農(nóng)戶行為特征與農(nóng)業(yè)科技需求"——基于對重慶市農(nóng)戶的調(diào)查

劉 明，王燕飛

（重慶市委黨校 經(jīng)濟管理教研部，重慶 400041）

一、引 言

自20世紀(jì)50年代以來，農(nóng)業(yè)科技需求的影響因素已成為國外學(xué)者關(guān)注的熱點問題，研究內(nèi)容大致可分為三類：一是單一或者幾種因素對農(nóng)業(yè)技術(shù)需求的影響。如 Wossink等人、Abdulai等人的研究，均發(fā)現(xiàn)知識是農(nóng)戶選擇采用除草劑的重要決定因素［1－2］；Wubeneh等人揭示了家庭可用勞動力和對科技產(chǎn)品屬性的了解會影響農(nóng)戶的科技需求，因為規(guī)模較小的家庭對使用高產(chǎn)品種、無機化肥和精耕工具更有壓力［3］；Ransom等人認為農(nóng)戶的可支配收入對技術(shù)采用有積極效應(yīng)，務(wù)農(nóng)收入、非農(nóng)收入以及可用信貸資源均能促進農(nóng)戶采用科技產(chǎn)品［4］。二是農(nóng)業(yè)技術(shù)需求產(chǎn)生的內(nèi)在模式。Polson等人將尼日利亞西南部熱帶雨林農(nóng)戶采用木薯高產(chǎn)品種的決定過程納入定性選擇框架內(nèi)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的從自給自足轉(zhuǎn)變到為市場提供商品時，會做出采用農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的決定［5］；Negatu等人闡述了農(nóng)戶的主觀觀念和技術(shù)采用行為存在雙向關(guān)系，因此外界環(huán)境對農(nóng)戶主觀觀念的影響是需求傳導(dǎo)的另一個動力［6］；Marra等人均認為技術(shù)的采用涉及到一個動態(tài)過程，學(xué)習(xí)和采納之間具有一段時滯［7］。三是如何開展行之有效的推廣活動。Foti等人認為農(nóng)戶家庭的社會經(jīng)濟屬性會影響其技術(shù)需求，因此應(yīng)因地制宜，可為不同群體的農(nóng)戶設(shè)計合適的農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品［8］；Adesina等人認為農(nóng)戶對技術(shù)產(chǎn)品屬性的了解是決定是否采用技術(shù)的主要因素，這為推廣農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品提供了新方向［9］；Fufa等人發(fā)現(xiàn)耕種地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施和社會經(jīng)濟條件對農(nóng)戶行為具有一定影響，提出推廣活動需要進行策略和程序上的規(guī)劃［10］。

較之國外的研究，國內(nèi)對該論題的研究起步較晚，且研究的重點集中在農(nóng)業(yè)科技的供求、農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新與成果轉(zhuǎn)化等方面。高啟杰認為中國農(nóng)戶素質(zhì)低下導(dǎo)致需求拉動機制不明顯，加之缺乏技術(shù)擴散機制，從而形成了農(nóng)業(yè)科技成果的供求矛盾［11］；陳長民認為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新離不開有力、高效的投資支持［12］；李光明等人運用二元logit模型對影響農(nóng)民采用農(nóng)業(yè)技術(shù)的因素進行了實證分析，認為政府制度安排、農(nóng)戶文化程度等對農(nóng)業(yè)科技的需求有顯著的正向作用［13］；戴小楓等人從農(nóng)業(yè)科技基礎(chǔ)性工作、技術(shù)研究、技術(shù)轉(zhuǎn)移、科技體制創(chuàng)新等層面，提出了入世后中國農(nóng)業(yè)科技發(fā)展戰(zhàn)略、優(yōu)先領(lǐng)域的調(diào)整意見與政策建議［14］。

