分散農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的省際比較研究

侯 博，應(yīng)瑞瑤

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京210000）

一、引 言

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，過量的農(nóng)藥投入給生態(tài)環(huán)境帶來(lái)極大的影響。例如農(nóng)藥噴施后大約30%附著在農(nóng)作物表面，其余70%的農(nóng)藥則落入土壤、水源、大氣中，經(jīng)雨水沖刷、地表徑流最終進(jìn)入河流，污染水質(zhì)環(huán)境。此外，農(nóng)藥的不當(dāng)使用和過量使用不僅導(dǎo)致生產(chǎn)和非生產(chǎn)性中毒，而且已經(jīng)證明人類某些特定疾病與農(nóng)藥殘留有關(guān)［1］。農(nóng)藥殘留所產(chǎn)生的一系列負(fù)面影響由此引發(fā)了人們對(duì)農(nóng)藥使用的憂慮。

近年來(lái)，在點(diǎn)源污染逐步得到有效控制之后，農(nóng)業(yè)面源污染逐漸成為各地亟待解決的環(huán)境問題。農(nóng)藥殘留所形成的農(nóng)業(yè)面源的污染治理不適合采用興建污水處理等末端控制對(duì)策，而應(yīng)該注重源頭控制，關(guān)鍵在于農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知及其農(nóng)藥施用行為。由于不同地域的差異性，農(nóng)藥施藥認(rèn)知的復(fù)雜性在數(shù)億分散農(nóng)戶身上表現(xiàn)得淋漓盡致。本文選取江蘇省和河南省分散農(nóng)戶作為省際實(shí)證對(duì)比分析的對(duì)象，原因是江蘇省農(nóng)戶人均年收入較高，且城鄉(xiāng)居民對(duì)安全農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求具有緊迫性和江蘇省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有先導(dǎo)性。河南省是中國(guó)最大的產(chǎn)糧區(qū)，但農(nóng)村人均收入偏低，雖然在過去的近10年中糧食生產(chǎn)能力得到了提高，但長(zhǎng)期使用農(nóng)藥導(dǎo)致糧食的綜合比較優(yōu)勢(shì)總體處于下降趨勢(shì)。在經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省和產(chǎn)糧大省間比較研究分散農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知與影響認(rèn)知水平的主要因素，有助于探索規(guī)范農(nóng)戶的農(nóng)藥施用行為和降低農(nóng)藥殘留。

二、文獻(xiàn)回顧

綜合目前國(guó)內(nèi)外的研究文獻(xiàn)，影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留認(rèn)知的因素雖然多而復(fù)雜，但主要可以歸納為以下幾個(gè)方面的因素。

自身特征和家庭特征因素。Kishor以尼泊爾為例，發(fā)現(xiàn)男性施藥者對(duì)農(nóng)藥殘留危害性的感知程度比女性要高［2］。Ntow等認(rèn)為年齡是影響農(nóng)戶農(nóng)藥中毒的重要因素［3］。Zhou等調(diào)查發(fā)現(xiàn)，受教育水平低的農(nóng)戶傾向于施用高毒農(nóng)藥［4］。趙建欣等的研究結(jié)論揭示了種植面積影響著農(nóng)戶的農(nóng)藥使用行為［5］。

地域和農(nóng)產(chǎn)品用途方面的因素。Dasgupta等認(rèn)為農(nóng)戶的收入水平、地理區(qū)域等方面的差異可解釋農(nóng)戶過量施用農(nóng)藥的行為［6］。此外，所種植的農(nóng)作物的用途——主要是市場(chǎng)銷售還是自身食用，影響著農(nóng)戶的農(nóng)藥用量與農(nóng)藥品種的選擇。對(duì)食品安全狀況和農(nóng)村環(huán)境污染情況憂慮的農(nóng)戶，在生產(chǎn)中能夠避免使用高毒高殘留的農(nóng)藥［7－8］。

外部環(huán)境因素。儲(chǔ)成兵等認(rèn)為環(huán)境友好型農(nóng)藥生產(chǎn)培訓(xùn)能夠顯著影響農(nóng)藥帶來(lái)的環(huán)境負(fù)面效應(yīng)的認(rèn)知［9］。鄭冬梅認(rèn)為，農(nóng)業(yè)科技人員對(duì)農(nóng)戶技術(shù)指導(dǎo)和培訓(xùn)等影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知［10］。Obayelu等研究表明，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥及其殘留的認(rèn)知很大程度上受到其推廣機(jī)構(gòu)以及先前養(yǎng)成的耕作習(xí)慣的影響［11］。

