信息传播主体对农户施肥行为的影响研究
来源:用户上传
作者:
摘要 中国化肥用量水平不断提高，并引发诸多环境问题，如何促进化肥减量化一直是政府与学者关注的焦点。首先，本文构建了信息传播主体影响农户施肥行为的传导机制的理论框架，提出三个验证假说。其次，基于长江中下游江苏、江西两省690个种粮大户的调查数据，利用空间计量模型实证分析不同性质的信息传播主体对种粮大户施肥行为的影响，并检验种粮大户之间施肥行为的空间溢出效应。结果表明：①不同性质的信息传播主体具有不同的目标函数，使用不同的传播方式，对农户生产行为的影响以及路径也存在显著差异。政府公共机构组织主要通过价值引导机制指导种粮大户减少化肥施用量，而市场化组织则侧重于通过利益引导机制激励种粮大户增加化肥施用量。从对农户化肥施用量的引导效果看，政府公共机构组织的效果大于市场化组织，政府公共机构组织可以引导农户减少氮肥用量31.21 kg/hm2，而市场化组织则会引导农户增加氮肥用量20.18
kg/hm2，后者仅占前者的64.67%。②以亲戚朋友、种粮大户等社会网络为基础的非正式传播主体对农户的施肥行为产生明显作用，在空间上表现为种粮大户之间的氮肥用量存在显著的正空间相关性。③种粮大户的个人、家庭和土地等特征也是影响化肥施用的重要因素。最后本研究从发挥政府在化肥信息传播中的主导作用、规范市场化组织传播主体的行为、注重提升农户在信息传播中的主体地位以及有针对性地筛选化肥信息传播的重点对象等四个方面提出对策建议。
关键词 信息传播主体;化肥用量;空间计量模型;空间溢出效应;种粮大户
中图分类号 F323.3 文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2019）04-0104-12 DOI：10.12062/cpre.20180929
中国化肥用量水平不断提高，并引发诸多环境问题。2016年，中国单位播种面积化肥施用强度达到359.08 kg/hm2（其中氮肥占55%左右），是发达国家设置的安全上限225
kg/hm2[1]的1.60倍。全国大部分地区的化肥施用量已经接近或者超过适宜标准，有些地区甚至已达到极限，氮肥过量的问题尤为严重[2-3]。化肥用量过多，化肥利用率过低，造成大量养分随地表径流、泥沙、淋溶等形式流失到环境中，一方面加剧江河湖泊的富营养化问题，研究表明，农田肥料污染对湖泊水体富营养化的平均贡献高达47%[4];另一方面还会造成土壤污染、地下水和蔬菜硝酸盐超标等环境问题。
如何促进化肥减量施用一直是政府与学者关注的焦点。2015年农业部发布的《到2020年化肥使用量零增长行动方案》提出了化肥减量增效的任务分解、重点措施和试点安排。2018年中央一号文件再次强调开展农业绿色发展行动，实现投入品减量化、生产清洁化和产业模式生态化。由于农户是化肥的使用主体，化肥减量施用目标的实现必须以农户为突破口和抓手，所以农户化肥施用行为的微观决策机制一直是学者们讨论的焦点[5-9]。其中，农业信息传播在农户农业生产、经营管理和决策过程中发挥重要作用[10]，然而不同性质的信息传播主体对农户生产决策的影响及传导路径并不相同。因此，研究不同信息传播主体对农户施肥行为的影响以及农户施肥行为的驱动因素，对如何通过信息传播引导农户科学施肥进而实现从源头控制农业面源污染具有重要的现实意义。
1 文献综述与评价
梳理已有文献资料发现，关于农业信息传播的研究主要集中以下四个方面：一是农业信息传播的影响因素研究。现有研究将农业信息传播不畅的原因归结为农户素质偏低，利用农业信息缺技术、缺条件、缺能力、缺需求[11]，政府投入不足[12]，农技推广队伍“线断、网破、人散”[13]，信息采集和传播方式单一[14]，信息传播网络不够健全[15]等因素。二是农业信息传播需求分析。张蕾等[16]基于13个粮食主产省份9 738份农户数据，分析了农户对农业信息的需求情况，结果显示农户对高新技术的需求并不强烈，需求较多的主要是防虫、施肥和良种及栽培技术等常规技术信息。黄睿和张朝华[17]基于广东省312户农户数据的统计发现，农户关注度最高的农业信息是农作物病虫害防治和优良品种信息。张耀钢和应瑞瑶[18]分析了江苏省的6个县（市）161户经济作物种植户的技术信息选择的数据，发现在技术选择上，农户会优先考虑产前和产中技术，较少考虑供销信息和加工贮存等产后技术，而在信息选择上，病虫害防治信息的需求最高。三是农业信息传播主体选择研究。农业信息传播主体可以分为正式组织和非正式组织两大类，其中正式組织传播主体又可分为政府公共机构组织传播主体（如农技站）和市场化组织传播主体（如农资经销商），而非正式组织主要是指亲戚朋友等。周丹[19]的研究表明，当前农业市场信息传播以非正式传播主体为主、组织化传播主体为辅，但农户对组织化传播主体满意度更高，所以农户更倾向与于选择政府服务部门和科技部门等正式组织作为传播主体。王金霞等[20]的研究也表明，非正式组织传播在各地逐渐被政府部门、技术推广机构、农资经销商等传播主体所取代，其中政府部门和农资销售点的影响力最为显著。马骥等[21]研究了农户的信息认知与化肥购买决策，发现农户对销售商的介绍和化肥厂的田间示范更为信任。四是信息传播对农业生产的影响研究。本文关注重点信息传播对化肥施用行为的影响，现有研究发现不同信息传播主体对农户施肥行为的影响并不一致。有学者在国内水稻生产的研究发现，农技推广机构传递的施肥信息可以引导农户减少15%到30%的化肥施用量[22-23]。蔡键等[24]基于全国480个村11785个农户的调查数据，研究了信息媒介对农户农业化学品环境污染认知的影响，发现农资销售商为了提高化肥等农业化学品的销售量，可能会有意通过手机信息向农户强化农业化学品的正面作用而淡化其对环境的负面影响，导致农户对农业化学品环境污染的认知不足，进而影响其使用化肥、农药的行为。 