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一、理論和假設

(一)技術采納模型

AtanuSaha等人(1994)在分析奶牛的bST技術采納時把采納的決策模型設為以下模式:maxm,zH=Ei*[U(~W)]=Ei*{[U[p(f(m)+g(z)~e)-w(m+z)-rz]}且m+z=x,~Q≡f(m)+g(z)~e其中,Ei*表示生產者在信息量為i*時的期望,~Q表示生產者在奶牛數量為m時采用傳統技術而奶牛數量為z時采用新技術所得到的牛奶產量(奶牛總數為x)。因為傳統技術的風險小于新技術,所以假定傳統技術相應的生產函數為非隨機的f(•);而對于有風險的新技術,定義其生產函數為g(z)~e,其中~e為隨機變量。另外,w代表飼養奶牛的普通成本,r為采用了bST技術后增加的額外成本,p表示確定的牛奶價格。當gz(z=0)-e(i*)>(w+r),其中gz(z=0)-e(i*)≡Ei*[gz(0)~e]時,①以追求財富預期效用最大化為目標的生產者就會選擇新技術。由此,Saha認為“如果采用新技術的邊際收益大于邊際成本,則采納技術就是一種最優選擇”。但我們認為,是否采納一項新技術是一個新舊技術生產效果的比較過程。在假定其他條件不變的情況下,如果生產者對采用新技術的預期凈收益大于現有技術的凈收益,他就會選擇采納新技術。反之,即使新技術的預期邊際凈收益大于0(即邊際收益大于邊際成本),采納新技術也不是生產者的最優決策。假定采納某項新技術的新增單位成本為生產決策者可知的定值w,設使用傳統技術的成本為r。

沿用Saha等人的研究思路,我們把技術采納的條件設定為pg(m)~e(Z)-(w+r)m≥p0f(m)-rm(1)其中,g(•)表示采用新技術后的生產函數,p為使用了新技術的產品價格,p0為采用傳統技術的產品價格,m為決策規模,f(•)為使用傳統技術的生產函數。~e(Z)表示由農戶稟賦等影響采納決策的因素Z決定的主觀風險函數,且有~e(Z)∈[0,1]。由于價格、生產函數、成本等因素由農戶本身無法決定的外界客觀因素決定,所以從農戶角度對技術采納問題進行研究,本質上是研究由農戶稟賦等因素決定的主觀風險函數~e(Z)。因p,g(m)>0,由(1)得:~e(Z)≥p0f(m)+wmpg(m)(2)由于不等式右邊各因素的客觀性,我們設其為某未知常數K0,即農戶進行采納決策的主觀風險函數的臨界值為K0,(2)式轉化為~e(Z)≥K0。設y為技術采納的因變量,即~e(Z)≥K0時y=1,否則y=0。遵循著經典的假設,我們把Z視作農戶稟賦的線性函數,有:Z=β+∑ni=1αixi+u(3)其中,u為服從極值分布的隨機變量,xi表示農戶的第i項稟賦,β和α分別表示待估參數。根據二項logistic回歸模型,prob(y=1)=eZ1+eZ=E(y)(4)dE(y)(dZ)=1(1+eZ)2>0,所以E(y)即prob(y=1)的值,隨Z值的增大而單調遞增。而根據我們的假設,~e(•)與prob(y=1)正向相關,所以,~e(•)與Z正向相關。從實證的角度,我們可以通過分析農戶稟賦xi,找出各項稟賦與Z的關系,從而分析左右著生產者最終的技術采納的~e(•)。