三、數(shù)據(jù)采集與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)采集

考慮到兩省經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展都具有明顯的差異性，本次調(diào)查首先采用了分層逐級(jí)抽樣，在兩省分別選取三個(gè)市作為發(fā)展水平高、中、低的代表，然后基于隨機(jī)抽樣法，在每個(gè)市隨機(jī)抽取兩個(gè)采樣縣（市、區(qū)），在每個(gè)縣（市、區(qū)）隨機(jī)抽樣兩個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽樣1個(gè)行政村，每個(gè)行政村隨機(jī)選擇20個(gè)左右的具備施用農(nóng)藥經(jīng)歷的分散農(nóng)戶（見表1、表2）。在江蘇省、河南省回收的有效問卷分別為241份、223份，有效問卷的回收率分別是96%和93%。

表1 江蘇省調(diào)查地點(diǎn)及有效問卷量表

表2 河南省調(diào)查地點(diǎn)及有效問卷量表

（二）研究設(shè)計(jì)

1．模型設(shè)定

本文應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）展開農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的影響因素分析。因?yàn)檗r(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知屬于個(gè)體的主觀認(rèn)識(shí)，具有難以直接測(cè)量與難以避免主觀測(cè)量誤差的基本特征，而SEM模型可以較好地解決主觀測(cè)量和誤差問題。

一般結(jié)構(gòu)方程模型由3個(gè)矩陣方程式表示：

式（1）為結(jié)構(gòu)模型，反映潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。η為內(nèi)生潛變量，ξ為外源潛變量。式（2）和式（3）為測(cè)量模型，反映潛變量和可測(cè)量指標(biāo)間的關(guān)系。X為外源潛變量的可測(cè)變量，Y為內(nèi)生潛變量的可測(cè)變量［12］。

2．研究假設(shè)

基于文獻(xiàn)綜述、相關(guān)理論與論文的研究主題，本文提出影響農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知主要因素的假設(shè)模型（見圖1）。自身特征潛變量的可測(cè)變量包括年齡和受教育年限兩因素；家庭特征潛變量包括種植面積、家庭人口、種地人口、家庭年收入、家庭農(nóng)業(yè)收入、糧食自食比等六因素；農(nóng)戶對(duì)糧食安全性的認(rèn)識(shí)潛變量包括是否食用自種糧食和是否擔(dān)憂自種糧食的安全性兩變量；外部培訓(xùn)潛變量包括政府的農(nóng)技部門或農(nóng)業(yè)合作組織等提供的農(nóng)藥知識(shí)和技術(shù)培訓(xùn)以及農(nóng)技員的指導(dǎo)兩因素。

圖1 農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知影響因素的假設(shè)模型

提出如下假設(shè)：

H1：自身特征、家庭特征、地域特征、農(nóng)戶對(duì)糧食安全的認(rèn)識(shí)以及外部培訓(xùn)潛變量對(duì)兩省農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知都會(huì)產(chǎn)生影響。

H2：河南省和江蘇省農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留認(rèn)知的程度不同，且外部培訓(xùn)潛變量在兩省農(nóng)戶認(rèn)知的測(cè)度中會(huì)有顯著不同。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）樣本的統(tǒng)計(jì)性描述

1．兩省受訪農(nóng)戶的基本特征比較

江蘇省受訪農(nóng)戶中，噴施農(nóng)藥者以男性為主，且66．8%的施藥者年齡在50歲以上。河南省受訪農(nóng)戶中，噴施農(nóng)藥者以女性為主，而55．6%的施藥者年齡在50歲以下。受訪農(nóng)戶的平均受教育程度為小學(xué)及其以下的比例，江蘇和河南分別占56．4%和46．6%。江蘇戶均水稻種植面積3．74畝，單產(chǎn)為980．15斤，出售均價(jià)為0．94元／斤。河南戶均水稻種植面積5．55畝，單產(chǎn)為910．68斤，出售均價(jià)為1．31元／斤。在家庭的主要收入來(lái)源上，江蘇農(nóng)戶家庭以非農(nóng)收入為主，而河南農(nóng)戶家庭以農(nóng)業(yè)收入為主。此外，兩省糧食的自給率也不同，江蘇農(nóng)戶家庭中平均62．0%的糧食供自家食用，而河南農(nóng)戶家庭中平均37．0%的糧食供自家食用。

