基于農(nóng)戶行為的農(nóng)民測土配方施肥技術采用行為研究

洪燕婷+仇蕾+李康康

摘 要：

基于農(nóng)戶行為理論，利用包括江蘇蘇州、浙江杭州和福建南安在內的379個用戶實地調查的數(shù)據(jù)，通過Logistics模型分析了戶主基本特征、家庭資源特征和信息特征對農(nóng)戶采用配方施肥技術行為的影響。研究認為，戶主受教育年限、是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流、是否參加過技術培訓與農(nóng)戶采用配方施肥技術行為呈正相關關系;農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動年限越長、農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度越高，則農(nóng)戶更傾向于采用傳統(tǒng)施肥技術。

關鍵詞：農(nóng)戶行為;配方施肥;Logistics模型

中圖分類號：S147.2 ?文獻標識號：A ?文章編號：1001-4942（2015）06-0148-05

Adoption Behavior Study of Soil Testing for Formulated

Fertilization Technology Based on Peasant Households Behavior

Hong Yanting1， Qiu Lei1 ，Li Kangkang2

（1. Institute of Management Science， Hohai University， Nanjing 210098， China;

2. Huadong Engineering Corporation Limited， Hangzhou 310014 China）

Abstract Based on peasant households behavior theories， according to the survey data of 379 peasant households in Suzhou of Jiangsu Province， Hangzhou of Zhejiang Province and Nanan of Fujian Province， the influences of householders basic， family resource and information characteristics on behavior of households adopting soil testing for formulated fertilization technology were analyzed through Logistics model. The results showed that the householders educational years， whether to often communicate with other farmers and whether to participate in technical training had positive effects on the households behavior to adopt formulated fertilization technique. The longer the households engaged in agricultural production activities， the higher the households part-time farming was， the more the households were inclined to adopt the traditional fertilization technology.

Key words Peasant households behavior;Formulated fertilization; Logistics model

近年來，隨著工業(yè)點源污染和城鄉(xiāng)污水治理逐步到位，農(nóng)業(yè)面源污染占污染負荷的比重逐步提高。農(nóng)業(yè)面源污染起因于農(nóng)田中的氮磷、農(nóng)藥及其他有機或無機污染物質，在降水或者灌溉過程中，借助農(nóng)田地表徑流、農(nóng)田排水和地下滲漏等途徑而大量進入水體[1]。其中，因化肥施用過量和不合理導致對土壤、水體的污染，已經(jīng)成為農(nóng)業(yè)面源污染主要來源之一。從施肥總量上來看，20世紀90年代以來，我國化肥折純使用量以年均5%的速度遞增，全國化肥使用總量從1992年的2 590.30萬噸提高到2013年的5 911.90萬噸，每公頃耕地化肥施用量約為476 kg。從化肥的施用效率上來看，我國化肥利用率很低，氮肥的利用率僅為30%～40%，磷肥為10%～20%，鉀肥為35%～50%[2]。從化肥的施用結構上來看，單質化肥施用比重較大，復合肥比重較小，其中以氮肥施用比重最大。除造成水體富營養(yǎng)化之外，施肥過量和偏失氮肥還會改變原有土壤結構和特性，造成土壤板結、酸化和有機質減少，而長期使用磷肥則會使得土壤內重金屬物質不斷積存，同樣引起土壤污染，導致嚴重的農(nóng)產(chǎn)品安全，不利于農(nóng)業(yè)可持續(xù)生產(chǎn)。

為了有效緩解施肥過量和施肥不合理引起的農(nóng)業(yè)面源污染，全球范圍內的專家學者都在積極探索行之有效的技術措施，其中聯(lián)合國推行的測土配方施肥技術在全球范圍內得到廣泛推廣和實施?？萍既藛T對土壤取樣測試其營養(yǎng)成分（測土），然后根據(jù)農(nóng)作物需肥規(guī)律和化肥肥效，有針對性地生產(chǎn)出富含氮、磷、鉀及微量元素的配方肥料（配方），最后是農(nóng)戶根據(jù)建議購買并施用指定配方肥（施肥）[3]。農(nóng)戶采用該項技術，既可以滿足土壤缺失營養(yǎng)的補給，同時也減少化肥（特別是單質化肥）的投入使用，能夠有效地減少農(nóng)業(yè)面源污染[4]。然而，一項技術的推廣也伴隨著許多不確定因素[5]，因此，本文基于農(nóng)戶行為，對農(nóng)民是否采用測土配方施肥技術進行研究分析，通過實地調研數(shù)據(jù)和模型回歸，分析影響農(nóng)戶行為的因素。

