种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为的影响——基于苏南微观数据的分析

朱 萌，齐振宏①，邬兰娅，王新华，汪普庆，何慧芹，3

(1.华中农业大学经济管理学院，湖北 武汉 430070；2.武汉轻工大学经济与管理学院，湖北 武汉 430023；3.海南大学经济与管理学院，海南 海口 570228)



种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为的影响
——基于苏南微观数据的分析

朱 萌1，齐振宏1①，邬兰娅1，王新华2，汪普庆2，何慧芹1，3

(1.华中农业大学经济管理学院，湖北 武汉 430070；2.武汉轻工大学经济与管理学院，湖北 武汉 430023；3.海南大学经济与管理学院，海南 海口 570228)

为提高种稻大户环境友好型技术采用率，在对苏南395户种稻大户进行实地调查的基础上，运用二元Probit模型实证分析种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为的影响。结果表明，种稻大户资源禀赋影响其环境友好型技术采用行为。在反映人力资本资源的变量中，户主年龄显著负向影响其环境友好型技术采用行为；在反映社会经济资源的变量中，是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入和非农收入比例对其采用环境友好型技术有显著影响，是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入的影响方向为正向，非农收入比例的影响方向为负向；在反映信息资源的变量中，技术信息获取渠道种类对其环境友好型技术采用行为有显著的正向影响。在此基础上，提出将户主年轻的种稻大户作为环境友好型技术的先行推广目标，促进种稻大户积极参与农民专业合作社，增加种稻大户的家庭农业总收入，拓宽和丰富种稻大户农业技术信息获取渠道等政策建议。

种稻大户;资源禀赋;环境友好型技术;技术采用行为;苏南

伴随着我国城镇化、工业化进程的推进,农业发展与生态环境的矛盾日益突出[1-2]。中国农业走环境友好型发展道路十分必要。发展环境友好型农业,仰仗更多农户接受并采用环境友好型农业技术[1]。因此,深入研究农户环境友好型农业技术采用行为的关键影响因素,并提出切实可行的政策建议,对我国创新环境友好型农业技术推广工作具有十分重要的意义[3]。

国内外学者们对农户环境友好型农业技术采用行为的影响因素进行了大量且较为深入的研究,取得了丰硕的研究成果。FEDER等[4]提出农户户主受教育程度越高,其越有可能采用环境友好型农业技术。THANGATA等[5]认为,农户户主年龄与其测土配方施肥技术采用行为呈负相关关系。车晓皓[6]通过实证研究得出,农户测土配方施肥技术采用行为受到户主年龄、耕地面积、是否接受过技术培训、技术信息获取渠道种类及农业收入比例的影响。张成玉[7]基于微观调查数据研究农户测土配方施肥技术采用行为的影响因素,研究结果表明户主年龄、户主文化程度、家庭农业总收入、农业收入在整个家庭收入中的比例、是否得到施肥建议卡和肥料价格是主要影响因素。韩会平[8]认为影响农户采用测土配方施肥技术的关键因素包括户主性别、户主年龄、耕地面积、是否接受技术培训、家庭收入及农业劳动力。刘战平等[9]研究认为,农户户主年龄、户主受教育程度、户主健康状况、非农收入比例及专业合作组织均会影响农户采用环境友好型技术。褚彩虹等[10]运用太湖流域农户的调查数据,实证研究该地区农户环境友好型技术采用行为的主要影响因素,研究结果显示,农户采用该种技术的行为受户主年龄、户主受教育程度、是否参加农民专业合作社、农业技术培训经历、非农收入比例以及耕地规模的影响。罗小娟等[11]运用水稻生产农户的微观调查数据,研究影响其采用环境友好型技术的因素,得到的研究结论是农户全家人口数和户主受教育水平显著负向影响其采用该种技术。已有结论为笔者的研究奠定了良好的基础,但是关于农户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为影响的实证研究较少,有关种稻大户资源禀赋对其环境友好型农业技术采用行为影响的实证研究几乎是空白,并且与普通农户相比,种稻大户这一新型农业经营主体更倾向于采用农业新技术[12]。鉴于此,在已有研究成果的基础上,将种稻大户(该研究中的种稻大户指水稻种植面积3.33 hm2以上的农户)作为研究对象,利用江苏省南部395户种稻大户的实地调研数据,建立二元Probit离散选择模型,实证分析种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为的影响,以期进一步拓展及完善已有研究,并为促进环境友好型农业技术推广应用或扩散提供可借鉴的政策建议。

