農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供需結(jié)構(gòu)性失衡研究
——基于新疆棉農(nóng)的實(shí)證

蒲 娟，余國(guó)新

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊 830052)

0 引 言

水作為稀缺資源是人類生活不可或缺的部分，也是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要構(gòu)成。我國(guó)高度重視節(jié)約水資源和農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，大力推廣節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)。但農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)推廣范圍小且分布不均，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)的需求與服務(wù)供給的不均衡是造成其結(jié)構(gòu)性失衡的根源。2018年中央1號(hào)文件指出我國(guó)要加強(qiáng)農(nóng)田水利建設(shè)提高抗旱防洪除澇能力，實(shí)施國(guó)家農(nóng)業(yè)節(jié)水行動(dòng)，加快灌區(qū)續(xù)建配套與現(xiàn)代化改造，推進(jìn)小型農(nóng)田水利設(shè)施達(dá)標(biāo)提質(zhì)，建設(shè)高效節(jié)水灌溉工程。學(xué)者關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)灌溉技術(shù)的研究頗多，大多從微觀視角探析農(nóng)戶對(duì)其的認(rèn)知[1]、采用[2-4]、支付意愿[5,6]及選擇行為影響因素等，而有關(guān)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供給與需求的研究偏少，尤其缺乏農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供需結(jié)構(gòu)性失衡的研究成果。鑒于此文中以新疆棉區(qū)1 726戶棉農(nóng)的數(shù)據(jù)資料構(gòu)建二分類模型探析影響農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供需結(jié)構(gòu)性失衡的因素，以期為農(nóng)戶提供更好的農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)高效節(jié)水提供政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源及樣本描述性統(tǒng)計(jì)

1.1 數(shù)據(jù)來源

文中數(shù)據(jù)源自國(guó)家自然科學(xué)基金課題組《新形勢(shì)下新疆棉區(qū)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系的創(chuàng)新與扶持政策研究》2014年12月-2015年4月對(duì)新疆5個(gè)主要產(chǎn)棉區(qū)13個(gè)縣市122個(gè)自然村的實(shí)地調(diào)研，并采用分層逐級(jí)抽樣調(diào)查和隨機(jī)抽樣的入戶訪談式，調(diào)查棉農(nóng)2 070戶，有效問卷1 726份，問卷回收率達(dá)100%。

1.2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

被調(diào)查農(nóng)戶性別結(jié)構(gòu)以男性為主占88.8%，女性占比較小；調(diào)查農(nóng)戶大多為戶主，不是戶主的僅7.5%；棉農(nóng)年齡結(jié)構(gòu)以“26～50”歲的中青年居多占68.3%，可見中青年依舊是農(nóng)戶植棉生產(chǎn)的主要?jiǎng)趧?dòng)力；從棉農(nóng)學(xué)歷構(gòu)成看棉區(qū)一半農(nóng)戶的受教育水平為初中，高學(xué)歷棉農(nóng)僅1.3%表明棉區(qū)農(nóng)戶的受教育程度差異較大。

2 研究方法

2.1 方法介紹

Logistic模型用于分析因變量為分類變量時(shí)某事件發(fā)生的概率[7]，其可劃分為二分類和多分類 回歸模型。農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)有需求且所處區(qū)域有供給定義為均衡，反之棉農(nóng)對(duì)其有需求但實(shí)際并未供給則處于失衡，農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)的失衡和均衡是二分類變量，因此構(gòu)建二分類模型探析影響棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供需結(jié)構(gòu)性失衡的因素，具體模型如下[7]：

(1)

對(duì)數(shù)變換得到如下結(jié)果：

(2)

式中：p表示節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)結(jié)構(gòu)性失衡的概率；Y為因變量，該技術(shù)服務(wù)供需結(jié)構(gòu)性失衡設(shè)置為Y=1，均衡設(shè)置Y=0；X表示影響其結(jié)構(gòu)性失衡的因素；β0表示截距；β1為回歸系數(shù)，該模型使用泊松回歸，估計(jì)方法使用最大似然估計(jì)。

2.2 變量選取

以棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)的服務(wù)內(nèi)容 、供給主體和服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡表征農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供需結(jié)構(gòu)性失衡，將其作為模型Ⅰ、模型Ⅱ和模型Ⅲ的因變量。結(jié)合諸多學(xué)者的研究從棉農(nóng)特征、家庭稟賦、地理環(huán)境特征、社會(huì)關(guān)系、技術(shù)信息獲取情況5個(gè)維度選取14個(gè)變量作為影響農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供需結(jié)構(gòu)性失衡的因素，表1列舉了解釋變量特征及相關(guān)研究假設(shè)。

