環境約束條件下農戶對農業新技術采納意愿的影響因素分析

陶群山，胡 浩，王其巨

（1.南京農業大學 經濟管理學院，南京 210095；2安徽中醫學院 醫藥經濟管理學院，合肥 230038）

0 引言

農業環境污染是大多數國家經濟發展過程中出現的普遍現象。農業污染的日益嚴重給農業經濟的效益以及生態環境造成了較大的危害。而環境污染的加劇會促使社會對環境污染規制的重視。我國在發展現代農業生產的同時也制定了適當的農業環境政策，農業環境政策的制定在不同程度上對農業環境污染起到了一定的遏制作用。

既有的研究發現環境規制能夠促進農業科技進步，但是由實證的分析可以看出，我國環境規制對農業科技進步的促進效果不明顯（胡浩，陶群山，2011）。[1]其主要原因在于我國農業科技進步主體包括科技創新主體和新技術采納主體即農戶，而農戶自身的特質、市場條件和政策環境條件影響了農戶對農業環境新技術的采納意愿。本研究以安徽省為例，從農戶的視角分析了在環境約束條件下農民對農業新科技采納的影響因素，以此來說明環境規制對農業科技進步的促進效果。

1 研究假說

為了驗證環境約束下農戶對新技術選擇的影響因素，在本研究的調查問卷設計中，根據既有的研究成果和實際調查的情況，設計了相應的研究變量并提出了相應的假說。

1.1 農戶特征

這里研究的農戶特征包括戶主個人特征和家庭特征兩個方面。個人特征主要是戶主年齡、健康狀況、教育程度以及對環境質量的關注程度。這里假定戶主年齡對于農戶采用新技術有著正向的促進作用，年齡大的較為保守，傾向于傳統技術的使用，不易接受新生事物。而年齡小的戶主相對具有投資意識，敢于承擔風險，能夠接受新技術。戶主健康健康狀況與新技術的采納是成正相關的，而戶主的受教育程度和新技術的采納是成正相關關系。戶主的受教育程度越高，掌握新技術的能力也就越強，也就越容易接受新技術。環境質量的關注程度是與新技術采納意愿成正向關系的。

家庭特征主要涉及家庭勞動力人數、非農收入所占比例、家庭電話數量、耕地面積等。家庭勞動力人數量的增加，會導致就業壓力的增大，往往會促使農戶通過技術革新，提高農產品的產量和質量，以此來提高收益。耕地面積擴大，會促使生產者實現規模效應，從而有利于農戶采納新技術。家庭電話數量是農戶與外界信息交流和社會網絡關系的一個重要替代變量，電話數量與農戶信息獲取是成正比的，而農戶信息的獲取數量多又會引起農戶的勞動力的農外轉移，從而不利于農業新技術的采納。非農收入比例的增加也不利于農戶從事農業生產，而影響農業新技術的采納。因此這里假定：家庭勞動力人數、耕地面積和新技術采納意愿成正比，而家庭電話數量和非農收入所占比例和新技術采納意愿是成反方向變化關系。

1.2 市場條件

這里假定市場條件包括產品銷售渠道的有無，農戶對綠色農產品的預期。農戶銷售渠道有無涉及到農戶是否參與龍頭企業，是否存在中介組織和合作經濟組織等。這里假定綠色農產品的預期和新技術的采納意愿程度成正比，這主要是由于農業新技術能夠改善生產環境，提高生活質量，因而會使產品質量和價格有著顯著的提高，能夠激發農戶采納新技術的意愿。而產品銷售渠道的有無直接影響到農戶的經濟效益，因此銷售渠道的存在會刺激農戶積極地尋找新技術，提高產品產量和質量來獲取利潤。

1.3 政策環境

政策環境在這里主要指政府補貼的有無，貸款的難易程度以及技術宣傳和技術培訓渠道等等。在環境規制下，政府的政策扶持對農戶新技術的采納有著引導和激勵作用，有利于農戶新技術的采納行為。而農戶對新技術缺乏了解和必要的專業技術知識，需要政府通過相關途徑加以宣傳告知，并能組織農戶進行環境技術的培訓，這些將有利于農戶對新技術的積極采納。此外，資金的缺乏也是農戶采納新技術的一個障礙，廓清農戶貸款障礙，為農戶建立暢通的資金渠道，將有助于農戶對新技術的采納。因此這里假設政府補貼、政策宣傳和培訓以及貸款的獲得能夠促使農戶對新技術的選擇。