综上，现有文献对农业信息传播影响农户行为的研究有一定基础，但是仍然至少存在两个不足需要深入研究：第一，关于信息传播的文献中，现有研究关注到农业信息对农户行为的影响，也分析了信息传播方式对农户行为的影响，但是研究不同性质的信息传播主体对农户施肥行为影响差异的文献并不多。第二，大部分现有研究忽略了农户的社会属性，把农户从所属群体剥离出来进行单独分析。但是农户生活在一个空间环境交互影响的网络结构中，相互间会进行信息传播和交流[25-27]，如果忽视这种空间效应会导致估计结果和研究结论不够完整和科学，缺乏应有的解释力[28-29]。针对上述研究不足，本文利用长江中下游平原江苏和江西两省690个种粮大户的调查数据，构建空间计量模型实证研究以下两个问题：不同性质的信息传播组织（政府公共机构组织和市场化组织）对种粮大户的施肥行为的影响是否存在差异？种粮大户之间的非正式信息传播是否对其施肥行为也会产生影响？选择长江中下游平原地区作为样本区域主要考虑到其为粮食主产区和重要水域地区，且该地区农业生产集约度高、化肥污染问题较为严重，其中江苏和江西两省分别处于太湖和鄱阳湖等大湖流域生态敏感区，分别代表了经济发达地区与发展中地区的差异。本研究为如何通过化肥信息传播，合理引导化肥减量施用、防控面源污染，实现农业绿色发展提供可靠的现实依据。
2 理论框架与模型设计
2.1 理论框架
根据前文所述，农业信息一般由政府公共机构组织和市场化组织等正式组织传播主体，以及非正式组织传播主体进行传播。图1展示了三种不同性质的化肥信息传播主体对农户施肥行为的传导机制。化肥信息传播主体主要包括：一是以农业管理部门、农技推广机构、村级综合服务中心等政府公共机构组织;二是以化肥经销商、化肥生产企业、农业合作社为代表的市场化组织;三是亲戚朋友间口耳相传、网络媒体或书籍报刊等非正式组织形式。化肥信息传播受体主要包括种粮大户和一般农户，其中种粮大户本身存在较强示范效应，一定程度上也承担着信息传播主体的角色。农户的化肥施用行为包括化肥品牌和种类选择、化肥施用量的确定、氮磷钾肥施用的结构和比例，以及施肥技术的采纳决策等行为。在信息不够充分的农村市场，信息传播主体向农户传递化肥信息，不仅提高了农户的化肥知识和认知，还降低了农户施用化肥的风险和不确定性，进而影响农户的生产决策。就具体传导机制而言，在农业科技信息传播过程中，信息传播主体主要通过价值引导机制和利益引导机制两种传导机制影响农户的生产行为。但是不同性质的信息传播主体具有不同的目标函数，使用不同的传播方式，对农户生产行为的影响以及路径也会存在差异。
政府公共机构组织传播属于政府主导、自上而下的信息传播模式，信息传播活动一般有较为系统地策划、组织和安排过程，可以得到更多的政策、人力和财政等资源支持。农机服务站等政府公共机构组织无偿地向信息传播受体提供化肥信息和服务，同时，信息传播受体也会向信息传播主体反馈信息和服务需求。政府公共机构组织对农户行为的具体影响路径主要是强调通过价值引导机制影响农户施肥行为（即图1中的路徑①）。因为价值认同会对农户的行为决策起到内在激励作用[30]，而且出于社会综合利益考虑，农户甚至愿意做出一些牺牲，实现一种社会化的交换[31]。由于受到化肥使用量零增长行动、耕地质量保护与提升行动、生态文明建设、乡村振兴等多重任务和考核压力，政府公共机构组织的目标函数是追求经济、社会和环境的综合利益最大化，在施肥方面的主要任务是引导农户减少化肥施用量，形成科学的施肥行为。所以在施肥信息传播中，政府公共机构组织通过举办宣传讲座、技术培训、田间示范、公告栏、明白卡、电视和广播、手机短信等传播方式，向农户传播化肥信息与相关环保知识，提高农户对化肥的环境影响认知，实际上也向农户传递科学施肥、绿色发展等价值观，农户接受信息后对各种施肥信息进行分析、比较和判断，价值观念也会不断更新和调整，对科学施肥、绿色发展价值观产生认同，并形成绿色生产价值观，成为引导农户科学施肥行为，合理控制化肥投入数量的内生动力，最终实现将价值观贯彻落实到农户的实际施肥行为中。据此，提出本文的第一个假说。
H1：政府公共机构组织传播主体可以有效引导农户减少化肥施用量。
市场化组织传播是以信息需求为导向，可以实现信息传播主体和受体“双赢”的信息传播模式。根据理性人假设，农户进行农业生产的目标是追求利润最大化，信息的局限性导致农户施肥决策和行为的非理性，难以达到最佳施肥决策。而化肥信息的获取，使农户得以对不同施肥行为决策的成本和收益的变化进行权衡，然后对施肥行为做出重新规划和调整以赚取更多的经济利益。所以市场化组织传播主体对农户行为的影响路径是侧重于通过利益引导机制影响农户施肥行为（即图1中的路径②）。在信息传播过程中，农户占据一定的主动权，可以根据自己的实际需求向信息传播主体提出信息服务内容。化肥经销商等市场化组织通过口头交流、宣传册、产品推荐、直接指导、田间示范和微信等传播形式向农户传递化肥信息、推荐化肥品种和用量，在农户接收到市场化组织传播主体提供的化肥信息之后，对会信息做出评价，甚至对传播主体提出进一步的信息补充需求，信息传播主体和受体直接的互动关系更为密切与及时。与政府公共机构组织不同，市场化组织传播主体和信息传播受体之间存在经济利益关系。化肥经销商把向农户提供化肥信息当作一种“投资”，虽然农户并没有向化肥经销商直接支付信息服务费用，但是如果农户在其劝说下购买了所推荐的化肥，经销商便可获得经济利益。由于农资经销商等市场化组织目标函数主要考虑个体利益最大化，为了赚取更高的销售利润可能向农户提供片面甚至是不正确的化肥指导信息，引导农户为了取得并不真实的“更高产量”而增加化肥的施用量。据此，提出本文的第二个假说。
H2：市场化组织传播主体会引导农户增加化肥施用量。
