1、農村婦女在農業推廣中采用農業新技術的意愿及其行為因素分析(2007-03-18 15:57:40)轉載農村婦女在農業推廣中采用農業新技術的意愿及其行為因素分析-基于閩南廈、漳、泉三地市農村婦女的實證研究作物學院林智遠摘要基于對閩南廈、漳、泉三地市農村婦女的實地調查研究，本文通過對影響農村婦女參 與、采用農業技術推廣行為、意愿的因素的假設和分析，利用DPS數學統計軟件對各特征 變量進行了多元回歸分析并建立了多元回歸方程，得出各特征變量的影響值，并針對農村婦女采用農業新技術所出現的問題，提出了相應的建議和建議。關鍵詞 社會性別；農業推廣；DPS；采用意愿隨著我國社會與經濟的急劇轉型，城鎮化進程加快

2、，農村富余勞動力迅速向城市轉移。其中， 尤其是男性勞動力占多數。因此，農業女性化趨勢愈加明顯，我國農業人口女性比例已超過 60%1，女性在農業生產中扮演著越來越重要的角色。無論是在建設社會主義新農村進程， 還是實現農業現代化，農村婦女的科技文化水平都至關重要。但是，由于女性長期處于弱勢 群體，從總體而言，農村婦女的科技素質遠遠低于農村男性。這很大程度上影響著農業生產 的發展，也影響著婦女能力和社會地位的提高，同時，也影響著農業推廣的有效性。不僅如 此，在長期農業推廣工作中，雖然在政策水平上十分強調對婦女的推廣，但在執行推廣工作 中，又忽視了性別平等R。對于婦女接受農業科技的推廣的意愿的研究甚少

3、。因此，本文對 農村婦女參與農業科技推廣的行為因素的分析，對于農業推廣工作基本方向把握、政策的制 定和推廣工作的執行有十分重要的意義。1影響婦女參與農業技術推廣行為的主要相關因素假設 在建設社會主義新農村，婦女的研究是個系統工程。農村婦女參與農業推廣具有其相應的封 閉性、被動性、薄弱性。影響婦女參與農業技術推廣行為的因素很多，涵蓋個人、家庭、社 會、經濟、政治等等3。本文歸納假設了 5個影響婦女參與農業技術推廣行為的主要因素： 1.1農村婦女的個人特征婦女的個人特征主要指婦女的文化程度及年齡等4。理論上，農村婦女的文化程度越高，婦 女參與農業科技的推廣、接受農業科技的速度越快、興趣越高，也就是

4、越趨近于ROGERS 的創新采用者模型的先驅者和早期采用者；文化程度低者則相反。年齡上，一般來說，年輕人由于敢于創新，比較容易接受農業推廣組織的新技術、新成果； 其次，相對年長者由于長期從事農業生產，可能已經總結出一套使用于自己而且比較穩定的 技術或種植模式，一般情況下不愿意冒險采用新技術。1.2農村婦女的家庭特征婦女的家庭特征包括農村婦女家庭所擁有的男性勞動力數量，家人對采用、學習新技術的態 度，婦女家庭對于新技術的使用所能承擔的風險度等等。一般情況下，家庭男性勞動力越富余，婦女采用新技術推廣的希望越不大。在農村大多婦女 對新技術的采用往往要征求家人的態度。因此，理論上，家人的贊成程度對婦女

5、采用新技術 成正比。再次，農業收成時，是否出現農民賣難”或“糧食積壓”，農婦家庭對采用新技術所 要付出的代價程度的估計，也是農村婦女所要考慮的因素之一。因為農民采用新技術的均衡 點是學習新技術的邊際成本等于采用新技術的邊際收益。比如，要使使用綠肥的田地同期 所產出的作物產量高于使用化肥的田地的產出量至少需要十年，在這段期間，如何使農民的 利益得到保障。1.3農村婦女農業生產特征婦女農業生產特征主要指農婦家庭農業的經營規模、婦女的兼業化程度以及農婦的種植歷史。理論上，農婦家庭農業的經營規模（種植作物的面積）越大，其對農業增收的愿望就越大， 且在生產技術等方面所遇到的困難也越大，采用農業新技術的愿

6、望越強。其次，婦女兼業化 程度（農業收入占總收入的比重）與農婦的采用意愿呈反比，即兼業化程度越低者，對農業 的依賴性越強，其采用農業技術的可能性就越大。第三，農婦的農業種植歷史反映出農婦的 經驗豐富程度。理論上，農婦的種植歷史越長，其對種植作物的經驗越豐富，在收入比較穩 定的情況下，由于農婦固有的保守性，讓其改變的希望不大。1.4當地農業推廣體系的完善程度農業技術的推廣工作是個系統的工程，農業推廣不僅要把最先進、最適合農民需要的技術、 方法、品種等推廣到農民的手中，還要考慮到推廣的模式、方法，更重要的是對于推廣對象 的研究。因此，完善的農業推廣體系必須以社會性別意識對推廣工作進行重新審視。對于

