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保護(hù)性耕作的農(nóng)戶響應(yīng)意愿實(shí)證研究

2012-11-22 03:17:36肖建英譚術(shù)魁程明華
中國(guó)土地科學(xué) 2012年12期
關(guān)鍵詞:保護(hù)性耕作意愿

肖建英,譚術(shù)魁,程明華

(華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院,湖北武漢430074)

中國(guó)耕地?cái)?shù)量不斷減少的同時(shí),耕地退化和污染嚴(yán)重。保護(hù)性耕作作為保護(hù)農(nóng)地可持續(xù)生產(chǎn)能力的耕作技術(shù),通過(guò)土壤少免耕、地表微地形改造、地表覆蓋等達(dá)到“少裸露”、“少動(dòng)土”、“少污染”來(lái)保護(hù)農(nóng)地生態(tài)環(huán)境[1],對(duì)改善耕地質(zhì)量意義重大,已逐步成為中國(guó)一項(xiàng)重要而緊迫的發(fā)展任務(wù)。

中國(guó)于20世紀(jì)70年代開(kāi)始引進(jìn)保護(hù)性耕作,20世紀(jì)90年代示范推廣速度加快,進(jìn)入21世紀(jì)各級(jí)政府對(duì)其更加重視,在相關(guān)政策支持下,保護(hù)性耕作推行范圍已達(dá)北方15個(gè)?。ㄊ小^(qū))的501個(gè)縣,實(shí)施面積超過(guò)3000萬(wàn)畝,但推廣應(yīng)用面積占全國(guó)耕地總面積的比例僅為2.2%,遠(yuǎn)低于美國(guó)、加拿大、澳大利亞、巴西、阿根廷等國(guó)家的40%—70%[2],總體上仍處于起步階段。保護(hù)性耕作的推進(jìn)需要農(nóng)戶響應(yīng),農(nóng)戶的響應(yīng)意愿受到多種因素影響,在中國(guó)保護(hù)性耕作實(shí)施面積嚴(yán)重不足的情況下,對(duì)保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響因素進(jìn)行研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 研究進(jìn)展

對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作之影響因素的研究,國(guó)外已有較為完善的理論體系和豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)。在農(nóng)戶個(gè)體特征方面,Wilson對(duì)歐盟的研究發(fā)現(xiàn)在當(dāng)?shù)鼐幼r(shí)間越長(zhǎng)的農(nóng)戶越傾向于采納保護(hù)性耕作[3]。Bewket以埃塞俄比亞為例提出風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)影響農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作的傾向[4]。Semgalawe和Folmer對(duì)坦桑尼亞的調(diào)研得出年齡、婚姻狀況、受教育水平是農(nóng)戶對(duì)耕地質(zhì)量下降認(rèn)知的重要影響因素,受教育水平進(jìn)一步影響農(nóng)戶對(duì)保護(hù)性耕作的響應(yīng)力度[5]。Abreu認(rèn)為受教育水平對(duì)哥斯達(dá)黎加農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的行為影響不明顯[6],而Vignola等得出的結(jié)論是受教育水平高的農(nóng)戶對(duì)不實(shí)施保護(hù)性耕作將導(dǎo)致耕地產(chǎn)量下降的意識(shí)更強(qiáng),對(duì)保護(hù)性耕作的響應(yīng)積極性較高[7。

從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來(lái)看,農(nóng)戶對(duì)某種耕作方式的響應(yīng)通常被假定為基于利潤(rùn)最大化的考量。Ervin,C.A.和Ervin,D.E.提出種植非經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶更傾向于大力度投入保護(hù)性耕作[8]。Semgalawe和Folmer認(rèn)為非農(nóng)勞動(dòng)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力不足,由于不完全依賴農(nóng)業(yè)收入,該類農(nóng)戶對(duì)耕地質(zhì)量不太關(guān)心[5]。Shively對(duì)菲律賓農(nóng)戶的分析得出,在投資成本較低、農(nóng)戶正常消費(fèi)行為不受限制的情況下,小農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的意愿更強(qiáng)[9]。Lambert等發(fā)現(xiàn),近年來(lái)美國(guó)對(duì)農(nóng)場(chǎng)優(yōu)秀經(jīng)營(yíng)者的獎(jiǎng)勵(lì)、農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)特征均對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作產(chǎn)生了積極影響[10]。