表1 解釋變量說明Tab.1 Variable definition

3 結(jié)果與分析

3.1 區(qū)域農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)結(jié)構(gòu)性失衡統(tǒng)計(jì)分析

棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)存在服務(wù)內(nèi)容的獲得與需求、實(shí)際供給主體與棉農(nóng)理想需求主體及供給渠道與棉農(nóng)理想渠道的不均衡(圖1)。整體上棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)除服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡比重略小于均衡比重外，供給主體和渠道結(jié)構(gòu)性失衡表現(xiàn)為失衡占比均高于均衡比重，農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供給主體和渠道結(jié)構(gòu)性失衡亟待解決，但服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡仍不可忽視。就農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡狀況看喀什棉區(qū)結(jié)構(gòu)性失衡占比較大已達(dá)46.1%，巴州棉區(qū)失衡占比較小為15.1%，出現(xiàn)此狀況是因?yàn)榭κ裁迏^(qū)地處南疆四地州，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)落后，棉農(nóng)對(duì)其需求較大但供給不足。調(diào)查發(fā)現(xiàn)棉農(nóng)通常從農(nóng)技推廣部門與基層技術(shù)服務(wù)站中獲取該技術(shù)，43%的棉農(nóng)對(duì)其持滿意態(tài)度。從節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡看塔城棉區(qū)失衡占比最大，其他棉區(qū)結(jié)構(gòu)性失衡占比達(dá)53%以上，可見各棉區(qū)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)的供給主體與農(nóng)戶實(shí)際期望主體間有差距，而喀什、塔城和阿克蘇棉區(qū)的農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡占比差距小。從供給渠道看，29.5%的棉農(nóng)通過技術(shù)示范或觀摩的方式獲取該技術(shù)，其次是電視廣播等大眾傳媒，因此拓寬農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)渠道是緩解供給渠道結(jié)構(gòu)性失衡的有效方式。

圖1 各棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供需結(jié)構(gòu)性失衡統(tǒng)計(jì)圖Fig.1 The Statistical Chart of the structural imbalance of agricultural water-saving irrigation technology

3.2 農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡影響因素分析

運(yùn)用Spass21.0軟件構(gòu)建二分類Logistic回歸模型，采用進(jìn)入的方式探索影響棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡的因素，由回歸結(jié)果可知模型Ⅰ中Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)的Sig=0.405，模型Ⅱ?yàn)?.101，模型Ⅲ為0.362，3組模型的sig值均大于0.05表明該模型的方程擬合度較好，結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡回歸結(jié)果分析Tab.2 Analysis on the regression result of structural unbalance of agricultural water-saving irrigation technology

注：*、**和***分別表示通過了10%, 5%和1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)。

3.2.1 農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡的影響因素

棉農(nóng)特征中年齡未通過顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶年齡對(duì)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡沒有解釋能力且與研究假設(shè)不符，這與實(shí)際棉區(qū)農(nóng)戶年齡構(gòu)成以中青年為主相關(guān)，中青年農(nóng)戶學(xué)習(xí)新技術(shù)的能力強(qiáng)，易掌握技術(shù)，實(shí)際供給的節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)基本能滿足需求其結(jié)構(gòu)性失衡不突出。性別和是否務(wù)農(nóng)通過了10%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正說明男性農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率高于女性，男性農(nóng)戶每增加1人該技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率增加1.365倍。是戶主的棉農(nóng)每增加1人該技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率增加4.434倍。

家庭稟賦中3個(gè)變量均通過顯著性檢驗(yàn)。家庭規(guī)模的顯著性為1%且系數(shù)為正說明家庭規(guī)模越大該技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率上升，即家庭規(guī)模每增加1單位其結(jié)構(gòu)型失衡概率增加1.362倍。家庭勞動(dòng)力數(shù)量和有無電視的顯著性為5%且系數(shù)為負(fù)表明家庭勞動(dòng)力數(shù)量越大節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率減小，有電視的家庭農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡概率也越小。

地理環(huán)境特征中村距鄉(xiāng)鎮(zhèn)府的距離影響不顯著，可見其對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容的失衡無解釋能力。所在棉區(qū)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)說明喀什和阿克蘇等棉區(qū)該技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡突出，該區(qū)域是主要植棉區(qū)且位于氣候干燥的南疆，水資源匱乏急需節(jié)水灌溉技術(shù)，但供給不足結(jié)構(gòu)性失衡突出。