(二)研究假設

農戶稟賦包括家庭稟賦和以戶主為代表的成員稟賦。①設計的解析變量如下。經歷:本文設計了曾經擔任村干部、外出打工、在外工作、退伍軍人等對農戶的生產決策行為能產生明顯影響的指標,并作為虛擬變量納入決策函數;心理特征:用“對周圍人的信任度”來衡量;社會網絡:可借錢(小數額)人數;信息資源:由與外界的聯系程度來反映,具體指標為聽收音機、看報紙、看電視、打電話、趕集以及到縣城的頻率;經濟狀況:以“年人均可控性日常支出”(以下簡稱“可控均支”)為指標;②地理位置:包括到最近郵局的距離、到集市的距離和到縣城的距離;經濟、技術環境:這里選擇的是村級的人均收入水平以及“是否與技術人員接觸”作為衡量指標;社會環境:由“認為周圍人的相互幫助程度”、“對村代表大會和地方政府的評價程度”三項指標來測度。AtanuSaha等人(1994)發現,一個采納者的信息決定于其個人的稟賦,其中最重要的是教育程度。林毅夫(1994)、劉華周和馬康貧(1998)也認為教育程度對技術采納具有正效應。而宋軍、胡瑞法和黃季(1998)則認為教育水平并不一定與技術采納程度成正相關———隨著農民教育水平的提高,選擇高產技術的比例隨之下降,而選擇節約勞動力技術的比例則與之相反。本文假設:教育程度與技術采納可能性正相關。AtanuSaha等人(1994)和林毅夫(1994)在不同類型技術的采納研究中都發現,經營規模越大,采納新技術的可能性越大。MadhuKhanna(2001)對美國中西部土壤測試技術(soiltesting)和VRT(variableratetechnology)技術采用的影響因素分析的結果表明:農戶耕作面積對較簡單的土壤測試技術采用影響不顯著;而更復雜的VRT的早期采納者具有規模更大的特點。

就品種技術而言,速水和拉坦(2000)則認為:“總的來說,小農場和大農場都以或快或慢的同等速度采用了現代品種,而且在效率方面取得了同樣的收獲?！北疚募僭O:經營規模對技術采納具有正效應。朱希剛和趙緒福(1995)的研究發現,鄉集鎮到農戶的距離與農戶的新技術采用呈現出極大的負相關性。趙緒福(1996)通過對貧困山區農戶采納雜交玉米技術的情況的分析,認為一個地區越是遠離技術成果的發源地,人們了解和學習的機會就越少,技術的空間傳遞時間越長,從而縱向擴散的速度越慢。我們假設:空間距離(郵局距離、集市距離和縣城距離)與技術采納傾向成反比,距離越近采納可能性越大。在貧困山區,經濟條件較好的農戶相對容易采用新技術,隨著經濟水平的提高,支付采用新技術成本的能力越高,承擔采用新技術風險的能力也越強,從而越有利于新技術的采用。對雜交水稻技術的采用,黃季(1993)認為在經濟發達地區,生產者有能力承擔由于放棄種雜交稻而減少產量所造成的損失,收入增長會降低雜交稻在水稻播種面積中的比例。我們假設:反映經濟環境的村人均收入和反映家庭經濟條件的“可控均支”與技術采納的可能性正相關。Rain和Gross(1943)認為人際網(interpersonalnetworks)在技術擴散過程中有著重要的意義。非正規的傳播渠道在眾多發展中國家都存在并發揮著重要的作用(Elizabeth,1990)。①農業技術推廣組織是貧困山區農業技術傳輸的主渠道。與農業技術推廣員和村農技員接觸較多的農民容易采用新技術(朱希剛等,1995)。我們假設:“與技術員的接觸”和“對周圍人的信任程度”對采納新技術有正向的影響。此外,根據習慣性判斷,我們對其他一些指標的影響趨勢進行了相應的假設(見表1)。表中,“+”表示該自變量與技術采納的可能性正相關(具有正效應),“-”表示負相關。

二、單項技術采納分析

本研究選擇了小麥的品種技術和蔬菜、水果的保護地種植技術兩種技術類型。品種技術針對的是糧食作物,保護地技術針對的是經濟作物。從技術采納成本上看,品種技術的成本低于保護地技術的成本;而在平均經營收益上,蔬菜、水果的保護地技術的收益要遠大于糧食品種技術的收益。使用的數據來源于2003年8月和10月課題組對陜西、寧夏和四川進行的調查。調查點按典型抽樣的原則選擇了陜西的禮泉和富平、寧夏的永寧及四川的名山和新津五個縣,每個縣2—3個鄉(鎮)。農戶樣本按隨機抽樣和典型抽樣相結合的原則進行選擇,每個鄉(鎮)挑選2個村、每個村抽取15戶,共計420個樣本,其中有效樣本419個。

