不同年齡、性別、文化水平等因素可能會影響農(nóng)戶技術(shù)認知，從而影響最終決策。

理性選擇理論提出農(nóng)戶是理性經(jīng)濟人，計劃行為理論提出人的行為是處在控制之下，行為意向受到個人態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3 項相關(guān)因素的影響［6，8］，因此，農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟人，對外部環(huán)境的感知會影響其決策行為，例如，對技術(shù)獲取便利性、技術(shù)難易程度、技術(shù)成本和效益等因素可能最終會影響農(nóng)戶對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的使用決策和計劃。

1.2 研究假設(shè)

1.2.1 個人層面研究假設(shè)

1）農(nóng)戶個人特征。包括個人特征和家庭特征。大多數(shù)學者指出個人特征對技術(shù)采納意愿影響不太明顯，家庭特征具有正向的顯著影響，也有學者通過多群組分析發(fā)現(xiàn)，性別、年齡、文化程度等特征對其技術(shù)應(yīng)用意愿有調(diào)節(jié)作用。陳晨［9］研究發(fā)現(xiàn)，少數(shù)民族職工農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇行為受年齡、性別、文化程度、是否為村干部等因素的影響。田兢娜等［10］認為農(nóng)戶是否為戶主、種植面積、是否為村干部與技術(shù)采納意愿關(guān)系密切，故提出假設(shè)：

H1：農(nóng)戶個人特征對其應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿有顯著影響。

H1a：年齡對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈負向顯著影響，且有調(diào)節(jié)作用。

H1b：文化程度對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響，且有調(diào)節(jié)作用。

H1c：性別對技術(shù)應(yīng)用意愿有調(diào)節(jié)作用。

H1d：是否參加合作社對其技術(shù)應(yīng)用意愿有調(diào)節(jié)作用。

H1e：是否團場（連隊）工作人員對技術(shù)應(yīng)用意愿有調(diào)節(jié)作用。

H2：家庭特征對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)意愿有顯著影響。

H2a：耕地面積對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H2b：家庭年收入對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H2c：農(nóng)業(yè)收入占比對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

2）農(nóng)戶技術(shù)認知。指農(nóng)戶對數(shù)字農(nóng)業(yè)相關(guān)政策、技術(shù)本身和技術(shù)種類的認知。Rezvanfar 等［11］認為農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)新技術(shù)的認知和了解程度影響了農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)種植技術(shù)的采納。石洪景［12］研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)的感觀認知和體驗對其技術(shù)采納行為有顯著影響。即認為農(nóng)戶技術(shù)認知越高，應(yīng)用意愿越強，故提出假設(shè)：

H3：農(nóng)戶技術(shù)認知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿有顯著影響。

H3a：數(shù)字農(nóng)業(yè)政策的了解對其技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H3b：數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的了解對其技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H3c：數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)種類的了解對其技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

1.2.2 外部因素研究假設(shè)

1）技術(shù)服務(wù)感知。指農(nóng)戶對技術(shù)宣傳、政府支持力度、技術(shù)指導人員、技術(shù)培訓和技術(shù)獲取便利性的感知。張婷婷［13］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對新技術(shù)的了解信任、政策補貼、農(nóng)技服務(wù)人員的服務(wù)能力等因素是影響農(nóng)戶技術(shù)采納意愿的限制因素，技術(shù)獲取渠道、技術(shù)培訓等因素是影響農(nóng)戶采納行為的促進因素，故提出假設(shè)：

H4：技術(shù)服務(wù)感知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿有顯著影響。

H4a：數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的宣傳力度對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H4b：政府對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)使用支持力度對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H4c：技術(shù)獲取便利性對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H4d：技術(shù)指導持續(xù)性對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H4e：技術(shù)培訓經(jīng)常性對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

2）技術(shù)特征感知、技術(shù)效益感知。指農(nóng)戶對技術(shù)耐用性、難易程度、應(yīng)用風險的感知和對生產(chǎn)成本、收益變化的感知。劉勇等［14］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對低碳農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納行為取決于技術(shù)成本和效益、信息獲取渠道等方面。霍瑜［15］研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)易用性、環(huán)境變化感知等因素對新疆不同種植規(guī)模的農(nóng)戶有顯著影響。彭欣欣［16］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對技術(shù)的感知有用性和易用性對其測土配方施肥技術(shù)采納意愿呈顯著正向影響，故提出假設(shè)：

