張 靜，蘇向輝，馬 瑛*，周新鈔，羅雪紅，李一曼

（1.新疆農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院，新疆 烏魯木齊 830052；2.新疆農(nóng)業(yè)大學 科學技術學院，新疆 烏魯木齊 830052）

0 引言

農(nóng)戶化肥施用不當、農(nóng)膜殘留及過度施藥等行為使我國農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境及人居環(huán)境遭受了嚴重的破壞，因此我國提出了要大力發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)。在此背景下，黨的十八大明確指出，加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變，大力發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，在保護環(huán)境的同時實現(xiàn)農(nóng)業(yè)節(jié)本增收。2018年，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部編寫《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術導則（2018—2030年）》，對綠色農(nóng)業(yè)技術進行了詳細解讀［1］。2021年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部與各相關部門聯(lián)合印發(fā)《“十四五”全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》，針對科技與政策兩大制約短板，提出了強化科技動能和制度動能，即健全綠色技術創(chuàng)新體系，強化農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展科技動能［2］。2022年中央一號文件也指出推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展，實現(xiàn)中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

國內(nèi)外有關綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為的研究結果表明，農(nóng)戶性別［3-4］、年齡［5-6］、受教育程度［7］、土地經(jīng)營規(guī)模［8-10］、環(huán)境及技術認知［11-12］、技術推廣與培訓［13-15］、風險感知［16-17］等因素對農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術的行為均有顯著的影響，這些研究采用的方法以Logistic模型［18］、Probit模型［19］、薈萃回歸分析［20］、層次分析法［21］為主。以往的研究地域以中東部地區(qū)為主，但對新疆地區(qū)農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為影響因素的研究較少。

新疆位于我國西北部，與其他經(jīng)濟發(fā)達且生態(tài)環(huán)境良好的?。ㄊ校┫啾龋滢r(nóng)業(yè)生產(chǎn)不占優(yōu)勢，進行綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更為重要；新疆南疆地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比重較大，但生態(tài)環(huán)境較惡劣，更加需要大力發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)。沙雅縣位于南疆四地州中的阿克蘇地區(qū)，其作為阿克蘇地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點縣域之一，具有良好的代表性。鑒于此，筆者利用沙雅縣272個農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用二元Logistic模型分析了農(nóng)戶個人特征、家庭特征等因素對農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為的影響，以期為解決農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為存在的問題提供思路，并豐富該領域的研究內(nèi)容。

1 數(shù)據(jù)來源及樣本特征

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)主要來源于2021年10月本課題組進行的實地調(diào)研數(shù)據(jù)。在實地調(diào)研時，結合沙雅縣的實際情況，選取古勒巴格鎮(zhèn)、蓋孜庫木鄉(xiāng)、努爾巴格鄉(xiāng)、英買力鎮(zhèn)、依托堡鎮(zhèn)、塔里木鄉(xiāng)、海樓鎮(zhèn)共7個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）作為樣本點，按照隨機抽樣的原則在各個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）抽取村莊及農(nóng)戶，圍繞農(nóng)戶個人特征、家庭特征、技術認知、社會網(wǎng)絡、政策特征等設計調(diào)查問卷，對樣本農(nóng)戶進行一對一訪談，協(xié)助農(nóng)戶完成答卷；共收集到299份問卷，去除無效問卷27份，有效問卷共272份，有效率達到90.97%。

1.2 樣本農(nóng)戶的基本特征

調(diào)查結果顯示，受訪者以受教育程度為初中及以下的男性農(nóng)戶為主，男性農(nóng)戶占66.5%，接受過高中及以上教育的農(nóng)戶僅占34.2%；家庭作物種植面積主要在20×667 m2以上，占87.1%；年齡基本上呈現(xiàn)正態(tài)分布，其中40歲以上的分布較多，占比61%；50%以上的農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動時間超過了10年；家庭年收入分布較均勻；有74.3%的農(nóng)戶加入了合作社，這與沙雅縣農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的實際情況基本相符；超過60%的農(nóng)戶認為耕地道路的便利情況一般?？傮w而言，樣本農(nóng)戶的基本特征能夠反映沙雅縣農(nóng)戶的一般特征，具有良好的代表性。樣本農(nóng)戶的基本特征如表1所示。