2．不同地域和性別的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留認(rèn)知比較①本問卷的問題選項(xiàng)采用利克特量表形式，變量的賦值從小到大具有程度上的遞增含義，故假設(shè)模型不包含地域因素和性別因素，而將這兩個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的影響納入統(tǒng)計(jì)性描述中進(jìn)行分析。

不同地域的農(nóng)戶認(rèn)知。不同省份的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知具有明顯的差異。江蘇、河南對(duì)農(nóng)藥殘留完全不知曉和非常了解的農(nóng)戶比例分別為65．1%、84．3%和1．7%、0．4%。兩個(gè)相同的趨勢(shì)一致表明，江蘇省農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知水平顯著高于河南省農(nóng)戶。

在施用農(nóng)藥的安全間隔期要求中，一定會(huì)考慮安全間隔期的江蘇農(nóng)戶比例高達(dá)49．4%，而河南省僅為16．1%。江蘇、河南農(nóng)戶對(duì)安全間隔期的認(rèn)知呈現(xiàn)出較大的差異性，同樣是江蘇省農(nóng)戶的認(rèn)知程度高于河南省農(nóng)戶。

不同性別的農(nóng)戶認(rèn)知。江蘇省表示幾乎不了解農(nóng)藥殘留的農(nóng)戶比例中，男性為57．6%，女性為77．8%，而在河南省相對(duì)應(yīng)的比例分別是78．8%和88．7%?？梢妰墒≈卸际悄行赞r(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知程度高于女性農(nóng)戶。同樣江蘇、河南農(nóng)戶對(duì)安全間隔期的認(rèn)知趨勢(shì)也是男性高于女性。

（二）模型分析

1．模型擬合

本文使用AMOS軟件作為結(jié)構(gòu)方程模型的分析工具。在對(duì)兩省數(shù)據(jù)分別進(jìn)行初次擬合時(shí)發(fā)現(xiàn)，模型的擬合指標(biāo)以及路徑回歸權(quán)重系數(shù)異常。審查輸出結(jié)果發(fā)現(xiàn)，江蘇模型中種植面積（AREA）和家庭年收入（YINC）兩個(gè)可測(cè)變量的估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)超過1，而河南模型中種植面積（AREA）、家庭農(nóng)業(yè)收入（NINC）和糧食自食比（YINC）三個(gè)可測(cè)變量的估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)超過了1，且兩個(gè)模型中的誤差變異數(shù)為負(fù)值，模型初次擬合都產(chǎn)生了違犯估計(jì)。據(jù)此本文采用漸進(jìn)的方式對(duì)兩個(gè)模型進(jìn)行了數(shù)次的修正，最終達(dá)到了較優(yōu)模型。模型中的變量含義及取值見表3。

表3 假設(shè)模型變量表

按照結(jié)構(gòu)方程模型的應(yīng)用程序，接下來(lái)對(duì)較優(yōu)模型繼續(xù)進(jìn)行整體模型適配度的檢驗(yàn)，表4的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型的整體擬合度很好，說(shuō)明本文提出的因果模型與實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)基本契合，路徑分析假設(shè)的模型得到支持。

2．模型路徑分析與主要結(jié)論

修正模型的整體擬合指標(biāo)通過檢驗(yàn)后，模型進(jìn)入MaximumLikelihood法（ML）路徑分析階段。驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否符合多變量正態(tài)性的假定。江蘇數(shù)據(jù)處理后的Multivariate多變量指標(biāo)顯示，峰度系數(shù)為2．017，c．r．為0．820；河南數(shù)據(jù)中，峰度系數(shù)為1．877，c．r．為0．698，表明兩組觀測(cè)變量數(shù)據(jù)都基本滿足SEM的要求①榮泰生認(rèn)為，當(dāng)c．r．絕對(duì)值＞1．96時(shí)，即表示有些單變量違反正態(tài)分布的假設(shè)［13］119。。

表4 SEM整體適配度的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及擬合結(jié)果表

兩組數(shù)據(jù)模型運(yùn)行后顯示的變量間回歸權(quán)重結(jié)果表明，自身特征潛變量和外部培訓(xùn)潛變量到農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的路徑系數(shù)均比較理想，通過顯著性檢驗(yàn)。江蘇數(shù)據(jù)的模型運(yùn)行中，家庭特征潛變量的影響作用不顯著。河南數(shù)據(jù)的模型運(yùn)行中，農(nóng)戶對(duì)糧食安全性的認(rèn)識(shí)潛變量的影響作用也不明顯。