1 概念界定与研究假设

1.1 概念界定

农户资源禀赋指农户家庭成员和整个家庭所拥有的资源及能力,这些资源和能力有些是天然所有的,有些是后天所获得的,具体包括农户家庭成员的受教育水平、年龄、性格特征、经历、地理位置、社会网络、信息资源、经营规模、经济状况、经济和社会环境等[13]。此外,还有学者对农户资源禀赋进行了界定,认为其包括自然资源如种植面积、市场距离,劳动力资源如家庭劳动力人数、家庭劳动力年龄、务农人数比例,人力资本资源如决策者性别、年龄、教育年限、健康状况,人际网络资源如种植同一品种的亲朋好友人数,社会经济资源如有无加入专业合作组织、农业经营收入、种粮收入占比、非农收入占比[14-17]。结合课题组在江苏省苏州市、无锡市的实际调查情况,将种稻大户资源禀赋界定为人力资本资源(如户主受教育程度、户主年龄、户主性别、户主健康状况)、社会经济资源(如是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入、非农收入比例)、自然资源(如种植面积)、劳动力资源(如全家人口数、务农人口数)以及信息资源(如技术信息获取渠道种类)。

环境友好型技术是现代农业技术的综合,包括农产品安全生产技术、有机肥料技术、生物防控技术、节水灌溉技术、测土配方施肥技术、生物能源技术、机插秧技术、抛秧技术、污染治理技术、信息技术等,其实质是一种农业技术发展理念和农业技术体系,其指导思想是经济发展与资源环境的持续承受能力相适应,环境友好型技术既能满足当代人在农业生产发展过程中产生的资源与环境需求,又不影响后代的资源与环境需求[6,18]。此外,结合课题组对江苏省苏州市、无锡市种稻大户的调查,将环境友好型技术分为有机肥技术、测土配方施肥技术、机插秧技术和抛秧技术。

1.2 研究假设

1.2.1 人力资本资源的影响

户主受教育程度越高,其越有可能采用环境友好型农业技术[19]。有机肥这一环境友好型技术的技术知识含量相对较高,农户户主的受教育程度越高,其越能明白这一技术在种植蔬菜中所发挥的积极作用,越倾向于采用这一新技术[20]。与受教育程度较低的农户户主相比,受教育程度较高的户主更容易参与非农就业,其采用测土配方施肥技术的机会成本相应提高,因此,不愿意采用此种农业新技术[11]。罗峦等[21]对水稻种植户农业技术采用行为偏好及其影响因素进行实证研究后提出,水稻种植户户主年龄越大,其对环保型农业技术越偏好;而THANGATA等[5]的研究结论是,随着农户户主年龄的增长,其对测土配方施肥技术的兴趣逐渐降低。一般而言,与女性户主相比,男性户主的风险接受能力更强,掌握的农作知识也更多,在采用环境友好型等农业新技术方面,他们会更加积极[8],但男性的环保认知程度较低[22]。刘战平等[9]利用农村实地调查数据对影响农户采用环境友好型农业技术的关键因素进行研究后认为,户主身体越健康,其采用该技术的概率越大。基于此,提出假设1:人力资本资源影响种稻大户环境友好型技术采用行为。户主受教育水平、年龄、性别的影响方向不明确;户主健康状况的预期影响为正。

