農村科技服務供給、農戶資本因素與農戶知識行為

季小霞 楊加猛

摘要：農村科技服務供給是農戶科技知識的重要來源，加強農村新型科技服務體系建設，是實現全面建成小康社會戰略任務，促進農業農村現代化和鄉村振興的重要途徑。基于江蘇省農業戶口或從事農業生產的家庭戶主調查數據，采用Double-hurdle模型（DHM），分析江蘇農村科技服務供給和農戶資本因素對農戶學習及推廣科技知識的影響。結果表明，在科技服務供給方面，對科技服務人員的需求和擁有科技服務超市，分別顯著影響農戶科技知識的學習意愿和推廣態度;在農戶資本因素方面，農業收入占比對農戶是否愿意學習科技知識產生積極影響，受教育程度和種植規模對農戶推廣科技知識具有顯著的正向影響，而務農收入對農戶是否愿意學習和推廣科技知識都具有顯著正向作用。據此，從提高農村科技服務超市的規模與質量、創新農業大戶等新型經營主體的精準服務、提升農戶科技知識的實用性與便利性3個方面給出促進農戶科技知識學習與推廣的對策建議。

關鍵詞：農村科技服務;農業經營主體;農戶資本;知識學習;Double-hurdle模型;江蘇省

中圖分類號： F323.3 ?文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2021）09-0230-07

黨的十九大報告明確提出，“三農”問題是關系國計民生的根本性問題，要按照2020年全面建成小康社會的目標要求，堅定實施科教興國、鄉村振興等重大戰略，基本形成鄉村振興制度框架和政策體系。2019年中央一號文件繼續聚焦三農問題，進一步提出要實施鄉村振興科技支撐行動，培育農業社會化服務組織，強化農業科技創新推廣。

農村科技服務供給是農戶科技知識的重要來源，農村科技服務供給體系的完善對農村經營主體的多元化發展有重要作用[1]。近年來，隨著政府主導型、企業主導型及農民組織主導型的單一型農村科技服務體系的矛盾日益凸顯，科研院校、農民合作組織、龍頭企業、科技園區、全科農技員等多元服務主體開始參與到新型農村科技服務體系中[2]。科技特派員、農村科技合作社、農業工程技術研究中心、新型農業經營主體科技服務示范站、科技扶貧綜合服務平臺、農業科技示范園區、綜合試驗示范基地、星創天地、星火技術密集區等建設模式不斷豐富[3-5]。江蘇作為農業大省，在農村科技服務供給方面作了一系列有益探索，如于2010年啟動建設的“農村科技服務超市”模式[6]，截至2016年12月已發展有7批共429家江蘇農村科技服務超市分店、便利店（第8批、第9批未公示）。學者們也對科技服務超市的內涵特征、要素關系、運行機制等作了深入探討[7-9]。

農戶等各類經營主體在農業科技推廣中扮演重要角色，農業科技的推廣是否成功取決于農戶是否愿意接受、應用和推廣農業科技知識。但現實中，供給和需求不匹配、政策了解不及時、資金籌措難度大、資源約束和成本壓力等各類問題影響了農戶學習、使用和推廣科技知識[2，10]。此外，收入水平、家庭結構、教育背景、規模需求等家庭自身的經營特征和擁有資本差異一定程度上也會影響農戶的知識行為[11-13]。相關學者將農戶擁有的資本進行分類，研究其對于林地利用、農地整治、耕地質量保護、秸稈還田等行為的影響[14-17]。也有部分學者對農戶某一特定資本進行深入研究，張益豐通過對山東果農的實地調研發現，農戶前1年收入的物質基礎顯著影響農戶參與互聯網銷售[18]。史恒通等將社會資本進行再分類，研究其對于農戶參與生態治理和環保投資行為的影響[19-21]。為了更好地促進科技服務，有必要加強對農戶知識行為的影響因素分析。因此，本研究以江蘇省內農業戶口或從事農業生產的家庭為調查對象，運用Double-hurdle模型（DHM），探究科技服務供給和農戶資本因素對農戶科技知識學習和推廣的影響，以期為促進江蘇農村科技服務能力的提升提供參考。