表1 樣本農(nóng)戶的基本特征調(diào)查結果

1.3 農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納率

結合沙雅縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際情況，調(diào)查問卷共涉及保護性耕作技術、農(nóng)膜回收技術、病蟲害綠色防治技術、機械節(jié)藥技術、測土配方施肥技術、水肥一體化技術、節(jié)水灌溉技術、秸稈還田技術這8種農(nóng)戶經(jīng)常使用的綠色農(nóng)業(yè)技術，農(nóng)戶采納過其中任一項技術即認為其采納過綠色農(nóng)業(yè)技術。農(nóng)戶采納農(nóng)膜回收技術的具體情況如表2所示，采納率為78.7%。

表2 農(nóng)戶對農(nóng)膜回收技術的采納情況

2 模型與變量選擇

2.1 模型選擇

本研究的因變量為農(nóng)戶“是否采納過綠色農(nóng)業(yè)技術”，為二分類變量，是為“1”，否為“0”，因此，采用Logistic回歸模型來進行研究。Logistic的概率函數(shù)形式為：

式（1）中：P表示農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術的概率；Z是變量X1，X2，X3, …，Xi的線性組合，其表達式為：

根據(jù)式（1）和式（2），得到：

式（3）中：X1，X2，X3, …，Xi表示影響農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術的各因素；Pi表示第i個農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術的概率；1-Pi為第i個農(nóng)戶未采納綠色農(nóng)業(yè)技術的概率；β1，β2，β3, …，βi是待估計的回歸系數(shù)；ε是隨機擾動項；β0為常數(shù)項。

2.2 變量選擇及其定義

將“是否采納過綠色農(nóng)業(yè)技術”作為因變量，分為“是”和“否”?；谝酝鶎W者的研究成果［3］，并結合沙雅縣的實際情況，將自變量分為農(nóng)戶個人特征、家庭特征、認知特征、社會網(wǎng)絡特征、技術特征以及政策支持共6個維度，并選取16個變量作為影響農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術的待檢驗因素。本研究的變量定義與賦值結果如表3所示。

表3 變量含義、賦值與描述性統(tǒng)計

2.3 回歸模型檢驗

應用SPSS 28.0軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析。通過對16個自變量和因變量的數(shù)據(jù)進行共線性檢驗，結果如下：所有變量的VIF值均在1.085~2.025之間，均小于4，容差大于0.2，說明16個解釋變量之間聯(lián)系較小，不存在多重共線性。在二元Logistic模型分析中進行霍斯默—萊梅肖檢驗（HL），其中顯著性P=1.000＞0.05，說明進行二元Logistic回歸分析較為合適。Omnibus檢驗顯示sig.＜0.05，說明模型整體有意義。

3 結果與分析

從模型分析結果（表4）來看，年齡、種植規(guī)模、是否加入合作社、收益是否增加、生態(tài)環(huán)境認知、與親友交流程度、技術掌握困難度、是否參加技術培訓、政策了解程度這9個變量顯著影響農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術的采納行為，而其他變量對農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術的采納行為影響不顯著。

表4 基于二元Logistic回歸模型的影響因素分析結果

3.1 農(nóng)戶個人特征的影響

在農(nóng)戶個人特征中，年齡對農(nóng)戶是否采納過綠色農(nóng)業(yè)技術有顯著的負向影響，且通過了1%顯著水平的檢驗，說明年齡越小，農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術的采納率越高?？赡茉颍耗挲g越小的農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術的認可度越高，對新事物的接納也越容易，因此越有可能采納綠色農(nóng)業(yè)技術；隨著年齡的增長，農(nóng)戶因受傳統(tǒng)種植觀念的影響較深，接受新技術的阻力較大，所以不容易采納綠色農(nóng)業(yè)技術。

