财政支持、推广行为与农技员指导稻农有效性传递研究——来自江西、浙江、安徽3省的调查，本文主要内容关键词为：江西论文,安徽论文,浙江论文,有效性论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
修回日期：20150320 中图分类号：F320 文献标志码：A 文章编号：2095-6924(2015)03-0226-08 DOI：10.16195/j.cnki.cn361328/f.2015.03.003 一、引言与文献综述 农业技术推广对以家庭经营为基础的我国农业现代化建设具有不可替代作用。在发展中国家，如何给农民提供一个有效的农业推广服务体系得到了一定的研究[1]。技术进步不仅过去、现在是农业生产增长的原动力，而且将来仍是我国农业未来生产增长的首要推动力[2]。我国农业推广被认为是潜在农业技术生产力变成现实生产力的一个不可缺少的关键环节，是发挥农业技术作用的前提条件，是整个科学技术进步的中间环节，是联系科研和生产使用两个环节的桥梁[3]。然而，近年来的农业技术体制改革也难以解决基层农技组织公益性服务与商业性服务之间的矛盾，且推广的技术比较单一，满足不了农民对多样化技术服务需求[4]。 2006年，《国家中长期科学和技术发展规划纲要(2006-2020年)》提出必须把科技进步作为解决“三农”问题的一项根本措施，大力提高农业科技水平，加大先进适用技术推广力度，突破资源约束，持续提高农业综合生产能力，加快建设现代农业的步伐。中共中央十七届三中全会通过《关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》，对我国农业技术推广体系改革和建设做出了战略安排，提出力争三年内在全国普遍健全乡镇或区域性农业技术推广体系。中共中央十八届三中全会《关于全面深化改革若干重大问题的决定》以及后来历年中央关于深化农村改革1号文件中，都明确提出要完善农业社会化服务体系。显然，完善农业社会化服务体系，加强农业技术推广，激活基层农技人员的推广动力对于我国农业现代化建设意义重大。 因此，本文从稻农的视角探究公共财政支持、基层农技员推广行为与其指导农户有效性之间的影响，以期为提高农技推广绩效，提高财政支出效率，为创新农技推广服务体制机制提供理论和实践依据。 在国外，农技推广起步时间较早，发展到目前已经形成各自一套成熟的体系，并且呈现出多极化趋势。在不同的历史时期、不同的地域范围、不同的生产水平下会组合、选择相适应的推广体系，但公益性和政府主导是外国农技推广体系的共同特点。由于农业技术信息一般具有公共品的特征，政府部门介入农业技术的扩散被证实更加有效，私人机构提供的也是一种有效形式，但私人技术服务往往只是在农业较发达的地区，并且农业推广服务也仅仅是企业、商业运行业务的一部分，它也无法完全替代公共农技推广服务[5]。
由于农业信息传播性质的约束，一些学者认为，公共财政对农业技术推广活动的支持是必要的。不管是基于经济的还是社会的原因，公共财政资助对农技推广必须存在，总有一些重要的推广功能和项目是私营组织所不愿做的，这会导致一些农民由于经济原因而无法享受商业性推广机构提供的服务[6]。国外学者对农技服务的市场机制和价格机制方面也进行了较多探讨[7]。 针对政府支持农业技术推广功效及推广功能研究，国内学者研究认为经费是影响农技员推广活动的最主要原因之一，尤其是在基层乡镇农技推广机构[8]。国外学者对此也有许多研究：Rosegrant和Evenson[9]对印度全要素生产率(TFP)进行了测定，并得出印度TFP的增长主要来源于农业公共投资，特别是公共农业科研和技术推广的投资；Van Den Ban和Hawkins[10]认为农业技术推广的目标是将一切可能的技术信息由科研工作者传递给农民，使农民自己能够清楚他们的目标及实现的可能性，培养农民做出更优决策的能力，实现令人满意的农业发展；Anderson和Feder[11]认为从政策发展的角度来讲，政府加强农业技术推广的投资或支持非政府的技术推广是提高农业生产率和增加农民收入的重要措施。