相對于國外研究的嚴謹，國內(nèi)的研究偏重于理論概念的綜合。在經(jīng)驗研究層面上，關(guān)于農(nóng)戶行為對農(nóng)業(yè)科技需求影響的研究文獻相對較少。鑒此，筆者基于對重慶市農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用主成分分析法對影響農(nóng)戶科技需求的諸多行為特征進行歸納，提取影響農(nóng)戶科技需求的主要行為特征變量，并運用排序選擇模型，探討農(nóng)戶行為特征對農(nóng)業(yè)科技需求的影響大小。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文數(shù)據(jù)來源于筆者自2011年1月底至2011年6月初對重慶地區(qū)16個區(qū)縣的實地調(diào)研①本調(diào)查所涉及的16個區(qū)縣分別為：沙坪壩區(qū)、江北區(qū)、大渡口區(qū)、銅梁縣、潼南縣、涪陵區(qū)、長壽區(qū)、墊江縣、梁平縣、萬州區(qū)、綦江區(qū)、巫山縣、云陽縣、南川區(qū)、秀山縣、永川區(qū)。，調(diào)查對象為農(nóng)村地區(qū)常住農(nóng)戶；采用問卷調(diào)查以及訪談法，采用隨機抽樣方法，對1 800戶農(nóng)戶進行了調(diào)查，并根據(jù)調(diào)查員所反饋的信息進行有效性驗證，從中剔除了前后矛盾的問卷，然后根據(jù)所有信息的填寫完善度進行第二次篩選，最終獲得有效問卷1 710份，有效率為95%，樣本分布見表1。

由表1可知，調(diào)研樣本的層次與地域分布廣泛，具有顯著的差異性和廣泛的代表性；農(nóng)業(yè)科技需求程度不高，且存在結(jié)構(gòu)差異。整體而言，分層樣本的科技需求均值多介于3～4之間，超出4的樣本僅占總樣本的16．3%，這表明農(nóng)戶科技需求不足。從分層樣本的均值來看，不同性別、文化水平與生產(chǎn)部門的農(nóng)戶，科技需求跨度不大，差異不明顯。農(nóng)戶科技需求存在地域差距，主城遠郊農(nóng)戶的科技需求較低，需求均值為3．17；主城近郊與區(qū)縣地區(qū)農(nóng)戶的科技需求均較高，需求均值接近于4。

表1 農(nóng)戶科技需求調(diào)查樣本分布概況表

（二）描述性分析

在問卷設(shè)計時，為全面描述農(nóng)戶行為特征及其影響農(nóng)業(yè)科技需求的機制，將農(nóng)戶行為特征分為以下四類：一是農(nóng)戶個體特征，包括年齡、家庭規(guī)模、文化水平3個指標(biāo)；二是農(nóng)戶的社會文化行為特征，主要體現(xiàn)在農(nóng)戶之間的交流、技術(shù)共享、科技致富積極性、關(guān)注程度、主動嘗試5個指標(biāo)；三是經(jīng)濟行為特征，包括生產(chǎn)規(guī)模、總收入、務(wù)農(nóng)收入、相對經(jīng)濟狀況、農(nóng)產(chǎn)品價格5個指標(biāo)；四是其他外部因素，包括區(qū)域市場距離、交通、氣候、政府職能等8個指標(biāo)。問卷采用打分方式，各指標(biāo)由低到高分為五個層次，分別賦以1、2、3、4、5分，各指標(biāo)的定義及描述性統(tǒng)計見表2。

表2 指標(biāo)定義及描述性統(tǒng)計表

三、農(nóng)戶科技需求影響因素分析

影響科技需求的農(nóng)戶行為較多，各種行為特征具有主次之分，且可能存在交互影響。為了全面概括農(nóng)戶行為特征，本文采用主成分分析法對各指標(biāo)進行壓縮。

首先，進行因子分析適用性檢驗。用KMO（Kaiser－Meyer－Olkin）指標(biāo)檢驗樣本數(shù)據(jù)是否適合因子分析，也可根據(jù)球形檢驗方法判斷（見表3）。若KMO值越大，表示變量間共同因子越多，即越適合進行因子分析；若KMO值小于0．5，則不宜進行因子分析。由表3可知，樣本數(shù)據(jù)的KMO值為0．735，且球形檢驗的誤差概率低于0．05，表明可對其進行因子分析。

表3 KMO和Bartlett檢驗表

其次，采用主成分分析法提取公共因子，并采用方差最大化方法進行因子旋轉(zhuǎn)，得到各個因子對總變異水平的方差貢獻和因子載荷矩陣（見表4）。旋轉(zhuǎn)發(fā)現(xiàn)，前7個公共因子的特征值均大于1，累積方差貢獻達到84．214%，能較好說明整個變異水平的絕大多數(shù)情況。

