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

朱 萌，齊振宏①，鄔蘭婭，王新華，汪普慶，何慧芹，3

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2.武漢輕工大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430023；3.海南大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)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(shù)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(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2.武漢輕工大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430023；3.海南大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，海南 ?？?570228)

為提高種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)采用率，在對蘇南395戶種稻大戶進行實地調(diào)查的基礎(chǔ)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(shù)采用行為的影響。結(jié)果表明，種稻大戶資源稟賦影響其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為。在反映人力資本資源的變量中，戶主年齡顯著負(fù)向影響其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為；在反映社會經(jīng)濟資源的變量中，是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)業(yè)總收入、家庭年收入和非農(nóng)收入比例對其采用環(huán)境友好型技術(shù)有顯著影響，是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)業(yè)總收入、家庭年收入的影響方向為正向，非農(nóng)收入比例的影響方向為負(fù)向；在反映信息資源的變量中，技術(shù)信息獲取渠道種類對其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為有顯著的正向影響。在此基礎(chǔ)上，提出將戶主年輕的種稻大戶作為環(huán)境友好型技術(shù)的先行推廣目標(biāo)，促進種稻大戶積極參與農(nóng)民專業(yè)合作社，增加種稻大戶的家庭農(nóng)業(yè)總收入，拓寬和豐富種稻大戶農(nóng)業(yè)技術(shù)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(shù);技術(shù)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(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境的矛盾日益突出[1-2]。中國農(nóng)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(nóng)業(yè),仰仗更多農(nóng)戶接受并采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)[1]。因此,深入研究農(nóng)戶環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)采用行為的關(guān)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(nóng)業(yè)技術(shù)推廣工作具有十分重要的意義[3]。

國內(nèi)外學(xué)者們對農(nóng)戶環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)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(nóng)戶戶主受教育程度越高,其越有可能采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)。THANGATA等[5]認(rèn)為,農(nóng)戶戶主年齡與其測土配方施肥技術(shù)采用行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。車曉皓[6]通過實證研究得出,農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采用行為受到戶主年齡、耕地面積、是否接受過技術(shù)培訓(xùn)、技術(shù)信息獲取渠道種類及農(nóng)業(yè)收入比例的影響。張成玉[7]基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究農(nóng)戶測土配方施肥技術(shù)采用行為的影響因素,研究結(jié)果表明戶主年齡、戶主文化程度、家庭農(nóng)業(yè)總收入、農(nóng)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(rèn)為影響農(nóng)戶采用測土配方施肥技術(shù)的關(guān)鍵因素包括戶主性別、戶主年齡、耕地面積、是否接受技術(shù)培訓(xùn)、家庭收入及農(nóng)業(yè)勞動力。劉戰(zhàn)平等[9]研究認(rèn)為,農(nóng)戶戶主年齡、戶主受教育程度、戶主健康狀況、非農(nóng)收入比例及專業(yè)合作組織均會影響農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)。褚彩虹等[10]運用太湖流域農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù),實證研究該地區(qū)農(nóng)戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的主要影響因素,研究結(jié)果顯示,農(nóng)戶采用該種技術(shù)的行為受戶主年齡、戶主受教育程度、是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)經(jīng)歷、非農(nóng)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(chǎn)農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),研究影響其采用環(huán)境友好型技術(shù)的因素,得到的研究結(jié)論是農(nóng)戶全家人口數(shù)和戶主受教育水平顯著負(fù)向影響其采用該種技術(shù)。已有結(jié)論為筆者的研究奠定了良好的基礎(chǔ),但是關(guān)于農(nóng)戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為影響的實證研究較少,有關(guān)種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)采用行為影響的實證研究幾乎是空白,并且與普通農(nóng)戶相比,種稻大戶這一新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更傾向于采用農(nóng)業(yè)新技術(shù)[12]。鑒于此,在已有研究成果的基礎(chǔ)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(nóng)戶)作為研究對象,利用江蘇省南部395戶種稻大戶的實地調(diào)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(shù)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(nóng)業(yè)技術(shù)推廣應(yīng)用或擴散提供可借鑒的政策建議。

1 概念界定與研究假設(shè)