(一)小麥新品種采納分析

在調查的28個村級樣本中,7個村不種小麥。由于考察的是小麥種植者的品種選擇,我們把不種小麥的7個村樣本剔除,分析對象為剩余的21個村共314個樣本戶。在這314個樣本戶中,種小麥的有239戶,①占76%。通過數據處理,我們發現各變量觀察值與采納行為大體上呈線性關系,所以在模型中我們直接用線性關系表示Z。同時,由于選擇的某些變量之間存在著一定的相關性,所以在模型中我們引入了交互作用變量。prob(y=1)=eZ1+eZ,Z=β+∑ni=1αixi+γxixj交互作用變量包括以下幾組(括號內為相關系數):郵局距離與集市距離(0•33)、集市距離與趕集頻率(-0•42)、縣城距離與赴縣頻率(-0•47)、人均可控日常支出與打電話頻率(0•43)。以“1998年以來5年內是否更換小麥品種”為因變量y,其中y=1表示更換,沒更換則y=0。在所有20個自變量、7個虛擬變量和6組交互作用變量中,經過二項logistic回歸“條件后退法”篩選,變量系數通過顯著性檢驗的有8個變量和3組交互作用變量。相應地,我們得到以下模型:②Z=6.54+0.042X1-1.954X6-0.256X9-0.509X10-0.001X15+0.097X2X7+0.128X13X9+0.224X10X14(M1)對于小麥模型,③經歷、地區等虛擬變量并沒有發揮明顯的作用。(1)線性關系變量:與Z呈線性正相關的只有年齡X1,表明年齡越大,這5年內更換品種的概率越大;表示當地經濟環境的2003年村人均收入X15以及看電視的頻率X6對Z的影響為負,表明經濟水平越高的地區,更換小麥品種的可能性越小,而電視看得越頻繁,更換的可能性也越小。④(2)非線性關系變量:趕集頻率X9與集市距離X13:Z/X9=-0•256+0•128X13,當X13=2時,趕集頻率X9的變化對技術采納的影響幅度最小。

趕集頻率對技術采納的影響程度隨集市距離的變化呈U型曲線變化(X13=2為極小值點),即當與集市距離適中(集市不在本村但小于3公里的①),趕集頻率的變化對技術采納沒有影響;當離集市很近(就在本村)時,趕集頻率越高,采納技術的可能性越低;當遠離集市(3公里以上)時,趕集頻率越高,采納技術的可能性越高。而對X13的求導結果Z/X13=0•128X9則表明,當X9為定值時,集市距離與采納頻率呈正向變化;而趕集頻率X9越高,集市距離對采納的正向影響程度越大。赴縣頻率X10與縣城距離X14:在這些指標上我們得到的結論跟前面在趨勢上完全一致,而影響程度上更深一些。②由Z/X10=-0•509+0•224X14可得:當X14=2時,③赴縣頻率X10的變化對技術采納的影響幅度最小。當到縣城距離小于5公里(值為1)時,赴縣頻率越高,采納技術的可能性越小;當距離大于10公里(值為3)時,赴縣頻率越高,采納可能性也越高。而Z/X14=0•224X10則表明:當赴縣頻率X10一定時,縣城距離與采納可能性呈正向變化,而赴縣頻率越高,集市距離對采納的正向影響程度越大。教育程度X2與看報頻率X7:對兩個自變量求偏導Z/X2=0•097X7,Z/X7=0•097X2,結果表明:在看報頻率一定的情況下,教育程度對技術的采納程度有正向影響,而看報頻率越高,教育程度的這種影響幅度越大;在相同的教育程度下,看報頻率越高,采納技術的可能性越大,而教育程度越高,看報頻率對技術采納的影響程度也越大。