由血缘、亲缘等情感性纽带连接起来的社会网络在农业信息传播过程中发挥媒介的作用，使网络成员之间可以通过交流学习获得知识和技能的提升[32]，而且建立在地理邻近基础上共同的社会、历史和文化背景使得农户行动的沟通成本、谈判成本以及资源获取成本下降，一定程度上也促进了知识共享和技术共享[33]。而实际上在农业信息传播过程中，由于农业信息应用结果具有很大的“不确定性”，为了规避“不确定性”的效益风险，农民倾向于学习借鉴可靠的“熟人”已经采纳的且已经取得较好经济效益的农业经验。非正式组织传播就是以亲戚朋友、邻居、种粮大户等社会网络为载体的信息传播，该传播渠道具有信息传递路径短、效率高的特点，能够提高技术扩散速率、弥补正式制度缺陷。非正式组织传播通常通过口耳相传、经验学习和直接模仿等方式进行信息传播，信息传播主体和受体在信息传播和交流中互动性非常强烈，往往能够达到各取所需、各有所得的效果。非正式组织传播对农户施肥行为的影响路径有机结合了利益引导机制和价值引导机制（即图1中的路径③）。一方面，非正式组织所传播的施肥信息，往往是经过农民的实践检验之后，可以得到生产成本更低、生产收益更高的施肥经验，对于信息传播受体农户而言，具有较高的利益激励去复制成功经验，将其转化成实际施肥行为，为自己取得更多的经济利益。另一方面，农户间在施肥信息交换和经验交流过程中，信息传播主体往往是被模仿和学习的对象，传播受体对其非常信任，信息传播主体更容易将自己的价值观灌输给其他农户，让他们对其价值观产生认同感，然后跟随自己的经验做法，模仿自己的施肥行为。据此，提出本文的第三个假说。 H3：农户之间的施肥行为表现出正向的空间关联性或空间溢出效应。即化肥用量高的农户之间在空间上会表现聚集，化肥用量低的农户之间也会聚集。
2.2 模型设定与估计方法
2.2.1 空间自相关检验
在分析是否适用空间计量模型之前，需要进行空间自相关检验以考察数据的空间依赖性，同时需要设置空间权重矩阵以衡量农户空间关系。度量空间自相关的方法通常有莫兰指数I（Moran’s I）、吉尔里指数C（Geary’s C）和GetisOrd指数G等。其中最常用的是莫兰指数I，又分为反映整个区域空间集聚程度的全局莫兰指数I（global
Moran’s I）和考察某区域邻近空间集聚程度的局部莫兰指数I（local Moran’s I）[34]。全局Moran’s I基本公式为：
I=∑ni=1∑nj=1wij（xi-）（xj-）S2∑ni=1∑nj=1wij
（1）
式（1）中，S2=1n∑ni=1（xi-）2为样本方差，wij为空间权重矩阵元素，反映各农户之间化肥施用量被影响的程度。Moran’s
I的显著性主要依据如下标准化统计值（Z）来判断：
Z=I-E（I）Var（I）
（2）
原假设为数据间不存在空间自相关情况，Z服从正态分布，给定某个临界值k，如果Z>k，则拒绝原假设，说明数据存在空间自相关性，反之则不存在。
局部Moran’s I基本公式为：
Ii=（xi-）S2∑nj=1wij（xj-x）
（3）
式（3）中，Ii表示某区域i的局部Moran’s I，其余符号含义与全局Moran’s I一致。Moran’s
I的取值一般介于-1到1之间，大于0表示正相关，即高值与高值相邻，低值与低值相邻;小于0表示负相关，即高值与低值相邻。
2.2.2 空间计量模型设定
空间计量经济学理论中，空间的关联性主要体现在计量模型因变量和误差项的滞后项，因此空间计量模型可以划分为两种基本模型：空间自回归模型（spatial autoregressive model，SAR），（也称空间滞后模型（Spatial Lag Model，SLM）或混合回归模型（Mixed
Regressive Model））和空间误差模型（spatial error model，SEM）[35]。
SAR或SLM模型形式如下：
Yi=β0+ρ∑nj=1wijYj+β1Xi+β2Zi+μi
（4）
SEM模型形式如下：
Yi=β0+β1Xi+β2Zi+μi
（5）
其中，误差项μi的产生过程为：
μi=λ∑nj=1Mijμi+εi，ε～N（0，σ2In）
（6）
式（4）和（5）中，Yi表示种粮大户i的单位面积化肥施用量;w是因变量的空间权重矩阵，wij代表种粮大户i和种粮大户j的空间权重矩阵元素;∑nj=1wijYj为空间滞后因变量，是除种粮大户i之外其他种粮大户化肥施用量的加权总值;Xi表示影响种粮大户i化肥施用行为的核心解释变量化肥信息传播主体;Zi代表其他控制变量，如种粮大户个人和家庭特征、土地经营特征、经营主体模式特征等;ρ表示因变量的空间自回归系数;β1和β2为各解释变量的估计系数;β0为常数项;μi为随机误差项。式（6）中，Mij是误差项的空间权重矩阵，本文所用的w和M是相同的空间权重矩阵;∑nj=1Mijμi为空间滞后误差变量，代表除农户i以外其他农户观测值的误差加权总值;λ为误差项的空间自回归系数;εi为残差扰动项。参数λ衡量了存在于误差扰动项之中的空间效应，这种效应以不可观测的形式影响农户的化肥施用行为。
2.2.3 空间权重矩阵构建
构建空间权重矩阵是进行空间计量分析的前提基础，本文选择了邻近空间权重和规模距离权重两种空间权重矩阵。其中，邻近空间矩阵采用引申的rook邻近计算方法，即矩阵的元素在样本农户处于同一个乡镇行政边界内时取值为1，否则取值为0。在邻近空间矩阵中，假设只要农户在地理上相邻则权重矩阵的元素均为1，也就是说对于所有相邻农户之间的相互关系都简单地视为相同。但实际上，相邻农户的相互影响作用不可能完全匀质，如，相比其他普通的相邻农户，土地经营规模更大的种田能手可能是相邻农户的学习榜样，成为重要的种田经验传授者，其影响力明显更强。为了解决这一问题，同时考察模型结果的稳健性，本文引入了土地规模距离权重矩阵W*，计算公式为W*=w.×G，其中，w.为邻近空间权重矩阵，G是反映农户间经营规模差异性的矩阵。矩阵G的主对角线元素均为0，非主对角线的元素为Gij=1|Li-Lj|（i≠j），Li和Lj为农户i和农户j的土地经营规模。
2.2.4 估计方法
SLM模型本质为联立方程组，如果使用传统的OLS估计方法，会出现联立方程偏差（simultaneity bias），而对于SEM模型使用 OLS估计法，则会因忽略扰动项的自相关导致估计效率损失，所以通常会采用最大似然估计法（Maximum LikelihoodEstimate，MLE）对于SLM模型和SEM模型进行回归。