傳統(tǒng)預(yù)期認(rèn)為制度因素是影響農(nóng)戶耕作行為的重要變量。Lynch、Traore、D’Emden等研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)援助工程、與推廣機(jī)構(gòu)聯(lián)系能促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)保護(hù)性耕作的響應(yīng),規(guī)模效應(yīng)的促進(jìn)作用不明顯[11-13]。Macary等研究發(fā)現(xiàn),明確土地產(chǎn)權(quán)是促使農(nóng)戶積極響應(yīng)保護(hù)性耕作的有效方法[14]。然而,Bultena和Hoiberg對(duì)愛(ài)荷華州的研究發(fā)現(xiàn),土地權(quán)屬與響應(yīng)保護(hù)性耕作之間關(guān)系不大[15]。Soule等認(rèn)為之所以出現(xiàn)相矛盾的觀點(diǎn)是因?yàn)闆](méi)有充分考慮以下兩個(gè)維度:一是土地使用權(quán)與響應(yīng)意愿的關(guān)系受到成本—收益和成本回收期的影響;二是土地租賃類型的不同影響農(nóng)戶響應(yīng)意愿[16]。

Rogers和Shoemaker從社會(huì)學(xué)角度構(gòu)建的農(nóng)戶響應(yīng)模型中把農(nóng)業(yè)、非農(nóng)信息的獲取作為影響農(nóng)戶響應(yīng)意愿的重要因素;在美國(guó),農(nóng)戶可以從公共部門(如美國(guó)農(nóng)業(yè)部、美國(guó)科學(xué)研究委員會(huì))和私人部門(農(nóng)業(yè)企業(yè)、私人承包商人)獲得有關(guān)保護(hù)性耕作的信息和援助,這對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿具有積極影響[5]。Lambert等也發(fā)現(xiàn)美國(guó)農(nóng)業(yè)部和美國(guó)科學(xué)研究委員會(huì)向農(nóng)戶提供有關(guān)保護(hù)性耕作方式的信息和技術(shù)援助,農(nóng)戶很容易對(duì)比較關(guān)心的問(wèn)題進(jìn)行咨詢,從而避免了因認(rèn)識(shí)不清導(dǎo)致農(nóng)戶響應(yīng)態(tài)度不積極的局面[10]。

從保護(hù)性耕作自身特性與農(nóng)戶響應(yīng)的關(guān)系來(lái)看,Rogers提出了創(chuàng)新擴(kuò)散理論(IDT),他認(rèn)為創(chuàng)新是否得到響應(yīng)的影響因素有兼容性、復(fù)雜性、相對(duì)優(yōu)勢(shì)、可觀察性和可試驗(yàn)性[17]。Hopkins和Johansson認(rèn)為對(duì)技術(shù)和管理水平的要求會(huì)影響農(nóng)戶響應(yīng)行為,需要大量管理時(shí)間和技能的保護(hù)性耕作方式有可能得到小農(nóng)戶的響應(yīng),但需要大量的財(cái)力支持[18]。Sattlera和Nagel對(duì)德國(guó)東北部農(nóng)戶的調(diào)查發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)效益并非影響農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的最重要因素,風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)其影響最大;更好地為后代保護(hù)耕地資源、提高農(nóng)民的社會(huì)聲譽(yù)也是農(nóng)戶優(yōu)先考慮的因素[19]。

