供需失衡下農戶技術需求表達研究

李容容+羅小鋒+熊紅利+李兆亮

摘 要：基于全國9省804戶農戶的實地調查數據，運用Logistic-ISM模型分析了影響農戶農業技術表達行為的因素，并探討了各影響因素間的層次結構。研究表明：農戶的技術需求表達行為能否實現，主要受務農年限、從眾心理、種植規模、農業技術重要性認知、農業技術需求表達容易程度認知以及農業技術需求偏向的影響，還受性別和農業技術需求表達成本認知因素的影響，其中農業技術的重要性認知和農業技術需求表達容易程度認知是表層直接因素，從眾心理、種植規模、技術需求表達成本認知以及技術需求偏向是中間層間接因素，務農年限和性別是深層根源因素。據此提出通過加強農戶的農業職業教育、發揮新型農業經營主體的帶頭示范和中介引導作用，構建多元化農業技術推廣體系等對策建議來提升農戶的技術需求表達的積極性。

關鍵詞：農業技術推廣；需求表達；供需失衡；Logistic-ISM模型

中圖分類號：F325.25 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）02-0134-08

引 言

解決農業問題的根本出路在于科技創新，而科技創新成果能否轉化為實際生產力的關鍵在于農業技術推廣。農業技術推廣是確保新型農業技術高效順暢地由實驗室擴散到田間地頭的堅實保障[1]。歷年中央“一號文件”都高度重視科技創新和農業技術推廣的重要作用。 “十二五”時期，我國農業科技進步貢獻率由2010年的52%提高到2015年的56%以上，全國建立科技特派員服務站1.6萬個，直接服務農戶1 250萬戶，受益農民6 000萬人[2]。我國農業科技推廣體系取得了令人矚目的成就，但是，農業技術供需不均衡嚴重制約了我國農業生產的發展，成為阻礙農業技術推廣高效運作的關鍵瓶頸。農業技術供給內容傳統、供給形式單一等不能滿足農戶多元化的技術需求[1，3]，政府推廣的農業技術效用與農戶實際需求之間存在很大差距，政府推廣的農業技術不能滿足農戶的需求[4-5]。究其原因，核心在于：農業技術供給主體和需求主體之間信息不對稱，農戶需求表達機制不健全，農戶只能被動的接受既定服務所導致的。農業科技推廣機構對農戶農業技術需求了解不足，只能盲目的進行農業技術推廣，導致不能對癥下藥。因此，優化農戶農業技術需求表達機制，提高農戶農業技術需求表達的積極性，使農業技術推廣機構能夠及時有效了解農戶的農業科技需求，并針對性提出解決方案，這是解決農業技術供需失衡問題的關鍵[6-7]。在農業技術推廣中，哪些因素影響了農戶農業技術需求表達行為？這些因素之間是怎樣的關系？基于此，本文梳理農戶農業技術需求表達概念，明確影響農戶農業技術需求表達的因素，厘清各因素間的關系，辨識關鍵因素，并提出對策建議，以期為我國農業技術供需失衡問題的有效解決提供理論支持和實踐經驗。

一、概念界定及理論預期

（一）概念界定

需求表達早期出現在政治學和公共管理學研究中，以后逐漸被應用到各個研究領域。最早對需求表達進行表述的是拉斯維爾，他提出了精英集團需求表達對其維護自身利益的重要作用[8]。在此基礎上，國內外學者從不同的視角對需求表達的概念進行了豐富和發展。在政治學領域，阿爾蒙德認為需求表達是政治過程的開端，需求經過轉換產生公共政策[9]。卡羅爾·佩特曼提出公民參與需求表達的重要性以及公民參與表達的方式和途徑，他認為需求表達有利于增強公民的責任感和實現公民利益[10]。在公共服務領域，郝艷偉認為需求表達是指在多元化的背景下，公民通過一定的渠道和方式直接或間接地向政府提出自己的需求，以期得到回應，實現其既定需求的過程[11]。商麗認為需求表達是指人們通過直接或間接的方式將自身的需求偏好表達出來[12]。宋琴認為農民的公共需求表達是通過建立制度化的需求表達渠道，賦予農民表達權利，保障農民能夠實現有效的需求表達，并獲得政府回應的過程[13]。綜合學者們的概念界定，本文提出農業技術推廣領域的農戶農業技術需求表達的定義，是指農戶根據實際農業生產活動中遇到的農業技術難題和疑惑，向農業技術推廣主體進行技術咨詢和反映自己的技術需求，以期得到回應。