1 理論框架

1.1 農(nóng)戶行為理論基礎

農(nóng)戶是人類進入農(nóng)業(yè)社會以來最基本的經(jīng)濟組織。在農(nóng)村社會學中，一般將農(nóng)戶稱為農(nóng)業(yè)家庭，其強調婚姻關系和血緣關系。經(jīng)濟學常常用“傳統(tǒng)的”、“維生的”、“最小的”來描述農(nóng)戶的概念，認為農(nóng)戶是居住在農(nóng)村，以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動為主的自給性很高的基本組織單位[6]。本文以農(nóng)戶作為基本研究單位，認為農(nóng)戶是以婚姻、血緣為基礎的，主要依靠家庭勞動力從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的農(nóng)村家庭。結合目前關于農(nóng)戶行為的理論研究[7，8]，認為農(nóng)戶是獨立的決策個體，是有限理性的，農(nóng)戶行為在決策過程中受到自身主觀認知能力和外部條件（如經(jīng)濟、政策制度及其他條件）限制，農(nóng)戶決策尋求效用最大化，而不是最優(yōu)決策。因此，在實施配方施肥技術過程中，農(nóng)戶根據(jù)施肥效用來決定是否選擇配方施肥行為。endprint

1.2 影響農(nóng)戶采用測土配方施肥技術的因素

1.2.1 戶主基本特征 農(nóng)戶作為農(nóng)村生產(chǎn)活動的基本單位，其戶主的基本特征往往決定了整個家庭生產(chǎn)特點，會影響到農(nóng)戶測土配方施肥技術的采用行為。根據(jù)元成斌[9]、李然[10]等的研究成果，擬選取農(nóng)戶戶主年齡、受教育年限、是否為村干部和農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限作為戶主基本特征變量，用以反映戶主自身特征對農(nóng)戶采用測土配方施肥技術的影響程度，并作如下預測：戶主年齡越大，其接受新技術的意愿則越低;戶主受教育年限的長短與農(nóng)戶是否采用新技術呈正相關關系;若戶主為村干部，作為表率，其采用測土配方施肥技術的可能性越高;相反，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長，戶主積累的農(nóng)作經(jīng)驗越高，采用新施肥技術的意愿也會越低。

1.2.2 家庭資源特征 我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以小規(guī)模生產(chǎn)為主，農(nóng)戶擁有的耕地和勞動力資源數(shù)量均會影響農(nóng)戶采用配方施肥技術的意愿。由于農(nóng)戶是有限理性的，在農(nóng)業(yè)收入利益較低的情況下，農(nóng)戶會將勞動力資源及精力投入到其他非農(nóng)生產(chǎn)中，并從中獲得收益，收益越大，兼業(yè)程度則越高。本文擬選取的家庭資源特征包括家庭耕地面積、勞動力規(guī)模及家庭兼業(yè)程度，并作如下預測：農(nóng)戶擁有的耕地資源數(shù)量越多，采用測土配方施肥技術的意愿也越大;勞動力資源數(shù)量與農(nóng)戶是否采用新技術呈負相關關系;農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度越大，農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入會降低，則其采用新技術的意愿也會降低。

1.2.3 信息資源特征 農(nóng)戶通過了解到的關于配方施肥技術的信息，并結合自身家庭狀況，決定是否采用配方施肥技術。如果農(nóng)戶住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市較近，經(jīng)常與其他農(nóng)戶進行溝通交流，參加過技術培訓，都便于農(nóng)戶更好地了解到測土配方施肥技術的信息，及時與外界信息溝通，理解新技術的益處;如果農(nóng)戶沒能及時掌握和了解相關信息資源，對新技術認知的局限會限制農(nóng)戶的需求意愿，不利于新技術的推廣[11]。本文擬選取農(nóng)戶信息資源特征包括家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離、是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流以及農(nóng)戶是否參加過技術培訓，并作出如下預測：農(nóng)戶住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離與農(nóng)戶采用新技術呈負相關關系;經(jīng)常與其他農(nóng)戶進行溝通交流和參加過技術培訓與農(nóng)戶行為呈正相關關系。