3.2 農(nóng)戶家庭特征的影響

種植規(guī)模對農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術具有顯著的正向影響，且通過了5%的顯著性檢驗，說明種植規(guī)模越大的農(nóng)戶越愿意采納綠色農(nóng)業(yè)技術。可能的原因：種植規(guī)模越大，其產(chǎn)出水平就越高，當種植面積達到一定規(guī)模時，采納綠色農(nóng)業(yè)技術相比于不采納綠色農(nóng)業(yè)技術可以節(jié)省更多的時間和勞動力；種植面積小的農(nóng)戶在采納綠色農(nóng)業(yè)技術時需要更多的生產(chǎn)資料，會增加生產(chǎn)成本。

是否加入合作社對農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術具有顯著的正向影響，且通過了5%的顯著性檢驗，這表明加入合作社的農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)技術的積極性比未加入合作社的農(nóng)戶更高?？赡艿脑颍阂环矫?，合作社會定期為入社的成員提供技術培訓服務，為農(nóng)戶獲取綠色農(nóng)業(yè)技術提供信息渠道和技術指導，從而提高了農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術的認知度和操作熟練度；另一方面，農(nóng)民專業(yè)合作社能夠為農(nóng)戶降低農(nóng)資購置以及農(nóng)產(chǎn)品銷售成本，打消農(nóng)戶關于綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入成本增加的顧慮。

3.3 農(nóng)戶認知特征的影響

“收益是否增加”這一自變量在1%水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，與被解釋變量具有較強的正相關關系，說明認為采納綠色農(nóng)業(yè)技術能增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟收益的農(nóng)戶更容易采納綠色農(nóng)業(yè)技術?？赡艿脑颍恨r(nóng)戶行為與收益之間存在一定的關系，當采納某一技術增加的收益大于投入的成本時，農(nóng)戶為了追求經(jīng)濟利益就會采納這項技術。

“生態(tài)環(huán)境認知”這一自變量在5%水平上顯著，且與因變量呈正相關關系，說明認為以往生產(chǎn)方式給生態(tài)環(huán)境帶來了嚴重污染的農(nóng)戶更愿意采納綠色農(nóng)業(yè)技術?？赡艿脑颍阂环矫?，農(nóng)戶在進行粗放式農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時會考慮到對生態(tài)環(huán)境的危害，當其認為生態(tài)環(huán)境污染嚴重時會采納綠色農(nóng)業(yè)技術來改善生態(tài)環(huán)境；另一方面，長期的粗放式農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不僅會導致生態(tài)環(huán)境問題日益嚴重，而且還會使農(nóng)戶的生產(chǎn)投入成本增加、收益減少，農(nóng)戶為了降低生產(chǎn)成本而不得不尋求新的生產(chǎn)方式，從而愿意采納綠色農(nóng)業(yè)技術。

3.4 社會網(wǎng)絡的影響

在對社會網(wǎng)絡特征進行回歸分析時，發(fā)現(xiàn)自變量“與親友技術交流程度”在5%水平上顯著，且回歸系數(shù)為正值，與因變量呈現(xiàn)顯著的正相關關系，這表明農(nóng)戶與親友之間交流越多越容易采納綠色農(nóng)業(yè)技術。其原因可能是親友的成功種植經(jīng)驗和采納綠色農(nóng)業(yè)技術的效益可能更容易被農(nóng)戶認可。

3.5 技術特征的影響

“技術掌握困難度”這一變量通過了5%的顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為負數(shù)，說明與被解釋變量呈負相關關系，這表明當農(nóng)戶認為綠色農(nóng)業(yè)技術容易掌握時，他們愿意采納這些技術，反之不愿意采納。這是因為當某項綠色農(nóng)業(yè)技術容易掌握時，農(nóng)戶可以省時省力，節(jié)約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入成本。

“是否參加過技術培訓”這一變量在回歸分析中呈正向顯著效應，且在5%的水平上顯著，這說明參加過技術培訓的農(nóng)戶相比于沒有參加過技術培訓的農(nóng)戶更愿意采納綠色農(nóng)業(yè)技術。其原因可能是農(nóng)戶參加技術培訓之后會提高對技術的了解度，更有利于轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)觀念，提高對綠色農(nóng)業(yè)技術的認識；更加認識到過度施肥、施藥等對生態(tài)環(huán)境的危害，從而更愿意采納新技術。