(二)保護地生產技術采納分析

本文的保護地生產技術包括了地膜、中小拱棚、大棚以及溫室等類型,涉及的種植內容包括了蔬菜和大棚水果兩個大類。其中有效樣本329個,④使用了保護地生產技術的有87個。1•變量函數形式的處理(1)中位數、均值變換:對呈“倒U型”曲線變化的幾組變量進行二次函數處理:xi中位方=(xi-x^)2;xi均值方=(xi--x)2,其中,x^為樣本觀測值的中位數,-x為樣本觀測值的平均數。(2)相關性處理:X11與X8、X12與X13、X13與X9、X14與X10以及X1與X2呈較強的相關性。對此,我們同樣用交互作用變量進行處理。2•模型分析結果及檢驗經過二項logistic回歸“條件后退法”27步篩選,模型最終結果如下:Z=-2.375+1.267D4-2.301D5+0.771X3+0.012X4-0.384X5+0.862X7-0.368X10-0.678X16-0.279(X7-1)2+0.155X13X9(M2)(1)虛擬變量退伍軍人D4的系數為1•276,即退伍軍人經歷對Z值有正向影響,從而對保護地技術采納的概率產生正向影響。而其他特殊經歷(經商、運輸、機關退休等)D5對Z從而對采納概率產生負的影響,影響系數為-2•301。(2)線性關系變量對幾個與Z呈簡單線性關系的自變量求偏導,得:ZX3=0.771,ZX4=0.012,ZX5=-0.384,ZX10=-0.368,ZX16=-0.678這些式表明:對保護地技術而言,對周圍人的信任度X3、可借錢人數X4對技術的采納有正向的影響;①而聽收音機的頻率X5、到縣城的頻率X10和技術指導X16與技術采納負相關。(3)非線性關系變量看報頻率X7:Z/X7=1•42-0•558X7,在其他條件不變的情況下,Z值以X7=2•54為最高點呈“倒U”形變化(若X7為連續變量)。因為X7在樣本數據中非連續,所以X7=2或3時,Z值最大,即當農戶看報頻率中等偏上時,采納保護地技術的可能性最大;而“訂報的”(值為4)或者“很少看報的”采納可能性降低。趕集頻率X9和集市距離X13:Z/X9=0•155X13,Z/X13=0•155X9表明,離集市越遠,農戶的趕集頻率對技術采納的正向影響程度越大;農戶的趕集頻率越高,集市的距離對技術采納的正向影響程度也越大,即對于趕集頻率相同的兩個農戶,離集市遠的農戶比近的采納該技術的可能性更大;對于與集市距離一樣的兩個農戶,趕集頻率高的農戶比低的農戶采納的可能性更大。

三、兩種技術采納的綜合分析

(一)模型對初始假設的檢驗

回歸模型對初始假設的檢驗結果如下。(1)基本吻合:包括教育程度X2、退伍軍人D4、可借錢人數X4;(2)完全相反:年齡X1、其他特殊經歷D5、信任度X3、聽收音機頻率X5、看電視頻率X6、集市距離X13、縣城距離X14、村人均收入X15、接觸技術員X16;(3)不確定:看報紙頻率X7、趕集頻率X9及赴縣頻率X10;(4)不影響:②曾任村干部D1、外出打工D2、在外工作D3、打電話頻率X8、可控均支X11、郵局距離X12、互助程度X17、對地方政府評價X18、對村代表大會評價X19和經營規模X20。