1.2.2 社会经济资源的影响

与不参加合作社的农户相比,参加合作社的农户更倾向于采用有机肥这一环境友好型技术[20]。还有学者认为参加农民专业合作社的农户采用环境友好型技术的积极性更高[21]。张成玉[7]认为,家庭农业总收入显著正向影响农户采用测土配方施肥技术,即随着家庭农业总收入的增加,农户采用此种农业新技术的概率越来越大。关于家庭年收入对农户环境友好型技术采用行为的影响,毕茜等[2]认为农户的家庭年收入水平越高,其经济状况越好,抗风险的能力也越强,越可能尝试亲环境农业技术并承担此种技术采用可能带来的风险。农户家庭年收入越高,其尝试具有一定风险性新事物的概率越大[23]。韩会平[8]研究农户环境友好型技术采用行为的影响因素后认为,非农收入比例与农户环境友好型技术采用行为呈负相关关系,即非农收入比例越高,农户采用环境友好型技术的积极性越低。基于此,提出假设2:社会经济资源影响种稻大户环境友好型技术采用行为。是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入的预期影响为正,非农收入比例的预期影响为负。

1.2.3 自然资源的影响

关于耕地面积对农户采用环境友好型技术的影响,国内外学者通过进行大量的实证研究提出了各自的观点。韩洪云等[24]利用山东省枣庄市薛城区农户的实地调查数据,分析影响其采用测土配方施肥技术的主要因素,认为农户耕地面积与其完全采用测土配方施肥技术行为呈显著正相关。褚彩虹等[10]认为,农户的耕地规模越大,其采用测土配方施肥这一环境友好型技术所带来的益处越明显,因此,越乐意采用此种农业新技术。杨泳冰等[25]提出,农户对商品有机肥这一环境友好型技术的采用行为受其耕地规模的显著正向影响。国外代表性学者的观点是农户耕地面积会影响其农业新技术采用行为[26]。基于此,提出假设3:自然资源影响种稻大户环境友好型技术采用行为。耕地面积的影响方向不明确。

1.2.4 劳动力资源的影响

有学者研究发现,在其他条件一定的情况下,农户全家人口越多,家庭规模越大,越愿意采用农业先进技术[27]。还有学者研究发现,在其他条件不变的情况下,人口数量较多的家庭保证粮食产量的压力比较大,不会轻易采用环境友好型农业新技术[28-29]。农户全家人口数负向影响其采用环境友好型技术,原因是农户全家人口越多,其家庭消费支出越高,用于农业新技术的支出越少,采用环境友好型技术的概率越小[18]。车晓皓[6]进行研究后得出,一般情况下,农户家庭务农人数越多,其采用机插秧技术的可能性越小,但是采用测土配方施肥技术的可能性越大。基于此,提出假设4:劳动力资源影响种稻大户环境友好型技术采用行为。全家人口数、务农人口数的影响方向不明确。

1.2.5 信息资源的影响

关于农业技术信息获取渠道种类对农户采用环境友好型技术的影响,学者们进行了大量研究。杨泳冰等[25]利用江苏省南通市228户农户的调研数据进行实证研究,结果表明农户技术信息获取渠道种类越多,其越可能使用商品有机肥这一环境友好型技术。基于此,提出假设5:信息资源影响种稻大户环境友好型技术采用行为。技术信息获取渠道种类的预期影响为正。

根据上述研究假设,建立种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为影响的研究假设模型框架(图1)。

2 数据来源及样本描述

2.1 数据来源

实证研究数据来源于课题组于2013年7月对江苏省苏州市、无锡市种稻大户户主进行的入户面对面深度访谈和问卷调查。为保证调查的种稻大户具有一定的代表性,课题组选取种稻大户数量比较多且分布比较集中的苏州市、无锡市作为调查点。调查样本选取方式为:首先在每个调查市中随机抽取4～5个乡镇,然后在每个调查乡镇中随机抽取4～5个行政村,最后在每个行政村中随机抽取 5～6个种稻大户。调研一共获得412份种稻大户问卷,经整理并剔除掉17份存在逻辑错误或部分数据严重缺失的调查问卷后,实际共获得395户有效问卷,有效问卷率为95.87%。