1 理論假設

參考Burke等對發展中國家農戶市場參與行為的研究[22-23]。本研究構建了農戶學習科技知識的邏輯框架（圖1），假設農戶學習科技知識分為2個階段：首先是農戶是否愿意學習科技知識，在愿意學習科技知識的基礎上再進一步研究農戶對科技知識的推廣態度。顯然，農戶是否愿意學習科技知識是農戶推廣科技知識的前提，而農戶知識行為受到農村科技服務供給和農戶資本因素的影響。以江蘇的農村科技服務超市為例，結合當地科技部門的考評要求，農村科技服務的典型供給因素包括當地是否有科技服務超市、農戶是否安裝并使用電腦、超市是否有科技服務人員、農戶是否需要科技服務人員等。借鑒以往研究[11，24-25]，本研究將農戶資本因素劃分為人力資本、農戶生產經營特征和物質資本。

2 研究方法

2.1 數據來源

本研究數據來自2019年12月至2020年3月對江蘇省農業戶口或從事農業生產的家庭進行的入戶調查。研究基于線上、線下相結合的方式，采取分層抽樣方法進行。調查員為疫情期間未返校的江蘇省內符合條件的本科生，經線上培訓后采取在當地一對一入戶實地調查的方式獲取數據。根據江蘇省科技廳網站公布的農村科技服務超市名單，蘇南、蘇中、蘇北地區的科技服務超市數量占比分別為24.0%、25.6%和50.4%。據此，本次調查中的蘇南、蘇中、蘇北地區的問卷發放比例為 1 ∶ 1 ∶ 2，共發放問卷500份，篩選和復核后獲得有效問卷325份，問卷有效率為65%。在此基礎上，研究人員又進一步選取淮安市金湖縣、宿遷市宿城區等蘇北地區的典型縣域，對當地畜禽業、水產品、家具廠、特色觀光農業、生態農業示范園、現代農業企業等進行實地走訪調查。

從樣本情況來看，由于本問卷是對家庭戶主進行的調查，因此樣本中87.6%為男性，12.4%為女性;在調研對象所屬區域上，21.5%為蘇南地區、27.1%為蘇中地區、51.4%為蘇北地區;在學歷水平上，初中占42.8%，小學占32.0%，高中、大學的比例合計為25.2%;在從事農業生產的農戶中，67.64%的農戶主要從事糧食作物農業生產，其次為經濟作物和畜禽飼養，分別占10.59%和10.00%（表1）。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量 選用學習科技知識的意愿和對科技知識的推廣態度2個被解釋變量來表征農戶學習知識行為的意愿。第一階段為農戶是否愿意學習科技知識，用0、1表示。在愿意學習的基礎上設置農戶愿意推廣科技知識的程度，本研究將推廣程度劃分為1～10個等級，其中1表示推廣意愿最小，10表示推廣意愿最大，將10個程度等級分成5組，分別記做0、1、2、3、4。

2.2.2 主要解釋變量 本研究的主要解釋變量為農村科技服務超市的服務供給，選擇當地是否有科技服務超市、農戶是否安裝并使用電腦、是否有科技服務人員、是否需要科技服務人員4個變量進行表征。

2.2.3 控制變量 從人力資本、農戶生產經營特征和物質資本3個方面進行選取（表2）。具體而言，人力資本考慮家庭勞動力數量、年齡、戶主受教育程度3個變量（為便于數據分析，對部分變量進行對數化處理）。生產經營特征選擇農業收入占比、是否參與土地流轉、是否雇傭他人幫忙3個變量。物質資本選擇家庭收入水平、務農收入、務工收入、種植規模4個變量。

2.3 模型設定

借鑒Cragg等的研究[26-27]，采用Probit和Tobit估計，建立2階段的Double-Hurdle模型（DHM）。

3 結果與分析

基于Stata 13.0中的Dhreg命令對DHM模型進行估計，結果（表3）表明，農業收入占比、務農收入、是否需要科技服務人員3個變量在第一階段較為顯著。第二階段，受教育程度、種植規模、務農收入和是否有科技服務超市4個變量更為顯著。其中，受教育程度和種植規模2個變量通過了10%統計水平的顯著性檢驗，務農收入和是否有科技服務超市2個變量通過了5%統計水平的顯著性檢驗。

3.1 科技服務供給對農戶知識行為的影響

從科技服務供給方面看，一方面，科技服務人員的需要對農戶是否愿意學習科技知識有顯著促進作用，但對農戶推廣科技知識的程度并無顯著影響。這一定程度上可以說明農戶的內生動力是推動農戶學習科技知識的主要原因，只有當農戶認為新的科技知識所產生的收益大于現有技術時，才會考慮接受和推廣新知識[28]，外在的科技供給對農戶是否愿意學習科技知識的影響不大。另一方面，有科技服務超市在5%的顯著性水平上對農戶推廣科技知識產生積極影響。但從江蘇歷批科技服務超市建設情況（圖2）來看，全省科技服務超市建設數量呈下降趨勢，較難發展新的分店和便利店。除第2批外，其他批次的科技服務超市便利店和分店的數量均未超過50家。其中，第7批上報科技服務超市的地級市中，便利店數量同比下降了45.7%，分店數量同比下降了50%。14個地（市）中，有9個地級市未獲批新增分店， 5個地級市未獲批新增便利店。因此在農村科技服務供給中，需要同時關注科技服務超市的量、質提升，以及加強對新型農業經營主體的“內生主導、外生推動”的路徑培育[29]。