3 数据来源和变量说明
3.1 数据来源
本文所用数据来自2016年8—9月对长江中下游平原江蘇和江西种粮大户（本文定义的种粮大户为耕地经营规模超过50亩的农户）的抽样调查。本次调研计划从江苏和江西选取16个县（区）、40个乡（镇）进行问卷调查。具体而言，在每个样本省份均采用分层随机抽样方法，根据经济状况和耕地面积选取了8个样本县（区），然后依据耕地面积比例在每个样本县市随机选择2～4个样本乡（镇），再在每个样本乡（镇）随机调查20个种粮大户，由课题组成员进行一对一问卷调查与访谈。（由于每个村庄的种粮大户数量较少，所以本次调研并未在样本乡（镇）下面抽取样本村庄，而是直接在乡（镇）层面抽取种粮大户样本。）该调查最终获得704户样本种粮大户，剔除信息不足及没有种植水稻的样本后，有效问卷为690份，问卷有效率达98%。调查问卷主要涵盖种粮大户化肥投入等农业生产情况、土地流转情况、个人基本特征、家庭基本情况、收入与支出情况等内容。 3.2 变量说明
3.2.1 被解释变量
关于化肥施用量，本研究选取单位面积氮肥折纯量作为指标，原因有三：氮肥元素是水稻作物用量最多的肥料元素，样本种粮大户氮肥占化肥总折纯量的比例为56.62%;二是氮肥在水稻的整个生长周期中施用次数和数量比例更为复杂，如在基肥、蘖肥、穗肥和粒肥阶段均需投入用量不等的氮肥，氮肥用量成为农户关注和讨论的焦点;三是农户化肥施用过量，主要是指氮肥过量，而两个样本省份科学施肥的原则都是控氮。
3.2.2 核心解释变量
化肥信息传播主体变量中，以非正式组织传播主体作为对照组，设置了政府公共机构组织和市场化组织2个虚拟变量。政府公共机构组织传播变量，如果种粮大户的化肥信息主要由村级综合服务中心、农技站以及其他政府部门等公共机构提供取值为1，否则为0;市场化组织变量，若种粮大户的化肥信息主要来源于化肥公司或者化肥经销商等组织取值为1，否则为0;非正式组织传播变量则表示种粮大户的化肥信息来自于亲戚朋友、网络媒体或者报刊书籍等渠道。表1展示了各变量的定义以及描述性统计，结果显示，50%种粮大户的化肥信息来源于正式组织，其中27%来自政府公共机构组织，23%来自市场化组织，而另外50%的种粮大户则通过非正式组织传播渠道获得化肥相关信息。
3.2.3 控制变量
种粮大户个人和家庭特征、土地经营特征和经营主体模式特征也是影响其化肥施用行为的重要因素。种粮大户个人特征中，选取了户主年龄、受教育程度、非农就业经历等变量。研究认为户主年龄越大，意味着农业生产经验更丰富，且对土地有更深厚的感情，可能不愿意过多施用化肥，担心耕地质量下降[36];也有研究发现年龄越大的农户思想观念会更保守，仍旧沿袭“大水大肥”传统农业生产方式的可能性会越大[37]，故年龄变量的影响方向难以判断。受教育水平客观反映了人力资本存量，户主文化程度越高，思想更为开阔和进步、认知能力会更强，更倾向科学施肥而减少化肥用量[37]，所以预期受教育程度变量与化肥用量为负向关系。非农就业经历变量，一方面认为非农就业会更新农户的知识结构和改变思想观念，对环保问题更为重视，使其更容易接受科学的田间管理方式进而减少化肥用量，另一方面非农就业会产生的收入效应，反而增加农资投入量，故无法判断该变量的影响。
种粮大户家庭特征主要选取了家庭人口抚养比、农业收入比例和家庭固定资产情况等变量。家庭人口抚养比反映农户家庭劳动力负担状况，一般认为，人口抚养比越高，家庭劳动资源越少，通过多施化肥替代劳动力不足的可能性越大，故预期该变量与化肥施用呈正相关。农业收入比例表征农户家庭对农业的依赖性，如果农户家庭收入主要源自非农活动，农户就没有更多的时间配置在农业生产上，为了保证农产品的产量，可能投入更多化肥[38]，所以预期农业收入比例与化肥施用量呈负向关系。家庭固定资产情况可以反映家庭收入水平以及抗风险能力，富裕的农户家庭越有能力承担技术变革带来的损失，会更愿意尝试新的农业生产方式，如更为科学的施肥用量[39]，故预期家庭固定资产变量的影响方向为负。
土地经营特征主要选取了土地经营规模、细碎化程度、土壤质量状况、土地产权安全性和轮作情况等变量。（样本地区均为一年两熟制，江苏样本农户轮作情况是稻麦轮作或者单季稻，江西样本农户轮作情况是早晚双季稻或者单季稻。所以本文选择是否种植单季作物表征轮作情况，而没有选择传统的反映不同地区农作制度的复种指数。）一般而言，当所经营的耕地面积较大时会产生规模经济，化肥等投入品的增加幅度会小于产量的增加幅度[40-41]，所以预期经营规模与化肥用量呈反向关系。土地细碎化会使化肥投入增加[1，42]，一方面土地细碎化会降低土地经营的规模效应，激励农户通过增加化肥等要素投入增加产出率;另一方面土地细碎化会增加对劳动力的需求，在劳动力不足情况下，农户倾向于通过增加化肥施用量來替代劳动力，故预期土地细碎化对化肥施用具有正向影响。土壤质量状况决定了化肥投入的边际产出水平，农户则会根据不同土壤质量状况的边际产出改变化肥投入量。土壤质量好的边际产出高抑或是土壤质量差的边际产出高，在不同区域情况并不一致，所以难以预期土壤质量状况对化肥用量的影响。土地流转中是否签订书面合同则是判断土地产权安全性的重要指标，有研究认为土地产权的不安全会使农户行为短期化，导致化肥的过量施用[43]，但也有研究认为土地产权的安全性对绿肥种植和有机肥施用等中、长期投资具有显著影响，但是对化肥等短期投资的影响却不显著[44]，故难以预期土地产权安全性的影响。关于土地轮作变量，种植双季作物的农户会认为对土地肥力的掠夺程度更高，所以会增加化肥施用量以提高土壤肥力，保证作物产量[43]，故预期种植单季作物对化肥的使用量有显著的负向影响。