图1 种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为影响的研究假设模型框架

2.2 样本基本特征分析

样本种稻大户基本特征如下:从受教育程度来看,77.7%的种稻大户户主接受过初中及以上水平的教育,说明种稻大户整体受教育程度较高。户主平均年龄为45.362岁,标准差为7.847;79.5%的户主年龄位于50岁及以下,这体现出种稻大户年轻化现象普遍。在性别方面,女性户主只占7.6%,反映了种稻大户呈现男性化趋势。从被调查者的健康状况来看,比较差和非常差的户主占88.4%,这说明只有少数种稻大户的身体素质比较好。从家庭农业总收入来看,2012年种稻大户家庭农业总收入的均值是18.060万元,标准差是 26.735万元。从家庭年收入来看,2012年家庭年收入的均值是 26.748万元,标准差是35.228万元。在非农收入比例方面,2012年非农收入占家庭总收入比例的均值为0.300,标准差为0.295,这反映了种稻大户主要以农业作为整个家庭的收入来源。在耕地面积方面,种稻大户2012年平均耕种农田面积是12.34 hm2,这表明种稻大户向规模化方向发展。所有样本中只有19.0%的种稻大户尚未参加农民专业合作社,这反映大部分种稻大户参与农民专业合作社的积极性较高。农业技术信息获取渠道种类的均值为 1.539,标准差为0.837,这意味着种稻大户获取农业技术信息的渠道还不是很广泛。

3 模型构建及变量说明

3.1 模型构建

种稻大户是否采用环境友好型技术是二分类变量,常用Logit和Probit等离散选择模型分析此类问题[23]。Logit模型使用最广泛,但存在不能表示暗含成比例的替代形式以及随机口味的变化等局限性[30]。Probit模型能够避免这些局限,在分析基于主体效用最大化原则的选择行为时通常采用该模型[31]。基于以上原因,选择运用二元Probit模型研究种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为的影响。

假设种稻大户对环境友好型技术采用与否的选择行为是相互独立的,构建以下模型:

Y*=βX+ε,

(1)

(2)

式(1)～(2)中,Y*为观测不到的变量或潜变量;X为随机向量;ε为随机扰动项;β为Probit模型中的参数；Y=1代表种稻大户采用环境友好型技术,即采用有机肥技术、测土配方施肥技术、机插秧技术、抛秧技术中的一种或几种技术;Y=0代表种稻大户尚未采用环境友好型技术,即对以上4种技术均未采用。则种稻大户环境友好型技术采用行为的二元Probit模型可以表示为

(3)

式(3)中,p为种稻大户环境友好型技术采用行为;Φ为标准正态累积分布函数;x为影响种稻大户环境友好型技术采用行为的各因素。

3.2 变量说明及描述性统计分析

影响种稻大户环境友好型技术采用行为的解释变量为包括人力资本资源、社会经济资源、自然资源、劳动力资源和信息资源在内的5类变量,这5类变量一共包括12个具体可测度的变量,各变量的说明及描述性统计分析结果见表1。

4 模型估计结果与分析

4.1 模型估计结果

要保证回归结果有效,则自变量间不能存在多重共线性。运用多重共线性诊断法,首先,将户主受教育程度作为因变量,其他变量作为自变量,采用Enter法作回归分析;然后,依次选用年龄、性别、健康状况、是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入、非农收入比例、耕地面积等11个变量作为因变量重复以上运行过程。综合全部回归结果来看,方差膨胀因子(VIF)都小于10,说明各自变量之间不存在多重共线性,适宜进行回归分析。多重共线性检验通过后,对苏南种稻大户微观数据进行二元Probit回归分析,回归结果如表2所示。Probit模型的卡方检验统计量为44.95,对应P值为0.000 0,说明模型的有效性十分显著。准R2为0.176 5,敏感性为99.44%,特异性为7.69%,正确预测比例为90.38%,说明模型拟合效果较好。