H5：技術(shù)特征感知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈顯著影響。

H5a：技術(shù)耐用性對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響

H5b：技術(shù)易用性對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H5c：技術(shù)安全性對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H6：技術(shù)效益感知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿有顯著影響。

H6a：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈負向顯著影響。

H6b：勞動力需求對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈負向顯著影響。

H6c：農(nóng)作物產(chǎn)量對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

H6d：農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿呈正向顯著影響。

綜上，提出本研究的框架，如圖1 所示。

圖1 影響因素的研究框架

2 數(shù)據(jù)來源與樣本分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

2021 年4—7 月進行實地調(diào)研，根據(jù)新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團第六師各團場駐地區(qū)域及農(nóng)作物種植情況選取紅旗農(nóng)場、芳草湖農(nóng)場、共青團農(nóng)場、103 團和六運湖農(nóng)場，按照區(qū)域分配均勻性原則，每個團場抽選60~80 名的農(nóng)戶，共發(fā)放問卷330 份，其中，實地走訪發(fā)放問卷100 份，借助集體會議、網(wǎng)絡(luò)鏈接和二維碼發(fā)放電子問卷230 份。有效問卷314 份，無效問卷16 份，問卷有效率達95.15%。

2.2 樣本分析

在314 個樣本中，男性占比為77.07%；農(nóng)戶年齡集中在41~60 歲，占比為73.25%；農(nóng)戶整體文化程度不高，初中及以下學歷的農(nóng)戶占比為78.66%，綜合來看，研究區(qū)域農(nóng)戶呈現(xiàn)出較為明顯的老齡化和文化程度不高的問題，這與當前農(nóng)村的實際情況相符。從整體來看，農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿較高，達85.03%，且有62.42%的農(nóng)戶愿意學習新的數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)，農(nóng)戶對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的使用和學習都比較感興趣。

3 模型構(gòu)建與變量定義

3.1 模型構(gòu)建

結(jié)構(gòu)方程模型可同時考慮、處理多個因變量，并允許自變量與因變量存在測量誤差［17］。同時進行驗證性分析，可對結(jié)構(gòu)理論進行多元分析，包括測量模型和結(jié)構(gòu)模型的評估［18］。

測量模型：

結(jié)構(gòu)模型：

式中，X表示外生潛變量的觀測變量，ξ表示外生潛變量，δ表示X的誤差項，ΛX表示X在ξ上的因子負荷矩陣，Y表示內(nèi)生潛變量的觀測變量，η表示內(nèi)生潛變量，ε表示Y的誤差項，ΛY表示Y在η上的因子負荷矩陣，B表示內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，Γ表示外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響，ζ表示結(jié)構(gòu)方程的殘差項。

3.2 變量定義

選擇符合假設(shè)的題項為研究指標進行分類說明和賦值。對分類變量賦值選擇1 和2，農(nóng)戶特征部分根據(jù)正向排序賦值1~5，其余部分采用李克特五級量表賦值，1~5 級分別表示由低到高，分值越高表示對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的好感度越高（表1）。

表1 變量說明及描述性分析

續(xù)表1

4 結(jié)果與分析

4.1 信效度分析

為檢驗問卷質(zhì)量，運用 SPSS 23.0、AMOS 23.0 軟件進行信效度分析，通常用Cronbach’sα、組合信度（CR）和平均方差抽取量（AVE）來判斷信度，即Cronbach’sα＞0.6，CR＞0.6，AVE＞0.5［19］，表示問卷信度理想；用因子負荷量、AVE和AVE的平方根判斷效度，即因子負荷量＞0.5，AVE＞0.5，AVE的平方根大于各潛變量之間的相關(guān)系數(shù)，則表示問卷具有良好的聚合效度［20］。

由表 2 可知，7 個維度 α 系數(shù)均高于 0.6，說明問卷內(nèi)部一致性較好；CR均大于0.7，ANE均大于0.5，說明問卷具有較好的構(gòu)念信度。由表3 可知，ANE均高于0.5，且ANE的平方根均大于潛變量間的相關(guān)系數(shù)，說明問卷具有良好的聚合效度。