由于本文的研究对象为新型农业经营主体，故设置了以下表征经营主体模式特征的变量，具体为是否被登记为家庭农场和是否被纳入订单合作农业。根据家庭农场要求，家庭农场领头人应接受过农业技能培训，经营活动有较完整的财务收支记录等，故预期被登记为家庭农场的种粮大户家庭应该更能够掌握科学施肥的要点，化肥施用量会更少。一般而言，如果种粮大户被纳入龙头企业“公司+农户”的订单合作计划，企业可能会要求和监督农户控制化肥、农药的施用量，故预期该变量对化肥用量的影响方向为负。此外，为了控制两个样本省份的省际差异，本研究引入了地区虚拟变量，以江西为对照组，将江苏省的样本设为1。
4 实证结果分析
4.1 农户化肥施用行为的空间自相关判断
4.1.1 全局空间自相关检验
表2展示了样本种粮大户氮肥施用量在邻近空间权重和规模距离权重下全局空间自相关性的检验结果。由表可见，两种空间权重矩阵下氮肥施用量的全局Moran’s I值分别为0.398和0.533，且在1%水平上通过显著性检验，这说明，样本地区种粮大户的施肥行为具有较强的空间关联性。正向自相关关系表示氮肥施用量高的农户趋于和氮肥施用量高的农户相邻，氮肥施用量低的农户趋于和氮肥施用量低的农户相邻。
4.1.2 局部空间自相关检验
根据氮肥施用情况的局部空间自相关检验结果发现，样本种粮大户的局部Moran’s I显著水平达到0.1以上，说明这些样本存在局部空间自相关性。其中，局部Moran’s I显著为正值集中的区域就表示氮肥施用量多的样本农户的聚集区域，局部Moran’sI显著为负值集中的区域则表示氮肥施用量少的样本农户的聚集区域。从空间分布看，江苏盐城东台市、泰州姜堰区，江西宜春丰城市、南昌市南昌县、九江永修县等地属于氮肥施用量较多的集聚区域，而江苏连云港灌云县是氮肥施用量较少的集聚区域。
4.2 模型回归结果
4.2.1 空间效应诊断检验
上述空间自相关判断只是检验氮肥施用量数据是否存在空间关联性，判断是否适用空间计量模型，还需要对氮肥施用量和各自变量之间是否存在空间效应进行诊断检验。具体诊断步骤为：一是氮肥施用量对各自变量进行OLS回归;二是在Stata中运用spatdiag命令进行诊断检验。从空间效应的诊断检验结果看，针对空间滞后效应的检验中，邻近空间权重下有一个检验拒绝了“无空间自相关”的原假设，而规模距离权重下两个检验均拒绝了此原假设;针对空间误差效应的检验中，两种空间权重下均有两个检验拒绝了“无空间自相关”的原假设（见表3）。上述结果表明，各变量之间确实存在空间滞后效应和空间误差效应，故本研究适用于空间计量分析。
4.2.2 空间效应结果分析
表4报告了线性方程的OLS估计结果，以及邻近空間权重和规模距离权重下的空间计量模型的估计结果。（为了避免变量的多重共线性问题，本文采用方差膨胀因子（VIF）进行检验，一般认为VIF≤5时变量间不存在严重的共线性问题。）结果显示膨胀因子平均值为1.45，所以文中所选解释变量满足独立性原则，不存在严重的共线性问题。虽然各变量在不同模型的回归系数值存在一定差异，但是系数符号与显著性总体一致，表现出较强的模型稳健性。
空间计量模型的回归结果中，两种空间权重矩阵下的空间滞后系数ρ和空间误差系数λ的符号为正，且均在1%水平上通过显著性检验，对于ρ和λ的似然比检验与拉格朗日检验也得到同样结果，充分验证了种粮大户间施肥行为存在显著的正向空间相关性，也就是说，氮肥用量多的种粮大户会与氮肥用量多的种粮大户聚集，氮肥用量少的种粮大户会与氮肥用量少的种粮大户聚集，即验证了假说3。一般认为，农户越分散，互相之间交流越困难，信息传递的交易成本就会越高[45-46]。课题组在访谈中了解到，虽然样本种粮大户在地理空间上并不一定是紧邻的邻居，但实际上同属一个乡镇的种粮大户互相交流的机会非常多，因为镇政府及相关农经部门不仅会经常召开各类面向种粮大户的座谈会或培训会，如种粮大户技术培训、规范土地流转、宣传规模经营政策等，还会不定期组织种粮大户代表参观农业基地和田间现场观摩，交流学习先进生产经验。这些不定期的聚会为种粮大户提供了信息传播的平台。在信息和经验交流过程中，扮演信息传播主体角色的种粮大户，会将自己的施肥观念灌输给其他大户，获得他们的价值认同，然后通过形成共同的价值观进而影响他们的施肥行为，最终出现同一个乡镇经常交流的种粮大户之间的施肥行为出现趋同现象。同时，在信息传播过程中，作为信息传播受体的种粮大户会对各种信息进行比较、成本效益分析，最终筛选出一些可以为自己带来更多利益的施肥信息或经验进行学习和模仿，作为指导和调整自己施肥行为的依据。故同属一个乡镇的种粮大户的施肥行为之间会出现显著的空间溢出效应。
4.2.3 核心解释变量回归结果分析
从模型估计结果看，无论是OLS估计还是空间计量模型，化肥信息传播主体变量均通过显著性检验，其中公共机构组织变量与氮肥用量为负向关系，而市场化组织变量与氮肥用量为正向关系，假说1和假说2得以验证。具体而言，公共机构组织变量系数为-4.161，表示如果化肥信息来源于农技站等公共机构组织，农户氮肥用量可以平均减少31.21 kg/hm2。可能的原因是以村级综合服务中心、农技站以及其他政府部门为主的政府公共机构组织肩负着化肥使用量零增长行动、耕地质量保护与提升行动等多重任务与压力，为了可以有效引导农户减少化肥施用量，形成合理施肥行为，政府公共机构组织充分利用价值引导机制影响农户的施肥行为。具体而言，传播主体在信息传播中向种粮大户传递科学施肥、绿色发展等价值观，农户对信息进行甄别与筛选，根据对价值观的认同程度调整和更新自己的施肥观念，形成绿色生产价值观，最终表现为化肥施用量减少行为。这个结论与前人的研究也较为相似[22-23]。市场化组织变量的系数为2.691，说明如果化肥信息来源于化肥店等市场化组织，农户氮肥用量可能平均增加20.18
kg/hm2。可能的原因是以化肥公司或者化肥经销商为主的市场化组织传播主体向农户提供化肥信息的目的就是为了获取更多的经济利益，信息传播的效果与传播者的经济利益直接挂钩。市场组织传播主体在向农户提供化肥信息、推荐化肥种类和施用量的过程中可能会为了销售更多的化肥，通过利益引导机制，错误地指导农户为了取得并不真实的“更高产量”而增加化肥的施用量。这也与前人的研究结论较为一致[24，47]。