同时，农业技术推广项目也被WTO《农业协议》列入“绿箱政策”。由于公共财政支持直接影响农业技术推广，测度农业推广或间接测度财政支持对农技员指导稻农有效性显得有意义。 针对现有文献成果，本文尝试在以下方面进行改进： 第一，对于实证模型的采用。现有文献针对农业推广行为实证分析中，主要包括一般线性分析，以及基于农作物产量的生产函数，也有基于采用分层线性模型下分析基层农业技术推广制度对农技员技术推广行为的影响[12-14]。因此本文以水稻技术推广为例，基于经典C-D生产模型，并采用分位数回归方法(Quantile Regression)分析各个因素对稻农水稻亩产的分布规律影响，分位数回归方法假定因变量条件分布的分位数是自变量的线性函数，从而构造因变量的分位数回归，得到自变量对因变量分位数的影响，故而对条件分布的描绘刻画更加细致，提高实证分析的严谨性和稳健性。 第二，对于农技员指导稻农有效性的研究。刘智[15]基于稻农视角，采用多项Logit模型研究农技人员推广行为与水稻产量二者之间的影响。廖西元、申红芳、朱述斌等[16]基于中国14省42县的数据，采用逐步回归分析方法对影响推广行为和绩效的因素进行实证分析，其中绩效采用因子分析把增产效果、满意度等指标综合起来进行分析。因此，本文利用农技员推广行为作为中间连接变量，分别先后分析农技员财政支持对其推广行为的影响；农技员推广行对稻农指导有效性的影响。通过这样的传递性研究以期获得更好的效果。 二、数据来源和指标的选取 (一)数据来源 本文数据来源于中国水稻研究所和江西农业大学等高校组建的项目协作组，近年在江西、浙江、安徽3省9县展开了连续调查，调查对象主要为水稻种植业的稻农和基层农技推广人员。问卷主要采取电话访问和实地问卷调查的形式。此项目总共发放了250份农技员问卷和1 000份稻农问卷，除去部分问卷数据缺失，分别有效回收200份和740份问卷，有效率为80%和74%。 稻农问卷主要采取电话问卷的形式，考虑到电话问卷的特殊方式，问卷设计较为简明。问卷主要包括对农技员的指导情况及指导效果。主要指标有：稻农种植水稻是否增产、增产原因、农技员指导次数、指导内容、指导方式及稻农对农技员的工作态度、技术水平、指导效果进行评价等。基层农技员问卷主要采取一对一的访谈形式，访谈员根据农技员实际情况通过询问等形式来完成。 (二)农技员推广行为指标 结合《中华人民共和国农业技术推广法(2012修正)》以及农业部《2005年全国农业科技入户示范工程试点行动方案》等相关法律文件，借鉴廖西元、申红芳、朱述斌等[16]的研究，本文从基层农技员推广次数、推广内容、推广方法、工作态度和推广技能5个方面衡量基层农技员的推广行为，并采用因子分析法进行综合评价。具体各部分赋值分别是：①下田次数为实际调查值；②推荐品种、育秧技术、栽插技术、水分管理、施肥技术、病虫害防治及其它，农技员在某方面进行过技术指导可得1分；推广方式分成3类(第一类为田间现场示范，分值3分；第二类为入户指导、集中培训、广播电视讲座，各2分；第三类为农资销售部门窗口服务、电话指导、发放技术指导资料，各1分)；工作态度分成好、一般和差3个等级，设定相应的分值为1分、0分和-1分，取稻农平均分得到农技员的工作态度得分；将推广技能(指农技员技术指导和解答疑难时，是否通俗易懂、及时)分成高、一般和差3个等级，设定相应的分值为1分、0分和-1分，取稻农平均分得到农技员的对应得分。 三、实证分析 (一)财政支持对农技员推广行为的影响 1.变量的选取与模型选择 为便于实证研究，构造农技员推广行为变量。利用因子分析构造农技员推广评价综合指数η，主因子分析①中：
式(1)中，
表示第p个因子在第i个样本上的数值，
是第j个变量在第i个样本上的值，
是第p个因子和第j个变量之间的因子值系数。其中p在此为6，即农技员指导评价的具体内容，则农技员农技推广评价综合指数η为：
式(2)中，
表示方差贡献率；