3.6 政策支持的影響

回歸分析結果顯示，“政策了解度”這一變量通過了5%水平的顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正，說明該變量與因變量呈現(xiàn)正相關關系，這表明農(nóng)戶對相關政策了解得越清楚，越愿意采納綠色農(nóng)業(yè)技術。其原因可能是農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術相關政策的了解會深化其對生態(tài)環(huán)境污染嚴重性、綠色農(nóng)業(yè)技術應用重要性的認識；在政策的引導下，了解政策的農(nóng)戶會采取實際行動來響應政府的號召，進而采納綠色農(nóng)業(yè)技術。

4 結論與建議

4.1 結論

通過對沙雅縣農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為的實地調(diào)研，并利用二元Logistic回歸模型對農(nóng)戶個人特征、家庭特征等因素進行實證分析，結果表明：農(nóng)戶年齡、對技術的掌握難度對農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為具有顯著的負向影響；種植規(guī)模、是否加入合作社、收益是否增加、生態(tài)環(huán)境認知、與親友技術交流程度、是否參加技術培訓以及相關政策了解程度對農(nóng)戶綠色農(nóng)業(yè)技術采納行為具有顯著的正向影響。

4.2 建議

第一，發(fā)揮農(nóng)民專業(yè)合作社的帶頭作用，鼓勵農(nóng)戶積極加入合作社。一是通過財政支持充分發(fā)揮農(nóng)民專業(yè)合作社在綠色農(nóng)業(yè)技術指導、技術政策宣傳、降低農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入成本等方面的優(yōu)勢，以提高農(nóng)戶技術采納意愿；二是推動合作社在數(shù)量、質(zhì)量以及規(guī)模上的發(fā)展，引導合作社帶頭發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，強化其導向作用，吸引更多農(nóng)戶加入合作社，并帶領農(nóng)戶積極采納綠色農(nóng)業(yè)技術。

第二，提高基層綠色農(nóng)業(yè)技術的培訓服務水平。從實證分析結果也可以看出，參加過技術培訓的農(nóng)戶的技術采納率更高，故加強基層綠色農(nóng)業(yè)技術培訓，提高技術服務水平，可以使農(nóng)戶更愿意參加技術知識培訓，進而更加了解和采納綠色農(nóng)業(yè)技術。一是農(nóng)技推廣部門的人員可以采取進村入戶的方式開展技術指導，做到培訓內(nèi)容通俗易懂、培訓方式新穎，以提高農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術的興趣；二是建立綠色農(nóng)業(yè)技術應用示范戶、示范村，全方位為農(nóng)戶提供技術培訓渠道，使其感受并了解到綠色農(nóng)業(yè)技術的應用效果，逐漸轉(zhuǎn)變農(nóng)戶的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)習慣，從而提高農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術的采納率。

第三，加強相關政策的宣傳與執(zhí)行力度。一是要拓寬綠色農(nóng)業(yè)技術相關政策的宣傳渠道，增加宣傳形式，通過電視、廣播、現(xiàn)場指導培訓等多種媒介手段對農(nóng)戶進行相關政策的宣傳，對于年齡較大、文化程度較低的農(nóng)戶應當盡量采取現(xiàn)場宣傳的方式，將相關政策宣傳到每位農(nóng)戶；二是充分發(fā)揮“訪惠聚”工作隊、農(nóng)技人員、種植示范戶、基層村級組織等的作用，開展以相關政策宣傳為主題的活動；三是提高政策補貼力度，多方位地降低農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)成本，比如增加農(nóng)機補貼力度、加大風險補償力度等，以此使農(nóng)戶更加了解相關政策，進而提升農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術的采納率。

第四，完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度，推進適度規(guī)模經(jīng)營。本研究結果表明，生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模越大的農(nóng)戶越愿意采納綠色農(nóng)業(yè)技術。因此，一方面要加大對新型經(jīng)營主體的扶持力度，積極為轉(zhuǎn)入土地較多的新型經(jīng)營主體提供各種技術指導和服務；另一方面要規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)程序，保障農(nóng)地流轉(zhuǎn)雙方的合法權益，此外有關部門應完善和簡化農(nóng)地流轉(zhuǎn)審批手續(xù)，提高服務質(zhì)量。