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農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)需求因素

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農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)需求因素

1樣本來源與研究方法

1.1樣本來源

1.1.1調(diào)查方法。對安徽省巢湖市兩個農(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;X是自變量,表示第i個影響因素;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、個人總收入對農(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)民個人對現(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)民實際需求等其他相關(guān)因素也會影響農(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)模式是否符合實際需求對農(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、種植時間對農(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)計軟件對調(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BinaryLogistic模型整體擬合效果較好,模型具有統(tǒng)計學(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該解釋變量發(fā)生一個單位的變化所引起的比數(shù)比自然對數(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、對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)的認(rèn)知度對農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的影響較顯著。同時還可以看出,性別、受教育程度、家庭收入、種植面積、農(nóng)民對現(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,說明這幾個變量對農(nóng)民參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的影響是正影響,這和初期的估計一致。性別這一變量的系數(shù)為2.199755,其概率為0.0824,對因變量在0.01水平上具有極顯著影響,即男性較好,這是因為男性在接受現(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)識到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的高效、高產(chǎn)作用,相對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),他們會比較樂意拿出收入中的一小部分來支付培訓(xùn)費用,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),因為種植面積越多的農(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)的可能性也會比較大,因為這直接和他們的收入有很大的關(guān)系。農(nóng)民對現(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,因為認(rèn)知度越高的農(nóng)民其對新技術(shù)比較關(guān)注,了解頗多,能夠認(rèn)識到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)會給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來高產(chǎn)、高效作用,所以這個群體參加現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的積極性也相對較高,農(nóng)民的意識在很大程度上也會影響農(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)意識和傳統(tǒng)觀念比較強(qiáng),對新鮮事物具有抵抗情緒,認(rèn)為自己的種植經(jīng)驗可以為農(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),因為他們認(rèn)為自己長久積累的種植經(jīng)驗足夠為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供指導(dǎo)。

3結(jié)語

鑒于對巢湖市兩個農(nóng)業(yè)大縣農(nóng)民的實際調(diào)研情況,我國農(nóng)民雖然能夠認(rèn)識到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)對農(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)意識和傳統(tǒng)觀念,所以他們實際上參加現(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,并且組織適合這一特殊群體的培訓(xùn)活動,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。