相比較而言,國(guó)內(nèi)對(duì)保護(hù)性耕作及農(nóng)戶響應(yīng)的研究尚少,相關(guān)成果一般針對(duì)特定耕作方式展開(kāi)探討。曹光喬和張宗毅分別就秸稈還田、免耕播種兩項(xiàng)保護(hù)性耕作技術(shù)構(gòu)建Logit模型對(duì)采納影響因素進(jìn)行了研究[20]。湯秋香等針對(duì)不同保護(hù)性耕作模式的分析得出,政府示范宣傳與引導(dǎo)、鄰里效應(yīng)是促進(jìn)農(nóng)戶采納的主要原因,機(jī)具不配套是阻礙因素[21]。馬麗和呂杰從農(nóng)戶認(rèn)知、家庭特征角度對(duì)遼寧西部玉米生產(chǎn)中保護(hù)性耕作的應(yīng)用情況進(jìn)行了深入調(diào)查[22]。趙旭強(qiáng)等以山西省為調(diào)研地點(diǎn),重點(diǎn)分析了政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作的影響[23]。農(nóng)戶響應(yīng)意愿直接影響保護(hù)性耕作的推行,農(nóng)戶對(duì)于保護(hù)性耕作的態(tài)度或認(rèn)知如何,有待進(jìn)一步系統(tǒng)性地檢驗(yàn)和研究。

2 保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿影響因素模型構(gòu)建

2.1 理論模型構(gòu)架

借鑒上述成果,保護(hù)性耕作方式農(nóng)戶響應(yīng)意愿可視為在特定環(huán)境下,農(nóng)戶(主體)表現(xiàn)出的對(duì)保護(hù)性耕作方式(客體)進(jìn)行響應(yīng)的態(tài)度。農(nóng)戶的決策行為受到主體特征、保護(hù)性耕作方式自身特性、環(huán)境因素的綜合影響(圖1)。

2.2 影響因素指標(biāo)體系

借助頭腦風(fēng)暴法選取初始指標(biāo),設(shè)計(jì)并發(fā)放預(yù)調(diào)查問(wèn)卷70份。初步訪談及預(yù)調(diào)查問(wèn)卷分析結(jié)果提交專家指導(dǎo)小組討論,最終得到保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿分析指標(biāo)體系及相關(guān)假設(shè)(表1)。

3 保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿實(shí)證分析

3.1 樣本分布與數(shù)據(jù)收集

正式調(diào)查問(wèn)卷主要包括以下內(nèi)容:(1)受試者的基本特性及響應(yīng)意愿;(2)受試者家庭經(jīng)濟(jì)狀況以及戶主對(duì)制度、社會(huì)因素所涉及變量的理解;(3)受試者對(duì)保護(hù)性耕作自身特征變量的評(píng)價(jià)。本文選取河北省為樣本總體進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查。樣本區(qū)屬黃淮海兩茬輪作區(qū),是中國(guó)重要的糧(玉米、小麥)棉產(chǎn)區(qū)。近年來(lái)由于連續(xù)種植高產(chǎn)作物,農(nóng)地“重用輕養(yǎng)”現(xiàn)象嚴(yán)重,耕地質(zhì)量不斷退化。正式調(diào)查主要以適合黃淮海農(nóng)作需要的保護(hù)性耕作方式作為參考,調(diào)研人員于2011年10—12月選取45個(gè)村,300戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研,回收有效問(wèn)卷285份。統(tǒng)計(jì)分析顯示,對(duì)保護(hù)性耕作持積極響應(yīng)意愿的農(nóng)戶占70.2%,持消極響應(yīng)意愿的占29.8%。

圖1 保護(hù)性耕作方式農(nóng)戶響應(yīng)影響因素關(guān)系圖Fig.1 Frame of factors affecting farmers intentions of adopting conservation measures

表1 保護(hù)性耕作方式農(nóng)戶響應(yīng)意愿影響因素及假設(shè)Tab.1 Factors and hypothesizes of factors affecting farmers’attitudes of adopting conservation measures

3.2 影響因素實(shí)證分析

農(nóng)戶對(duì)保護(hù)性耕作方式有積極響應(yīng)和消極響應(yīng)兩種選擇,即因變量為二元選擇變量,選擇二元離散回歸方式構(gòu)建Logit模型。運(yùn)用SPSS 17.0進(jìn)行二元Logistic回歸分析,對(duì)各因素的影響顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)表1對(duì)不同因素的假設(shè),將農(nóng)戶意愿函數(shù)表達(dá)如下:

式1中,Yi表示農(nóng)戶i的響應(yīng)意愿,取值1表示積極響應(yīng),取值0表示消極響應(yīng);Xj表示第j個(gè)影響因素;εi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Logit回歸模型形式為:

式2中,Pi表示農(nóng)戶i的積極響應(yīng)概率,α為回歸截距,βj為影響因素回歸系數(shù),Xij表示農(nóng)戶i的第j個(gè)影響因素,μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

采用向后逐步回歸法進(jìn)行分析(表2),結(jié)果顯示適配度檢驗(yàn)的卡方值為73.708(p<0.01),即9個(gè)自變量的回歸系數(shù)均達(dá)到顯著;-2Log Likelihood、Cox-Snell R2、Nagelkerke R2值分別為273.448、0.228、0.324,表示該 9個(gè)自變量均與因變量相關(guān);Hosmer-Lemeshow值為10.856(p=0.210>0.05),未達(dá)到顯著性水平,即整體回歸模型的適配度良好,自變量可以有效預(yù)測(cè)因變量。自變量中,年齡、農(nóng)業(yè)收入比例、農(nóng)業(yè)勞力、耕地權(quán)屬感知4個(gè)變量在1%水平上達(dá)到顯著,性別、信息渠道、地塊數(shù)量三個(gè)變量在5%水平上達(dá)到顯著,教育水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好、經(jīng)濟(jì)作物三個(gè)變量在10%水平上達(dá)到顯著。地塊數(shù)量、耕地權(quán)屬感知對(duì)因變量產(chǎn)生消極影響,年齡、性別、受教育水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好、經(jīng)濟(jì)作物、農(nóng)業(yè)收入比例、信息渠道、家庭農(nóng)業(yè)勞力對(duì)因變量應(yīng)產(chǎn)生積極影響。

表2 二元回歸及檢驗(yàn)表Tab.2 Binary regression and inspection table

保護(hù)性耕作方式自身特性對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響運(yùn)用AHP方法實(shí)現(xiàn),基本步驟為:(1)對(duì)7個(gè)特性構(gòu)造其對(duì)農(nóng)戶意愿作用程度的成對(duì)比較矩陣(選用1—9比較尺度);(2)計(jì)算權(quán)向量并進(jìn)行一致性檢驗(yàn),CR值小于0.1即通過(guò)檢驗(yàn),計(jì)算公式為/RI(CR表示一致性比率,CI表示一致性指標(biāo),RI表示平均隨機(jī)一致性指標(biāo),λmax是對(duì)比矩陣的最大特征值,n是矩陣階數(shù))。其中,矩陣賦值源自農(nóng)戶評(píng)價(jià)。就表1中7個(gè)特性因素包括的26個(gè)測(cè)量指標(biāo)獲取農(nóng)戶評(píng)價(jià),分值采用利克特“五點(diǎn)”量表。以7個(gè)特性因素各自包含的指標(biāo)分?jǐn)?shù)的加權(quán)平均數(shù)作為AHP分析的矩陣構(gòu)造依據(jù),進(jìn)而計(jì)算因素權(quán)重δi。結(jié)果顯示,CR值小于0.1,通過(guò)檢驗(yàn),不同特性對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響程度權(quán)重分別為 0.087、0.281、0.110、0.046、0.303、0.134、0.039(表 3)。

表3 因素影響權(quán)重矩陣及計(jì)算表(一致性比率CR=0.096)Tab.3 Weights of factors regarding different conservation measures