表示因子。SPPS17.0软件显示KMO值为0.651，并通过了Bartlett的检验，故适合做因子分析。根据公因子特征大于1，观察各成分特征值碎石图中的拐点信息，对提取出的两个公因子建立因子载荷矩阵，采用方差极大化正交旋转法对因子进行旋转，且最终确定了2个公因子的实际含义：第一公因子(
)在下田指导次数、推广内容、态度评价3个指标上具有较大载荷，称之为农技员“量化”推广行为；第二公因子(
)在推广方法、是否听懂、及时解决3个指标上具有较大载荷，偏重于推广效率，故称之为农技员“质化”推广行为。 针对财政支持对基层农技员的推广行为的效果分析，选取了“农技员推广行为指标得分”这一指标，考虑到有些农技员对应多为稻农，我们给其取均值作为最终得分。为了深入的反映各相关变量对农技员指导稻农功能发挥的影响程度，考虑到因变量是连续变量，本文决定采用最小二乘法估计模型，选取的模型及相关变量如下：
式(3)中，i为样本容量，i=1，2，…，200；
为自变量系数，
为随机干扰项。各相关变量详细赋值情况见表2。
2.实证结果分析 利用STATA12.0软件进行OLS回归分析的结果(表3)可以发现，模型能从总体上表现不同因素对农技员的推广行为产生了不同的影响，具体表现在性别、职称、编制、单位性质、是否有下乡补贴对农技员推广行为具有显著的影响。其中，农技员性别对其推广行为存在显著的影响(1%的显著性水平下显著，且符号为正)，即在其他条件不变的情况下，若农技员的性别是男性，农技员的推广行为得分更高的概率比较大。农技员职称变量对其推广行为存在显著的影响(5%的显著性水平下显著，且符号为负)，即在其他条件不变的情况下，农技员的职称越高对于其基层推广行为得分越低，原因是基层农业技术面对的是生产实践性、操作性十分强的实践项目，若农技员的职称超高，越偏重于理论创新或在机关工作。最后农技员财政支持特征的3个变量均为显著(分别在10%、10%、5%水平下，且符号为正、正、负)，表明农技员的待遇越高，越能激励农技员努力工作，其在指导稻农的过程中带给稻农的帮助也就越大。
(二)推广行为对稻农水稻生产总收入的影响 1.变量的选取与模型选择 本研究运用柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数，在相关研究的基础上，重点探究推广行为对水稻产量的影响，考虑到农业技术推广会对稻农水稻生产要素的投入产生影响，设定如下不受约束的C-D生产模型[13，17]，等式两边取对数形式如下：
式(4)中，Y为被解释变量，表示稻农年产量收入；PL表示投入务农劳力数；PF表示总投入化肥成本；PM表示总投入机械成本；EB表示基层农技员推广行为综合得分；RD为地区虚拟变量。模型变量的定义详见表4。
运用STATA12.0统计软件对方程首先采用OLS回归方法对不受约束的稻农水稻生产总收入模型行估计。再采用Koenker和Bassett[18]提出的分位数回归方法(Quantile Regression)。因此，为考察不同分位数上稻农生产总收入对数形式的影响因素，建立分位数回归模型如下：
式(5)中：
表示
在给定
的情况下与分位点θ(0＜θ＜1)对应的条件分位数；
为稻农生产总收入各个投入要素的对数形式(即lnPL、lnPF、lnPM、lnEB)；
为θ分位数回归系数向量，其估计量
可以由以下最小化问题来定义：
最后采用Bootstrap密集算法技术可以对
进行估计，即通过不断地进行有放回抽样而获得样本的置信区间，从而对系数加以推断[19]。 2.实证结果分析
由表5可以看出，在整体OLS模型中：在其他条件不变的境况下，推广行为对水稻生产总收入弹性影响显著；地区差异也是正向影响稻农亩产收入的显著性因素。在不同的生产总收入(不同的分位估计值)下，总化肥投入金额增加会提高农民生产总收入，对生产总收入的弹性系数分别为0.084、0.121、-0.204，即总花费投入金额正向变动会导致稻农生产总收入先正向变动到最后负向影响。务农劳动力投入数量对稻农生产总收入影响程度呈现出先减后增的趋势(在每个分位点表现出显著的弹性系数)，表明现代化农业对规模化、集约化建设的需求更为迫切。而推广行为得分对稻农生产总收入影响程度呈现先稳定后下降的趋势(在0.9分为点表现出不显著的弹性系数)。地区差异一直存在显著性的影响，这一结果表明，江西省需要借鉴省外成功的种植水稻技术推广经验。