(二)技術采納條件的拓展

在本文開頭我們設定的采納條件公式(2)表明,成本w(嚴格講,是單位成本)與農戶技術采納的門檻高度成正比。所以對成本要求比較高的技術的采納,除了新技術本身的一般采納風險之外,農戶個人的經濟能力及社會資本狀況是一個重要的制約因素。所以在上一節的分析中我們得到了,在保護地技術的采用中,體現社會資本的“可借錢人數”與采納可能性正相關的結論。在研究中我們發現,初始設置的這個理論模型以農戶僅從事農業生產為假設前提,并沒有考慮到從事農業外生產經營活動的選擇。所以研究過程中出現了許多與現有結論相悖的結果。農外經營、采用農業新技術、采用農業傳統技術是三個層次的問題,而且應該同屬于農戶生產決策模型里的變量。所以,在農業技術采納模型中,我們還需要加上采用農業新技術主營農業而放棄非農經營的機會成本。而機會成本的大小也取決于農戶的稟賦(包括年齡、教育、社會網絡、經濟環境、地理位置等)。所以我們的采納條件模型修正為~e(Z)≥p0f(m)+wm+C(Z)pg(m)(2′)其中,C(Z)表示機會成本。①因為這個機會成本,靠近集市或縣城、教育程度較高、交游較廣的中青年農戶才更可能不顧農業新技術的采用。所以在計量分析中,集市距離、村人均收入的系數符號才與初始假設相反,而在縣城距離、集市距離、赴縣頻率、趕集頻率這些問題上出現了那么多“U型”或“倒U型”變化。所以,技術采納決策必須同時考慮三個方面的問題:主觀風險函數~e、新技術成本w和機會成本C。各項稟賦對主觀風險函數和機會成本的影響是同向的(見表4)。主觀風險函數值變大,機會成本也隨之變大,采納成本可能降低。所以采納新技術的可能性并不隨著主觀風險函數值的增大而增加,而取決于三者互動的結果。

(三)若干稟賦因子對采納決策的影響有別于現有結論的原因③

與現有研究結論相悖或者不確定的變量包括:X1、X2、D5、X3、X5、X6、X13、X14、X15、X16(以上與假設完全相悖);X7、X9及X10(以上結論不確定)。以上變量中,僅對小麥采納起作用的有:X1、X2、X6、X14、X15;僅對保護地起作用的有:D5、X3、X5、X16;對兩者同時起作用的:X7、X9、X10、X13。年齡X1:年齡隱含著經驗因素。經驗與主觀風險函數正相關,即經驗值越高,~e越大,所以年齡越大的農戶更換小麥品種的可能性越大。但是這種傳統上的經驗因素對較新的保護地生產技術的采納并不起作用。看電視頻率X6:這個指標測度的結果與我們的預期剛好相反,看電視的頻率低的人反而更可能采納新品種。電視看得少,可能因為家里沒有電視,可能因為習慣于節省,也可能因為忙于其他事務而無暇看,或者純粹是出于偏好。我們無法確切地判斷到底是什么原因導致這種結果,但可以肯定的是,這個看電視頻率不是以“與外界聯系程度”所獲取的信息量和主觀風險函數~e掛鉤,而是通過“看電視的多少”這個行為所反映出來的個人其他特征與~e相聯系。村人均收入X15:該指標反映了村級經濟環境。村整體經濟水平高,使用新品種的可能性低。這里可以解釋的理由只有機會成本C。因為對于經濟狀況較好的村落,對小麥品種技術而言,采納的成本w并不構成采納障礙。但是機會成本C的大小可以左右農戶的最終決策。對于比較收益較高的保護地生產,雖然這項指標并沒有進入保護地采納的最終模型,但是在對保護地的前期分析中我們發現,村級收入水平處于中等偏上(人均2000~3000元)的村落,采用保護地技術的可能性最大。而在經濟水平最高的村,采用保護地技術的可能性最低,其原因也只能歸結為非農產業所帶來的機會成本。其他特殊經歷D5:其他特殊經歷包括了經商、運輸、服務業等各種領域。顯然,這些非農活動的比較收益是大于農業生產收益的。