1.3 實證分析模型

根據(jù)上述理論框架，結合研究目的及數(shù)據(jù)基礎，采用二元模型進行分析[12]。根據(jù)農(nóng)戶是否采用測土配方施肥技術，假設因變量為y。y=1表示農(nóng)戶采用測土配方技術，y=0表示農(nóng)戶沒有采用測土配方施肥技術。影響y的n個自變量分別為x1，x2，x3……，xn。假設農(nóng)戶采用測土配方施肥技術的概率為pi，則農(nóng)戶沒有采用測土配方施肥技術的概率為1-pi，其函數(shù)表達式為：

pi=f（y）=f（β0+∑nj=1βjxi）

=11+exp[-β0+∑nj=1βjxi]

對pi/（1-pi）進行對數(shù)變換，得到Logistics模型的線性表達式為：

lnpi1-pi=β0+∑nj=1βjxi

式中β0為常數(shù)項，n表示自變量個數(shù)，β1為自變量系數(shù)。

2 數(shù)據(jù)來源及樣本統(tǒng)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)涉及江蘇省蘇州市、浙江省杭州市和福建省南安市，于2014年7月、8月在三地通過農(nóng)戶調查問卷訪問得到。調查地區(qū)包括蘇州市區(qū)、常熟市、太倉市，杭州余杭、臨安、淳安，南安市水頭鎮(zhèn)、東田鎮(zhèn)及英都鎮(zhèn)。為保證調查數(shù)據(jù)的質量和有效性。所有問卷均采用入戶調查，調查員輔導填寫問卷，共發(fā)放問卷407份，收回396份，剔除無效問卷和矛盾錯誤數(shù)據(jù)，得到有效問卷379份（表1）。

表1 被調查農(nóng)戶地區(qū)分布

項目江蘇省浙江省福建省

農(nóng)戶數(shù)136134109

所占比重（百分比）35.88%35.36%28.76%

2.2 樣本統(tǒng)計

從表2可知，目前我國農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動者以中老年勞動力為主，調查樣本中農(nóng)戶戶主平均年齡為48.3歲，年齡在40歲以上人數(shù)占到總數(shù)的75.46%。戶主文化程度偏低，小學及以下占到總數(shù)的34.04%，初中文化水平人數(shù)最多，為43.80%，大專及以上文化水平僅有9戶人家，比例為2.37%。從調查樣本來看，農(nóng)業(yè)以小規(guī)模生產(chǎn)為主，耕地規(guī)模集中在0.667 hm2以下，其中擁有0～0.333 hm2耕地資源的農(nóng)戶數(shù)占48.87%;農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限集中在10年及以上，占到總數(shù)的75.99%。此外，我國農(nóng)戶家庭人口規(guī)模平均4～5人，其中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力規(guī)模集中在2～3人，部分家庭甚至有且只有一個勞動力，調查樣本中勞動力規(guī)模平均水平為2.19人/戶。

表2 樣本信息統(tǒng)計

影響因素選項樣本數(shù)所占比重（%）

戶主年齡40歲及以下9324.54

40～50歲13234.83

50歲及以上15440.63

受教育年限文盲及半文盲4211.08

小學8722.96

初中16643.80

高中及中專7519.79

大專及以上92.37

從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限10年及以下9124.01

10～20年11229.55

20年及以上17646.44

耕地規(guī)模0～0.333hm218948.87

0.333～0.667hm210427.44

0.667～1.000hm26517.15

1.000hm2及以上215.54

3 模型結果與分析

3.1 變量含義

為了更好地研究農(nóng)戶測土配方施肥技術采用行為，將影響農(nóng)戶行為決策的變量分為三大類：農(nóng)戶戶主基本特征、家庭資源特征以及信息資源特征。每一類變量又選取相應的變量作為描述性變量，共確定了包括戶主年齡、耕地規(guī)模等在內的10個解釋變量。每個解釋變量的名稱、含義及描述性統(tǒng)計分析結果和對被解釋變量的預期方向如表3所示。endprint