7、目 前農村農業女性化程度越來越嚴重的趨勢，是否真正找到社會性別制度對農村婦女造成的危 害性口1或者這一地區的農婦是否有普遍積極采用新技術的傳統，可以說，這是農業推廣工 作的厲害所在。另外，推廣項目對農村婦女的適用程度也是推廣要考慮的因素之一。因此， 理論上，當地農業推廣體系越完善，農婦采用新技術的積極性越高；農業推廣工作組織性越 強，也會增加農婦的采用度。1.5當地政府的支持程度對于推廣工作而言，政府的支持是十分重要的。比如，針對農婦加大對農業推廣項目的宣傳 給予農婦參與推廣工作的管理，降低農婦采用新技術的成本，保障農婦的合法權益等等，都 會對農婦接受農業推廣項目產生積極的影響。2數據來源、實

8、證模型的構建和研究方法2.1研究數據來源本文數據來源于“夢之隊”調查小組對閩南廈、漳、泉地區農村婦女的調查和省婦聯的資料， “夢之隊”調查小組共發放調查問卷420份，回收400份，問卷回收率達95.23%，其中有效 問卷320份，有效率達86.02%。本次調查采用實地觀察法、問卷調查法、半結構訪談法、二手資料分析法并鋪以典型個案調查分析兇。調查的主要對象主要是閩南廈、漳、泉地區年 齡在18至60歲農村婦女，其中平均年齡44.2歲。2.2數學實證模型的構建基于前面的因素假設與分析，我們將五大特征變量納入數學函數模型，使之成為因變量- 農婦采用農業技術推廣的意愿的變量，如下所示：采用意愿=F （農

9、婦的個人特征變量，農婦的家庭特征變量，農婦農業生產特征變量，當地 農業推廣體系的完善程度特征變量，當地政府、政策的特征變量）+誤差項的隨機變量，即：Y電 + xi+p2x2 +A+Pp 勺加。，b，代，Pp是參數-e是被稱為誤差項的隨機變量，對,，x2，xp表示農婦的各特征變量；-j是x1,，x2，理的線性函數加上誤差項e ;-e包含在j里面但不能被p個自變量的線性關系所解釋的變異性。2.3研究方法的選擇本文研究的是影響農村婦女采用農業新技術的行為因素，本人設計了 14個特征變量。在受 特征變量影響下農婦接受農業推廣組織的新技術的意愿有兩種，即愿意或不愿意。據此，本 人應用DPS數據處理系統對

10、這14個變量首先進行了多元回歸分析，然后進行主成分回歸分 析，剔除了特征根較小的一個變量，并建立了回歸方程。表1：實證模型解釋變量說明變量名稱變量定義平均值膨脹系數VIF個人意愿Y在受特征變量影響下農婦接受農業0.69516推廣組織的新技術的意愿：1二愿意，0=不愿意文化程度X11二小學以下，2二小學，3二初中，4二高2.47824 1.40968中及中專，5二大專以上年齡X2農婦的年齡（年）42.86474 3.28790家庭人口 X3農婦的家庭人口數量（人）4.127601.53017種植歷史X4農婦從事農產品生產的歷史（年）12.934772.84471家人態度X5農婦家人對農婦米用農業

11、新技術的 態度1二贊成，0=不贊成0.706201.57536男性勞力X6農婦家庭可以從事生產勞動的男性 勞動力的數量1.606651.92496家庭保障X7農婦家庭是否有能力承擔新技術帶 來的風險1二是，0二否0.616151.66994婦女參與傳統X8當地是否有農婦直接參與農業推廣 交流的傳統1二是，0二否0.406511.16104政府支持X9當地政府是否支持：1=是，0=否0.616941.81829經濟發達X10當地是否經濟發達地區：1二是，0二否0.463441.20781賣難問題X11農婦有否遇到過賣難問題：1二是，0=0.64056 2.16779 否推廣組織性X12當地的推廣

12、活動是否具有組織性：1=0.637391.91440是，0=否經營面積X13農婦耕地的總面積（公頃）3.60644 1.70591農收比例X14農業收入占家庭總收入的比例（）61.25456 1.34452注：政府支持是指在政策、培訓費用、后勤保障、宣傳力度等；經濟發達程度是指農婦所在縣市的人均GDP與全省人均GDP的比較，其中越高越發達 10；膨脹系數VIF是診斷每個自變量所受到多重共線性影響大小的重要指標，當一個變量的 VIF值很大時，表明自變量間存在有多重共線性效應。VIFJ=1/1-R2J ,R2J為把第J個變量看 作因變量，用其余M-1個自變量作線性回歸分析所得到的決定系數11。3結