此外，農戶是否擁有科技服務人員、是否安裝并使用電腦等雖然對農戶是否愿意學習和推廣科技知識并無顯著影響，但其正向影響的系數較大，說明這2方面的供給因素有利于推動農戶的科技知識行為，并且供給水平經過多年發展已經處于一個較高的、穩定的狀態。

3.2 農戶資本因素對農戶知識行為的影響

人力資本變量中，受教育程度對農戶推廣科技知識有顯著的正向影響，但對農戶是否愿意學習科技知識沒有顯著影響，可能的原因在于樣本地區農戶的整體教育水平依然偏低。調查表明，樣本農戶中處于小學和初中教育水平的占比合計達到74.8%，且總體平均受教育水平不到初中水平（表1），一定程度上導致農戶獲取農業科技知識的渠道主要為實踐經驗，與是否有較高的教育水平相關性不大。這也與實際樣本調查相符：在獲取農業科技知識渠道調查中，通過鄰居或親朋好友傳授的占比達到62.8%， 且34.2%的農戶僅靠自身經驗; 在農

戶不愿意學習科技知識的原因調查中，認為自身文化程度不夠的農戶占比高達46.1%。另外，實踐豐富的農戶在以往的經歷中總結有相關經驗，可能會比教育程度高的農戶更具有權威性和使用便利性。不過，在農戶愿意學習科技知識的基礎上，受教育程度越高的農戶越能意識到科技知識所帶來的回報，因此會更愿意推廣科技知識[30-31]。

在農戶生產經營特征變量中，農業收入占比對農戶是否愿意學習科技知識有顯著的正向影響，但對農戶推廣科技知識沒有顯著影響。在農業生產實踐中，農業收入占比較高的農戶通常為當地專業大戶，這一群體對已有科技知識的使用效果和回報相對較高，因此相較于一般農戶來說更具有學習科技知識的主觀能動性。在愿意學習科技知識的前提下，農業收入占比更高的專業大戶并沒有積極促進相關科技知識的推廣，這一定程度也反映出該群體可能更加注重對所掌握專業知識的保護。

在物質資本變量中，種植規模在10%的顯著性水平上對農戶推廣科技知識產生正向影響，務農收入分別在1%和5%的顯著性水平上對農戶是否愿意學習科技知識和推廣科技知識產生積極影響。調查表明，種植規模高的農戶更多的是當地合作社、家庭農場等農業經營主體，這部分群體掌握了豐富的實踐知識，出于對自身技術的推廣或者是培訓當地農戶的目的，都會積極地將有效技術應用于生產實踐。而務農收入越高的農戶，越有可能將其收益歸因于科技服務供給因素的促進，因而更愿意學習和推廣科技知識，產生良性循環。

3.3 穩定性檢驗

運用條件混合過程程序（conditional mixed-process）對整體模型進行模擬，在2個階段將所有變量進行整體擬合，以驗證Double-Hurdle模型的穩定性（表4）。

從表4可以看出，農戶是否愿意學習科技知識與農戶推廣科技知識的意愿程度有顯著性影響，二者的卡方檢驗統計量在1%的統計水平上通過顯著性檢驗。在第1階段，受教育程度、是否需要科技服務人員對農戶學習科技知識的意愿有顯著影響;在第2階段，受教育程度、參與土地流轉、農業收入占比、種植規模、是否需要科技服務人員、是否有科技服務超市對農戶推廣科技知識有顯著影響。結合表3得出的結論，可以將2種模型結果分成以下3類討論。

第1類是二者都未包含的變量，如條件混合過程程序中的務農收入變量并未對農戶知識行為產生影響，而在DHM模型中均通過了顯著性檢驗，說明務農收入變量可能僅在2個階段共同考慮時才對知識行為產生影響，如果將2個階段分開，并不能通過增加務農收入影響農戶的知識行為。