社會(huì)關(guān)系變量中除與村里其他棉農(nóng)的關(guān)系不顯著外，縣域范圍社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和與其他農(nóng)戶的交流頻率通過了5%的顯著水平且系數(shù)為負(fù)。社會(huì)關(guān)系對(duì)棉區(qū)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡影響較大，縣域范圍有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的棉農(nóng)獲取節(jié)水灌溉技術(shù)的途徑較多，當(dāng)前供給的服務(wù)基本能滿足需求，棉農(nóng)評(píng)價(jià)較好，服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率降低，棉農(nóng)增加與其他農(nóng)戶的交流頻率可及時(shí)有效獲取節(jié)水灌溉技術(shù)信息，其需求基本被滿足，因而該技術(shù)服務(wù)結(jié)構(gòu)性失衡概率不大。

技術(shù)信息獲取情況3個(gè)變量均通過了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)。有信息服務(wù)協(xié)會(huì)、技術(shù)人員和信息員可減少節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡概率，若其每增加1單位失衡概率分別增加0.802、0.698和0.719倍。

3.2.2 農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡的影響因素

棉農(nóng)特征中僅年齡在模型Ⅱ中通過了5%的顯著性檢驗(yàn)其系數(shù)為正表明隨著棉農(nóng)年齡增加該技術(shù)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡概率增加1.116倍。農(nóng)戶性別和是否務(wù)農(nóng)對(duì)其供給主體結(jié)構(gòu)性失衡沒有解釋能力，可能因?yàn)檗r(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供給主體與棉農(nóng)需求的供給主體趨于一致，而男性與女性棉農(nóng)對(duì)其均較滿意，故不是影響其供給主體結(jié)構(gòu)性失衡的因素。另外棉農(nóng)是否務(wù)農(nóng)對(duì)因變量影響不突出，由于實(shí)際調(diào)查對(duì)象92.5%均從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)研究結(jié)果有一定影響。地理環(huán)境特征中村距鄉(xiāng)鎮(zhèn)府的距離通過了5%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)與研究假設(shè)相反表明棉農(nóng)所在村莊每距鄉(xiāng)鎮(zhèn)府的距離多增加1 km，其供給主體結(jié)構(gòu)性失衡概率降低0.834倍，可能是村距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離越近，棉農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)政府周邊供給節(jié)水灌溉技術(shù)主體的認(rèn)知及服務(wù)較熟知，對(duì)其他供給主體的需求更強(qiáng)烈而實(shí)際需求未得到滿足。所在棉區(qū)的影響不顯著表明其對(duì)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容結(jié)構(gòu)性失衡沒有解釋能力。

社會(huì)關(guān)系中僅與其他農(nóng)戶的交流頻率通過了5%顯著水平且系數(shù)為負(fù)，結(jié)果顯示棉農(nóng)與其他農(nóng)戶的交流頻率每增加1次，節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡概率減少0.874倍。其他2個(gè)變量影響不顯著與二者對(duì)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡影響不大可忽略不計(jì)有關(guān)。

技術(shù)信息獲取情況中是否有信息服務(wù)協(xié)會(huì)、是否有技術(shù)人員通過了顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)，是否有信息員不顯著。其他條件一定的情況下，有信息服務(wù)協(xié)會(huì)和技術(shù)人員的村莊，其農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡概率較低，二者每增加1單位其失衡概率分別增加1.710、0.799倍。

家庭稟賦中的3個(gè)變量未通過顯著性檢驗(yàn)與研究假設(shè)不符。原因是家庭規(guī)模、家庭勞動(dòng)力數(shù)量和有無電視在模型Ⅱ中與其他自變量相比不是顯著影響節(jié)水灌溉技術(shù)供給主體結(jié)構(gòu)性失衡的因素可忽略不計(jì)。

3.2.3 農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡的影響因素

棉農(nóng)特征中僅是否務(wù)農(nóng)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正表明務(wù)農(nóng)人數(shù)每增加1人，節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡概率增加1.503倍，原因在于棉區(qū)務(wù)農(nóng)人數(shù)增加，其需求增多，但實(shí)際供給的技術(shù)服務(wù)渠道較少，農(nóng)戶期望增加服務(wù)渠道，而未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的棉農(nóng)對(duì)該技術(shù)并無需求，服務(wù)渠道對(duì)其影響較小。性別和年齡影響不顯著說明二者對(duì)因變量沒有解釋能力，可能因?yàn)槊迏^(qū)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)渠道較固定，棉農(nóng)實(shí)際期望獲得的技術(shù)服務(wù)渠道差異小，不同性別農(nóng)戶及不同年齡段農(nóng)戶對(duì)其服務(wù)渠道的需求程度差異不大，可忽略影響。