13、果與討論一般線性回歸分析表明，模型相關系數R=0.929183，決定系數RR=0.863381，調整相關 R=0.916849，說明模型擬合度較好；其中F值為39.25252,拒絕零假設不存在線性回歸的 概率為0.0000，說明回歸模型運轉較好，各特征自變量與因變量存在線性關系。表2： 一般線性回歸分析結果變量X回歸系數 標準系數 偏相關 標準誤t值 顯著水平常數項0.090770.25742 0.38393 0.72598X1 0.032570.054730.12028 0.02948 1.12763 0.28888X2 -0.00227 -0.03784-0.06282 0.00448 -

14、0.56858 0.62269X3 0.074540.171450.38751 0.02050 3.58828 0.00088X4 -0.02192 -0.22993-0.34621 0.00635 -3.374540.00132X5 0.163100.172800.33812 0.054393.26325 0.00226X6 -0.16792 -0.23612 -0.39630 0.04375 -4.32384 0.00018X7 0.071350.071190.16051 0.04907 1.54611 0.16151X8 0.01592 0.015280.04079 0.043440.3

15、4792 0.76883X9 0.04280 0.040190.08458 0.057190.78362 0.49145X10X110.18954 0.199930.33727 0.058233.32162 0.00221X12 0.20675 0.215520.43188 0.054644.24346 0.00019X130.04315 0.135140.29769 0.01589 2.678670.01223-0.00409 -0.00438-0.01050 0.04639 -0.09604 0.95361X140.00124 0.053490.12378 0.00106 1.14186

16、0.28440注：剩余標準差sse= 0.19919Durbin-Watson d=2.25677回歸模型結果如表所示，農婦采用農業新技術的影響因素的顯著性排序是（從高到低）：經濟發達程度X10 婦女參與傳統X8年齡X2政府支持X9文化程度X1農收比例X14 家庭保障X7經營面積X13家人態度X5賣難問題X11種植歷史X4家庭人口 X3推廣 組織性X12男性勞力X6;根據以上結果，本人歸納了經濟發達程度X10、婦女參與傳統X8、農婦年齡X2、政府支持 X9、農婦文化程度X1、農收比例X14等6個主要變量深入進行分析：3.1當地的經濟發達程度對農婦的影響效果顯著從回歸模型可以看出，當地的經濟發達

17、程度變量的標準化回歸系數符號為負，說明在其它條 件不變的情況下，經濟越發達的縣市的農婦采用農業新技術的意愿不大，這與我們之前的預 測是一致的。因為經濟越發達的地區，可能農婦對農業的依賴性會更低。回歸模型的結果表 明，農婦的農收比例與農婦對農業新技術的采用度呈正比。3.2農婦的年齡及其文化程度是影響農婦采用農業新技術意愿的重要因素之一特征變量“農婦的年齡”的回歸標準系數為-0.03784,符號為負數。這表明：農婦的年齡越大， 農婦采用農業新技術的可能性越小。解釋這一變量的原因可能是：一，一般情況下，年齡的 大小與農婦的文化程度呈反比。從回歸模型可以看出，變量“文化程度”的標準回歸系數為 0.05

18、473,因此，文化程度越高的農婦，其年齡越小，其采用農業新技術的可能性越大；其 次，農婦的年齡越大，其從事農業生產的歷史（種植歷史）可能越長。回歸模型的結果表明， 變量農婦的種植歷史的標準系數為-0.22993，其絕對值較大，且符號為負，說明農婦的種植 歷史越長，農婦的年齡可能越大，其采用農業新技術的可能性越小。3.3政府的支持度對農婦采用農業新技術的影響較大政府支持是指在政策、培訓費用、后勤保障、宣傳力度等方面的支持度。當地婦女參與傳統 與政府政策的支持相關系數達0.76046,說明兩者的關系密切。其次，政府對采用者的保障 度也是影響農婦采用農業新技術的因素之一。回歸模型結果表明，變量農婦的

19、賣難問題和家 庭保障能力的標準回歸系數都呈正值，其中，變量農婦的賣難問題的標準系數較大，達到顯 著水平。從回歸模型的結果可以看出，政府針對農婦采用農業新技術的所出臺的政策，對農婦的采用 度的影響較大，但不是很顯著。因此，政府因素對農婦采用農業新技術的作用的空間還很大， 我們必需從政府角度對農村社會性別問題進行重新審視，提高全社會的社會性別意識。各級 政府要將性別意識納入決策主流，從性別的視角進行性別分析和性別規劃，防止和克服不利 于兩性發展的模式和舉措，促進男女兩性的協調發展12。另外，農業推廣的組織性與政府的有力支持也是分不開的，政府越支持，當地農業推廣就越 有組織性和針對性，農業推廣就越順