图1 各个变量的估计结果 注：X轴为分位数的阶数Y轴为各个变量的系数。较粗的虚线表示解释变量的OLS回归估计值，两条较细虚线之间的区域表示OLS回归估计值的置信区间(置信度为0.95)，实线是各个解释变量的分位数回归估计结果，阴影部分是分位数回归估计值的置信区间(置信度为0.95)。 图1表明，随着稻农水稻生产总收入由条件分布的低分位点向高分位点变化，其对劳动力投入的弹性系数呈增长趋势，而对单位面积化肥投入金额的弹性系数呈先持续轻微震荡再轻微下降的趋势；分位数增加的过程中，对劳动力投入的弹性系数不断增加，这说明劳动力在水稻生产中具有一定的不可替代性，但是超过一定规模阀值，呈现出规模报酬递减，特别是我国小农经济的现状下表现得尤为明显。以化肥为代表的中间投入品价格对农业(主要是指水稻)生产成本的影响比较平稳，其主要原因是各种肥料之间存在一定的替代性，且当前我国农业生产者的化肥投入主要依据个人生产经验、单位面积投入量变动较小。投入金额随着农民生产总收入的分位数增加，表现出持续增长的过程但最后的弹性系数为负数。表明规模机械化的发展对水稻产量具有很大促进作用，但在化肥投入规模达到门槛条件后农业生产表现为规模报酬递减。机械投入没有显著，现实经验表明，农业机械化作业水平对粮食生产能力的提高具有显著的促进作用；也有学者[20-21]指出整体上农机化显著提高人均粮食产出，但中西部地区农机化贡献作用不显著，这与模型结果相符合。农技员推广行为随着稻农水稻生产总收入由条件分布的低分位点向高分位点变化特点是略微呈现出稳定状态，但是系数基本上都是正值，表明了大力发展农技推广是解决我国粮食安全问题的一个主要策略。 四、结论与启示 本文从微观层面探究财政支持对基层农技员推广行为以及其指导稻农有效性之间的影响。首先运用因子分析法对农技员推广行为进行综合评价，其次先后运用一般回归、分位数回归模型进行农技员指导稻农有效性的实证研究。研究表明，在整体OLS模型中基层农技员推广行为对稻农水稻生产总收入弹性影响显著，地区差异也是正向影响农民水稻生产总收入的显著性因素；随着农民水稻生产总收入由条件分布的低分位点向高分位点变化，劳动力投入的弹性系数呈增长趋势，总化肥投入金额的弹性系数呈先下降再保持持续合理的轻微震荡的趋势，机械投入金额表现出负数但弹性系数越来越大，农技员推广行为变化特点是略微呈现出平稳下降，但是系数基本都是正值，证明农业化肥科技投入、机械化水平对粮食生产能力的提高具有正向的促进作用；公共财政对基层农技员指导稻农功能发挥具有重大影响，基层实践能力越强的农技员其在指导稻农的过程中带给稻农的帮助也就越大。 同时，本文在数据调查和研究分析的过程中还得到如下三点启示：其一，农技员的农业推广行为是我国农业技术生产力变成现实生产力的一项关键因子。持续开展农业技术推广显得尤为关键，且突破点在于农技员以及稻农本身的技能素质和禀赋的提高，有利于创新技术的发散，有利于保障国家粮食安全。其二，粮食作物经营规模机械化既具有替代和补充劳动力的作用，又可极大提高农业资源生产率。提高粮食主产区生产能力，必须采取有效措施推进农业机械化[22]。其三，加大对基层农技员所在单位的财政支持力度，提高财政拨款比例，完善对农技员工作的绩效考评制度，有利于基层农技员推广效绩的提高。因此，当前完善基层农技员收入与其业绩水平相挂钩考核制度对于发挥基层农技推广体系的功能非常迫切。 朱述斌，饶盼，胡水秀，等.财政支持、推广行为与农技员指导稻农有效性传递研究——来自江西、浙江、安徽3省的调查[J].农林经济管理学报，2015，14(3)：226-233. ①主因子分析即运用主成分法抽取公因子，主成分法(Principal components)，假设变量是因子的线性组合，第一主成分有最大的方差，后续主成分所解释的方差逐个递减，个主成分间互不相关。
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