此外，从对农户化肥施用量的引导效果看，市场化组织传播主体对化肥使用的增量效果仅占政府公共机构组织对化肥施用的减量效果的64.67%。在实际访谈中，农户其实对农资经销商的评价并不高，认为农资经销商唯利是图，还有不少农户都曾有过买到假化肥、在农业生产过程中受骗的经历，使其对农资经销商的信任度更低。张蒙萌和李艳军[48]的研究也认为，在相对封闭的乡村农资社会网络中，农资经销商所占据信息和资源的优势地位使得农户不得不“相信”他们传播的信息，接受他们所推荐的产品和建议，从而出现对农资经销商的负面价值与被动信任农资经销商并存的矛盾现象。 4.2.4 控制变量回归结果分析
综合考虑表3的空间效应的诊断检验结果，以及表4的模型拟合优度和检验结果，本文最终选择邻近空间权重矩阵下的SLM模型估计结果对控制变量进行分析。
农户个人和家庭特征变量中，年龄的影响显著为负，说明年纪越大对土地拥有更为深厚的感情和更强的耕地保护责任感，所以减少化肥用量。受教育程度的符号为负，表明受教育程度较高的种粮大户具有更为开放先进的思维，接受科学施肥的能力更强，所以氮肥用量更少。非农就业经历的影响为正，说明非农就业给农户带来的收入增加效应明显更为明显，缓解了农户购买化肥时的资金约束，导致化肥用量显著增加，与何浩然等[38]研究结论一致。家庭固定资产状况影响为负，表示富裕的家庭具有更强的抗风险能力，更加愿意尝试科学的施肥管理方式，可以有效减少氮肥施用量。
土地经营特征变量中，土地细碎化程度影响为正，说明土地细碎化会降低规模效应和增加劳动力需求，在劳动力约束或雇佣工资较高的情况下（根据调研，江苏地区雇佣农业劳动力的平均工资约155元/工，江西地区为145元/工），为了确保农业生产的效率会在一定程度上减少价格相对较贵的劳动投入的同时增加其他价格相对较低要素的投入，如化肥。该结论也印证了卢华和胡浩[42]的观点。土壤质量影响为负，说明在调研地区，农户认为在土壤肥力高的地块投入化肥的边际产出低于土壤肥力低的地块，所以在土壤肥力高、质量好的地块上会减少氮肥用量，这与前人[49]的研究结论一致。土地轮作变量的影响为负，可能的原因是农户会认为种植双季作物对土地肥力的掠夺程度更高，所以需要通过增加化肥量补充土壤肥力，以保证作物产量。
经营主体模式特征变量中，被纳入订单农业计划与氮肥施用量呈现正相关关系，这与预期并不一致，可能的原因为订单农业是先有订单，后有生产，具有市场性、契约性和预期性，可以解决种粮大户的水稻销售问题，保障收益稳定，所以被龙头企业纳入了订单合作计划的种粮大户更有积极性通过增加化肥施用实现增产的目的。王常伟和顾海英[50]在菜农农药的使用上也得到了类似的结论。
5 结论与政策启示
本文基于长江中下游江苏、江西两省690个种粮大户的调查数据，通过构建邻近空间权重和规模距离空间权重矩阵下的空间计量模型，实证分析了不同性质的信息传播主体对种粮大户施肥行为的影响，以及种粮大户之间施肥行为的空间溢出效应。结果表明：第一，不同性质的信息传播主体具有不同的目标函数，使用不同的传播方式，对农户生产行为的影响路径也会存在差异。农技站等政府公共机构组织在化肥使用量零增长行动、耕地质量保护与提升行动等任务压力下，主要通过价值引导机制指导种粮大户为了实现绿色发展而减少化肥施用量。而化肥经销商等市场化组织为了追求个人利润最大化，则会侧重通过利益引导机制激励种粮大户为了增加产量而增加化肥施用量。从对农户化肥施用量的引导效果看，政府公共机构组织的效果大于市場化组织，具体而言，政府公共机构组织信息可以引导农户减少氮肥用量31.21 kg/hm2，而市场化组织则会引导农户增加氮肥用量20.18kg/hm2，后者仅占前者的64.67%。第二，种粮大户的氮肥施用行为存在显著的正的空间相关性，表明以亲戚朋友、种粮大户等社会网络为基础的非正式传播主体对农户的施肥行为产生明显影响，农户同时承担信息传播主体和信息传播受体的角色。第三，种粮大户的个人、家庭和土地等特征也是影响化肥施用的重要因素。其中，年龄、受教育程度、家庭固定资产与化肥用量呈现负相关;土地细碎化、与龙头企业签订了订单农业与化肥用量呈现正相关。
本文的研究结论对于如何通过信息传播引导农户科学施肥实现化肥减量施用具有较强的政策启示：第一，充分发挥政府在化肥信息传播中的主导作用。健全和强化基层农技推广部门的职能，建立与更多农户的直接联系;多渠道、多方式培养具有丰富农业科学知识、结构合理的农业信息和技术推广人才梯队，以满足农户的信息需求缺口;在互联网+，大数据时代背景下，加速建设各级基础信息网络，逐步健全农业信息服务体系，加强农业数据库建设，有机整合农业信息资源，逐步实现涉农数据的共享和利用。例如，测土配方施肥综合信息服务系统。第二，规范市场化组织传播主体的行为。对市场化组织加以引导，纠正和阻止其为了追逐利益而误导农户进行不科学的施肥行为，鼓励农资企业制定切实的品牌建设策略，加强与农户的联系，提升农户群体对农资生产商的信任度，以便在传播优良农资品牌信息、培育农资品牌忠诚方面占据更加主动的地位。第三，利用社会网络传播主体，注重提升农户在信息传播中的主体地位。认识到农户与政府公共组织和市场化组织均是信息传播平等参与的主体，而且农户作为解决当地实际问题的主要力量，在信息传播中应占据更为核心的地位。所以要鼓励农民更多地参与到信息传播的过程中，充分发挥农民与其他传播主体各自的优势和主观能动性，共同协作解决生产中各种问题。第四，有针对性地筛选化肥信息传播的重点对象。根据研究结论，应该选择年纪较轻，受教育程度较低以及农业生产经验较少的种粮大户作为重点培训对象。希望通过种粮大户榜样的示范效应和引导作用，带动周边农户以全新的理念和科学的思路，着力转变生产发展方式，努力提高化肥的利用效率，走出一条节本增效、高产高效、环境友好的乡村振兴之路。
（编辑：于 杰）
参考文献
[1]张林秀， 黄季焜， 方乔彬. 农民化肥使用水平的经济评价和分析[C]//朱兆良，DAVID N， 孙波. 中国农业面源污染控制对策（中英文）. 北京： 中国环境科学出版社， 2006： 81-100.