（二）理論預期

農戶的需求表達行為受多個因素的綜合影響。基于農戶行為理論和已有相關研究，并結合農戶農業技術需求及需求表達特征，本文將影響農戶技術需求表達行為因素歸納為5個方面，包括戶主個體特征、生產經營特征、社會網絡關系、農戶認知以及農業技術需求特征。各個變量對農戶技術需求表達行為的影響方向預期如下：

1.戶主個體特征。戶主個體特征包含性別、受教育程度、務農年限、從眾心理。（1）性別差異。戶主性別的差異會影響農戶對新事物的接受能力以及冒險精神。一般而言，男性戶主主觀能動性更強，更善于表達自己的觀點和需求，女性戶主在行動和觀點上相對比較保守，缺乏需求表達積極性。因此，本文預期，性別變量對農戶農業技術需求表達行為具有正向影響。

（2）受教育程度。受教育程度影響農戶的知識結構和視野的開闊性，對農戶的行為決策具有重要的影響[14]。一般而言，戶主受教育程度越高，認知能力越強，視野也更加開闊，對農業技術的重要性認知更加清晰，因此，會更愿意向農業技術推廣主體咨詢技術和提出自己缺乏的技術指導。因此，本文預期，受教育程度越高的戶主，越愿意表達自己的技術需求和進行技術咨詢。

（3）務農年限。務農年限越長的戶主，其生產經驗越豐富[15]，更容易解決解決農業生產中的技術難題，對農業技術推廣部門的技術供給的依耐性更弱，因此這部分農戶可能進行技術需求表達的積極性不高，進行技術咨詢也會相對較少。因此，本文預期，務農年限變量對農戶的農業技術需求表達具有負向影響。

（4）從眾心理。由于農戶的知識水平相對較低，風險規避意識較強，因此，在農業生產過程中，絕大多數農戶容易受周圍人的影響，并跟隨他人進行農業生產決策。從眾心理對農戶的技術需求表達行為的影響具有不確定性，這主要取決于周圍農戶的行為表現。

2. 生產經營特征。生產經營特征包含農業收入比重和種植規模。（1）農業收入比重。農戶收入水平對農戶認知與行為響應存在顯著相關關系[16]，農業收入比重越高的農戶對農業的依耐性更強，也會更加關注農業技術，其對農業技術的需求較高，解決農業技術難題的積極性也相對較高。因此，本文預期，農業收入比重對農戶的農業技術需求表達行為具有正向影響。

（2）種植規模。種植規模越大，農戶越傾向于采用先進的農業生產技術或生產方式[14]。在采用新的生產技術時遇到的技術難題也會相對較多，加上種植規模越大，生產成本越大，為減少損失，農戶解決農業技術難題的積極性越高，因此，本文預期，種植規模對于農戶技術需求表達行為具有正向影響。

3. 社會網絡關系。干部身份、合作社社員身份是衡量社會網絡關系的重要指標[17-18]，此外本文從農業技術推廣視角出發，考慮了農業技術示范主體身份。（1）干部身份。具有干部身份的農戶，其人際關系會相對較好，人脈關系也會越好，解決問題的途徑也會越多，其自我解決農業技術難題的能力越強，但是這部分農戶的視野也會更加開闊，能更好地認識農業技術的重要性，更容易使用農業新技術，與普通農戶相比，可能遇到的問題更多，更有可能積極表達自己的技術需求。因此，干部身份變量的影響具有不確定性。

（2）合作社社員身份。合作社社員身份加入產業合作社的農戶，更有可能享受到合作社提供的一些技術指導服務[19]，遇到的農業技術難題可能相對較少，即使有農業技術需求，合作組織也會幫忙解決。因此，本文預期，加入產業合作組織的農戶進行技術需求表達的可能性較小，即這一變量具有負向影響。