第2類是在2個模型中均通過顯著性檢驗的變量，如在第1階段中需要科技服務人員這一變量，第2階段中的受教育程度、種植規模、是否有科技服務超市等變量，說明這些變量的確會在2個階段中對農戶知識行為產生顯著影響。

第3類是其他通過顯著性檢驗的變量，如第1階段中，農業收入占比變量通過DHM模型的顯著性檢驗，但并未通過條件混合過程程序（conditional mixed-process）顯著性檢驗;第2階段中的參與土地流轉、農業收入占比和是否需要科技服務人員這3個變量通過條件混合過程程序（conditional mixed-process）顯著性檢驗，但并未通過DHM模型的顯著性檢驗。說明這些變量可能僅在單獨的模型估計中會對農戶知識行為產生一定影響。

4 結論與建議

4.1 結論

作為新型農業社會化服務模式的有益探索，江蘇農村科技服務超市建設對促進農戶科技知識的推廣具有積極作用。目前，農戶對科技服務人員的需求廣泛存在，并且顯著影響著農戶對科技知識的學習意愿，務農收入對農戶是否愿意學習和推廣科技知識都具有顯著的正向影響。但是不同經濟水平、不同經營類型的農戶主體，擁有的資本要素也不盡相同，其學習和推廣農業科技知識的意愿與行為存在著明顯差異。其中，農業收入占比越高的農戶，越愿意學習相關科技知識;受教育程度越高、種植規模越大的農戶，其推廣科技知識的積極性越為顯著。

4.2 建議

4.2.1 提高農村科技服務超市的規模與質量 江蘇農村科技服務超市對農戶科技知識推廣和農村新型科技服務體系建設具有積極作用，但科技服務超市的建設數量已呈現下降趨勢。目前，資金不足仍然是制約農村科技服務超市發展的主要因素，因此需要政府部門進一步加大科技服務超市的扶持力度，積極指導、督促農業企業申報當地科技部門的獎補資金，在保障投入的同時，引導農業經營主體強化自我管理和自我服務，將科技服務和市場風險應對轉變為鄉村社會的自覺行動，增強農業農村經濟的自我造血功能。

4.2.2 創新農業大戶等新型經營主體的精準服務 在農村科技知識推廣中，對于不同的經營主體需要有所側重。一方面，農業大戶的種植規模、農業收入占比、受教育程度等相對較高，因此要強化“政企院校”協作模式，對這類經營主體予以重點關注以及政策、品牌、項目、技術等方面的精準支持;另一方面，農業大戶等新型經營主體，也要結合行業特色和自身經營狀況，加強對合作農戶的科技知識傳授，提高技術服務層次，幫助農戶更好地獲取信息、對接市場，促進農產品供應鏈水平的整體提升。

4.2.3 提升農戶科技知識的實用性與便利性 在科技服務體系建設中，要注重提高政府、企業與農戶間供需服務的匹配度，這需要尊重農民意愿，激發社會力量參與，加強農戶學習科技知識的內生動力與現實能力，同時加大農村固定資產投資力度，提升農村科技服務的實用性與便利性，尤其是在優良種苗、防病防疫、施肥和新飼料、農業機械等農戶接觸最廣、普遍性較強的領域，使農業技術培訓、產業化合作模式等都能夠更加貼合農戶的生產需求。在此基礎上進一步給蘇北等欠發達地區和傳統產業嫁接先進技術，推動新舊動能轉移接續。

參考文獻：

[1]張開云，張興杰，張沁潔. 優化農業科技服務供給體系的策略分析——以廣東農村284戶為例[J]. 貴州社會科學，2012，267（3）：53-58.

[2]高 華. 新形勢下北京農業科技服務體系建設研究[J]. 農業現代化研究，2016，37（6）：1029-1034.

[3]丁自立，焦春海，郭 英，等. 我國實施科技特派員制度的思考與對策[J]. 農業科技管理，2008，27（6）：57-60.

[4]傅晉華，王雅利. 我國科技特派員農村科技創業機制研究[J]. 中國科技論壇，2012（7）：137-141.

[5]陳興濤，陶素華，唐仕正，等. 都市現代農業科技服務體系建設模式的研究[J]. 四川農業科技，2018（3）：60-61.

[6]江蘇省科學技術廳. 省科技廳關于印發《江蘇農村科技服務超市建設實施方案》的通知[EB/OL]. （2010-07-06）[2021-03-04]. http：//kxjst.jiangsu.gov.cn/art/2010/7/6/art_12272_2833113.html.