3.2 結果及分析

運用SPSS 19.0計量軟件，對樣本數(shù)據(jù)進行Logistics模型回歸分析。回歸結果如表4所示，總體上模型的擬合程度較好，主要的影響因素均通過了顯著性檢測，農(nóng)戶戶主受教育年限及農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度對農(nóng)戶是否采用配方施肥技術有重要影響，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限和信息資源特征對農(nóng)戶行為決策則有著較大程度的影響，具體分析如下。

表3 變量含義及描述性統(tǒng)計分析

變量名稱變量含義及賦值平均值預期方向

農(nóng)戶是否采用測

土配方施肥技術（y）采用=1;未采用=00.63

戶主基本特征

戶主年齡（x1）40歲及以下=1;40～50歲=2;50歲及以上=32.16-

受教育年限（x2）文盲及半文盲=1;小學=2;初中=3;高中及中專=4;大專及以上=52.79+

是否為村干部（x3）是=1;否=00.132+

從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限（x4）10年及以下=1;10～20年=2;20年及以上=32.22-

家庭資源特征

耕地規(guī)模（x5）0～0.333hm2=1;0.333～0.667 hm2=2;0.667～1.000 hm2=3;1.000 hm2及以上=41.78+

勞動力規(guī)模（x6）農(nóng)戶家庭實際從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)（個）2.19-

兼業(yè)程度（x7）沒有兼業(yè)=0;兼業(yè)收入小于農(nóng)業(yè)收入=1;兼業(yè)收入大于農(nóng)業(yè)收入=21.43-

信息資源特征

家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離（x8）農(nóng)戶住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的實際距離（km）3.38-

是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流（x9）從不交流=0;偶爾交流=1;經(jīng)常交流=21.29+

是否參加過技術培訓（x10）是=1;否=00.51+

3.2.1 戶主基本特征影響分析 農(nóng)戶戶主受教育年限與農(nóng)戶采用配方施肥技術的意愿呈高度正相關關系，對農(nóng)戶行為決策有著很大的正向影響。從模型回歸結果來看，受教育年限的回歸系數(shù)為2.577，Wald值為24.723，并在1%的水平上顯著，與預期一致。這說明，在其他條件不變的情況下，受教育年限越長的農(nóng)戶更愿意采用測土配方施肥技術，可能的原因是隨著受教育年限的增長，戶主的知識水平逐漸提高，對新技術的認可和掌握較全面[13]。農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限則與農(nóng)戶采用配方施肥技術的意愿呈負相關關系，并在5%的水平上顯著，與預期一致。這說明，在其他條件不變的情況下從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長，農(nóng)戶更傾向于使用已經(jīng)掌握且較為熟悉的傳統(tǒng)施肥技術，對未知的配方施肥技術有一定排斥情緒。此外，戶主年齡和戶主是否為村干部在回歸結果中不顯著。

3.2.2 家庭資源特征影響分析 耕地規(guī)模對農(nóng)戶采用配方施肥技術的意愿有一定的影響，但只在10%的水平上顯著。家庭兼業(yè)程度對農(nóng)戶采用配方施肥技術的影響在1%的水平上顯著，其系數(shù)為負，表明農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度越高，其花費在耕地種植的時間和精力相對減少，農(nóng)業(yè)收入比重降低，對化肥施用的投入與產(chǎn)出結果并不十分在意，因此對于采用能夠有效減少污染物和減少化肥施用量的測土配方施肥技術的意愿不強。

3.2.3 信息資源特征影響分析 農(nóng)戶是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流和是否參加過技術培訓這兩個變量在5%的水平上顯著，且系數(shù)均為正，與預期相符合。這說明，農(nóng)戶之間經(jīng)常的溝通交流和參加相關技術知識培訓有助于農(nóng)戶掌握更全面的信息，讓持觀望態(tài)度的農(nóng)戶能夠汲取他人經(jīng)驗，提高農(nóng)戶采用新技術的意愿[14]。農(nóng)戶住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離在回歸結果中不顯著，這可能是由于交通、通信等的發(fā)展打破了空間距離對于農(nóng)戶信息資源獲取的局限性。