2 數據來源和樣本概況

2.1 數據來源

本研究數據來源于2011年7～10月份筆者對安徽省農村農戶在環境約束條件下對農業新技術的采納狀況的調查。調查是在近年來安徽省的農業環境污染日益嚴峻的條件下進行的，由于農業化肥、農藥的過量使用、農業秸稈的焚燒以及畜禽糞便的排放造成了農村生態環境的嚴重影響，致使農產品產量和品質的下降，對人們身體健康和生活質量產生了不利的影響。而農戶是農業生產的直接執行者，農戶的生產行為和生產方式是導致農業環境污染的直接原因。因此，對農戶基本情況及環境行為及其所處的市場環境和政策環境進行調查，有助于了解環境約束條件下農戶對農業新技術的采納意愿及其影響因素，能夠幫助我們理解環境規制對農業科技進步的影響效果及形成原因。

本次調查數據主要涉及三個方面內容：農戶及基本狀況的調查，主要涉及農戶的性別、健康狀況、受教育程度，非農收入等相關情況；農業廢棄物的處理情況的調查，主要涉及到種植業的種類，秸稈處理狀況，畜禽養殖狀況及糞便處理狀況，化肥使用狀況等；環境條件下農戶采納新技術的意愿情況，主要包括農戶對環境問題重要性的認識情況、對采納新技術的態度和預期、以及相關銷售渠道、產品價格等市場條件和貸款難易、政府補貼等政策環境。

本次調查共發放問卷410份，實際收回問卷338份，有效問卷336份。調查主要是采取隨機抽樣和便利抽樣相結合的方式，由調查者根據隨機抽樣原則或自身便利條件抽取農戶樣本進行調查。調查主要由調查者和農戶進行面對面的詢問方式展開的，調查范圍涉及到安徽省16個地市的農村地區，包括養殖業相對集中的淮北地區，種植業相對發達的江淮平原區以及江南丘陵和大別山地區。

2.2 樣本的基本特征

本次調查收集的有效問卷336分，主要來自安徽省16個地市的農村地區。

2.2.1 被調查戶戶主的基本特征

從戶主的性別來看，這次調查的戶主均為男性，這主要和安徽省農村的習慣有關即家庭戶主通常都為男性，因此，關于性別對農戶采納新技術的影響在這次研究中難以得出，所以本研究沒有將性別作為一個研究變量。從戶主樣本的年齡結構看，30歲以下（不包括30歲）的10人，占總樣本數的2.9%，60歲以上（包括60歲）的26人，占總樣本數的6.8%，樣本農戶主要集中在30-60歲，占總樣本數的90.3%，平均年齡46.3歲，標準差為8.2歲。因此，從年齡角度看，所選擇樣本具有一定代表性。從受教育程度看，接受過初中教育的約占總樣本數的48.5%，接受過高等教育的7人，均為專科學歷，沒有接受教育的即文盲8人，平均受教育年限為6.8年，標準差為2.7年。從是否接受過涉農技術培訓看，150人接受過當地政府或相關組織組織的技術培訓，占總樣本數的44.6%。

2.2.2 被調查戶的基本特征

從被調查的勞動力狀況來看，農戶家庭勞動力人數多在2-4人，占總樣本數的82.7%，而且以2人為最多，家庭勞動力最少為1人，最多為6人，平均家庭擁有勞動力數量2.2人，標準差0.9人。從家庭擁有通訊工具（包括固定電話和手機）數量看，擁有3-4部通訊工具的較多，占總樣本數的56.5%，沒有任何通訊工具的3戶，極少數家庭通訊工具數量在10以上，平均每戶擁有通訊工具數量為3.3部，標準差為1.4部。

從家庭擁有耕地面積數量來看（其中自有耕地轉讓給他人耕種記為0畝，耕種他人土地和自家擁有耕地合并計算），耕地數量為0畝的12戶，占總樣本數的3.5%，15畝以上（包括15畝）的31戶，占總樣本數的9.2%，家庭平均耕地面積7.0畝，標準差6.2畝。