家庭稟賦中僅家庭勞動(dòng)力數(shù)量通過了5%的顯著水平且系數(shù)為正表明家庭勞動(dòng)力人數(shù)每增加1人，節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡概率增加1.208倍，即家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多其服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡的概率越高，這與研究假設(shè)相反，原因是家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多對(duì)該技術(shù)的認(rèn)知差異越大，棉農(nóng)滿意度不同，實(shí)際期望獲得服務(wù)的渠道與供給主體提供的渠道有差距，因此家庭勞動(dòng)力人數(shù)變量對(duì)其服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡的作用方向?yàn)檎?/p>

地理環(huán)境特征中所在地域通過了10%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)，村距鄉(xiāng)鎮(zhèn)府的距離不顯著，表明農(nóng)戶所在棉區(qū)對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡的影響較大，棉農(nóng)處于喀什或阿克蘇等主要棉區(qū)，該技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡的概率提升，這與該棉區(qū)位于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高的南疆且水資源匱乏，對(duì)節(jié)水灌溉技術(shù)的需求較大而實(shí)際供給不足，尤其期望增加服務(wù)渠道，其結(jié)構(gòu)性失衡的概率提升。村距鄉(xiāng)鎮(zhèn)府的距離在模型Ⅲ中不顯著，表明該變量不是影響農(nóng)業(yè)技術(shù)灌溉技術(shù)服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡的主要因素。

技術(shù)信息獲取情況3個(gè)變量中除是否有技術(shù)人員未通過顯著性檢驗(yàn)，其他變量對(duì)因變量的影響顯著。是否有信息服務(wù)協(xié)會(huì)與農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡顯著正相關(guān)且通過了1%的顯著水平與研究假設(shè)相反，可能是有農(nóng)業(yè)信息服務(wù)協(xié)會(huì)的地區(qū)棉農(nóng)雖能獲得相應(yīng)技術(shù)信息但并未及時(shí)獲取該技術(shù)，同樣存在服務(wù)渠道供給與實(shí)際期望獲取技術(shù)渠道間的不均衡，最終形成了棉區(qū)有信息服務(wù)協(xié)會(huì)的區(qū)域其結(jié)構(gòu)性失衡突出。是否有信息員系數(shù)為負(fù)且通過了5%顯著水平與研究假設(shè)一致，棉區(qū)信息員每增加1人節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡概率降低0.797倍。

社會(huì)關(guān)系中縣域范圍社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、與村里其他棉農(nóng)的關(guān)系和與其他農(nóng)戶的交流頻率在模型Ⅲ中不顯著。

4 研究結(jié)論及政策建議

4.1 研究結(jié)論

文中基于新疆棉區(qū)1 726戶棉農(nóng)的微觀數(shù)據(jù)，從棉農(nóng)特征、家庭稟賦、地理環(huán)境特征、社會(huì)關(guān)系和技術(shù) 信息獲取情況5個(gè)維度構(gòu)建二分類模型，探析影響農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供需結(jié)構(gòu)性失衡的主要因素，該研究是對(duì)當(dāng)前節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)供給主體能否滿足微觀棉農(nóng)實(shí)際需求問題的有效補(bǔ)充，為解決新疆乃至全國(guó)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供需不均衡問題提供參考與借鑒。結(jié)果顯示當(dāng)前農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)存在服務(wù)內(nèi)容、供給主體和服務(wù)渠道的不均衡；不同棉區(qū)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)結(jié)構(gòu)性失衡存在差異；而影響農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容、供給主體和服務(wù)渠道失衡的因素也不同。

4.2 政策建議

第一，完善各區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)體系利于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供給。完善農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)體系可緩解農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)結(jié)構(gòu)性失衡，提高區(qū)域水資源利用效率，實(shí)現(xiàn)棉花生產(chǎn)的節(jié)水增效，促進(jìn)植棉業(yè)發(fā)展。第二，依據(jù)棉農(nóng)需求的農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容與技術(shù)供給，創(chuàng)新農(nóng)技服務(wù)模式。農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)供需結(jié)構(gòu)性失衡歸根到底是技術(shù)供給與需求主體的不平衡問題，因此可依據(jù)棉農(nóng)的實(shí)際需求農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣站等供給主體提供服務(wù)，形成“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)戶+農(nóng)技推廣站+科研院所”等新型服務(wù)模式，有效供給節(jié)水灌溉技術(shù)。第三，由影響農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)的供需服務(wù)內(nèi)容、供給主體與服務(wù)渠道結(jié)構(gòu)性失衡的因素制定完善的實(shí)施方案。推廣新型農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)，豐富節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)內(nèi)容，拓寬服務(wù)渠道等，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉技術(shù)服務(wù)的供給活力等。