[7]李 娜，吳 翔，周建濤，等. 簡析江蘇農村科技服務超市建設現狀[J]. 農業科技管理，2012，31（1）：62-65.

[8]湯國輝，劉曉光. 農村科技服務多元主體協作模式探索——以江蘇農村科技服務超市為例[J]. 中國科技論壇，2016（8）：137-142.

[9]張玉強. 科技服務超市的含義、特征與建設理論研究[J]. 廣東科技，2015（10）：16-19.

[10]王甫同. 堅持科技需求導向 創新為農服務方式[J]. 江蘇農村經濟，2020，22（2）：47-50.

[11]崔 悅，趙 凱，賀 婧，等. 水稻優生區農戶資本稟賦對其耕地保護決策行為的影響——基于雙欄模型的實證研究[J]. 中國生態農業學報（中英文），2019，27（6）：959-970.

[12]da Silva A M. Carrying capacity in agriculture：environmental significance and some related patents[J]. Recent Patents on Food，Nutrition & Agriculture，2009，1（2）：100-103.

[13]Saisi P L. Attributes and barriers impacting the diffusion of information communication technologies （ICTs） in agricultural colleges and universities in the developing world：views of aspiring faculty[D]. Stillwater：Oklahoma State University，2011.

[14]李楠楠，周 宏. 農戶資本稟賦對耕地質量保護行為選擇的影響——以江西省為例[J]. 地域研究與開發，2019，38（2）：153-157.

[15]李麗霞，張旭銳. 區位要素與資本稟賦對農戶林地利用方式的影響[J]. 林業經濟問題，2020，40（4）：359-365.

[16]汪文雄，蘭愿親，余利紅，等. 農戶生計資本稟賦對不同模式農地整治增收脫貧的影響——以湖北恩施和貴州畢節為例[J]. 中國土地科學，2020，34（4）：86-94.

[17]張童朝，顏廷武，何 可，等. 資本稟賦對農戶綠色生產投資意愿的影響——以秸稈還田為例[J]. 中國人口·資源與環境，2017，27（8）：78-89.

[18]張益豐. 生鮮果品電商銷售、農戶參與意愿及合作社嵌入——來自煙臺大櫻桃產區農戶的調研數據[J]. 南京農業大學學報（社會科學版），2016，16（1）：49-57.

[19]史恒通，睢黨臣，吳海霞，等. 社會資本對農戶參與流域生態治理行為的影響：以黑河流域為例[J]. 中國農村經濟，2018（1）：34-45.

[20]李曉平，史恒通，趙敏娟.黑河流域生態系統服務需求收入彈性分析[J]. 生態經濟，2016，32（11）：147-151.

[21]Petzold J，Ratter B W. Climate change adaptation under a social capital approach：an analytical framework for small islands[J]. Ocean and Coastal Management，2015，112（8）：36-43.

[22]Burke W J，Myers R J，Jayne T S. A triple-hurdle model of production and market participation in Kenyas dairy market[J]. American Journal of Agricultural Economics，2015，97（4）：1227-1246.

[23]Fan Q G，Salas Garcia V B. Information access and smallholder farmers market participation in Peru[J]. Journal of Agricultural Economics，2018，69（2）：476-494.

[24]顏廷武，何 可，張俊飚. 社會資本對農民環保投資意愿的影響分析——來自湖北農村農業廢棄物資源化的實證研究[J]. 中國人口·資源與環境，2016，26（1）：158-164.

[25]周月書，孫冰辰，彭媛媛. 規模農戶加入合作社對正規信貸約束的影響——基于社會資本的視角[J]. 南京農業大學學報（社會科學版），2019，19（4）：126-137.

[26]Cragg J G. Some statistical models for limited dependent variables with application to the demand for durable goods[J]. Econometrica，1971，39（5）：829-844.

[27]Smith M D. On dependency in double-hurdle models[J]. Statistical Papers，2003，44（4）：581.

[28]孔祥智，方松海，龐曉鵬，等. 西部地區農戶稟賦對農業技術采納的影響分析[J]. 經濟研究，2004，39（12）：85-95，122.

[29]徐 輝. 新常態下新型職業農民培育機理：一個理論分析框架[J]. 農業經濟問題，2016，37（8）：9-15.

[30]周 榮，喻登科，涂國平.“公司+農戶”型農業技術擴散中公司與農戶知識對接行為的演化博弈[J]. 產業經濟評論，2015（6）：65-81.

[31]黃森慰，唐 丹，鄭逸芳. 農村環境污染治理中的公眾參與研究[J]. 中國行政管理，2017（3）：55-60.