表1 变量说明及描述性统计分析结果

Table 1 Variable definitions and their descriptive statistics

变量名称 测量及赋值均值标准差预期方向环境友好型技术采用未采用=0;采用=10.9010.299人力资本资源 户主受教育程度未读书=0;小学=6;初中=9;高中及中专=12;大专及以上=159.2132.712+/- 户主年龄年龄45.3627.847+/- 户主性别女=0;男=10.9240.265+/- 户主健康状况非常差=1;比较差=2;一般=3;健康=4;很健康=51.7770.680+社会经济资源 是否参加农民专业合作社未参加=0;参加=10.8100.393+ 家庭农业总收入2012年家庭农业总收入(万元)18.06026.753+ 家庭年收入2012年家庭年收入(万元)26.74835.228+ 非农收入比例2012年非农收入占家庭总收入比例(%)0.3000.295-自然资源 耕地面积2012年耕种农田面积(亩)185.066213.831+/-劳动力资源 全家人口数家庭实际人口数4.3371.203+/- 务农人口数家庭从事农业生产的劳动力数2.2340.842+/-信息资源 技术信息获取渠道种类渠道种类1.5390.837+

“+”和“-”分别表示自变量对因变量产生正向和负向影响,“+/-”表示自变量对因变量产生正向或负向影响。

表2 实证回归结果

Table 2 Empirical regression of the data

变量 Probit回归(MLE)系数边际效应Logistic系数(MLE)LPM系数(OLS)户主受教育程度-0.0154-0.0017-0.0298-0.0004户主年龄-0.0563***-0.0061-0.1029***-0.0085***户主性别0.13280.01580.1967-0.0110户主健康状况0.01410.00150.02850.0065家庭农业总收入0.0428**0.00470.0839**0.0017*家庭年收入0.0537***0.00580.0980***0.0028**非农收入比例-1.6563***-0.1797-3.0160***-0.2339***种植面积-0.0007-0.0001-0.0012-0.0002全家人口数0.01710.00190.04710.0169务农人口数0.00050.00010.0005-0.0098是否参加农民专业合作社0.1262*0.01460.2398*0.0049*技术信息获取渠道种类0.0857*0.00930.1955*0.0054*

*、**、***分别表示自变量在10%、5%、1%水平上显著。MLE为最大似然法,OLS为最小二乘法。

为了对模型回归结果的稳健性进行检验,建立Logistic模型、LPM模型进行回归,所采用的自变量与因变量都与Probit模型相同,从回归结果来看,在显著性和影响方向这2个方面,Logistic模型、LPM模型与Probit模型的估计结果基本一致,因此,可以判断回归结果具有稳健性。

4.2 各种资源对环境友好型技术采用行为的影响分析

4.2.1 人力资本资源的影响

回归结果显示,种稻大户户主年龄的回归系数为-0.056 3,且通过了1%统计水平的显著性检验,年龄对种稻大户环境友好型技术采用行为的边际效应达到-0.006 1,这表明户主年龄较小的种稻大户更倾向于接受环境友好型技术。统计分析结果也显示,在户主年龄为30岁以下、30至40岁、41至50岁、50岁以上的被调查种稻大户中,采用环境友好型技术的种稻大户所占比例分别是100%、98.15%、91.04%和76.54%。这是因为,一般而言,年纪大的人从事农业生产的时间比较长,积累的农业生产经验比较丰富,改变自己的行为比较困难,接受农业新型技术可能性比较小,而年纪小的人从事农业生产的时间比较短,积累的农业生产经验比较少,行为改变较容易,接受农业新技术的可能性比较大。