表4 提取因子結(jié)論表

由因子載荷矩陣可知，第一公共因子SC反映了農(nóng)戶對科技致富積極性、關(guān)注程度、主動嘗試指標(biāo)的評價情況，揭示了農(nóng)戶自覺自愿認識、采用科技成果的情況，因此將其命名為科技意識因子，因子得分大小表明科技意向的強弱；第二公共因子IC綜合了交流、技術(shù)共享、技術(shù)有效性信息，體現(xiàn)了農(nóng)戶在生產(chǎn)實踐中的技術(shù)交流行為，這是科技信息傳播的前提，因此將其命名為信息交流因子，因子得分越高表明交流行為越活躍；第三公共因子IL在總收入、務(wù)農(nóng)收入、相對經(jīng)濟狀況方面具有較高的相關(guān)性，這類信息反映了農(nóng)戶的收益情況，因此將其命名為收益水平因子，因子得分越高表明經(jīng)濟效應(yīng)越好；第四公共因子EP綜合了市場距離、農(nóng)產(chǎn)品價格、交通條件信息，體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟條件，因此將其命名為經(jīng)濟型生產(chǎn)條件因子，其得分越高表明經(jīng)濟型生產(chǎn)條件越好；第五公共因子PH綜合了務(wù)農(nóng)補貼、政策優(yōu)惠、強制性采用信息，這些因素均是政府職能的體現(xiàn)，因此將其命名為政策扶持因子，因子得分越高表明政府對科技推廣的力度越強；第六公共因子SS綜合了農(nóng)戶的年齡、家庭規(guī)模、文化程度方面的信息，體現(xiàn)了農(nóng)戶在農(nóng)村的社會影響力，因此將其命名為社會地位因子，得分越高表明農(nóng)戶的社會影響力越大；第七因子NP綜合了氣候條件、土壤條件、區(qū)域發(fā)展信息，體現(xiàn)了農(nóng)戶所在地區(qū)的自然條件，因此將其命名為自然型生產(chǎn)條件因子，因子得分越高表明自然條件越好。

在提取公因子基礎(chǔ)上，根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣，可計算出各公共因子得分，并提取得到7個新的變量。新變量綜合了初始變量的信息，也消除了初始變量間的相關(guān)性。本文采用排序選擇模型，對這7個變量與農(nóng)戶科技需求之間的因果關(guān)系進行探索。

四、實證檢驗

（一）模型的構(gòu)建

上文采用主成分分析法對農(nóng)戶的行為特征進行了整合，得到了新的變量。農(nóng)戶科技需求的五個層次之間具有優(yōu)先順序，故本文采用排序選擇模型，進一步研究農(nóng)戶行為特征對農(nóng)業(yè)科技需求的影響。為此，簡單介紹排序選擇模型的原理。

設(shè)SD＊i為農(nóng)戶科技需求量的隱變量（latent variable），不可觀測，而可觀測的是調(diào)查對象的農(nóng)業(yè)科技需求SDi，且SDi的取值分別為1，2，…，5。潛在的農(nóng)業(yè)科技需求量與農(nóng)戶行為特征存在以下的線性關(guān)系：

其中βj分別表示是第i個農(nóng)戶的j種行為特征變量的回歸系數(shù)，j＝1，2，…，7，u＊i是獨立同分布的隨機變量。

在估計排序模型時，只需輸入SDi和各個解釋變量的觀察值。SD＊i由各個解釋變量作線性解釋，一個典型的理解是把SD＊i認為是某種效用，效用的大小用數(shù)值衡量。根據(jù)SDi＊所對應(yīng)的如下規(guī)則，對SDi進行排序分類：

其中c1、c2、c3、c4是決定SDi排序的門限值（threshold values）。排序模型要求，對于SDi＊而言，較大的SDi對應(yīng)于較大的潛在變量SDi＊。根據(jù)ui＊的累積分布函數(shù)，可得SDi所對應(yīng)的各值的概率分布，在此基礎(chǔ)上，通過極大似然方程得到5個臨界值。該臨界值與系數(shù)一樣，通過極大似然方法得到估計，以下為似然方程：

P（S Di＝h）為農(nóng)戶科技需求的概率分布值；I（·）為指示函數(shù)，當(dāng)排序選擇項與概率所指代的事一樣時，該指示函數(shù)取值1，反之取0；h為農(nóng)戶科技需求的5個層次。根據(jù)分布函數(shù)類型，有3種常見的排序選擇模型：Probit模型、Logit模型和Extreme value模型。本次調(diào)研的有效樣本數(shù)n為1 710，樣本容量較大，累積分布函數(shù)可視為服從正態(tài)分布，因此采用Probit模型。