1.1 概念界定

農(nóng)戶資源稟賦指農(nóng)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(nóng)戶家庭成員的受教育水平、年齡、性格特征、經(jīng)歷、地理位置、社會網(wǎng)絡(luò)、信息資源、經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)濟狀況、經(jīng)濟和社會環(huán)境等[13]。此外,還有學(xué)者對農(nóng)戶資源稟賦進行了界定,認(rèn)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(wù)農(nóng)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(luò)資源如種植同一品種的親朋好友人數(shù),社會經(jīng)濟資源如有無加入專業(yè)合作組織、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、種糧收入占比、非農(nóng)收入占比[14-17]。結(jié)合課題組在江蘇省蘇州市、無錫市的實際調(diào)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(jīng)濟資源(如是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)業(yè)總收入、家庭年收入、非農(nóng)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(wù)農(nóng)人口數(shù))以及信息資源(如技術(shù)信息獲取渠道種類)。

環(huán)境友好型技術(shù)是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的綜合,包括農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)技術(shù)、有機肥料技術(shù)、生物防控技術(shù)、節(jié)水灌溉技術(shù)、測土配方施肥技術(shù)、生物能源技術(shù)、機插秧技術(shù)、拋秧技術(shù)、污染治理技術(shù)、信息技術(shù)等,其實質(zhì)是一種農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展理念和農(nóng)業(yè)技術(shù)體系,其指導(dǎo)思想是經(jīng)濟發(fā)展與資源環(huán)境的持續(xù)承受能力相適應(yīng),環(huán)境友好型技術(shù)既能滿足當(dāng)代人在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展過程中產(chǎn)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(jié)合課題組對江蘇省蘇州市、無錫市種稻大戶的調(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)、機插秧技術(shù)和拋秧技術(shù)。

1.2 研究假設(shè)

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(nóng)業(yè)技術(shù)[19]。有機肥這一環(huán)境友好型技術(shù)的技術(shù)知識含量相對較高,農(nóng)戶戶主的受教育程度越高,其越能明白這一技術(shù)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(shù)[20]。與受教育程度較低的農(nóng)戶戶主相比,受教育程度較高的戶主更容易參與非農(nóng)就業(yè),其采用測土配方施肥技術(shù)的機會成本相應(yīng)提高,因此,不愿意采用此種農(nóng)業(yè)新技術(shù)[11]。羅巒等[21]對水稻種植戶農(nóng)業(yè)技術(shù)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(nóng)業(yè)技術(shù)越偏好;而THANGATA等[5]的研究結(jié)論是,隨著農(nóng)戶戶主年齡的增長,其對測土配方施肥技術(shù)的興趣逐漸降低。一般而言,與女性戶主相比,男性戶主的風(fēng)險接受能力更強,掌握的農(nóng)作知識也更多,在采用環(huán)境友好型等農(nóng)業(yè)新技術(shù)方面,他們會更加積極[8],但男性的環(huán)保認(rèn)知程度較低[22]。劉戰(zhàn)平等[9]利用農(nóng)村實地調(diào)查數(shù)據(jù)對影響農(nóng)戶采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)的關(guān)鍵因素進行研究后認(rèn)為,戶主身體越健康,其采用該技術(shù)的概率越大。基于此,提出假設(shè)1:人力資本資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)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(yù)期影響為正。

1.2.2 社會經(jīng)濟資源的影響

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

1.2.3 自然資源的影響

關(guān)于耕地面積對農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)的影響,國內(nèi)外學(xué)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(nóng)戶的實地調(diào)查數(shù)據(jù),分析影響其采用測土配方施肥技術(shù)的主要因素,認(rèn)為農(nóng)戶耕地面積與其完全采用測土配方施肥技術(shù)行為呈顯著正相關(guān)。褚彩虹等[10]認(rèn)為,農(nóng)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(shù)所帶來的益處越明顯,因此,越樂意采用此種農(nóng)業(yè)新技術(shù)。楊泳冰等[25]提出,農(nóng)戶對商品有機肥這一環(huán)境友好型技術(shù)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(xué)者的觀點是農(nóng)戶耕地面積會影響其農(nóng)業(yè)新技術(shù)采用行為[26]?；诖?提出假設(shè)3:自然資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)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(xué)者研究發(fā)現(xiàn),在其他條件一定的情況下,農(nóng)戶全家人口越多,家庭規(guī)模越大,越愿意采用農(nóng)業(yè)先進技術(shù)[27]。還有學(xué)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(chǎn)量的壓力比較大,不會輕易采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)新技術(shù)[28-29]。農(nóng)戶全家人口數(shù)負(fù)向影響其采用環(huán)境友好型技術(shù),原因是農(nóng)戶全家人口越多,其家庭消費支出越高,用于農(nóng)業(yè)新技術(shù)的支出越少,采用環(huán)境友好型技術(shù)的概率越小[18]。車曉皓[6]進行研究后得出,一般情況下,農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)越多,其采用機插秧技術(shù)的可能性越小,但是采用測土配方施肥技術(shù)的可能性越大?；诖?提出假設(shè)4:勞動力資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為。全家人口數(shù)、務(wù)農(nóng)人口數(shù)的影響方向不明確。