（3）農業技術示范主體。農戶如果是農業技術示范主體，對于新技術的接受能力更強，更樂于采取新技術，也會對自己的技術需求認知更加深刻，進而技術需求表達的積極性會相對較高，也會借助自己的示范主體身份向農業技術推廣主體提出自己的技術需求。因此，本文認為，農業技術示范主體對農戶技術需求表達行為具有正向影響。

4. 農戶認知。農戶的行為決策除了受到個體特征、經營特征、網絡關系因素的影響，還受理性認知的影響[20]。本文主要考察農戶對農業技術重要性認知、農業技術推廣的滿意度、技術需求表達容易程度認知、技術需求表達成本認知。（1）農業技術重要性認知。農戶認為農業技術越重要，會更加關注新技術[21]，其采用新技術的可能性越大，也更樂于尋求技術指導。因此，本文預期，農業技術重要性認知對農戶農業技術需求表達行為具有正向影響。

（2）農業技術推廣的滿意度認知。農戶對農業技術推廣的滿意度越高，更加信任農業技術推廣主體，因此，農戶可能會更愿意向農業技術推廣主體表達自己的技術需求，也會積極采取實際行動尋求技術指導。因此，本文預期，農業技術推廣的滿意度認知變量對農戶農業技術需求表達行為具有正向影響。

（3）農業技術需求表達容易程度認知。一般而言，多數人都有畏難心理，農戶認為技術需求表達越難，其采取行為克服困難的可能性會較小。因此，本文預期，農業技術需求表達容易程度認知對農戶的需求表達行為具有負向影響。

（4）農業技術需求表達成本認知。假設農戶都是理性經濟人，農戶認為技術需求表達的成本越高，為節約成本，農戶進行技術需求表達的意愿會相對較低，更加不會采取需求表達行為。因此，本文預期，技術需求表達成本認知對農戶的農業技術需求表達行為具有負向影響。

5. 農業技術需求特征。農業技術需求特征主要考察了農戶的農業技術需求偏向。農戶的農業技術需求偏向差異會直接影響農戶技術需求表達行為。若農戶更偏向實用技術，由于公益性農業技術供給渠道比較狹窄，則農戶更有可能會向農業技術推廣主體表達自己的技術需求，對于技術信息的需求偏向較多的農戶，在信息時代，農業信息渠道相對完善，農戶向農業技術推廣主體進行信息咨詢的可能性較小。因此，本文預期，農戶的技術需求偏向具有正向影響，即偏好實用性技術的農戶更加愿意表達自己的需求和進行技術咨詢。

二、數據來源與研究方法

（一）數據來源及描述性統計

2015年7—8月，課題組對全國9省市農村的農業技術推廣問題展開了實地調研。其中東部地區代表省份有山東省、江蘇省以及廣東省，中部地區代表省份為湖北省、四川省以及河南省，西部地區則選取了陜西省、云南省以及廣西省。問卷調查采用調查員和受訪者一對一訪談的形式。此次調查共獲取問卷850份，剔除重要數據缺失的問卷，獲得本研究適用樣本804份，問卷有效率94.59%。調查結果顯示，受訪者以年齡大于50歲（64.18%）的男性（91.67%）、接受過小學和初中水平教育水平的農戶為主（74.88%），其家庭種植規模主要集中在15畝以下（80.35%），且多數家庭農業收入比重不到家庭總收入的一半（64.38%），見表1。

（二）變量測度

變量名稱、變量定義、變量賦值以及變量的描述性統計分析見表2。

（三）研究方法

為檢驗眾多因素對農戶農業技術需求表達行為的影響。本文首先采用Logistic回歸模型提取影響因素，并運用ISM模型分析影響因素之間的層級關系。

第四步，確定影響因素的遞階結構。用有向邊連接相鄰層次間及同一層次的因素，得到農戶技術需求表達行為影響因素間的關聯關系及層次結構。

三、模型估計結果與分析

（一）農戶的農業技術需求表達行為的影響因素

自變量間的多重共線性檢驗結果顯示，方差膨脹因子均小于10，說明變量之間不存在多重共線性。在此基礎上，運用SPSS19.0軟件進行Logistic模型回歸分析，估計結果見表3。從回歸結果看，模型通過了顯著性檢驗，模型整體的擬合效果較好。