表2 信度分析結(jié)果

表3 平均方差與各維度相關(guān)性

4.2 模型擬合度檢驗與修正

在模型擬合度檢驗中，假設(shè)模型與觀察數(shù)據(jù)適配度應(yīng)從多元準則來判斷，常用判斷指標包括CMIN/DF、GFI、AGFI、RMSEA、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI和PGFI、PNFI、PCFI［20］，在擬合度不理想時通常選擇將MI偏大的殘差項間添加雙箭頭，由表4 可知，模型修正后擬合度良好。

表4 模型擬合度檢驗結(jié)果

4.3 模型運行分析

4.3.1 結(jié)構(gòu)模型分析 基于前文假設(shè)，進行假設(shè)檢驗，結(jié)構(gòu)模型運行結(jié)果見表5，6 條路徑中，個人特征、家庭特征、技術(shù)服務(wù)感知和技術(shù)特征感知4 條路徑在0.001 水平存在顯著差異，技術(shù)認知和技術(shù)效益感知2 條路徑在0.05 水平存在顯著差異，表明6 個維度對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿有顯著影響，證明研究假設(shè)成立，最終模型見圖3。

圖3 最終模型運行結(jié)果

表5 模型運行結(jié)果

續(xù)表5

結(jié)構(gòu)模型方程：

測量模型方程：

結(jié)構(gòu)模型中各潛變量對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿均呈正向顯著影響，各潛變量標準化路徑系數(shù)分別為0.301、0.248、0.143、0.248、0.309、0.139，其中，技術(shù)特征因素對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿影響最大，其次是個人特征、家庭特征和技術(shù)服務(wù)，技術(shù)認知和技術(shù)效益影響最小。

1）個人特征對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈正向顯著影響。由公式（5）可知，個人特征中的年齡和文化程度標準化路徑系數(shù)分別為-0.955、0.647，對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用意愿呈顯著影響，由于變量間相關(guān)性較高，且只有兩個變量，因而年齡的標準化系數(shù)達到了-0.955，總體結(jié)果表明，年齡越小、文化程度越高的農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿越強，因此假設(shè)H1 和子假設(shè)H1a和H1b 均成立。

2）家庭特征對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈正向顯著影響。耕地面積、家庭年收入、農(nóng)業(yè)收入占比的標準化路徑系數(shù)分別為0.909、0.840、0.431，達顯著水平（P＜0.001），其中，耕地面積影響最大，其次是家庭年收入，農(nóng)業(yè)收入占比影響最小，表明農(nóng)戶在選擇應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的過程中，耕地面積越大、家庭年收入越高、農(nóng)業(yè)收入占比越高，其技術(shù)應(yīng)用意愿越強，假設(shè)H2 和子假設(shè)H2a、H2b、H2c均成立。

3）技術(shù)認知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈正向顯著影響。農(nóng)戶對數(shù)字農(nóng)業(yè)政策、數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)和數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)種類的了解度的標準化路徑系數(shù)分別為0.701、0.776、0.702，達顯著水平（P＜0.05），影響程度幾乎相同，且方向一致，即農(nóng)戶對數(shù)字農(nóng)業(yè)越了解，對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)和數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)種類了解的越多，其應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿也就越高，假設(shè)H3 與子假設(shè)H3a、H3b、H3c均成立。

4）技術(shù)服務(wù)感知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈正向顯著影響。從農(nóng)戶對技術(shù)服務(wù)感知情況來看，技術(shù)獲取便利性（標準化路徑系數(shù)為0.920）影響最大，其次是政府支持力度和技術(shù)指導持續(xù)性（標準化路徑系數(shù)分別為0.861、0.878），技術(shù)宣傳力度和技術(shù)培訓連續(xù)性影響最小（標準化路徑系數(shù)分別為0.713、0.645），均達顯著水平（P＜0.001），假設(shè)H4 和子假設(shè)H4a、H4b、H4c 成立。從調(diào)研中獲知，各地普遍存在人才緊缺的現(xiàn)象，從分析結(jié)果可以看出，技術(shù)服務(wù)對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿影響比較重要。