從家庭收入結構看，家庭收入完全來源于農業生產的有26戶，占總樣本數的7.7%，家庭收入完全來自于非農收入的有19戶，占總樣本數的5.6%。從調查數據看，非農收入比例超過0.5（包括0.5）的有250戶，占總樣本數的74.4%，可見，非農兼業成為當前農村就業的主流，從調查情況來看，非農收入的來源主要是外出打工或經商，非農兼業收入已經成為農民收入的一個重要來源。

3 模型的選擇和解釋變量說明

3.1 二元選擇模型

二元選擇模型假設每個個體都面臨二者挑一的選擇，并且其選擇依賴于可分辨的特征，[2]因此模型被適用于被解釋變量取值只有兩種的情形，其目的是研究具有給定特征的個體作某種而不作另一種選擇的概率，是研究定性變量與其影響因素間的關系的有效工具之一。具體模型如下：[3]

即yi關于它的條件均值的一個回歸。

二元選擇模型中估計的系數不能被解釋成對因變量的邊際影響，只能從符號上判斷。如果為正，表明解釋變量越大，因變量取1的概率越大；反之，如果系數為負，表明相應的概率將越小。

在本研究中，對環境規制下，農戶對農業新技術的選擇意愿確定為yi，農戶愿意選擇農業新技術用1表示，反之用0表示。為了檢驗農戶在環境約束下對農業新技術采納意愿的影響因素，這里根據336份樣本問卷，選擇了5類15個解釋變量。

（1）戶主特征變量：年齡（Age）、受教育程度（Edu）、健康狀況（Heal）、技術培訓狀況（Tral）；

（2）家庭特征變量：家庭勞動力人數（Lab）、耕地面積（Land）、非農收入比例（Non-agri）、電話數量（Tele）（包括固定電話和手機）；

（3）環境意識：對農業生產環境的關注度（Envi）；

（4）市場條件變量：市場銷售渠道有無（農戶是否參與龍頭企業，是否存在中介組織和合作經濟組織等）(Mark)、農戶對采納新技術的預期（Tech-ex），采納新技術的難易度（Tech-di）；

（5）政策環境變量：貸款的難易程度（Loan）、政府補貼的有無（Subs）、環境技術的宣傳狀況（Prop）。

由于這里考察的是農戶采納新技術的意愿情況，因變量只有兩種狀態（愿意采納：1和不愿意采納：0），因此采用二元選擇模型分析較為合適，通過擬合分析，選用Logistic回歸模型更為合適。

設y=0的概率為P，則因變量為0的概率P的計算公式為：

在這種情形下，用極大似然估計法估計函數模型為：

式中，Pi表示農戶選擇采用新技術的概率，i是農戶編號，βi表示因素的回歸系數，m表示影響這一概率的因素個數，Xij表示第i個農戶的第j個影響因子，α是回歸截距，εi表示隨機擾動項。

3.2 模型中變量的說明

對于模型中相關變量的界定及調查數據的分類統計特征見表1。

表1 模型中解釋變量的界定及數據的統計特征

4 計量模型的估計結果及分析

4.1 計量模型估計結果

這里在336份有效調查問卷的數據基礎上，運用SPSS16.0統計軟件進行了二元選擇模型估計。在進行二元Logistic回歸分析時，采用后退篩選法即Backward：Wald選項。具體做法是：首先讓所有的變量都進入回歸方程，然后將Wald統計量值最小的解釋變量刪除，再進行回歸，直到所有的解釋變量均達到顯著水平為止。這里一共進行了10次計量估計結果。以下僅選用步驟1和步驟10的模型進行比較分析，見表2。

表2 環境約束條件下農戶采納新技術意愿模型估計結果

4.2 模型估計結果的分析

由估計結果可以看出，模型的顯著性較為明顯，預測準確率較高。在環境約束條件下，農戶對農業新技術的采納較明顯地和家庭電話數量等家庭特征變量、農戶對環境的關注程度等環境意識變量、銷售渠道的有無和新技術的采納難度等市場條件以及政府補貼和政府是否組織新技術的宣傳等政策環境變量有關。通過分析可以得出以下結論：

