農戶應用數字農業技術的意愿及影響因素研究
——以新疆生產建設兵團第六師為例

劉 英，王華麗

（新疆農業大學公共管理學院，烏魯木齊 830052）

近年來，數字技術在農業生產中逐漸被廣泛應用，數據顯示，全國農業科技進步貢獻率超過60%，農作物耕種收綜合機械化率達71%，2019 年全國縣域數字農業農村發展總體水平達36%，其中，農業生產數字化水平達23.8%［1］。但目前而言，中國數字農業技術還處于推廣試驗階段，需要結合實際逐步開展數字農業技術推廣工作。農戶作為農業生產經營的主體，是數字農業技術的主要使用者，因此，從農戶角度出發，探討其應用數字農業技術的意愿及影響因素具有重要意義。

通過文獻梳理，發現國內外學者多采用Logit 和Probit 模型研究農戶農業技術采納意愿及影響因素，各類影響因素呈現出不同結果，且類別較多。Michels 等［2］認為農民的年齡、受教育程度和農場規模是智能手機采用率的決定因素。Bolfe 等［3］研究發現，巴西農民在其生產系統中至少使用一種數字技術且該技術因復雜程度而異，主要影響在于技術的采購成本，但大多數農民希望了解更多的新技術來加強其所在地的農業發展。胡晨等［4］通過總結近10年的研究成果發現，影響農戶技術采納的因素主要包括農戶受教育程度、風險偏好、勞動力數量、家庭總收入、技術有用性、耕地面積、資金支持、是否加入合作社、村干部經歷等。劉二陽［5］研究發現，文化程度、務農年限、耕地面積、對耕地質量的關注度、技術感知有用性和技術人員影響了農戶對農業綠色技術的采納意愿。基于此，本研究采用結構方程模型從農戶個人特征、家庭特征、技術認知、技術服務、技術特征和技術效益6 個方面展開分析，并基于農戶個人特征進行多群組分析，驗證個人特征的調節效應。

1 理論分析與研究假設

1.1 理論分析

農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、所處環境等因素，說明農戶選擇應用技術的行為經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戶技術認知，從而影響最終決策。

理性選擇理論提出農戶是理性經濟人，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度、主觀規范、知覺行為控制3 項相關因素的影響［6，8］，因此，農戶作為理性經濟人，對外部環境的感知會影響其決策行為，例如，對技術獲取便利性、技術難易程度、技術成本和效益等因素可能最終會影響農戶對數字農業技術的使用決策和計劃。

1.2 研究假設

1.2.1 個人層面研究假設

1）農戶個人特征。包括個人特征和家庭特征。大多數學者指出個人特征對技術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現，性別、年齡、文化程度等特征對其技術應用意愿有調節作用。陳晨［9］研究發現，少數民族職工農業技術選擇行為受年齡、性別、文化程度、是否為村干部等因素的影響。田兢娜等［10］認為農戶是否為戶主、種植面積、是否為村干部與技術采納意愿關系密切，故提出假設：

H1：農戶個人特征對其應用數字農業技術的意愿有顯著影響。

H1a：年齡對農戶技術應用意愿呈負向顯著影響，且有調節作用。

H1b：文化程度對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響，且有調節作用。

H1c：性別對技術應用意愿有調節作用。

H1d：是否參加合作社對其技術應用意愿有調節作用。

H1e：是否團場（連隊）工作人員對技術應用意愿有調節作用。

H2：家庭特征對農戶應用數字農業技術意愿有顯著影響。

H2a：耕地面積對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H2b：家庭年收入對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H2c：農業收入占比對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

2）農戶技術認知。指農戶對數字農業相關政策、技術本身和技術種類的認知。Rezvanfar 等［11］認為農戶對農業新技術的認知和了解程度影響了農戶對有機農業種植技術的采納。石洪景［12］研究發現農戶對農業技術的感觀認知和體驗對其技術采納行為有顯著影響。即認為農戶技術認知越高，應用意愿越強，故提出假設：

H3：農戶技術認知對農戶應用數字農業技術的意愿有顯著影響。

H3a：數字農業政策的了解對其技術應用意愿呈正向顯著影響。

H3b：數字農業技術的了解對其技術應用意愿呈正向顯著影響。

H3c：數字農業技術種類的了解對其技術應用意愿呈正向顯著影響。

1.2.2 外部因素研究假設

1）技術服務感知。指農戶對技術宣傳、政府支持力度、技術指導人員、技術培訓和技術獲取便利性的感知。張婷婷［13］研究發現，農戶對新技術的了解信任、政策補貼、農技服務人員的服務能力等因素是影響農戶技術采納意愿的限制因素，技術獲取渠道、技術培訓等因素是影響農戶采納行為的促進因素，故提出假設：