4 結(jié)論及政策含義

4.1 主要結(jié)論

對(duì)主體特征和環(huán)境因素的分析表明,10個(gè)指標(biāo)對(duì)保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿有顯著影響。(1)從農(nóng)戶主體特征看,性別、年齡、受教育水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿產(chǎn)生積極影響。年齡較長(zhǎng)者對(duì)耕地的依賴性較大,更傾向于積極響應(yīng)保護(hù)性耕作。受教育水平高,對(duì)新技術(shù)的認(rèn)識(shí)和接受比較快,促進(jìn)響應(yīng)。男性較之女性更傾向于響應(yīng),這可能與其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度有關(guān)。農(nóng)戶對(duì)采納保護(hù)性耕作可能帶來(lái)的技術(shù)問(wèn)題、成本增加、收益下降、收益期延長(zhǎng)等風(fēng)險(xiǎn)的偏好程度越高,越勇于嘗試保護(hù)性耕作。(2)從環(huán)境層面看,農(nóng)業(yè)收入比例、經(jīng)濟(jì)作物面積兩經(jīng)濟(jì)性指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿產(chǎn)生積極影響。如果主要依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活,或者耕地能為其創(chuàng)造出更多財(cái)富,農(nóng)戶保護(hù)耕地的意愿會(huì)較強(qiáng)。家庭農(nóng)業(yè)勞力、信息渠道兩社會(huì)性因素增強(qiáng)了農(nóng)戶對(duì)保護(hù)性耕作方式的響應(yīng)意愿。家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量一定程度上說(shuō)明了對(duì)耕地的依賴,也說(shuō)明了農(nóng)忙時(shí)的可用勞動(dòng)力,勞動(dòng)力充足對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)有利。對(duì)于信息渠道指標(biāo)來(lái)說(shuō),農(nóng)戶能獲取的信息量越大,越有可能更好的了解保護(hù)性耕作,從而科學(xué)、有效地對(duì)保護(hù)性耕作方式做出響應(yīng)。地塊數(shù)量、耕地權(quán)屬感知兩制度類指標(biāo)的影響是消極的。耕地?cái)?shù)量越多意味著單個(gè)地塊的面積越小,不利于機(jī)械化作業(yè)和規(guī)模經(jīng)營(yíng),制約了農(nóng)戶對(duì)某些保護(hù)性耕作方式的響應(yīng)意愿。中國(guó)農(nóng)地屬集體所有,存在諸如承包經(jīng)營(yíng)期限問(wèn)題,家庭經(jīng)營(yíng)的地塊并非永遠(yuǎn)歸該戶經(jīng)營(yíng);國(guó)家對(duì)農(nóng)地的征收問(wèn)題,集體所有土地有轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)有的可能。農(nóng)民對(duì)這種不完全性的感知越強(qiáng)烈,對(duì)保護(hù)性耕作的響應(yīng)意愿越弱。

其余6個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響并不顯著。值得注意的是原假設(shè)家庭財(cái)富的影響力視財(cái)富主要來(lái)自非農(nóng)收入或農(nóng)業(yè)收入可能出現(xiàn)差異。受所選樣本的影響,該指標(biāo)并未顯示出對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)有顯著影響。一般認(rèn)為對(duì)耕地質(zhì)量下降的了解有助于農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作,結(jié)果與假設(shè)不符,可能是因?yàn)檗r(nóng)戶沒(méi)有真正了解耕地質(zhì)量下降的嚴(yán)重性,或者雖然認(rèn)識(shí)到耕地質(zhì)量下降,但在未影響產(chǎn)量的前提下,農(nóng)戶的響應(yīng)意愿不會(huì)增強(qiáng)。預(yù)期與推廣部門的聯(lián)系會(huì)促進(jìn)響應(yīng),但調(diào)查中發(fā)現(xiàn),很多地方的農(nóng)業(yè)推廣部門存在職能缺位和錯(cuò)位現(xiàn)象,其農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣的職能被忽視,這可能是導(dǎo)致分析結(jié)果不顯著的原因。

農(nóng)戶對(duì)不同保護(hù)性耕作方式的偏好不同,還因?yàn)椴煌Wo(hù)性耕作方式的特性存在差異。保護(hù)性耕作方式的7個(gè)特性對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作方式的影響權(quán)重由大到小順序?yàn)椋猴L(fēng)險(xiǎn)性>可察性>成本投入>兼容性>時(shí)間投入>復(fù)雜性>可試驗(yàn)性。中國(guó)的土地細(xì)碎化、小農(nóng)經(jīng)營(yíng)形式使得農(nóng)民抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較低,一般農(nóng)民會(huì)介意保護(hù)性耕作伴隨的風(fēng)險(xiǎn)?;诶硇越?jīng)濟(jì)人的考慮,成本投入被普遍認(rèn)為是農(nóng)戶最關(guān)心的特性,結(jié)果顯示其作用小于以對(duì)糧食產(chǎn)量影響為主要衡量標(biāo)準(zhǔn)的可察性。