1.戶主個體特征的影響。回歸結果顯示，性別變量對農戶的需求表達行為具有顯著的正向影響。相比于女性戶主，男性戶主采取需求表達行為的可能性更大。統計結果顯示，在男性戶主中，愿意采取表達行為的農戶比例為91.06%；而在女性戶主群體中，具有表達行為的農戶比例為71.64%。可能的原因是，男性戶主的開拓精神和主觀能動性更強，因此更有可能向農業技術推廣主體尋求技術指導和幫助。

務農年限對農戶的需求表達行為具有顯著的負向影響，即務農年限越長的戶主，采取需求表達行為的可能性也越小。這可能是由于務農年限較長的農戶，種植經驗較豐富，農業技術方面的難題較少，一般自己能較好地解決農業生產過程中的技術難題，因此向技術推廣部門進行技術咨詢和表達技術性需求的可能性也較低。

從眾心理對農戶的技術需求表達行為具有顯著正向影響，即具有從眾心里的戶主更有可能向農業技術推廣主體表達自己的技術需求。統計結果顯示，具有從眾心理的農戶群體中有83.59%有向農技推廣部門表達過自己的農業技術需求。而在沒有從眾心理的農戶群體中這一比例為79.02%。可能的解釋是，具有從眾心理的農戶，風險規避意識較強，可能會跟隨其他人的決策，以減少決策失敗的風險。

2.生產經營特征的影響。種植規模對農戶的技術需求表達行為具有顯著正向影響，表明種植規模越大的農戶更有可能會進行農業技術需求表達。統計結果也顯示，種植規模小于等于5畝，5～10畝，10～15畝，15～20畝，20畝以上的農戶中，有向農業技術推廣主體表達過自己的技術需求的農戶比例分別為76.69%、82.57%、86.79%、86.15%和88.54%。已有研究表明農業技術對農業生產經濟效益具有顯著正向影響[26]，農戶種植規模越大，農戶越關注產出效益，因此會更加關注農業技術的農戶，對農業技術需求會更加迫切，因此也會積極主動向農業技術推廣主體尋求技術指導。

3.農戶認知的影響。農業技術重要性認知對農戶的需求表達行為具有顯著的正向影響，即認為農業技術很重要的農戶更有可能表達自己的需求和進行技術咨詢。統計分析也表明，認為農業技術非常重要，比較重要，一般重要，不太重要，非常不重要的農戶中，分別有82.21%、84.97%、79.73%、57.89%以及16.67%有進行農業技術咨詢。可能的解釋是，認為農業技術非常重要的農戶更加重視農業技術的采用，更有可能采取實際行動解決技術難題。

農業技術需求表達容易程度認知對農戶的技術需求表達行為具有顯著負向影響，即認為技術需求表達越難的農戶采取表達農業技術需求的行為可能性更小。統計分析結果也印證了這一結論，對于“進行農業技術咨詢很方便”這一問項，選擇非常同意、比較同意、一般、不太同意、完全不同意的農戶中，分別有94.29%、83.90%、84.54%、77.45%和64.29%的有進行技術咨詢。這可能是由于農戶對容易程度認知存在差別，并受畏難心理的影響，進行技術咨詢的比較少。

農業技術需求表達成本認知對農戶的技術需求表達行為具有顯著負向影響，即認為農業技術需求表達成本越高的農戶進行需求表達的可能性越小。在詢問到技術咨詢的耗費的成本很低問項時，農戶選擇“非常同意”“比較同意”“一般”“比較同意”“完全不同意”的農戶中，分別有85.07%、87.62%、81.34%、79.81%和68.52%的農戶表示自己有進行過技術咨詢。可能的解釋是，認為技術需求表達成本較高的農戶，為降低成本，其進行農業技術需求表達的意愿較低，進而采取需求表達行為的可能性更小。