[2]马骥， 蔡晓羽.农户降低氮肥施用量的意愿及其影响因素分析——以华北平原为例[J]. 中国农村经济， 2007 （9）： 9-16.
[3]YAN Y， TIAN J， FAN M， et al. Soil organic carbon and total nitrogen in intensively managed arable soils[J]. Agriculture Ecosystems & environment， 2012， 150 （6）：102-110. [4]李太平， 张锋， 胡浩. 中国化肥面源污染EKC验证及其驱动因素[J]. 中国人口、资源与环境， 2011， 21（11）：118-123.
[5]郑鑫. 丹江口库区农户氮肥施用强度的影响因素分析[J]. 中国人口˙资源与环境， 2010， 20 （5）： 75-79.
[6]仇焕广，栾昊，李瑾，等. 风险规避对农户化肥过量施用行为的影响[J]. 中国农村经济， 2014 （3）：85-96.
[7]ZHANG J， MANSKE G， ZHOU P Q， et al. Factors influencing farmers’ decisions on nitrogen fertilizer application in the Liangzihu Lake basin， Central China[J].Environment development & sustainability， 2017， 19（3）：791-805.
[8]纪月清，张惠， 陆五一， 等. 差异化、信息不完全与农户化肥过量施用[J]. 农业技术经济， 2016 （2）： 14-22.
[9]郭清卉， 李世平， 李昊.基于社会规范视角的农户化肥减量化措施采纳行为研究[J]. 干旱区资源与环境， 2018 （10）： 50-55.
[10]FEDER G. Pesticides， information and pest management under uncertainty[J]. American journal of agricultural economics， 1980， 61：97-103.
[11]王艳霞.“最后一公里”问题的原因与解决对策[J]. 东北大学学报（社会科学版）， 2005， 7 （3）： 180-182.
[12]肖鲁仁. 农业技术创新扩散的媒介传播效果分析[J]. 湖南社会科学， 2017 （4）： 196-200.
[13]李博， 左停. 农业新常态背景下基层农业技术推广队伍改革路径选择——基于全国10个省区的调研[J]. 山西农业大学学报（社会科学版）， 2016， 15（7）：492-497.
[14]王洪秋， 安载学， 方淑琴， 等. 我国农业技术推广体系存在的问题及对策[J]. 现代农业科技， 2015， 643（5）：318-319.
[15]张丛林， 勇进才， 刘连新. 影响农业技术推广信息传播的制约因素及其解决措施探究[J]. 农业与技术， 2015，35（24）： 244-244.
[16]张蕾， 陈超， 展进涛. 农户农业技术信息的获取渠道与需求状况分析——基于13个粮食主产省份411个县的抽样调查[J]. 农业经济问题， 2009， 31（11）：78-84.
[17]黄睿， 张朝华. 农户农业科技信息需求的优先序及其影响因素分析——来自广东的调查[J]. 广东财经大学学报， 2011 （2）：68-74.
[18]张耀钢， 应瑞瑶. 农户技术服务需求的优先序及影响因素分析——基于江苏省种植业农户的实证研究[J]. 江苏社会科学， 2007（3）： 65-71.
[19]周丹， 孙剑， 钟涨宝. 农业市场信息传播主体选择和影响因素分析——基于湖北省316个农户的实证研究[J].中国农学通报， 2010， 26（16）： 393-397.
[20]王金霞， 刘亚克， 李玉敏.农业节水技术采用——信息和资金来源渠道及制约因素[J]. 水利经济， 2013， 31（2）： 45-49.
[21]马骥， 张卫峰， 马文奇， 等.粮食主产区农户化肥信息认知途径调查分析[J]. 磷肥与复肥， 2005， 20（6）： 71-73.
[22]HU R， CAO J， HUANG J， et al. Farmer participatory testing of standard and modified sitespecific nitrogen management for irrigated rice in China [J]. Agricultural systems， 2007，94 （2）： 331-340.
[23]HUANG J， HUANG Z， JIA X， et al. Longterm reduction of nitrogen fertilizer use through knowledge training in rice production in China
[J]. Agricultural systems， 2015， 135： 105-111.
[24]蔡鍵， 邵爽， 刘亚男. 农民对农业化学品环境污染认知及信息媒介的影响作用研究——基于CGSS2010数据的实证分析[J]. 农业经济与管理，2014（6）：84-93.
[25]彭军， 乔慧， 郑风田. 羊群行为视角下农户生产的“一家两制”分析——基于山东784份农户调查数据[J].湖南社会科学（社会科学版）， 2017， 18 （2）： 1-9.
[26]BANDIERA O， RASUL I. Social networks and technology adoption in Northern Mozambique[J]. The economic journal， 2006，116 （514）： 869-902.
[27]FOSTER A D， ROSENZWEIG M R. Learning by doing and learning from others： human capital and technical change in agriculture [J].Journal of political economy， 1995， 103（6）： 1176-1209. [28]吳玉鸣.中国经济增长与收入分配差异的空间计量经济分析[M]. 北京：经济科学出版社， 2005.
[29]应瑞瑶， 徐斌. 农户采纳农业社会化服务的示范效应分析——以病虫害统防统治为例[J]. 中国农村经济， 2014（8）：30-41.
[30]汤敏.中国农业补贴政策调整优化问题研究[J]. 农业经济问题， 2017， 38（12）： 17-21，110.
