（二）Probit 模型估计结果分析。
由表 4 可知，根据 Pearson 拟合度检验，3 个模型 P 值均大于 0. 05,说明模型拟合良好，且进入模型的所有变量在 10% 以下水平均显着。在本研究中，关于农户特征方面的因素，年龄对保护性耕作和测土配方施肥均有显着负影响，农户年龄每增加一个单位，农户采纳保护性耕作和测土配方施肥的概率密度函数值分别减少 0. 019 和 0. 022,与模型一和模型三的预期假设一致，但年龄对施用有机肥无显着性影响，因此年轻农民更容易接受现代型农业生产技术（ Clay,1998） .环保法律法规认知对保护性耕作和测土配方施肥有显着正影响，符合预期假设。该变量回归系数分别为 0. 354 和 0. 810,是影响测土配方施肥的第二重要因素，农民对环保法律法规较了解时，他们采纳这两种技术的概率密度函数值分别增加 0. 354 和 0. 810,该结果与 Kara 等（ 2006） 的研究结论一致。农户对目前我国现有的农业环保法律法规关注较少，大多数受访者没有听过环保相关的法律法规，表明我国环保法律法规普及力度不足，法律没有起到指导、监管和监督的作用。
农业生产技术认知对保护性耕作、施用有机肥和测土配方施肥均有显着正影响，回归系数最大分别为4. 325、2. 712 和2. 785,与研究预期假设一致，是三个模型中最重要的影响变量，与 Tosakana 等（ 2010） 的研究一致。采纳态度仅对施用有机肥有显着正影响，与其他两项生产技术无显着性关系，与模型二假设一致，其回归系数为 0. 572,是影响农户施用有机肥的第二重要影响因素。因此对于传统型农业生产技术，虽然农户比较了解，但农户采纳还需要其积极的采纳态度。对于生态友好型农业生产技术认知水平较高和采纳抱有积极态度的农民可能更倾向于做出采纳决策，多数受访农户认为： “我们的耕地比较贫瘠”,“食品安全问题很严重”,“我们有责任为了子孙后代的长远利益，保护自然资源，保证农业可持续发展”.然而调研结果发现，仅有较小比例的受访者真正将此技术付诸实践。因此正如 Hattam（ 2006） 研究表明，认知和态度并不能充分预测行为，其他影响因素如生产成本压力和某些可预知的困难会影响到技术采纳决策。
关于农田特征方面的影响因素，土壤肥力对农户施用有机肥具有显着负影响，与保护性耕作和测土配方施肥无显着关系，回归系数为 -0. 271,当土地肥力增加一个单位，施用有机肥的概率密度函数值减少 0. 271,与模型二假设一致。因此当农户认为其耕地肥力下降时，他们才会考虑施用有机肥改善土壤状况，且主要以农家肥（ 人畜粪便、秸秆、动物残体和屠宰场废弃物等） 为主，与调研结果较一致。研究发现在土壤易受侵蚀地区的农户更倾向于采用土壤保护型农业生产技术，耕地面积对测土配方施肥有显着正影响，与模型三预期影响较一致，但与保护性耕作和使用有机肥无显着关系。其回归系数为 0. 01,当耕地面积每增加一个单位，农民采用测土配方施肥的概率密度函数值增加0. 01.褚彩虹等 （ 2012 ） 对太湖流域农户调研发现，要推广测土配方施肥技术，需要提高农地经营的规模化经营。关于农业生产财政和管理特征方面的因素，农业收入占家庭总收入比重仅对保护性耕作技术有显着正影响，与模型一预期影响相符；其回归系数为 1. 113,表明该变量每改变一个单位，农民采用保护性耕作的概率密度函数值增加1. 113,为影响保护性耕作的第二重要因素。Somda等（ 2002） 认为农户年农业收入影响效应主要来源于可持续农业生产技术能够通过增产来增加收益。如山东省 2012 年 1500 万亩保护性耕作小麦显着增产，平均单产增长率达 8. 74%,每亩增收节支125. 3 元。
关于其他外源性影响因素，农业保险对农民采用保护性耕作和施用有机肥均有显着正向影响，与测土配方施肥无显着关系，与模型一和模型二预期影响一致； 回归系数分别为0. 443 和0. 290,参加农业保险的农民采用此两项生产技术的概率密度函数值分别增加0. 443 和0. 290.生态友好型农业生产技术收益对农民施用有机肥和测土配方施肥均有显着正影响，且每增加一个单位，农民采纳概率密度函数值分别增加 0. 291 和 0. 406,符合模型二和模型三的预期假设，但该变量对保护性耕作无显着影响。因此确保农业生产收益，降低农业风险是农民采用生态友好型农业生产技术的关键。与其他农户交流情况对采纳保护性耕作和测土配方施肥有显着负影响，与模型一和模型三的预期假设相反； 其回归系数分别为 - 0. 142 和 - 0. 314,该变量每改变一个单位，农户采用保护性耕作和测土配方施肥的概率密度函数值分别减少 0. 142 和 0. 314个单位。如果农业信息传递无效或不准确，农户之间的交流并不能促进农业生产技术的采纳甚至起相反的作用（ Agbamu,1995） .