為了對(duì)不同變量間的路徑系數(shù)進(jìn)行直接比較，需要對(duì)變量原始分?jǐn)?shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)轉(zhuǎn)化，進(jìn)而得出：江蘇模型的結(jié)構(gòu)方程（4）、測(cè)量方程（5）以及河南模型的結(jié)構(gòu)方程（6）、測(cè)量方程（7）。

結(jié)構(gòu)方程（4）、（6）反映了潛變量間的相互關(guān)系。結(jié)構(gòu)方程（4）表明，農(nóng)戶的自身特征、農(nóng)藥培訓(xùn)、對(duì)糧食安全性擔(dān)憂潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別是0．565、0．478和0．339，說(shuō)明對(duì)江蘇農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知均具有顯著的正向影響，而且影響程度由大到小。農(nóng)藥培訓(xùn)的影響程度與假設(shè)H1不完全相符，主要的原因是江蘇的調(diào)查中66．8%的農(nóng)戶年齡超過50歲，年齡越大的農(nóng)戶受教育年限越低，往往越傾向于依靠經(jīng)驗(yàn)施用農(nóng)藥，即使進(jìn)行相關(guān)培訓(xùn)，作用也有限。

結(jié)構(gòu)方程（6）表明，農(nóng)戶的農(nóng)藥培訓(xùn)、自身特征、家庭特征潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別是0．647、0．436和0．305，說(shuō)明對(duì)河南農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知均具有顯著的正向影響，而且影響程度由大到小。

測(cè)量方程（5）、（7）揭示了可測(cè)變量與潛變量間的相互關(guān)系，這些關(guān)系揭示了江蘇、河南分散農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知與主要影響因素的共性、差異性，具體可以歸納如下：

共性特征。第一，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留概念的了解和施藥時(shí)是否考慮安全間隔期這兩個(gè)可測(cè)變量都可以表示潛變量農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知。研究表明，對(duì)農(nóng)藥殘留概念了解程度越深的農(nóng)戶，在施藥時(shí)越傾向于考慮安全間隔期。第二，農(nóng)戶的受教育年限是自身特征潛變量中的特征。不難理解，一般受訪農(nóng)戶年齡越大，其受教育年限越低，且受教育年限的長(zhǎng)短影響著其對(duì)農(nóng)藥殘留內(nèi)涵及其負(fù)面效應(yīng)的理解。

不同特征。第一，家庭特征是影響河南農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的顯著性潛變量，而江蘇模型中該潛變量卻難以測(cè)度。之所以出現(xiàn)這種差異，實(shí)際上主要受農(nóng)戶家庭收入的影響。樣本數(shù)據(jù)顯示，在江蘇95．4%受訪農(nóng)戶的家庭收入來(lái)源是非農(nóng)業(yè)收入，而河南樣本則顯示，被調(diào)查農(nóng)戶的家庭收入主要依賴農(nóng)業(yè)收入，家庭收入的差異性在農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知程度上得到了較為充分的體現(xiàn)。家庭特征還包含家庭總?cè)丝诤娃r(nóng)業(yè)人口數(shù)。家庭總?cè)丝?、農(nóng)業(yè)人口越多，將降低家庭年收入，同時(shí)家庭所背負(fù)的口糧壓力也就越大，所以農(nóng)戶將糧食的高產(chǎn)作為種糧的首要目標(biāo)，而暫時(shí)無(wú)暇顧及到糧食的安全層次，這同樣體現(xiàn)在農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知程度上。

第二，是否擔(dān)憂自種糧食安全性是江蘇模型的糧食安全性認(rèn)識(shí)潛變量中的最顯著特征，而在河南模型中則沒有表現(xiàn)出顯著性。差異性的根本原因在于，江蘇尤其是蘇南地區(qū)的農(nóng)戶普遍擔(dān)憂自種糧食安全性，客觀上存在著自食糧食與出售糧食在施用農(nóng)藥的頻率與方法上區(qū)別對(duì)待，甚至出售自產(chǎn)糧食而購(gòu)買自己認(rèn)為安全的外地糧食，因而擔(dān)心自種糧食安全性因素較大程度地影響了江蘇農(nóng)戶農(nóng)藥殘留的認(rèn)知就顯得非常自然。與此同時(shí)，河南樣本的統(tǒng)計(jì)性分析表明，89．4%的河南農(nóng)戶表示對(duì)自種糧食的安全不擔(dān)心，87．9%的農(nóng)戶表示肯定會(huì)食用自種糧食，即樣本中絕大多數(shù)的農(nóng)戶都不擔(dān)心農(nóng)藥殘留，使得糧食安全性認(rèn)識(shí)潛變量的測(cè)量指標(biāo)間區(qū)分度過大，故表現(xiàn)為對(duì)農(nóng)藥殘留認(rèn)知的影響不明顯。