（二）實證結(jié)果

以農(nóng)業(yè)科技需求SDi為因變量，農(nóng)戶行為特征為解釋變量，利用排序選擇模型，分別建立線性回歸方程。檢驗結(jié)果顯示，在0．1的顯著性水平下，科技意識、信息交流、政策扶持對農(nóng)業(yè)科技需求作用顯著，其它因子不顯著。為了規(guī)避多重共線性，本文以解釋力度最大的農(nóng)戶行為特征為核心解釋變量，按照解釋變量對因變量解釋力度由大到小的順序，依次引入其它變量，逐步回歸結(jié)果如表5所示。

將表5中模型Ⅵ與其它各模型對比可知，依次加入IC、PH、IL、NP、SS變量后，其它解釋變量仍然顯著，模型整體的AIC指標(biāo)基本保持穩(wěn)定，且調(diào)整之后的對數(shù)似然值（Log likelihood）與LR值有所增加，這說明模型Ⅵ的擬合優(yōu)度得到了提高；加入EP之后，Z統(tǒng)計量無法通過檢驗，其它指標(biāo)也未得到明顯優(yōu)化，表明模型Ⅵ較為穩(wěn)定，因此將其作為最終結(jié)果進行分析，模型Ⅵ的AIC值為2．232 9，LR值為136．426 0，擬合優(yōu)度較高；Z統(tǒng)計量值均符合標(biāo)準(zhǔn)，表明解釋變量對科技需求具有顯著影響。

（三）排序選擇及結(jié)論評價

根據(jù)上述實證結(jié)論，可得農(nóng)業(yè)科技需求的標(biāo)準(zhǔn)方程與概率分布如下：

式（4）中的SD＊，由等號右邊的變量作線性解釋。式（5）的5個方程中，＠cnorm表示正態(tài)分布函數(shù)，4個參數(shù)（臨界值）將正態(tài)分布分為5個區(qū)間，對應(yīng)于不同的排序值。對于隱變量SD＊，當(dāng)SD＊≤－2．570 1時，SD＝1，農(nóng) 戶 不 需 農(nóng) 業(yè) 科 技；當(dāng)－2．570 1＜SD＊≤－1．677 3時，SD＝2，農(nóng)戶不太需要農(nóng)業(yè)科技；當(dāng)－1．667 3＜SD＊≤－0．096 0時，SD＝3，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)科技的需求一般；當(dāng)－0．096 0＜SD＊≤1．044 2時，SD＝4，農(nóng)戶有些需要農(nóng)業(yè)科技；當(dāng)SD＊＞1．044 2時，SD＝5，農(nóng)戶很需要農(nóng)業(yè)科技。

式（5）中的5個方程分別給出了不同層次科技需求程度的概率分布。計算得到各觀測值的概率均值分別為0．05、0．08、0．33、0．28、0．25，即農(nóng)戶科技需求觀測值落在第三、第四、第五層次的可能性較高，這表明農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)科技有著穩(wěn)定的需求，但需求程度不高。表1數(shù)據(jù)也顯示，科技需求程度的平均得分為3．60。同時，農(nóng)戶科技需求存在地域差異，調(diào)研發(fā)現(xiàn)對科技需求程度最高的，首先是居住在主城近郊的農(nóng)戶，其次是居住在區(qū)縣的農(nóng)戶，而主城遠郊農(nóng)戶的科技需求偏低，可能的原因是主城近郊的農(nóng)戶擁有市場、信息、交通等優(yōu)勢，務(wù)農(nóng)收益較高，對農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的消費能力較強；區(qū)縣的農(nóng)戶收入來源單一，對農(nóng)業(yè)的依賴性較大，對科技產(chǎn)品需求較大；主城遠郊地區(qū)不具備交通、市場優(yōu)勢，該地區(qū)農(nóng)戶為了提高收入，只能尋求非農(nóng)收入，降低對農(nóng)業(yè)的依賴。

（四）進一步分析

表5中回歸結(jié)果顯示，在0．1的顯著性水平下，除了EP，各因子均對農(nóng)業(yè)科技需求具有顯著影響，現(xiàn)將其分類整理、分析如下：

科技意識因子SC在1%的顯著性水平上對農(nóng)業(yè)科技需求存在正向作用，回歸系數(shù)為0．985 2，遠高于其它解釋變量，這表明這些農(nóng)戶行為是影響農(nóng)業(yè)科技需求最主要的因素。因為科技意識體現(xiàn)了對科技的認知、信賴和偏好，只有具備了科技意識，才會對科技產(chǎn)生意向并主動采用科技產(chǎn)品。同時，根據(jù)“預(yù)期的自我實現(xiàn)”這一規(guī)律，若農(nóng)戶認為農(nóng)業(yè)科技存在一定功效，具有采用技術(shù)進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的內(nèi)在動力，最終取得的收益也會較高。由表2可知，這類變量得分均值在3．0左右，關(guān)注、嘗試農(nóng)業(yè)科技等變量的平均得分甚至低于3．0，表明農(nóng)戶科技意識的水平不高，這是導(dǎo)致科技需求不高最主要的原因。