所以,對于在農業領域內比較收益較高的保護地生產技術,有了更高的農外活動收入,當然更可能對保護地技術不屑一顧。當然,這也是機會成本的原因所致。聽收音機頻率X5:根據農村生活經驗和調查發現,①聽收音機頻率較高的人所處地區的經濟環境相對較差,之所以在保護地技術的采納決策模型中系數為負,我們認為是保護地技術的采納成本w的門檻限制了這些類型農戶的進入。而這種門檻在小麥品種技術問題上并不存在,所以在小麥模型中這項因素并沒有反映出來?？磮箢l率X7和教育程度X2:X7的結果給我們的理論尤其是公式(2′)提供了一個近乎完美的佐證?？磮箢l率一定程度上反映了農戶的文化程度、經濟水平和與外界聯系的程度。對保護地模型,假定其他因素不變,Z值以X7=2•54為最高點呈“倒U”形變化。當農戶看報紙頻率中等偏上時,采納保護地生產技術的可能性最大;而“訂報的”(值為4)或者“很少看報的”采納可能性降低。文化程度較高的農戶不一定看報,但看報的農戶文化程度一定比較高。收入水平較高的農戶不一定訂報,但訂報的農戶收入水平一定比較高。同時,與外界聯系較密切的不一定?？磮?但常看報(指沒訂報的)的與外界聯系一定比較密切。所以,經?？磮蟮娜巳旱奶卣魇?文化程度較高、與外界聯系比較密切;訂報的人群的特征是:文化程度較高、家庭收入較高。收入高、與外界聯系多、文化程度高,這些對應的主觀風險函數~e值也比較大。但同時,具有這些特征的人從事農內高附加值生產(如保護地)或農外經營的機會也越多,相應的機會成本C(Z)隨之提高。所以,隨著看報頻率的提高,間接地,糧食生產的機會成本也在提高,從而農戶對小麥品種的更新敏感度在逐漸降低。對于保護地這樣一種資金、技術水平要求比較高的技術,由于進入門檻w較高,經濟狀況差、文化水平低、社會資本差的農戶被排除在外。文化程度較高、與外界聯系較多(由看報頻率反映)的農戶自然成為采納這項技術的主體。但是一旦這些人收入水平提高或是其他因素使得他們有了獲取更高收益的就業機會,放棄這項生產成了他們的理性選擇。而教育程度X2對技術采納的影響是與看報頻率這項指標直接掛鉤的。教育程度正向影響著~e值的大小,而通過看報獲取的信息不斷地增加著教育的附加值,也在不斷地增大~e值。所以表現在小麥品種問題上,“看報頻率”對“文化程度對技術采納的影響”起著正向的加速作用。信任度X3:不管是小麥品種技術還是保護地技術,信任度指標與我們的習慣認識完全相反。對周圍人不信任程度越高,越可能成為新技術的采納者。

這點確實有點匪夷所思,可能與風險偏好有關,但我們的判斷暫時只能停留于猜測。市場距離及與市場的聯系程度:這組指標包括了趕集頻率X9、集市距離X13、赴縣頻率X10及縣城距離X14。集市是農村的中心;而縣城更具城市化的特點。普通農民可能常去集市,但一般不會經常去縣城。所以,去縣城頻率越高,從事非農活動的可能性越大,從事農業生產的機會成本C也越大。同時,市場距離意味著農業生產的機會成本C(即從事其他經營的可能),距離越小,這種機會成本越大;去市場(趕集或去縣城①),意味著與外界聯系,去的頻率越高,意味著可得信息量越大,而這信息量包含了獲取技術信息的可能,所以頻率越高,對技術采納的主觀風險函數~e值越大。~e和C的變化影響了技術采納決策的變化。而這種雙因素共同作用表現出來的趨勢在保護地技術采納的模型中體現得淋漓盡致。~e和C的共同作用使得赴縣頻率越高(因為C越大),重視農業生產的可能性越低,從而采納保護地技術的可能性越低。而對于趕集頻率相同的兩個農戶,離集市遠的農戶比近的采納該技術的可能性更大,因為他的機會成本C更小一些;對于與集市距離一樣的兩個農戶,趕集頻率高的農戶比低的農戶采納的可能性更大,因為他的信息更充分,從而主觀風險函數~e值更大一些。小麥模型中所顯示的“倒U型”和“U型”變化也基本符合我們的判斷。

