農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)需求因素

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1樣本來源與研究方法

1．1樣本來源

1．1．1調(diào)查方法。對(duì)安徽省巢湖市兩個(gè)農(nóng)業(yè)大縣(和縣、含山)的470位農(nóng)民進(jìn)行問卷調(diào)查，最終收回421份有效問卷，有效率達(dá)到了89．8%。

1．1．2樣本概況。在被調(diào)查者中，男性322人，占68．6%;女性99人，占31．4%。年齡結(jié)構(gòu)主要集中在50～60歲，50歲以上的278人，占66%;其他年齡結(jié)構(gòu)的143人，占34%。被調(diào)查者都是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民，家庭收入是務(wù)農(nóng)與務(wù)工并兼，其中務(wù)農(nóng)的主要是以種植業(yè)為主。被調(diào)查者中，小學(xué)及不識(shí)字的農(nóng)民占72．4%，初中程度的占20．7%，高中程度的占5.0%，大專及以上的占1．9%，平均受教育年限是5．1年。農(nóng)民整體的受教育程度偏低。在被調(diào)查者中，84．2%的農(nóng)民聽說過現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)，只有15．8%的農(nóng)民沒有聽說過現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)。在被調(diào)查的421位農(nóng)民中，78．3%的人樂意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，只有21.7%的人不愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。

1．2研究方法

1．2．1模型選擇。由于農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)意愿是一個(gè)二元因素選擇變量，所以選擇二元logistic回歸模型分析影響農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)意愿的因素。設(shè)農(nóng)民愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的概率是P，其中P的取值范圍是［0，1］，則1－P為農(nóng)民不愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的概率。對(duì)P進(jìn)行Logit轉(zhuǎn)換，即定義logitP=ln［P/(1－P)］，易知logitP的取值范圍為(－∞，+∞)。以logitP為被解釋變量建立線性回歸方程:logitP=α+βiXi，可得下列公式［2］:P=1/{1+EXP［－(α+βiXi)］}式中，P表示農(nóng)民選擇參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的概率;β表示影響因素的回歸系數(shù);i表示影響因素編號(hào);X是自變量，表示第i個(gè)影響因素;α是常數(shù)，表示回歸截距。

1．2．2變量設(shè)定。影響農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)意愿的因素是多樣的，通過對(duì)和縣和含山縣農(nóng)民的調(diào)查和分析，提出了可能影響農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的因素，具體包括農(nóng)民的年齡、性別、受教育程度、對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度、家庭收入、農(nóng)民培訓(xùn)與需求的一致性、家庭種植面積、種植年數(shù)。在此基礎(chǔ)上設(shè)定變量，各變量及其含義為:①是否愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，是=1，否=0;②年齡，20歲以下=1，21～30歲=2，31～40歲=3，41～50歲=4，50歲以上=5;③性別，男=1，女=0;④受教育程度，5年以下=1，6～9年=2，10～12年=3，13年以上=4;⑤家庭收入，5000元以下=1，5001～10000元=2，10001～20000元=3，20001～30000元=4，30000元以上=5;⑥種植面積，0.20hm2及以下=1，0.27～0.40hm2=2，0.47～0.67hm2=3，0.67hm2以上=4;⑦種植年數(shù)，5年以下=1，6～10年=2，11～15年=3，16～20年=4，21年以上=5;⑧對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度，是=1，否=0;⑨農(nóng)民培訓(xùn)與農(nóng)民需求的相符度，是=1，否=0。

1．2．3模型假設(shè)。假設(shè)一:農(nóng)民的年齡、性別、受教育年限等自身特征影響農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的意愿;假設(shè)二:農(nóng)民種植年數(shù)、種植面積、個(gè)人總收入對(duì)農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)有著重要的影響;假設(shè)三:農(nóng)民個(gè)人對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知以及農(nóng)民培訓(xùn)是否符合農(nóng)民實(shí)際需求等其他相關(guān)因素也會(huì)影響農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的需求。在以上影響農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的解釋變量中，預(yù)期性別、受教育程度、家庭收入、種植面積、對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度、接受教育培訓(xùn)模式是否符合實(shí)際需求對(duì)農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)需求具有正向影響，年齡、種植時(shí)間對(duì)農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)需求具有負(fù)向影響。

1．2．4數(shù)據(jù)分析。采用E-Views3．1統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，設(shè)置選定變量標(biāo)準(zhǔn)水平為α=0．05。