1.2.5 信息資源的影響

關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)信息獲取渠道種類對農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術(shù)的影響,學(xué)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(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)進行實證研究,結(jié)果表明農(nóng)戶技術(shù)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(shù)?；诖?提出假設(shè)5:信息資源影響種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為。技術(shù)信息獲取渠道種類的預(yù)期影響為正。

根據(jù)上述研究假設(shè),建立種稻大戶資源稟賦對其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為影響的研究假設(shè)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(diào)查。為保證調(diào)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(diào)查點。調(diào)查樣本選取方式為:首先在每個調(diào)查市中隨機抽取4～5個鄉(xiāng)鎮(zhèn),然后在每個調(diào)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(diào)研一共獲得412份種稻大戶問卷,經(jīng)整理并剔除掉17份存在邏輯錯誤或部分?jǐn)?shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的調(diào)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(shù)采用行為影響的研究假設(shè)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(biāo)準(zhǔn)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(diào)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(zhì)比較好。從家庭農(nóng)業(yè)總收入來看,2012年種稻大戶家庭農(nóng)業(yè)總收入的均值是18.060萬元,標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)差是35.228萬元。在非農(nóng)收入比例方面,2012年非農(nóng)收入占家庭總收入比例的均值為0.300,標(biāo)準(zhǔn)差為0.295,這反映了種稻大戶主要以農(nóng)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(nóng)田面積是12.34 hm2,這表明種稻大戶向規(guī)模化方向發(fā)展。所有樣本中只有19.0%的種稻大戶尚未參加農(nóng)民專業(yè)合作社,這反映大部分種稻大戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社的積極性較高。農(nóng)業(yè)技術(shù)信息獲取渠道種類的均值為 1.539,標(biāo)準(zhǔn)差為0.837,這意味著種稻大戶獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)信息的渠道還不是很廣泛。

3 模型構(gòu)建及變量說明

3.1 模型構(gòu)建

種稻大戶是否采用環(huán)境友好型技術(shù)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(shù)采用行為的影響。

假設(shè)種稻大戶對環(huán)境友好型技術(shù)采用與否的選擇行為是相互獨立的,構(gòu)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(shù),即采用有機肥技術(shù)、測土配方施肥技術(shù)、機插秧技術(shù)、拋秧技術(shù)中的一種或幾種技術(shù);Y=0代表種稻大戶尚未采用環(huán)境友好型技術(shù),即對以上4種技術(shù)均未采用。則種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)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(shù)采用行為;Φ為標(biāo)準(zhǔn)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(shù)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(shù)采用行為的解釋變量為包括人力資本資源、社會經(jīng)濟資源、自然資源、勞動力資源和信息資源在內(nèi)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(jié)果見表1。

4 模型估計結(jié)果與分析

4.1 模型估計結(jié)果

要保證回歸結(jié)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(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)業(yè)總收入、家庭年收入、非農(nóng)收入比例、耕地面積等11個變量作為因變量重復(fù)以上運行過程。綜合全部回歸結(jié)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(jié)果如表2所示。Probit模型的卡方檢驗統(tǒng)計量為44.95,對應(yīng)P值為0.000 0,說明模型的有效性十分顯著。準(zhǔn)R2為0.176 5,敏感性為99.44%,特異性為7.69%,正確預(yù)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(jié)果