四、相關結論及政策含義

(一)結論

1•關于技術采納理論改進的初步探討

理論界習慣用效用或者利潤最大化作為技術采納決策的分析依據。但是否采納一項新技術是一個新舊技術生產效果的比較過程,只要生產者認為對采用新技術的預期凈收益大于現有技術的凈收益,他就可以選擇新技術。在分析中,我們發現僅僅依靠農業生產內部的決策模型無法很好地解釋我國西部地區農戶在技術采納過程中稟賦對其決策的影響。如果能夠把農業外經營的機會也包含進決策模型,則我們研究中發現的所有有悖于習慣認識和現有研究結論的問題都可以迎刃而解。所以,我們選擇了農業外經營機會作為農戶進行農業技術采納的機會成本函數納入模型,而機會成本函數C(Z)也和主觀風險函數~e(Z)一樣由農戶的稟賦決定,而且兩函數大體呈正向關系。是否采納某項技術,取決于C(Z)、~e(Z)和采納成本w的大小和相互關系。

2•關于農戶稟賦影響的結論

(1)戶主個人稟賦

本文再一次證明了教育程度對技術采納具有顯著的正向影響作用:不論對于小麥品種采納還是蔬菜、水果保護地技術的使用。②而且在更換品種的決策上,教育程度還與看報頻率結合在一起,看報頻率越高,教育程度對更換品種決策影響程度越大。在保護地技術采納上年齡并不構成一項影響指標;在小麥品種問題上,年齡與更換品種的可能性成正比。①就經歷而言,當兵的歷史對農戶的生產技術采納的影響最為明顯。不管是小麥品種技術還是保護地技術,退伍軍人的采納可能性遠大于沒有參過軍的。當過村干部的農戶則有較大可能成為小麥新品種的早期采納者。經商等“其他經歷”者,對新技術不敏感,采納可能性最低。以“周圍人的信任度”為指標的心理特征評價結果同我們的假設背道而馳:對周圍的人信任度越高的農戶成為新技術采納者的可能性越小。而幸運的是我們的另一個習慣判斷———由“可借錢人數”反映的社會網絡水平與技術采納正向相關,由我們的論據充分地證實。這是一個矛盾的結論,有待于進一步研究解決。由“聽收音機頻率、看電視頻率、看報頻率、電話頻率、趕集頻率和赴縣頻率”等六項指標反映的農戶信息資源的實證結果與我們的假設大相徑庭。信息量增加的同時,從事農外經營活動的概率隨之上升,技術采納的機會成本相應提高,一定程度上阻礙著對農業技術的采納。這樣的情況在看報頻率、趕集頻率和赴縣頻率上體現得尤其明顯。聽收音機頻率和看電視頻率與我們的假設完全相反:聽收音機頻率高的人采用保護地生產技術的可能性小,看電視次數少的人更換小麥品種的可能性大。在電視幾乎完全普及而收音機所剩無幾的當代農村,看電視和聽收音機頻率所反映的信息指標無法和采納決策直接掛鉤,而是通過“看電視”、“聽收音機”這些行為所反映出來的個人社會、經濟特征與之聯系。