第三，是否接受過農(nóng)藥知識(shí)和技能培訓(xùn)是江蘇模型的外部培訓(xùn)潛變量中的最顯著特征，而是否接受農(nóng)技員的指導(dǎo)是河南模型的外部培訓(xùn)潛變量中的最顯著特征。結(jié)果具有差異性的原因可能是，河南農(nóng)戶家庭收入來(lái)源主要是農(nóng)業(yè)收入，家庭農(nóng)業(yè)人口多且口糧壓力大，更重要的是與農(nóng)藥知識(shí)培訓(xùn)抽象性相比較，農(nóng)技員的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)地短時(shí)指導(dǎo)則顯得更直觀、更容易理解和掌握，更能實(shí)現(xiàn)糧食快速高產(chǎn)的目標(biāo)，故農(nóng)技員的實(shí)地指導(dǎo)比農(nóng)藥知識(shí)培訓(xùn)更能提高河南農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留認(rèn)知程度。相對(duì)而言，江蘇農(nóng)戶家庭主要收入來(lái)源是非農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)戶對(duì)糧食安全性的認(rèn)識(shí)普遍高于河南農(nóng)戶，江蘇農(nóng)戶認(rèn)為通過直接的農(nóng)藥培訓(xùn)所獲得的認(rèn)知比農(nóng)技員的實(shí)地短時(shí)指導(dǎo)要系統(tǒng)，進(jìn)而對(duì)農(nóng)藥殘留危害性的理解也就更透徹，所以農(nóng)藥培訓(xùn)比農(nóng)技員的指導(dǎo)更能提高江蘇農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知程度。

五、政策含義與研究的局限性

以江蘇省和河南省6個(gè)地區(qū)的12個(gè)縣（市、區(qū)）的464個(gè)分散農(nóng)戶為案例，基于SEM模型比較研究了影響分散農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的主要因素。研究表明，江蘇農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知水平顯著高于河南農(nóng)戶。此外，除家庭特征對(duì)江蘇分散農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的影響難以測(cè)度、農(nóng)戶的糧食安全認(rèn)識(shí)對(duì)河南分散農(nóng)戶農(nóng)藥殘留認(rèn)知的影響不顯著外，地域、性別、年齡、受教育年限、農(nóng)藥培訓(xùn)、農(nóng)技員的指導(dǎo)均不同程度地影響分散農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知，研究結(jié)論與本文的研究假設(shè)基本一致。

對(duì)江蘇、河南分散農(nóng)戶SEM模型分析的運(yùn)行結(jié)果顯示出一定的差異性，再次揭示農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知屬于主觀知覺，它在社會(huì)環(huán)境下產(chǎn)生并受社會(huì)環(huán)境影響，雖然在理論上農(nóng)戶的家庭總?cè)丝凇⒅苯訌氖罗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)、糧食自食比例等因素將對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)藥殘留認(rèn)知產(chǎn)生不同程度的影響，但影響程度往往取決于農(nóng)戶自身的能動(dòng)性，能否呈現(xiàn)出顯著的統(tǒng)計(jì)特征并通過SEM模型得以體現(xiàn)并不能一概而論。

本文的研究結(jié)論具以下政策內(nèi)涵：1．提高農(nóng)戶的教育層次是從源頭上徹底解決農(nóng)產(chǎn)品安全供給隱患的根本性措施。2．建立和完善農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系并將其納入政府農(nóng)村社會(huì)公共品建設(shè)體系之中重點(diǎn)保障。3．加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，加大工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的力度，在更高水平上統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對(duì)規(guī)范農(nóng)戶農(nóng)藥施用行為，提升對(duì)農(nóng)藥殘留的認(rèn)知水平具有基礎(chǔ)性的作用。4．增加農(nóng)戶收入、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較收益、繼續(xù)推進(jìn)計(jì)劃生育工作，應(yīng)始終成為農(nóng)業(yè)政策的基石，努力貫徹于農(nóng)村改革的實(shí)踐之中。

［1］ Chen Y P，Ding S J．Impact of Chemical Inputs in Chinese Agriculture［J］．China Agricultural Economic Review，2006（2）．

［2］ Kishor A．Pesticide Use Knowledge and Practices：A Gender Differences in Nepal［J］．Environmental Research，2007（2）．

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