Table 1 Variable definitions and their descriptive statistics

變量名稱 測量及賦值均值標(biāo)準(zhǔn)差預(yù)期方向環(huán)境友好型技術(shù)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(xué)=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(jīng)濟資源 是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社未參加=0;參加=10.8100.393+ 家庭農(nóng)業(yè)總收入2012年家庭農(nóng)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(nóng)收入比例2012年非農(nóng)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(nóng)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(wù)農(nóng)人口數(shù)家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力數(shù)2.2340.842+/-信息資源 技術(shù)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(chǎn)生正向和負(fù)向影響,“+/-”表示自變量對因變量產(chǎn)生正向或負(fù)向影響。

表2 實證回歸結(jié)果

Table 2 Empirical regression of the data

變量 Probit回歸(MLE)系數(shù)邊際效應(yīng)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(nóng)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(nóng)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(wù)農(nóng)人口數(shù)0.00050.00010.0005-0.0098是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社0.1262*0.01460.2398*0.0049*技術(shù)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(jié)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(jié)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(jié)果基本一致,因此,可以判斷回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4.2 各種資源對環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的影響分析

4.2.1 人力資本資源的影響

回歸結(jié)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(shù)采用行為的邊際效應(yīng)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(shù)。統(tǒng)計分析結(jié)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(diào)查種稻大戶中,采用環(huán)境友好型技術(shù)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(jì)大的人從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間比較長,積累的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗比較豐富,改變自己的行為比較困難,接受農(nóng)業(yè)新型技術(shù)可能性比較小,而年紀(jì)小的人從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間比較短,積累的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗比較少,行為改變較容易,接受農(nóng)業(yè)新技術(shù)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(shù)采用行為的影響不顯著,在蘇南的實際調(diào)查中發(fā)現(xiàn),種稻大戶是既追求經(jīng)濟效益又追求生態(tài)效益最大化的理性農(nóng)民,他們對環(huán)境友好型技術(shù)重要性的認(rèn)知沒有因為戶主受教育程度的不同而產(chǎn)生比較明顯的差異,因此,其對該新型農(nóng)業(yè)技術(shù)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(shù)也沒有產(chǎn)生顯著影響,原因可能是近年來女性農(nóng)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(nóng)民工在農(nóng)村外流勞動力中所占比例逐漸增大,性別對留守農(nóng)民如種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)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(shù)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(jīng)濟資源的影響

回歸結(jié)果顯示,種稻大戶是否參加農(nóng)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(yīng)是0.014 6,說明參加農(nóng)民專業(yè)合作社的種稻大戶比不參加農(nóng)民專業(yè)合作社的種稻大戶更能促進環(huán)境友好型技術(shù)的采用和推廣。調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果也印證了這一點,在參加農(nóng)民專業(yè)合作社的種稻大戶中,對環(huán)境友好型技術(shù)有采用意愿的種稻大戶所占比例為89.4%,而在尚未參加農(nóng)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(nóng)民專業(yè)合作社的成員,其不僅會擁有更為寬廣的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和信息資源,而且能享受到農(nóng)民專業(yè)合作社提供的各種服務(wù)如技術(shù)服務(wù)。

種稻大戶家庭農(nóng)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(nóng)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(shù)的概率增加0.47百分點,意味著種稻大戶的家庭農(nóng)業(yè)總收入越高,其越傾向于采用環(huán)境友好型技術(shù)。調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果也印證了這一點,家庭農(nóng)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(shù)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(jīng)濟人,他們會根據(jù)家庭農(nóng)業(yè)總收入的多少來決定是否對農(nóng)業(yè)進行投入以及對農(nóng)業(yè)投入多少,其家庭農(nóng)業(yè)總收入越高,對農(nóng)業(yè)進行投入的概率越大,采用環(huán)境友好型技術(shù)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(yīng)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(shù)。調(diào)查結(jié)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(shù)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(nóng)業(yè)政策的農(nóng)業(yè)相關(guān)部門越信任,在信任感的驅(qū)動下十分愿意采用農(nóng)業(yè)相關(guān)部門大力宣傳推廣的環(huán)境友好型等農(nóng)業(yè)新型技術(shù)。