2結(jié)果與分析

分析結(jié)果表明，McFaddenR-squared的值達(dá)到了0．889637，說明數(shù)據(jù)對(duì)BinaryLogistic模型整體擬合效果較好，模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。且LRstatistic(8df)的值達(dá)到了393.2925，Probability(LRstat)的概率為0，說明模型建立有效。根據(jù)logistic函數(shù)的意義，用比數(shù)比(OddsRatio)解釋模型中變量即Exp(B)，它表示其他因素不變時(shí)該解釋變量發(fā)生一個(gè)單位的變化所引起的比數(shù)比自然對(duì)數(shù)值的變化量。在該模型中，比數(shù)比表示的是農(nóng)民愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)概率與農(nóng)民不愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的概率之比。變量性別、年齡、農(nóng)民培訓(xùn)與農(nóng)民需求的相符度對(duì)農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的影響非常顯著，而變量受教育程度、家庭收入、種植年數(shù)、種植面積、對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度對(duì)農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的影響較顯著。同時(shí)還可以看出，性別、受教育程度、家庭收入、種植面積、農(nóng)民對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度、農(nóng)民培訓(xùn)與農(nóng)民需求的相符度的系數(shù)都為正，說明這幾個(gè)變量對(duì)農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的影響是正影響，這和初期的估計(jì)一致。性別這一變量的系數(shù)為2．199755，其概率為0．0824，對(duì)因變量在0.01水平上具有極顯著影響，即男性較好，這是因?yàn)槟行栽诮邮墁F(xiàn)代技術(shù)方面的心理比較開放，更加愿意并且也更加容易接受現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)。受教育程度的系數(shù)為1．706778，概率值為0．3967，對(duì)因變量在0.1水平上有較顯著影響，即受教育程度越高的農(nóng)民，獲取信息的途徑越多樣化，對(duì)新事物的認(rèn)知水平也有提高，接受新技術(shù)掌握新技術(shù)的能力比較強(qiáng)，他們能夠認(rèn)識(shí)到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的高效、高產(chǎn)作用，相對(duì)來說也更加愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。變量農(nóng)民家庭收入的系數(shù)為0．381884，其概率為0.6831，在0.1水平上具有極顯著影響，說明家庭收入越高的農(nóng)民支付能力越強(qiáng)，他們會(huì)比較樂意拿出收入中的一小部分來支付培訓(xùn)費(fèi)用，通過參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)來達(dá)到提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用。變量種植面積的系數(shù)為0．855012，其概率為0.3022，在0.05水平上影響顯著，種植面積越多的家庭越傾向于參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，因?yàn)榉N植面積越多的農(nóng)民，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越是高產(chǎn)農(nóng)民收入越是樂觀，所以培訓(xùn)的效果對(duì)種植面積多的農(nóng)民有著深遠(yuǎn)的影響。變量農(nóng)民培訓(xùn)與農(nóng)民需求的相符度的系數(shù)為7．472032，其概率為0，在0.01水平上影響顯著，農(nóng)民培訓(xùn)若是符合農(nóng)民需求的，能夠給他們帶來實(shí)效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)，農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的可能性也會(huì)比較大，因?yàn)檫@直接和他們的收入有很大的關(guān)系。農(nóng)民對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度這一變量的系數(shù)為0.318436，其概率為0．0320，在0.05水平上影響較為顯著，農(nóng)民對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度越高，他們參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的積極性越高，因?yàn)檎J(rèn)知度越高的農(nóng)民其對(duì)新技術(shù)比較關(guān)注，了解頗多，能夠認(rèn)識(shí)到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)會(huì)給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來高產(chǎn)、高效作用，所以這個(gè)群體參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的積極性也相對(duì)較高，農(nóng)民的意識(shí)在很大程度上也會(huì)影響農(nóng)民具體的行為。由表1還可以看出，變量年齡、農(nóng)業(yè)種植年數(shù)的系數(shù)都為負(fù)，說明農(nóng)民的年齡越大，小農(nóng)意識(shí)和傳統(tǒng)觀念比較強(qiáng)，對(duì)新鮮事物具有抵抗情緒，認(rèn)為自己的種植經(jīng)驗(yàn)可以為農(nóng)業(yè)種植提供幫助，他們參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的愿望很低甚至?xí)械钟|情緒;相反，年輕人對(duì)新鮮事物的關(guān)注程度比較高，更愿意接受新鮮事物。農(nóng)業(yè)種植年數(shù)越久的農(nóng)民越不愿意參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，因?yàn)樗麄冋J(rèn)為自己長久積累的種植經(jīng)驗(yàn)足夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供指導(dǎo)。

3結(jié)語

鑒于對(duì)巢湖市兩個(gè)農(nóng)業(yè)大縣農(nóng)民的實(shí)際調(diào)研情況，我國農(nóng)民雖然能夠認(rèn)識(shí)到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)的增產(chǎn)、增質(zhì)、增效的功能，而且參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的意愿比較強(qiáng)烈，但是由于其自身小農(nóng)意識(shí)和傳統(tǒng)觀念，所以他們實(shí)際上參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的概率還是比較小。針對(duì)這樣的特殊群體，我國政府要從源頭出發(fā)，首先要提高農(nóng)民自身的基礎(chǔ)教育水平，使農(nóng)民根本性地改變自己的認(rèn)識(shí)，并且組織適合這一特殊群體的培訓(xùn)活動(dòng)，通過一定的方式提高農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的積極性和熱情。