4.農戶農業技術需求特征的影響。農戶農業技術需求偏向性對農戶需求表達行為具有顯著的正向影響，即需求實用技術的農戶進行技術咨詢的可能性更大。統計結果顯示，在對實用技術信息更加偏好的農戶中，有87.67%的農戶有進行技術咨詢，比偏好技術信息的農戶高9.27%。這可能是由于農戶可以通過多種渠道獲取農業技術信息，這方面的困難比較少，但是農業技術供給渠道相對較少，使得農戶在實用技術方面的需求更迫切，更樂于向農業技術推廣主體反映自己技術需求。

（二）需求表達行為的影響因素的解釋性結構

根據以上模型結果提取的影響因素，分析各個影響因素之間的層級關系。本文用S0 表示農戶的農業技術需求表達行為，S1 、S2 、S3 、S4 、S5 、S6 、S7 、S8 分別表示性別、務農年限、從眾心理、種植規模、農業技術重要性認知、農業技術需求表達容易程度認知、農業技術需求表達成本認知以及農業技術需求偏向。同時，本研究運用Delphi方法構建因素間的邏輯關系，如圖1所示，V表示行因素對列因素有直接或間接的影響，A表示列因素對行因素有直接或間接的影響，因素之間沒有關系則用0表示。

根據圖1和（4）式得到影響因素間的鄰接矩陣R。利用（5）式和Matlab軟件，得到的可達矩陣M（2≤λ≤3），并根據最高層因素的確定方法，根據可達矩陣M可得L1={S0}，以此類推，可知L2={S5，S6 }，L3={S3，S4，S7，S8}，L4={S1，S2}。根據以上層級對可達矩陣進行重新排序，可得農戶農業技術需求表達行為影響因素的層次結構T。

根據影響因素層次分析，對同一個層級因素用同一水平位置的方框表示，依據影響因素間的邏輯關系連接有影響關系的因素方框，即可得到農戶農業技術需求表達行為的影響因素解釋結構模型圖（圖2）。由圖2可知，農業技術的重要性認知和農業技術需求表達容易程度認知是表層直接因素，從眾心理、種植規模、農業技術需求表達成本認知以及農業技術需求偏向是中間層間接因素，務農年限和性別是深層根源因素。

四、結論與政策啟示

基于農業技術供需失衡視角，本文分析了影響農戶技術需求表達行為的關鍵因素，研究表明：農戶農業技術需求表達行為能否實現，主要受性別、務農年限、農業技術重要性認知以及技術需求偏向、從眾心理、種植規模、技術需求表達容易程度和表達成本認知因素等8個因素的影響。其中，農業技術的重要性認知和技術需求表達容易程度認知是表層直接因素，從眾心理、種植規模、技術需求表達成本認知以及技術需求偏向是中間層間接因素，務農年限和性別是深層根源因素。

基于上述研究結論，為提高農戶進行農業技術咨詢的積極性，發揮農業技術的作用，提出如下對策建議：

1.加強農業職業教育，根據農民特點，因材施教，開展針對性農業技術培訓。由前文結論可知，要提高農戶的技術需求表達，需要對不同務農年限的農戶開展針對性培訓。對于務農年限較長的農戶，減少基礎性農業技術的培訓，增加新技術培訓；對于務農年限較短的農戶，應重點加強基礎性農業技術培訓，適當加強新技術培訓，并鼓勵其多咨詢多交流，幫助其解決農業生產過程中的技術難題。

2.充分發揮新型農業經營主體的帶頭示范和中介引導作用。普通農戶市場競爭能力較差，資源有限，容易產生從眾心理，會觀望有能力的大戶的決策。因此要積極鼓勵專業大戶等新型農業經營主體，積極表達自己的技術需求，多渠道尋求農業技術支持。大戶的示范帶頭作用會帶動小農戶積極表達自己的技術需求。

3.構建多元化農業技術推廣體系，降低農戶進行技術咨詢的成本。現有農業技術咨詢渠道狹窄，仍然以基層農業技術推廣部門為主，其他農業技術推廣組織不斷興起。因此，為拓寬農業技術推廣渠道和咨詢渠道，一方面需要政策引導，鼓勵專業大戶、合作社等組織開展農業技術推廣，讓農戶便利的進行技術咨詢；另一方面，充分發揮基層農機部門的作用，完善農機員駐村制度，打通農業技術推廣的“最后一公里”。

參考文獻：

[1] 孔祥智，樓棟.農業技術推廣的國際比較、時態舉證與中國對策[J].改革，2012（1）：12-23.