(2)家庭稟賦

林毅夫(1994)認為農場規模對采用雜優種的決策具有正效應,并由此推測由家庭責任制的變遷所帶來的規模過小可能會成為妨礙技術變遷的因素。但本文通過對小麥的考察發現,規模因素并沒有作為一個有效變量進入模型,對技術采納的影響并不明顯,這與速水與拉坦(2000)的判斷基本一致。②由“家庭年人均可控日常支出”反映的家庭經濟狀況指標最終沒有進入回歸模型。但是,在回歸分析之前的數據處理過程中我們發現,經濟狀況差的農戶采納小麥新品種的可能性最大;經濟狀況中等的農戶對小麥品種技術不敏感,但成為保護地生產技術采納的主體;經濟狀況較好的農戶既不使用新品種,對保護地生產技術也不感興趣。產生這種技術選擇差異的原因在于,技術采納成本不同造成的采納門檻差異以及不同經濟水平下農戶技術采納的機會成本差異,而不是朱希剛、黃季等人所認為的承擔使用新技術的風險或不使用新技術帶來的潛在損失的能力的差異。③郵局距離無法進入最終模型,而進入模型的縣城距離、集市距離同農戶的赴縣頻率、趕集頻率結合在一起,對技術采納決策發揮著相當重要的作用。一般認為,離市場中心越近,農戶采用新技術的可能性越大。④但本文的結論并不認同這種看法。我們的分析表明,在去市場的頻率相同的情況下,與市場中心的距離越遠,采納新技術的可能性越大。⑤而且距離對技術采納的這種影響程度隨著趕集頻率的提高而增大。由2003年村人均純收入反映的經濟環境指標與我們的假設同樣出入甚大。對于小麥品種技術,采納的可能性與村人均收入水平呈負向關系。而對于采納門檻更高一些的保護地技術,呈現出的是倒U型曲線變化:①中等水平的村莊采納的可能性最大。我們的理由也是采用某項農業技術所帶來的機會成本的差異。接觸技術員與保護地技術的采納顯著負相關。我們所能做的比較牽強的解釋是:這些技術員可能主要針對的不是該項技術,或者技術員在這些技術傳播上并沒有發揮積極的作用。當然這有待于進一步考察。但不管怎么樣,過去三年內接受過技術員指導的農戶在總樣本中所占的比重相當?、趨s是一個不爭的事實。對地方政府官員和村代表大會的評價、互助程度等反映社會環境的三項指標,在總體上對技術采納的影響并不明顯。

(二)政策含義

(1)教育對于農村的發展具有顯著的積極意義。在以發展農村、農業,提高農民生活水平為目標的前提下,加大農村公共教育的投資力度,政府責無旁貸。

(2)技術推廣時,應該根據不同成本、技術要求的技術采用不同的方法。理論上講,推廣高成本的新技術,應該針對具有或者潛在具有承擔得起采納成本的生活水平較高的農戶。但是,一般而言,經濟狀況差的農戶有較強的采納新技術以改變其生存狀況的愿望,而一些收益率高的技術往往因為其較高的使用成本和風險阻礙了這種類型農戶的采納選擇。農業技術推廣的終極目的是提高農民的生活水平,所以有必要通過政府行為降低技術采納進入門檻和使用風險,使經濟狀況差的農戶能夠更多地采納新技術。所以,我們建議,在推廣使用較高成本的新技術時,必須對經濟狀況較差的農戶輔以相應的經濟支持,同時進行相應的風險保障。技術推廣部門不能為圖簡單、方便,盲目地以市郊、城郊等接近市場中心的地區為新技術推廣重點。離市場中心較遠、經濟水平較差的村莊應該成為新技術推廣的主要地區;家庭經濟狀況中下等的農戶應該成為技術推廣的主要受眾;應該重視發揮退伍軍人在技術推廣中的積極作用。同時,有必要進行技術推廣體系的改革,使技術員能夠有效地進入最基層;通過技術培訓、技術指導等多種方式多渠道地宣傳推廣技術,以有效地降低潛在采納者因信息不充分造成的主觀風險。

(3)現有的多數理論認為,農業生產和其他領域的生產一樣存在著規模效益,而且農戶的技術采納決策也與經營規模相掛鉤。理論上的這種認識直接影響著政策的導向。但是,本文的結論不但沒有支持技術采納決策與經營規模的正相關,而且在某種程度上還得出了規模與采納負向相關的結論。雖然這離反駁農業生產規模效益理論相差甚遠,但這樣一種研究結果多少可以提醒我們,農業生產上,規模未必有效。在相關的政策導向上,是否鼓勵農業生產的規?；?應當謹慎。