4.2 政策含義

分析可知,農(nóng)戶更青睞風(fēng)險(xiǎn)小、節(jié)省時(shí)間、減少勞動(dòng)量、投入產(chǎn)出效益較高的保護(hù)性耕作方式,這為農(nóng)業(yè)創(chuàng)新和保護(hù)性耕作相關(guān)政策制定提供了指導(dǎo)。耕地質(zhì)量下降認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響并不顯著,在不影響產(chǎn)量的情況下,農(nóng)戶一般不傾向于對(duì)耕地進(jìn)行保護(hù),這也是“重用輕養(yǎng)”現(xiàn)象嚴(yán)重的一大原因。農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重、經(jīng)濟(jì)作物面積對(duì)保護(hù)性耕作農(nóng)戶響應(yīng)意愿的影響較大,即農(nóng)戶對(duì)耕地的保護(hù)很大程度上取決于能從耕地上獲得可觀的經(jīng)濟(jì)收入。例如,國(guó)家對(duì)保護(hù)性耕作機(jī)械的補(bǔ)貼便促進(jìn)了農(nóng)戶響應(yīng)。此外,加大對(duì)保護(hù)性耕作帶來(lái)的短期投入增加、收益減少和長(zhǎng)期收益增加相關(guān)知識(shí)的宣傳,亦有助于農(nóng)戶在可接受收益回收期內(nèi)做出合理選擇。

耕地權(quán)屬感知對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)保護(hù)性耕作的影響較大,因此有必要對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)和所有權(quán)進(jìn)行規(guī)范。保護(hù)性耕作機(jī)械化的推行,使得單塊耕地面積較小成為影響農(nóng)戶響應(yīng)意愿的制約因素,“地塊”對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)意愿呈負(fù)向影響的結(jié)果也印證了這一點(diǎn)。隨著農(nóng)村青壯年外出務(wù)工、就近選擇非農(nóng)就業(yè)趨勢(shì)的蔓延,農(nóng)民對(duì)耕地的依賴逐漸淡化,某些地區(qū)耕地拋荒嚴(yán)重。這些現(xiàn)實(shí)情況對(duì)耕地內(nèi)部流轉(zhuǎn)提出了要求,土地有效流轉(zhuǎn)以及耕地權(quán)屬界定就對(duì)相關(guān)政策的出臺(tái)提出了要求。

農(nóng)業(yè)推廣部門承擔(dān)著先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣責(zé)任,也做出了一定貢獻(xiàn)。如為了緩解因過(guò)量施肥導(dǎo)致的耕地污染問(wèn)題,緩控釋肥技術(shù)于“十一五”期間納入國(guó)家科技支撐計(jì)劃,截至2011年,示范推廣范圍已達(dá)23個(gè)省[24]。農(nóng)業(yè)部于2011年12月發(fā)布《農(nóng)業(yè)科技發(fā)展“十二五”規(guī)劃》,把創(chuàng)新目標(biāo)從提高土地產(chǎn)出率為主導(dǎo)轉(zhuǎn)向提高土地產(chǎn)出率、勞動(dòng)生產(chǎn)率和資源利用率并重,并提出加大農(nóng)技推廣隊(duì)伍建設(shè),提高推廣人員素質(zhì)[25]。農(nóng)業(yè)科技成果的轉(zhuǎn)化最終取決于農(nóng)戶的響應(yīng),然而,實(shí)際情況并不樂(lè)觀,“與農(nóng)業(yè)推廣部門的聯(lián)系”對(duì)農(nóng)戶響應(yīng)的影響并不顯著。這說(shuō)明基層農(nóng)技推廣部門并未發(fā)揮應(yīng)有的作用,相關(guān)農(nóng)技推廣政策的實(shí)施力度有待增強(qiáng)。

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[24]農(nóng)業(yè)部.我國(guó)農(nóng)技部門通過(guò)推廣緩控釋肥保護(hù)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境[EB/OL].http://www.gov.cn/gzdt/2011-09/14/content_1947404.htm,2011-09-14/2012-03-06.

[25]張意軒.科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率將超55%[N].人民日?qǐng)?bào)海外版,2011-12-31.

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