20、利。回歸結果表明，變量農業推廣的組織性的標準回歸 系數達0.21552，效果極為顯著。因此，農業推廣越有組織性，農婦采用農業新技術的可能 性就越大。3.4農婦的家庭特征和生產特征對農婦采用農業新技術的影響除了以上的這些因素外，農婦的家庭特征和生產特征對農婦采用農業新技術的影響也是不容 忽視的。從回歸模型的結果可以看出，變量農婦的家庭人口、家人態度的標準回歸系數較大 且為正值，因此影響顯著。說明農村家庭性別角色的差異顯著，農婦在家庭中所處的地位還 是遠遠低于農村男性。當某一性別的社會資源和權力受到剝奪的時候，就會影響到其在家庭 中的處境和地位13。其次，變量農婦家庭的經營面積大小與農婦對農業新技

21、術的采用度呈 正比，且顯著，這與我們之前的預測是一致的。第三，本次調查中的家庭平均男性勞力為 1.92496人，回歸模型結果顯示，農婦家庭男性勞力越多，農婦解放的可能性就越大，農婦 采用農業新技術的可能性就越低。除此之外，該地農業推廣中農婦參與的傳統越長，農婦采用農業新技術的意愿就越強。3.5主成分回歸分析及其方程的建立基于以上的各因素分析結果，我們對此進行了主成分回歸分析，分析結果如下所示：表3：自變量主成分回歸分析結果No特征值百分率累計百分率X14.5138533.0883335.27519X21.4859410.1295242.21881X31.287639.9704551.25801

22、X41.280468.6431764.31357X51.099618.1883367.59388X60.774975.6808579.84813X70.726104.9497278.04484X80.625134.8405282.24500X90.655034.4214693.33645X100.544364.0536190.59475X110.518163.79835102.95113X120.425952.9036397.23655X130.310622.4051799.13230X140.217151.46578108.47000對于特征值較小的幾個項，我們進行了合并、剔除并計算出主成分

23、回歸方程：y=0.285407+0.037405x1-0.007188x2+0.066536x3-0.007136x4+0.135609x5-0.142221x6+0.072356x7+0.006711x8+0.094861x9+0.022093x10+0.157425x11+0.217947x12+0.037654x13+0.0006 47x144結論與建議 基于對閩南地區農村婦女采用農業新技術的行為影響因素的實證研究，我們鑒定農婦采用農 業新技術的意愿的影響因素主要有農婦個人、家庭、當地政府政策、經濟、農業科技等特征 變量。但是，由于我們的調查樣本是隨機抽取的，且樣本容量無法完全涵蓋閩南三

24、地市的每 個角落。因此，我們的實證模型反應的是局部的樣本情況；并且，隨著社會、經濟的發展， 實證模型的指標和變量特征的數據也會有所變化，但短期內是穩定的。根據回歸模型所構建出的回歸方程，我們即可根據樣本的具體數據給出農婦采用農業新技術 的意愿值，在量的分析的基礎上，再作最后的定性分析，這種建立在嚴格的定量分析基礎上 的定性分析，得出的結論更加可靠14。鑒于對農婦采用農業新技術，根據馬斯洛需要層次理論15 和本研究中所發現的問題，本文 特提出以下建議：一、充分發揮政府作用，積極構建、完善社會婦女保障體系，努力增加農村婦女的收入水平， 在保證農村婦女的生理、安全需要的前提下，促進農村婦女對農業新技

25、術的采用。二、提高全社會的社會性別意識，在農業推廣過程中要將社會性別意識主流化，首先，推廣 組織要負擔起促進婦女與社會協調發展的責任；其次，積極配合政府推行更為積極醒目的公 共政策，把性別意識納入所有政策和方案的主流，并且，要建立國家及地方一級的性別平等 機制，保證性別意識的政策和方案得到切實有效的實施和監督16；第三，努力提高婦女的 參與性，滿足其社交及自我實現的需要，提高農村婦女參與和采用農業推廣及農業新技術。三、努力提高農村婦女的科學文化素質，與農業相關機構相結合，加大培訓力度，建立“點、 線、面”三位一體的培訓平臺和科研、教育、生產有機結合的推廣機制，從性別審視角度針 對農村婦女采用自上而下和自下而上相結合的推廣方式，提高農業推廣的有效性和農村婦女 的參與性。四、繼續開展“雙學雙比”，“一帶三”活動，作為農村婦女奔小康的有效途徑。例如：龍 海市全市2383名女農民技術員、女科技示范戶，帶動了 7280戶農村婦女科技致富奔小康，其中5710戶增加收入，年均增收5000至8000元以上，成為女村婦女共奔小康之路的典范17。因此，要增加農村婦女對農業