(1)社會網絡關系對農戶采納新技術有著直接的影響。

模型中用家庭電話數量作為農戶獲取信息的渠道的替代變量，也是農戶社會網絡關系的表征變量。由表2可以看出，家庭電話數量系數是-0.194，這表明家庭電話數量多少和農戶采納新技術的意愿呈反方向變化，該系數檢驗的顯著性值（sig.）是0.051，剩余平方和是0.099，可見，檢驗的效果較為明顯。所以，農戶獲取信息渠道的多少和社會網絡密集程度和農戶采用農業新技術是成反比的。在實際生活中，農戶的社會關系網絡和其獲取信息的渠道較大程度地依靠電話等現代通訊工具，特別是在當前我國農村勞動力市場不發達，政策的政策導向作用不明顯的形勢下，農村勞動力的外出就業則更多地依靠親緣關系等社會網絡。以現代通訊方式為特征的信息獲取渠道和社會網絡關系有助于農村勞動力的轉移，造成外出就業的增多，而不利于農戶對新技術的采納。相關學者對農戶的社會網絡和信息渠道與農村勞動力的轉移關系進行了研究，蔡昉（2001）的研究表明，農村勞動力外出就業所依靠的社會資源并不是來自于政府和市場，而是其所在的社會網絡，其中65.8%的農村流動勞動力是靠親緣和地緣關系等社會網絡獲取工作信息的，可見，農戶信息渠道和社會網絡是農戶勞動力轉移的重要載體，而農村勞動力的轉移則不利于農民采用新技術并從事農業生產[4]。

（2）農戶環境意識的增強對農業新技術的采納意愿有著重要的意義。

這里用農戶對環境污染的關注程度作為農戶環境意識的變量，由模型估計結果可以看出，環境污染關注度系數是0.641，符號為正值，表明環境關注度越高越有利于農戶對新技術的采納意愿。顯著性檢驗表明，系數檢驗的顯著性值（sig.）是0.000，剩余平方和是0.151，檢驗的顯著性非常明顯。農戶的生產決策目標是多樣化的，例如利潤的最大化，非利潤的最大化諸如風險的最小化、產品質量最優化等等。農戶的生產決策是這些目標權衡的結果，以利潤最大化為目標的農戶片面的追求產品產量，甚至以犧牲環境資源為代價來獲取產量的最大化，這不利于環境新技術的推廣和采納。而重視環境質量以非利潤最大化為目標的農戶則會關注于產品質量和生產的效益，從而更加關注于環境資源的質量，通過對農業環境新技術的采納來提高產品的產量和質量，從而達到改善環境，提高收入和增加效益的目的。隨著農民收入水平和生活質量的提高，對環境的關注程度也越來越高。由本次調查數據也可以看出農戶對環境關注程度明顯提高，十分關注者52人，占樣本數的15%，而極不關注者僅為7人，占樣本數的2%，見表3。環境意識的增強能促使農戶積極地采納新技術改善環境，合理利用土地、水資源提高要素的使用效率，自覺地選擇無污染的農業生產技術，提高生產質量和效益，最終促進農業的可持續發展。

表3 被調查農戶對環境關注程度

（3）綠色產品的市場條件的改善和銷售渠道的暢通是農戶采納新技術的直接推手。

環境規制下農業新技術的最終產品是綠色農產品，產品的市場需求是新技術最終推廣和使用的決定因素。由實證模型的估計結果可以看出，銷售渠道系數是0.718，符號為正，說明銷售渠道的暢通和農戶新技術的采納意愿是成正比的。而系數顯著性的檢驗顯示，剩余平方和是0.276，系數檢驗的顯著性值（sig.）是0.009，非常顯著。而在本研究中涉及到的銷售渠道主要包括農業合作經濟組織、龍頭企業相關中介組織，這些組織在農戶生產經營和銷售過程中能夠幫助農戶統一購買生產資料、提供技術支持和服務；能夠提高產品的品牌效應和農戶議價能力，建立穩定的產品銷售渠道，從而為農戶綠色農產品的銷售開辟市場。但在調查中也發現當前安徽省的農業合作經濟組織數量偏少，難以達到廣泛帶動廣大農戶加入以實現農業生產的規模效應，現有的合作組織又普遍存在結構松散、人才匱乏、資金缺乏以及缺乏規范的管理機構和運營機制，這些也不同程度地影響著其正常效應的發揮。