户主受教育程度对种稻大户环境友好型技术采用行为的影响不显著,在苏南的实际调查中发现,种稻大户是既追求经济效益又追求生态效益最大化的理性农民,他们对环境友好型技术重要性的认知没有因为户主受教育程度的不同而产生比较明显的差异,因此,其对该新型农业技术的采用意愿差异不大。户主性别对种稻大户采用环境友好型技术也没有产生显著影响,原因可能是近年来女性农民工在城镇就业的机会逐渐增多,全家向城镇流动的农民工在农村外流劳动力中所占比例逐渐增大,性别对留守农民如种稻大户环境友好型技术采用行为的影响大幅度降低。此外,种稻大户环境友好型技术采用意愿尚未受到户主健康状况的影响,其原因有待于深入研究。

4.2.2 社会经济资源的影响

回归结果显示,种稻大户是否参加农民专业合作社的回归系数为0.126 2,且通过了10%水平的显著性检验,边际效应是0.014 6,说明参加农民专业合作社的种稻大户比不参加农民专业合作社的种稻大户更能促进环境友好型技术的采用和推广。调查统计结果也印证了这一点,在参加农民专业合作社的种稻大户中,对环境友好型技术有采用意愿的种稻大户所占比例为89.4%,而在尚未参加农民专业合作社的种稻大户中,这一比例为86.3%。这是因为种稻大户若为农民专业合作社的成员,其不仅会拥有更为宽广的关系网络和信息资源,而且能享受到农民专业合作社提供的各种服务如技术服务。

种稻大户家庭农业总收入的回归系数为0.042 8,且达到5%显著水平,家庭农业总收入每增加1万元,种稻大户采用环境友好型技术的概率增加0.47百分点,意味着种稻大户的家庭农业总收入越高,其越倾向于采用环境友好型技术。调查统计结果也印证了这一点,家庭农业总收入由20万元以下提升到40万元以上时,种稻大户中采用环境友好型技术的人所占比例由87.4%提高到97.1%。可能的解释是,种稻大户是有限理性经济人,他们会根据家庭农业总收入的多少来决定是否对农业进行投入以及对农业投入多少,其家庭农业总收入越高,对农业进行投入的概率越大,采用环境友好型技术可能性越大。

种稻大户家庭年收入的估计系数为0.053 7,且通过了1%水平的显著性检验,边际效应是0.005 8,说明家庭年收入越高的种稻大户更愿意采用环境友好型技术。调查结果也显示,家庭年收入由30万以下提高到90万以上时,种稻大户中采用环境友好型技术的人所占比例由87.2%上升到100%,上升幅度为12.8百分点。这是因为种稻大户的家庭年收入越高,他们对制定有利于提高家庭年收入农业政策的农业相关部门越信任,在信任感的驱动下十分愿意采用农业相关部门大力宣传推广的环境友好型等农业新型技术。

种稻大户非农收入比例的回归系数是-1.656 3,且达到了1%显著水平,非农收入比例对其环境友好型技术采用行为的边际效应达-0.179 7,说明非农收入比例越高的种稻大户越不会积极采用环境友好型技术。调查也表明,当非农收入比例由20%以下提高到60%以上时,种稻大户中采用环境友好型技术的人所占比例由93.2%下降到75.4%,下降幅度为17.8%。一般来说,种稻大户的非农收入比例越高,他们对非农业的依赖性越高,将大部分时间用于非农业方面,用于了解农业先进技术方面信息的时间非常少,不能深入了解农业先进技术的优点及其应用价值,因此,对农业先进技术如环境友好型技术的采用持一种消极态度。

4.2.3 自然资源的影响

回归结果显示,种稻大户耕地面积对其环境友好型技术采用行为不具有显著影响,其原因有待进一步研究。

4.2.4 劳动力资源的影响

全家人口数对种稻大户采用环境友好型技术的影响不显著。在苏南的实际调查中发现,种稻大户对当前农业生产与生态环境之间的矛盾有一种比较清楚的认识,不管全家人口多还是少,家庭生活负担大还是小,他们都会拿出一部分家庭收入对环境友好型技术进行投资。务农人口数变量也没有通过显著性检验,可能的原因是,在苏南的实际调查中发现,环境友好型技术在该地区是一种比较常见的现代农业技术,种稻大户对此种技术的采用意愿没有因为在家务农人口数的不同而表现出比较大的差异。