信息交流因子IC對農(nóng)業(yè)科技需求的影響是正向且顯著的，回歸系數(shù)為0．479 1。農(nóng)戶之間的交流行為有利于技術(shù)推廣，受益于農(nóng)業(yè)技術(shù)的農(nóng)戶，會借助于信息交流活動來尋求所需技術(shù)；生產(chǎn)規(guī)模較大的農(nóng)戶，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴性較高，能主動參與技術(shù)交流活動，獲知技術(shù)信息。因此，農(nóng)戶的信息交流行為越頻繁，采用農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的可能性越高。由表2的調(diào)查結(jié)果可知，技術(shù)交流與技術(shù)共享變量的樣本均值分別為2．88和2．57，表明農(nóng)戶在生產(chǎn)實踐中較少進行信息交流，這是造成目前農(nóng)戶科技需求不足的重要原因。

收益水平因子IL在10%的顯著性水平下，對農(nóng)業(yè)科技需求具有正向影響。這一結(jié)論符合“經(jīng)濟人”假設(shè)，即農(nóng)戶是理性的，只有預(yù)期技術(shù)收益較高時，才會采用高成本的技術(shù)，因此高收入一般對應(yīng)于高成本。在消費傾向水平不變時，一定的收入是消費能力的前提，收益水平越高，對農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的有效需求越多。表1數(shù)據(jù)顯示，重慶地區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)的成本與收益均較低，這在一定程度上也能解釋農(nóng)戶科技需求不高的原因。

政策扶持因子PH在1%的顯著性水平上，對農(nóng)業(yè)科技需求產(chǎn)生負向影響，回歸系數(shù)為－0．365 2，負向作用較為明顯。近年來，政府在農(nóng)業(yè)技術(shù)上的投入不斷增加，但收效甚微。實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)：一方面，農(nóng)戶得到補貼后并未進行相關(guān)的生產(chǎn)活動，這種現(xiàn)象在發(fā)達區(qū)縣尤為突出，發(fā)達地區(qū)的農(nóng)戶具有交通、信息等方面的優(yōu)勢，更可能將補貼用于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)；另一方面，過度的技術(shù)推廣政策，使農(nóng)戶產(chǎn)生逆反心理。由此看來，目前的政策扶持未能促進農(nóng)業(yè)科技推廣，政府應(yīng)尋求其它的政策扶持途徑。

社會地位因子SS的回歸系數(shù)為－0．138 5（Prob．＝0．093 7），表明該因子對農(nóng)業(yè)科技需求具有顯著的負向作用。該因子綜合了農(nóng)戶的年齡、家庭規(guī)模、文化程度等方面的信息，說明年齡、家庭規(guī)模較大且文化程度較高的農(nóng)戶，其科技需求一般較低，這與中國的特殊國情有關(guān)。中國的社會保障體系不健全，年齡偏長、家庭規(guī)模較大的農(nóng)戶，一般承擔(dān)著撫養(yǎng)老人和子女、教育子女等責(zé)任，經(jīng)濟負擔(dān)較重，務(wù)農(nóng)收入無法滿足農(nóng)戶生活需要，促使其產(chǎn)生兼業(yè)行為或者轉(zhuǎn)移至其它產(chǎn)業(yè)；未產(chǎn)生兼業(yè)行為、家庭規(guī)模較小的那部分農(nóng)戶，生存壓力迫使其不得不使用無機化肥和精耕工具等農(nóng)技產(chǎn)品；文化程度較高的農(nóng)戶擁有轉(zhuǎn)移勞動力的比較優(yōu)勢，因此社會地位較高的農(nóng)戶，更易轉(zhuǎn)移至其它行業(yè)，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴程度降低，科技需求也隨之減少。