表4 農(nóng)戶采用配方施肥技術行為的回歸結果

影響因素βWald值Exp（β）

常數(shù)項（β0）-6.45813.783—

戶主基本特征

戶主年齡（x1）-1.2012.6700.301

受教育年限（x2）2.577***24.72313.157

是否為村干部（x3）3.5713.16035.516

從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限（x4）-2.962**9.0960.052

家庭資源特征

耕地規(guī)模（x5）1.098*4.0172.998

勞動力規(guī)模（x6）2.0471.9027.745

兼業(yè)程度（x7）-1.870***16.0250.154

信息資源特征

家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)集市的距離（x8）-0.3625.9090.696

是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流（x9）1.589**10.3364.898

是否參加過技術培訓（x10）2.412**4.90211.156

-2 log likelihood286.758

Pseudo R20.417

注：***、**、*分別表示1%、5%以及10%水平的顯著性。

4 結語

本文對包括江蘇蘇州、浙江杭州和福建南安在內的379個用戶進行實地調查，在有關專家學者研究成果的基礎上，通過Logistics模型分析了戶主基本特征、家庭資源特征和信息特征對農(nóng)戶采用配方施肥技術行為的影響，得出如下結論：①戶主基本特征中，戶主受教育年限與農(nóng)戶采用配方施肥技術有著顯著的正向影響，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動年限與農(nóng)戶采用配方施肥技術有著較為顯著的負向影響;②家庭資源特征中，農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度與農(nóng)戶采用配方施肥技術行為呈顯著負相關關系;③信息資源特征中，農(nóng)戶是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流、是否參加過技術培訓與農(nóng)戶采用配方施肥技術行為呈較為顯著正相關關系。

在以上實證分析的基礎上，可以從以下幾個方面加強農(nóng)村配方施肥技術的推廣：①重視人本建設，加強農(nóng)村基礎教育，通過提高廣大農(nóng)民受教育年限，擴展農(nóng)民知識層面;②努力提高農(nóng)村收入，特別是農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入;③完善農(nóng)村信息交流機制，定期舉辦技術培訓，及時解決農(nóng)民在技術應用中碰到的盲點、難點，確保配方施肥技術的推廣。endprint

參 考 文 獻：

[1]

彭春瑞.農(nóng)業(yè)面源污染防控理論與技術[M].北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2013，15-19.

[2] 何浩然，張林秀，李強.農(nóng)民施肥行為及農(nóng)業(yè)面源污染研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2006 （6）：2-10.

[3] 葛繼紅，周曙東，朱紅根，等.農(nóng)戶采用環(huán)境友好型技術行為研究——以配方施肥技術為例[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2010（9）：57-63.

[4] Khanna M. Sequential adoption of site-specific technologies and its implications for nitrogen productivity： a double selectivity model[J]. American Journal of Agricultural Economics， 2001， 83（1）： 35-51.

[5] Engelstad O P. Fertilizer technology and use[M]. Soil Science Society of America， 1985.

[6] 翁貞林.農(nóng)戶理論與應用研究進展與述評[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008（8）：93-100.

[7] 林毅夫.小農(nóng)與經(jīng)濟理性[J].中國農(nóng)村觀察，1988（3）：42-47.

[8] 鄭風田.制度變遷與中國農(nóng)民的經(jīng)濟行為[M].北京：中國農(nóng)業(yè)科技出版社，2000.

[9] 元成斌，吳秀敏.農(nóng)戶采用有風險技術的意愿及影響因素研究[J].科技進步與對策， 2010，27（1）：14-18.

[10]李然，李谷成，馮中朝.不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶的油菜生產(chǎn)技術效率分析——基于湖北、四川等6省市689戶農(nóng)戶的調查數(shù)據(jù)[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學學報：社會科學版，2015（1）：14-22.

[11]侯俊東，呂軍，尹偉峰.農(nóng)戶經(jīng)營行為對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境影響研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2012，22（3）：26-31.

[12]宋金田，祁春節(jié).農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術需求影響因素分析——基于契約視角[J].中國農(nóng)村觀察，2013（1）：52-59，94.

[13]Doss C R. Analyzing technology adoption using microstudies： limitations， challenges， and opportunities for improvement[J]. Agricultural Economics， 2006， 34（3）： 207-219.

[14]曹建民，胡瑞法，黃季炬.技術推廣與農(nóng)民對新技術的修正采用：農(nóng)民參加技術培訓和采用新技術的意愿及其影響因素分析[J].中國軟科學，2005（1）：60-66.endprint