H4：技術服務感知對農戶應用數字農業技術的意愿有顯著影響。

H4a：數字農業技術的宣傳力度對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H4b：政府對數字農業技術使用支持力度對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H4c：技術獲取便利性對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H4d：技術指導持續性對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H4e：技術培訓經常性對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

2）技術特征感知、技術效益感知。指農戶對技術耐用性、難易程度、應用風險的感知和對生產成本、收益變化的感知。劉勇等［14］研究發現，農戶對低碳農業技術的采納行為取決于技術成本和效益、信息獲取渠道等方面?；翳ぃ?5］研究發現，技術易用性、環境變化感知等因素對新疆不同種植規模的農戶有顯著影響。彭欣欣［16］研究發現，農戶對技術的感知有用性和易用性對其測土配方施肥技術采納意愿呈顯著正向影響，故提出假設：

H5：技術特征感知對農戶應用數字農業技術的意愿呈顯著影響。

H5a：技術耐用性對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響

H5b：技術易用性對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H5c：技術安全性對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H6：技術效益感知對農戶應用數字農業技術的意愿有顯著影響。

H6a：農業生產成本對農戶技術應用意愿呈負向顯著影響。

H6b：勞動力需求對農戶技術應用意愿呈負向顯著影響。

H6c：農作物產量對農戶技術應用意愿呈正向顯著影響。

H6d：農業收入對農戶技術應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 數據來源與樣本分析

2.1 數據來源

2021 年4—7 月進行實地調研，根據新疆生產建設兵團第六師各團場駐地區域及農作物種植情況選取紅旗農場、芳草湖農場、共青團農場、103 團和六運湖農場，按照區域分配均勻性原則，每個團場抽選60~80 名的農戶，共發放問卷330 份，其中，實地走訪發放問卷100 份，借助集體會議、網絡鏈接和二維碼發放電子問卷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%；農戶年齡集中在41~60 歲，占比為73.25%；農戶整體文化程度不高，初中及以下學歷的農戶占比為78.66%，綜合來看，研究區域農戶呈現出較為明顯的老齡化和文化程度不高的問題，這與當前農村的實際情況相符。從整體來看，農戶技術應用意愿較高，達85.03%，且有62.42%的農戶愿意學習新的數字農業技術，農戶對數字農業技術的使用和學習都比較感興趣。

3 模型構建與變量定義

3.1 模型構建

結構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，可對結構理論進行多元分析，包括測量模型和結構模型的評估［18］。

測量模型：

結構模型：

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表示內生潛變量的觀測變量，η表示內生潛變量，ε表示Y的誤差項，ΛY表示Y在η上的因子負荷矩陣，B表示內生潛變量之間的關系，Γ表示外生潛變量對內生潛變量的影響，ζ表示結構方程的殘差項。

3.2 變量定義

選擇符合假設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，農戶特征部分根據正向排序賦值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，分值越高表示對數字農業技術的好感度越高（表1）。

表1 變量說明及描述性分析

續表1

4 結果與分析

4.1 信效度分析

為檢驗問卷質量，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系數，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 系數均高于 0.6，說明問卷內部一致性較好；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系數，說明問卷具有良好的聚合效度。

表2 信度分析結果

表3 平均方差與各維度相關性

4.2 模型擬合度檢驗與修正

在模型擬合度檢驗中，假設模型與觀察數據適配度應從多元準則來判斷，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 模型擬合度檢驗結果

4.3 模型運行分析

4.3.1 結構模型分析 基于前文假設，進行假設檢驗，結構模型運行結果見表5，6 條路徑中，個人特征、家庭特征、技術服務感知和技術特征感知4 條路徑在0.001 水平存在顯著差異，技術認知和技術效益感知2 條路徑在0.05 水平存在顯著差異，表明6 個維度對農戶應用數字農業技術的意愿有顯著影響，證明研究假設成立，最終模型見圖3。

圖3 最終模型運行結果

表5 模型運行結果

續表5

結構模型方程：

測量模型方程：

結構模型中各潛變量對農戶應用數字農業技術的意愿均呈正向顯著影響，各潛變量標準化路徑系數分別為0.301、0.248、0.143、0.248、0.309、0.139，其中，技術特征因素對農戶應用數字農業技術的意愿影響最大，其次是個人特征、家庭特征和技術服務，技術認知和技術效益影響最小。