5）技術(shù)特征感知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈正向顯著影響。從農(nóng)戶對技術(shù)特征感知情況來看，技術(shù)易用性（標準化路徑系數(shù)為0.929）影響最大，技術(shù)質(zhì)量和技術(shù)安全性影響略?。藴驶窂较禂?shù)分別為0.773、0.636），說明技術(shù)質(zhì)量越好、技術(shù)操作越簡單、使用越安全，農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿越強，假設(shè) H5 和子假設(shè) H5a、H5b、H5c 成立，但據(jù)實踐了解，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中數(shù)字技術(shù)若使用不當，或由于技術(shù)設(shè)計未考慮自然條件的影響，其使用后帶來的危害也非常嚴重。

6）技術(shù)效益感知對農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿呈正向顯著影響。從農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、勞動力需求、農(nóng)作物產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)收入變化感知來看（標準化路徑系數(shù)為-0.865、-0.857、0.949、0.908），影響程度基本相同，其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和勞動力需求變化呈負向顯著影響，作物產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)收入變化呈正向顯著影響，說明農(nóng)戶在使用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)后，感知到生產(chǎn)成本和勞動力需求減少越多，作物產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)收入增加越多，其應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿也越強烈，假設(shè) H6 和子假設(shè)H6a、H6b、H6c、H6d 成立。

4.3.2 基于農(nóng)戶個人特征的多群組分析 為進一步探究農(nóng)戶個人特征對數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)應(yīng)用意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)，利用多群組進行分析。按性別分為男、女；按年齡分為低齡（＜40 歲）、高齡（≥40 歲）；按文化程度分為低文化（初中以下）、高文化（初中及以上）；按是否參加合作社分為參加、未參加；按是否團場（連隊）工作人員分為是、不是。

多群組分析時，可對測量系數(shù)、測量誤差等參數(shù)設(shè)定限制條件，通過基線模型擬合度比對，找到最佳路徑模型［20］。本研究最終選擇未限制參數(shù)的模型，結(jié)果如表6 所示。性別分組和文化程度分組在5 條路徑中參數(shù)間差值的臨界比均小于1.65，無顯著差異，說明性別和文化程度不具有調(diào)節(jié)作用，拒絕了H1c 和H1b 假設(shè)；年齡、是否參加合作社和是否是團場（連隊）工作人員分別在技術(shù)特征感知和技術(shù)效益感知、技術(shù)認知、家庭特征對技術(shù)應(yīng)用意愿路徑中參數(shù)間差值的臨界比大于1.65，呈顯著差異，說明年齡、是否參加合作社和是否是團場（連隊）工作人員具有調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H1a、H1d、H1e成立。

表6 農(nóng)戶個人特征的多群組分析結(jié)果

5 小結(jié)與啟示

農(nóng)戶個人特征、家庭特征、技術(shù)認知、技術(shù)服務(wù)感知、技術(shù)特征感知和技術(shù)效益感知影響農(nóng)戶應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)的意愿，其中，農(nóng)戶對技術(shù)特征的感知影響最大，技術(shù)效益感知影響最小，且個人特征中的年齡、是否參加合作社和是否是團場（連隊）工作人員對農(nóng)戶技術(shù)應(yīng)用意愿有調(diào)節(jié)作用。

農(nóng)戶在應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)時受到多方面影響，為促進農(nóng)戶積極應(yīng)用數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)，提出幾點建議，一是提高數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣重視度，充分利用多種宣傳渠道，積極宣傳；二是做好示范引領(lǐng)，充分發(fā)揮模范種植能手的帶頭作用，同時加強政策激勵，通過各類農(nóng)業(yè)補貼降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本；三是重視農(nóng)戶需求，通過積極引進專業(yè)技術(shù)人才和加大培訓力度，提高農(nóng)技服務(wù)能力；四是重視技術(shù)與生產(chǎn)的契合度，注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求，在生產(chǎn)各階段選擇合適的數(shù)字技術(shù)，充分發(fā)揮技術(shù)效能；五是通過政府和企業(yè)的協(xié)作，引進新技術(shù)，展現(xiàn)數(shù)字技術(shù)的優(yōu)勢，讓農(nóng)戶信任數(shù)字農(nóng)業(yè)技術(shù)，促使他們積極應(yīng)用，從而不斷提高當?shù)剞r(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平；六是注重職業(yè)農(nóng)民培養(yǎng)，結(jié)合當?shù)亍昂献魃?種植戶”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，充分利用合作社開展實操培訓，引導農(nóng)戶積極加入合作社，不斷提升專業(yè)能力。