種稻大戶非農(nóng)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(nóng)收入比例對其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的邊際效應(yīng)達-0.179 7,說明非農(nóng)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(shù)。調(diào)查也表明,當(dāng)非農(nóng)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(shù)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(nóng)收入比例越高,他們對非農(nóng)業(yè)的依賴性越高,將大部分時間用于非農(nóng)業(yè)方面,用于了解農(nóng)業(yè)先進技術(shù)方面信息的時間非常少,不能深入了解農(nóng)業(yè)先進技術(shù)的優(yōu)點及其應(yīng)用價值,因此,對農(nóng)業(yè)先進技術(shù)如環(huán)境友好型技術(shù)的采用持一種消極態(tài)度。

4.2.3 自然資源的影響

回歸結(jié)果顯示,種稻大戶耕地面積對其環(huán)境友好型技術(shù)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(shù)的影響不顯著。在蘇南的實際調(diào)查中發(fā)現(xiàn),種稻大戶對當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與生態(tài)環(huán)境之間的矛盾有一種比較清楚的認(rèn)識,不管全家人口多還是少,家庭生活負(fù)擔(dān)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(shù)進行投資。務(wù)農(nóng)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(diào)查中發(fā)現(xiàn),環(huán)境友好型技術(shù)在該地區(qū)是一種比較常見的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù),種稻大戶對此種技術(shù)的采用意愿沒有因為在家務(wù)農(nóng)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(shù)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(shù)信息獲取渠道種類對種稻大戶環(huán)境友好型技術(shù)采用行為的邊際效應(yīng)達0.009 3,表明技術(shù)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(shù)的概率越大。調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果也印證了這一點,在技術(shù)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(shù)的人所占比例分別是89.3%、95.8%、100%。種稻大戶農(nóng)業(yè)技術(shù)信息獲取渠道種類越多,其獲取農(nóng)業(yè)技術(shù)信息的渠道就越廣,越有利于他們對農(nóng)業(yè)技術(shù)進行多方位的了解,促進其采用新型農(nóng)業(yè)技術(shù)。

5 研究結(jié)論

在對蘇南395戶種稻大戶進行實地調(diào)查的基礎(chǔ)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(shù)采用行為的影響。研究結(jié)果表明,種稻大戶資源稟賦影響其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為。在反映人力資本資源的變量中,戶主年齡顯著負(fù)向影響其環(huán)境友好型技術(shù)采用行為;在反映社會經(jīng)濟資源的變量中,是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)業(yè)總收入、家庭年收入和非農(nóng)收入比例對其采用環(huán)境友好型技術(shù)有顯著影響,是否參加農(nóng)民專業(yè)合作社、家庭農(nóng)業(yè)總收入、家庭年收入的影響方向為正向,非農(nóng)收入比例的影響方向為負(fù)向;在反映信息資源的變量中,技術(shù)信息獲取渠道種類對其環(huán)境友好型技術(shù)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(shù)采用意愿更強,因此,農(nóng)業(yè)相關(guān)部門和技術(shù)推廣人員在進行環(huán)境友好型技術(shù)的宣傳和推廣時應(yīng)將戶主年輕的種稻大戶作為先行推廣目標(biāo)。

(2)促進種稻大戶積極參與農(nóng)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(nóng)民專業(yè)合作社的了解和認(rèn)識,使其認(rèn)識到參加農(nóng)民專業(yè)合作社會給自己帶來好處;合作社應(yīng)給已入社的種稻大戶提供多元化的、高質(zhì)量的服務(wù),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(yīng)爭取更廣泛的種稻大戶入社;進一步規(guī)范農(nóng)民專業(yè)合作社的制度安排,如規(guī)范合作社的財務(wù)制度,強調(diào)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(nóng)業(yè)總收入。通過解決農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入不足加快農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè);加大政府對農(nóng)村信貸的支持力度,加快農(nóng)村金融體制的改革步伐,確保農(nóng)村金融發(fā)展;健全農(nóng)業(yè)保險體系,鼓勵商業(yè)保險公司開發(fā)農(nóng)業(yè)保險業(yè)務(wù),建立農(nóng)業(yè)再保險機制,壯大農(nóng)業(yè)保險規(guī)模;建立并完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼制度等措施提高種稻大戶家庭農(nóng)業(yè)總收入。

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

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(責(zé)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(xué)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(wù)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(xué)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(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟研究。E-mail: 827815513@qq.com

① 通信作者E-mail: qizhh@mail.hzau.edu.cn