（4）農戶采納新技術的難易程度對農戶的采納意愿影響顯著。

農戶采納環境技術的難易程度會直接影響著農戶的新技術采納意愿。新技術采納難易程度變量系數是-0.800，符號為負，這表明農業新技術采納的難易程度和農戶新技術的采納意愿是成反比的，即技術采納難度越大，農戶的新技術采納意愿就越弱，反之，則越強。而系數顯著性的檢驗顯示，剩余平方和是0.186，系數檢驗的顯著性值（sig.）是0.000，非常顯著。農業新技術的采納難度越低，新技術的帶來的效益越高，就越能促進農戶采納新技術。而新技術的采納難度與農民的教育文化程度、資金的獲取和新技術的培訓等密切相關的。農戶的教育程度越高，掌握新技術的能力就越強。此外，新技術培訓渠道和制度的完善也有利于農戶對新技術的掌握。這些對農戶新技術的采納都有一定的促進作用。當前隨著農民文化程度的不斷提高，政府適時采取措施予以政策和技術上的支持，從而能夠提高農戶采納新技術的熱情。

（5）政府扶持力度特別是政府補貼，對農戶是否采納新技術有著重要的影響。

由分析模型的估計結果可以得出，政府補貼變量系數是1.197，符號為正，表明政府補貼和農戶對新技術的采納意愿是呈正向變化關系的，即政府補貼力度越大，農戶對新技術的采納意愿越強，越有利于農業科技進步；反之，則對新技術的采納意愿越弱，不利于農業科技進步。而系數顯著性的檢驗顯示，剩余平方和是0.305，系數檢驗的顯著性值（sig.）是0.000，非常顯著。政府通過對引進具有一定的經濟效益和環境效益農業新品種、新技術給予一定的補貼或獎勵，從政策上給予引導和支持，這些都會激發農戶積極引進新品質、采納新技術，能夠迅速將農業科技成果轉化為物質財富和經濟效益，從而有利于農業的科技進步。

（6）政府對新技術的宣傳有利于促進農戶對新技術采納。

政府組織對新技術的宣傳主要是指政府通過相關機構例如政府科技部門、村委會等組織對農業新品種、農業新設備以及農業新技術的宣傳和推廣。模型的研究結果顯示政府組織新技術的宣傳有利于農戶新技術采納意愿的提升。模型中政府宣傳變量系數是0.533，符號為正，說明政府組織宣傳和農戶新技術采納意愿是正相關的。而系數顯著性的檢驗顯示，剩余平方和是0.289，系數檢驗的顯著性值（sig.）是0.00，非常顯著。在調查中也發現當地政府組織了農業科技下鄉和新技術進村入戶活動，通過開展科技下鄉進村入戶，以科技培訓、科技咨詢等方式將農業新技術、新成果傳授給農戶，特別是農村專業戶、返鄉農民工，使他們通過學習，提高他們的科技素質，提升農產品的市場競爭力，促進生態農業和綠色農業的健康發展。但模型的估計也顯示政府的技術培訓對農戶采納新技術的意愿的提升不夠顯著，這可能和培訓的效果不夠明顯，很多活動僅僅局限于形式，收效并不明顯。

最后，從模型的估計結果看，戶主特征變量對于農戶新技術的采納意愿影響并不明顯。戶主的年齡、受教育程度、健康狀況以及是否參加技術培訓對技術采納影響不大，這可能和新技術的采納是受到多方面因素的影響，是一個長期的、動態的選擇過程，而調查的數據也僅僅是一個靜態數據，有些長期的效應難以顯現。

5 啟示

實證的分析表明農民的環境意識、市場條件以及政府的政策環境條件對農戶選擇采納新技術影響顯著。因此，在環境約束條件下，政府必須通過教育機構、新聞媒體以及宣傳部門多渠道、多措施進行農業生態環境保護的宣傳，提高農戶環保意識。政府還要在農戶對新技術的使用上進行技術和資金的支持，通過科技下鄉等手段提供技術支持，以政府補貼等方式予以積極引導和資金支持。此外，政府還要積極地扶持農村合作經濟組織和龍頭企業，規范它們的經濟行為和運營機制，發揮它們在農戶的要素供給、技術支持和產品銷售中的引領作用。

[1]陶群山,胡浩.環境規制和農業科技進步的關系分析—基于波特假說的研究[J].國人口、資源與環境，2011,(12).

[2]Robert S.Pindyck.Econometric Models and Economic Forecasts[M].New York:The McGraw-Hill Companies,Inc.1998.

[3]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2009.

[4]蔡昉.中國人口流動方式與途徑[M].北京：社會科學文獻出版社，2001.