[2] 張素.“數”解中國“十二五”農業農村科技成[EB/OL].[2016-05-15].http：//www.chinanews.com/cj/2016/03-01/7779251.shtml.

[3] 魯可榮，郭海霞.農戶視角下的農業社會化服務需求意向及實際滿足度比較[J].浙江農業學報，2013，25（4）：890-896.

[4] 周波. 淺析政府農業科技推廣職能的缺失[J].福建論壇（人文社會科學版），2009（8）：28-31.

[5] 趙玉姝，焦源， 高強.基于契合度模型的異質類農戶技術供需研究[J].華東經濟管理， 2015（6）：89-94.

[6] 李莎莎.基于農戶需求導向的測土配方施肥技術推廣服務機制研究[D].北京：中國農業大學，2015：114.

[7] 畢穎華.收入差異視角下農戶公共產品需求分析[J].西北農林科技大學學報（社會科學版），2016，16（2）：74-78.

[8] 拉斯韋爾.政治學：誰得到什么？何時和如何得到[M].楊昌裕，譯.北京：商務印書館，1992：40-42.

[9] 加布里埃爾.A.阿爾蒙德. 比較政治學： 體系、過程和政策[M].北京：東方出版社， 2007：128.

[10] 卡羅爾.佩特曼， 陳堯. 參與和民主理論[M]. 上海：上海人民出版社， 2006：78.

[11] 郝艷偉. 基礎教育需求表達機制研究——以上海市基礎教育為例[D].上海：華東師范大學，2010：10.

[12] 商麗.農村社區公共服務需求表達機制研究[D].濟南：山東財經大學，2012：11.

[13] 宋琴.農民公共服務需求表達機制的問題研究[D].湘潭：湘潭大學，2014：10.

[14] 唐博文，羅小鋒，秦軍.農戶采用不同屬性技術的影響因素分析——基于9省（區）2 110戶農戶的調查[J].中國農村經濟，2010（6）：49-57.

[15] 顏廷武，李明月，張俊飚. 連片特困地區農戶融入農產品供應鏈行為研究——基于廣西石漠化地區的調查[J].農業技術經濟，2014（11）：110-120.

[16] 鄧正華， 張俊飚，許志祥，等. 農村生活環境整治中農戶認知與行為響應研究——以洞庭湖濕地保護區水稻主產區為例[J].農業技術經濟，2013（2）：72-79.

[17] Zhang Xiaobo，Guo Li.Does Guanxi，Matter to Nonfarm Employment？[J].Journal of Comparative Economics，2001，31（2）：315-331.

[18] 韓國明， 王鶴， 楊偉偉.農民合作行為：鄉村公共空間的三種維度——以西北地區農民合作社生成的微觀考察為例[J].中國農村觀察，2012（5）：70-79.

[19] 羅必良. 現代農業發展理論： 邏輯線索與創新路徑[M].北京：農業出版社，2009：216-219.

[20] 羅必良，汪沙，李尚蒲. 交易費用、農戶認知與農地流轉[J].農業技術經濟，2012（1） ：11-21

[21] 羅小鋒.農戶采用節約耕地型與節約勞動型技術的差異[J].中國人口·資源與環境， 2011， 21（4）：132-138.

[22] 汪應洛.系統工程理論、方法與應用[M].北京：高等教育出版社，1998：47-49.

[23] 孫世民，馮葉，張海峰. 基于ISM模型的羊肉價格影響因素分析——以山東省為例[J].農業技術經濟，2014（8）：53-59.

[24] 余霜，李光，冉瑞平.基于Logistic-ISM模型的喀斯特地區農戶耕地保護行為影響因素分析[J].地理與地理信息科學，2014，30（3）：140-144.

[25] 朱萌，齊振宏，羅麗娜，等.基于Probit-ISM模型的稻農農業技術采用影響因素分析——以湖北省320戶稻農為例[J].數理統計與管理，2016（1）：11-23.

[26] 黃季焜.六十年中國農業的發展和三十年改革奇跡——制度創新、技術進步和市場改革[J].農業技術經濟，2010（1）：4-18.