1）個人特征對農戶應用數字農業技術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分別為-0.955、0.647，對數字農業技術應用意愿呈顯著影響，由于變量間相關性較高，且只有兩個變量，因而年齡的標準化系數達到了-0.955，總體結果表明，年齡越小、文化程度越高的農戶技術應用意愿越強，因此假設H1 和子假設H1a和H1b 均成立。

2）家庭特征對農戶應用數字農業技術的意愿呈正向顯著影響。耕地面積、家庭年收入、農業收入占比的標準化路徑系數分別為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，農業收入占比影響最小，表明農戶在選擇應用數字農業技術的過程中，耕地面積越大、家庭年收入越高、農業收入占比越高，其技術應用意愿越強，假設H2 和子假設H2a、H2b、H2c均成立。

3）技術認知對農戶應用數字農業技術的意愿呈正向顯著影響。農戶對數字農業政策、數字農業技術和數字農業技術種類的了解度的標準化路徑系數分別為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，即農戶對數字農業越了解，對數字農業技術和數字農業技術種類了解的越多，其應用數字農業技術的意愿也就越高，假設H3 與子假設H3a、H3b、H3c均成立。

4）技術服務感知對農戶應用數字農業技術的意愿呈正向顯著影響。從農戶對技術服務感知情況來看，技術獲取便利性（標準化路徑系數為0.920）影響最大，其次是政府支持力度和技術指導持續性（標準化路徑系數分別為0.861、0.878），技術宣傳力度和技術培訓連續性影響最?。藴驶窂较禂捣謩e為0.713、0.645），均達顯著水平（P＜0.001），假設H4 和子假設H4a、H4b、H4c 成立。從調研中獲知，各地普遍存在人才緊缺的現象，從分析結果可以看出，技術服務對農戶應用數字農業技術的意愿影響比較重要。

5）技術特征感知對農戶應用數字農業技術的意愿呈正向顯著影響。從農戶對技術特征感知情況來看，技術易用性（標準化路徑系數為0.929）影響最大，技術質量和技術安全性影響略?。藴驶窂较禂捣謩e為0.773、0.636），說明技術質量越好、技術操作越簡單、使用越安全，農戶應用數字農業技術的意愿越強，假設 H5 和子假設 H5a、H5b、H5c 成立，但據實踐了解，農業生產中數字技術若使用不當，或由于技術設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）技術效益感知對農戶應用數字農業技術的意愿呈正向顯著影響。從農戶對農業生產成本、勞動力需求、農作物產量和農業收入變化感知來看（標準化路徑系數為-0.865、-0.857、0.949、0.908），影響程度基本相同，其中，農業生產成本和勞動力需求變化呈負向顯著影響，作物產量和農業收入變化呈正向顯著影響，說明農戶在使用數字農業技術后，感知到生產成本和勞動力需求減少越多，作物產量和農業收入增加越多，其應用數字農業技術的意愿也越強烈，假設 H6 和子假設H6a、H6b、H6c、H6d 成立。

4.3.2 基于農戶個人特征的多群組分析 為進一步探究農戶個人特征對數字農業技術應用意愿的調節效應，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、測量誤差等參數設定限制條件，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的模型，結果如表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節作用，拒絕了H1c 和H1b 假設；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特征感知和技術效益感知、技術認知、家庭特征對技術應用意愿路徑中參數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）工作人員具有調節作用，假設H1a、H1d、H1e成立。

表6 農戶個人特征的多群組分析結果

5 小結與啟示

農戶個人特征、家庭特征、技術認知、技術服務感知、技術特征感知和技術效益感知影響農戶應用數字農業技術的意愿，其中，農戶對技術特征的感知影響最大，技術效益感知影響最小，且個人特征中的年齡、是否參加合作社和是否是團場（連隊）工作人員對農戶技術應用意愿有調節作用。

農戶在應用數字農業時受到多方面影響，為促進農戶積極應用數字農業技術，提出幾點建議，一是提高數字農業技術推廣重視度，充分利用多種宣傳渠道，積極宣傳；二是做好示范引領，充分發揮模范種植能手的帶頭作用，同時加強政策激勵，通過各類農業補貼降低農業生產成本；三是重視農戶需求，通過積極引進專業技術人才和加大培訓力度，提高農技服務能力；四是重視技術與生產的契合度，注重農業生產需求，在生產各階段選擇合適的數字技術，充分發揮技術效能；五是通過政府和企業的協作，引進新技術，展現數字技術的優勢，讓農戶信任數字農業技術，促使他們積極應用，從而不斷提高當地農業現代化水平；六是注重職業農民培養，結合當地“合作社+種植戶”的農業生產模式，充分利用合作社開展實操培訓，引導農戶積極加入合作社，不斷提升專業能力。