自然生產(chǎn)條件因子NP達到10%的顯著性水平，回歸系數(shù)為－0．144 9，表明對農(nóng)業(yè)科技需求產(chǎn)生一定的負向作用。該因子綜合了氣候條件、土壤條件、區(qū)域發(fā)展等信息，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自然資源條件。這與本文的研究對象有關(guān)，在重慶地區(qū)特別是兩翼農(nóng)村地區(qū)，勞動人口大量轉(zhuǎn)移，留守農(nóng)村的老人、婦女從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的動力不足，對農(nóng)業(yè)收益的期望值較低，甚至停留在維持生存的水平。這導(dǎo)致了自然條件較好地區(qū)的農(nóng)戶無需采用農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品便能得到穩(wěn)定的產(chǎn)出水平，并足夠維持基本生活。因此自然條件越好，農(nóng)業(yè)科技需求反而越低。

經(jīng)濟生產(chǎn)條件因子EP在10%的顯著性水平下，未通過顯著性檢驗，但對農(nóng)業(yè)科技需求也具有一定影響。由模型Ⅶ、模型Ⅵ對比可知，加入第四主成分后，模型整體的擬合優(yōu)度得到了提高，回歸系數(shù)為－0．122 2，表明第四主成分對農(nóng)業(yè)科技需求產(chǎn)生一定的負向作用，即經(jīng)濟生產(chǎn)條件并不能促進農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品。經(jīng)濟生產(chǎn)條件綜合了市場距離、農(nóng)產(chǎn)品價格、交通條件等方面的信息，因此這些因素對農(nóng)業(yè)科技需求有一定的負向影響。可能的解釋是，開放的經(jīng)濟為農(nóng)戶提供了更多的就業(yè)渠道，務(wù)農(nóng)收入不再是農(nóng)村人口唯一的選擇，便利的市場與交通促進了農(nóng)村勞動力的兼業(yè)行為，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴程度降低，因此農(nóng)業(yè)科技需求不足；較高的農(nóng)產(chǎn)品價格僅將難以轉(zhuǎn)移的勞動力（如老人、兒童）留在了農(nóng)村地區(qū)，這部分人口自給自足的比重較高，市場參與度較低，也難以產(chǎn)生對農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的高需求。因此，經(jīng)濟生產(chǎn)條件因子對農(nóng)業(yè)科技需求產(chǎn)生混合效應(yīng)，最終無法促進科技需求。

五、結(jié)論與啟示

本文從農(nóng)戶行為特征出發(fā)，對影響科技需求的農(nóng)戶行為因素進行因子提取，并在此基礎(chǔ)上對農(nóng)戶科技需求進行了實證分析，主要結(jié)論有：

第一，重慶地區(qū)農(nóng)業(yè)科技需求程度不高，且存在地域差異。超過1／3的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的意愿僅處于中等水平，主城遠郊農(nóng)戶的科技需求較低，而主城近郊、區(qū)縣近郊、區(qū)縣遠郊地區(qū)農(nóng)戶的科技需求較高；第二，科技意識與信息交流等文化特征是影響農(nóng)業(yè)科技需求的主要因素；第三，從農(nóng)戶行為的經(jīng)濟特征來看，收益水平對農(nóng)業(yè)科技需求有正向影響；第四，農(nóng)戶的社會地位也是影響農(nóng)業(yè)科技需求的重要因素，社會地位較高的農(nóng)戶，對農(nóng)業(yè)的依賴程度較低，采用農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品的意愿較小。此外，農(nóng)戶所在地區(qū)的自然型生產(chǎn)條件、經(jīng)濟型生產(chǎn)條件、政策扶持等因素，均在一定程度上影響了科技需求。

基于上述分析，可得到以下政策啟示：一是應(yīng)增強農(nóng)戶的科技意識。如建立科技示范基地，直接向農(nóng)戶展示農(nóng)業(yè)科技對農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增收的作用；發(fā)揮大眾媒體和社區(qū)鄰里對農(nóng)業(yè)科技推廣的積極作用，推動農(nóng)業(yè)新技術(shù)的普及應(yīng)用；二是規(guī)范農(nóng)產(chǎn)品市場和農(nóng)業(yè)科技產(chǎn)品市場，杜絕投機欺詐行為；三是調(diào)整財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與支農(nóng)形式，切實提高技術(shù)效益。如建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)保險機制，穩(wěn)定務(wù)農(nóng)收益，發(fā)展專業(yè)合作組織，將農(nóng)民轉(zhuǎn)化為產(chǎn)業(yè)工人；四是應(yīng)加快落后地區(qū)的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是在交通、水利等方面。

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