4.2.5 信息资源的影响

种稻大户技术信息获取渠道种类的估计系数是0.085 7,且达到10%显著水平,技术信息获取渠道种类对种稻大户环境友好型技术采用行为的边际效应达0.009 3,表明技术信息获取渠道种类越多的种稻大户采用环境友好型技术的概率越大。调查统计结果也印证了这一点,在技术信息获取渠道种类为2种及以下、3～5种、6种及以上的种稻大户中,采用环境友好型技术的人所占比例分别是89.3%、95.8%、100%。种稻大户农业技术信息获取渠道种类越多,其获取农业技术信息的渠道就越广,越有利于他们对农业技术进行多方位的了解,促进其采用新型农业技术。

5 研究结论

在对苏南395户种稻大户进行实地调查的基础上,运用二元Probit模型,实证分析种稻大户资源禀赋对其环境友好型技术采用行为的影响。研究结果表明,种稻大户资源禀赋影响其环境友好型技术采用行为。在反映人力资本资源的变量中,户主年龄显著负向影响其环境友好型技术采用行为;在反映社会经济资源的变量中,是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入和非农收入比例对其采用环境友好型技术有显著影响,是否参加农民专业合作社、家庭农业总收入、家庭年收入的影响方向为正向,非农收入比例的影响方向为负向;在反映信息资源的变量中,技术信息获取渠道种类对其环境友好型技术采用行为有显著正向影响。

6 政策建议

(1)户主年轻的种稻大户环境友好型技术采用意愿更强,因此,农业相关部门和技术推广人员在进行环境友好型技术的宣传和推广时应将户主年轻的种稻大户作为先行推广目标。

(2)促进种稻大户积极参与农民专业合作社,具体途径包括:利用各种形式的宣传,强化种稻大户对农民专业合作社的了解和认识,使其认识到参加农民专业合作社会给自己带来好处;合作社应给已入社的种稻大户提供多元化的、高质量的服务,尽量满足他们的实际需求,提高他们对合作社的满意度,进而利用良好的口碑效应争取更广泛的种稻大户入社;进一步规范农民专业合作社的制度安排,如规范合作社的财务制度,强调社员所有、社员控制、社员受益,吸引更多种稻大户参与合作社。

(3)增加种稻大户的家庭农业总收入。通过解决农业基础设施建设投入不足加快农业基础设施建设;加大政府对农村信贷的支持力度,加快农村金融体制的改革步伐,确保农村金融发展;健全农业保险体系,鼓励商业保险公司开发农业保险业务,建立农业再保险机制,壮大农业保险规模;建立并完善农业生产补贴制度等措施提高种稻大户家庭农业总收入。

(4)拓宽和丰富种稻大户农业技术信息获取渠道,如加强农业技术信息传播的基础设施建设;根据调查当地的实际情况,开发符合当地特色且比较实用的技术信息获取渠道;重视基层组织传播渠道建设等。

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(责任编辑： 许 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

国家社会科学基金重点项目(14AZD002，11AZD107);“十二五”国家科技支撑计划(2012BAD04B12);比尔·梅琳达盖茨基金(51587-3);中央高校基本科研业务费专项(2012MBDX001);湖北省人民政府智力成果采购项目(HBZC-2012-06)；海南省自然科学基金(20157252)

F307.1；X24

A

1673-4831(2016)05-0735-08

10.11934/j.issn.1673-4831.2016.05.008

朱萌(1989—),女,湖北荆门人,博士生,主要从事农业技术经济研究。E-mail: 827815513@qq.com

① 通信作者E-mail: qizhh@mail.hzau.edu.cn