[31]DECKOP J R， MANGEL R， CIRKA C C. Getting more than you pay for： Organizational citizenship behavior and payforperformance plans[J]. TheAcademy of Management journal， 1999， 42（4）：420-428.
[32]朱月季， 高贵现， 周德翼.基于主体建模的农户技术采纳行为的演化分析[J]. 中国农村经济， 2014 （4）： 58-73.
[33]李博伟， 徐翔. 农业生产集聚、技术支撑主体嵌入对农户采纳新技术行为的空间影响[J]. 南京农业大学学报（社会科学版）， 2018， 18（1）：124-136.
[34]MORAN P A P. Notes on continuous stochastic phenomena[J].Biometrika， 1950， 37： 17-23.
[35]陈强. 高级计量经济学及Stata应用（第二版） [M]. 北京：高等教育出版社，2014.
[36]CROPPENSTEDT A， DEMEKE M. Determinants of adoption and levels of demand for fertilizer for cereal growing farmers in Ethiopia [R]. Centre for theStudy of African Economies， 1996.
[37]巩前文，穆向丽，田志宏.农户过量施肥风险认知及规避能力的影响因素分析——基于江汉平原个农户的问卷调查[J]. 中国农村经济， 2010 （10）： 66-76.[38]何浩然，张林秀， 李强， 等. 农民施肥行为及农业面源污染研究 [J]. 农业技术经济， 2006 （6）： 2-10.
[39]丰军辉， 何可， 张俊飚.家庭禀赋约束下农户作物秸秆能源化需求实证分析——湖北省的经验证据[J]. 资源科学， 2014， 36（3）： 530-537.
[40]JIANG L， LI Z H. Urbanization and the change of fertilizer use intensity for agriculturalproduction in Henan Province[J]. Sustainability， 2016， 8（2）： 186-198.
[41]LI Y J， FREDRICH K， PAN J J， et al. Fertilizer use patterns in Yunnan Province， China： implications for agricultural and environmental policy[J]. Agriculturalsystems， 2012， 110 （5）： 78-89.
[42]卢华， 胡浩. 土地细碎化增加农业生产成本了吗？——来自江苏省的调查[J].经济评论， 2015 （5）： 129-140.
[43]何凌云，黄季焜. 土地使用权的稳定性与肥料使用——广东省实证研究[J]. 中国农村观察，2001 （5）： 42-48.
[44]YAO Y， CARTER M R. Land tenure， factor proportions and land productivity： theory and evidence from China[R]. Department of Agriculturaland Applied Economics， University of WisconsinMadison， 1996.
[45]闵继胜， 周力. 组织化降低了规模养殖户的碳排放了吗？——来自江苏三市229个规模养猪户的证据[J]. 农业经济问题， 2014， 35（9）：35-42.
[46]张少宁，张乐柱.维持型农户借贷渠道及其影响因素分析——基于广东省云浮市农户问卷的验证[J].经济与管理评论，2018（5）：97-106.
[47]褚彩虹， 冯淑怡， 张蔚文. 农户采用环境友好型农业技术行为的实证分析——以有机肥与测土配方施肥技术为例[J]. 中国农村经济， 2012 （3）：68-77.
[48]张蒙萌， 李艳军. 农户“被动信任”农资零售商的缘由：社会网络嵌入视角的案例研究[J]. 中国农村观察， 2014 （5）：25-37.
[49]罗小娟， 冯淑怡， 石晓平， 等. 太湖流域农户环境友好型技术采纳行为及其环境和经济效应评价——以测土配方施肥技术为例[J].自然资源学报， 2013 （11）： 1891-1902.
[50]王常伟， 顾海英. 市场VS政府，什么力量影响了我国菜农农药用量的选择？[J].管理世界， 2013 （11）： 50-66.The influence of information disseminators on farmers’fertilization behavior： a spatialeconometric modeling approach based on 690large scale grain producersin the middle and lower reaches of the YangtzeRiverLUO Xiaojuan1 FENG Shuyi2 HUANG Xinzao1 （1.Jiangxi Economic Development Research Institute， Jiangxi Normal University， Nanchang Jiangxi330047， China;2.College of Public Administration， Nanjing AgriculturalUniversity， Nanjing Jiangsu 210095， China）
Abstract With the increasing amount of chemical fertilizer use， many environmental problems have arisen in China. How to promote chemical fertilizer reduction is the focus of attention of government and scholars. Firstly， this study constructed the theoretical framework of transmission mechanism of information disseminator influencing farmers’ fertilization behavior， and put forward three hypotheses. Secondly， based on the survey data of 690 large scale grain producers in Jiangsu and Jiangxi provinces in the middle and lower reaches of the Yangtze River， we empirically analyzed the influence of different agricultural information disseminators on fertilization behavior of large scale grain producers by the approach of spatial econometric modelling， and examined the spatial spillover effect of fertilization behavior among large scale grain producers. The results showed that various information disseminators had different objective functions， different modes of dissemination， as well as different impact paths on farmers’ production behavior. The information disseminator constituted by government and public organizations mainly guided the large scale grain producers to reduce the amount of chemical fertilizer application through the value guidance mechanism， while the marketoriented organizations would focus on encouraging the large scale grain producers to increase the amount of chemical fertilizer application through the benefit guidance mechanism. By comparing the impacts of the two information disseminators mentioned above， the information dissemination organized by government and public institutions could guide farmers to reduce the application amount of nitrogen fertilizer by 31.21 kg/hm2， while the marketoriented organizations would lead farmers to increase the amount of nitrogen fertilizer by 20.18 kg/hm2. The latter only accounted for 64.67% of the former. Moreover， the information disseminator constituted by informal communications based on social networks， such as relatives and friends， other large scale grain producers and so on， had a significant impact on farmers’ fertilization behavior. Spatially speaking， there was a significantly positive spatial correlation among the large scale grain producers nitrogen fertilizer application. Additionally， the characteristics of individual， farm household and land endowment of large scale grain producers were also important factors affecting their fertilizer application behavior. Finally， this study put forward countermeasures and suggestions on dissemination of fertilizer information that we should give full play to the leading role of the government， standardize the dissemination behavior of the marketoriented organizations， pay more attention to enhancing the main status of farmers， and select the key objects for thedissemination of fertilizer information.
Key words information disseminator; fertilizer application; spatial econometric model; spatial effect; large scalegrain producer
转载注明来源:https://www.xzbu.com/7/view-14863426.htm
