本研究的目的是分析小农参与的决定因素改善绵羊生产。因变量,在这种情况下,是一个二分变量,一个值为1,如果家庭参与,否则0。人口和社会经济特点,以及制度因素被认为是与提高羊的参与生产,随着这些分类了。

模型,其中包括一个“是”或“不”泛型类型的变量,称为二分或哑变量的回归模型。这样的模型近似的数学解释变量和因变量之间的关系总是分配定性反应变量( 24]。四个最常用的方法来估计dummy-dependent变量回归模型(a)线性概率模型(行分钟),(b)分对数,probit (c)和(d)托比特书模型。他们适用于各种各样的领域 24]。

区分这些函数的主要点的线性回归模型结果在这些函数是二进制或二分变量。此外,物流和线性回归的区别体现在选择参数模型和假设。一旦占了这种差异,使用逻辑回归的方法用于分析遵循相同的一般原则用于线性回归( 25]。

概率模型,表示这两个因变量(<我talic> Y _我)作为解释变量的线性函数(<我talic> X _我),称为线性概率模型(行分钟)。由于计量经济学的缺点像nonnormality干扰(Ui),异方差的差异的障碍,不履行(0 < E(易/ Xi) < 1,低价值的R2,线性概率模型(行分钟),作为衡量拟合优度,未能测试估计系数的统计显著性。对于分对数和probit概率估计躺逻辑限制0和1之间,他们最常用的模型,当因变量是二分,以及这两个模型之间的选择围绕实际问题如计算机程序的可用性和灵活性,个人喜好,经验,和其他设施。事实上,它代表了一种近似的累积正态分布( 24]。

克劳德( 26)指出,物流分布比别人有优势的分析这两个结果变量。有两个主要的理由选择物流配送。这些是:(一)从数学的角度来看,它是一个非常灵活和容易使用功能和(b)它本身逻辑上有意义的解释还指出logit模型比probit模型简单估计。审核后的优势,缺点,不同的模型和假设,二元逻辑回归模型来解决研究的核心目标,即。小农,分析因素参与改善绵羊生产 (2) P x = E Y = f x , P x = E y = 1 x = 1 1 + e − B 0 + B 我 X 我 。

为便于论述,我们写方程( 2), (3) P x = 1 1 + e − z 我 , 在哪里<我talic> P(<我talic> x)=是一个概率的参与者和范围从0到1;<我talic> Z_我=是n-explanatory变量的函数(<我talic> x),也表示为 (4) Z 我 = B 0 + B 1 X 1 + B 2 X 2 + ⋯ + B n X n , 部分 = β 0 + β 1 AG) + β 2 性 + β 3 EDU + β 4 LOBOUR + β 5 深圳土地 + β 6 FI + β 7 OFI + β 8 铜 + β 9 MSC + β 10 DFKC + β 11 FDC + β 12 唯有通过 + β 13 D FNMC , 在那里,<我talic> X₁=户主的年龄,<我talic> X₂=性的家庭的头,<我talic> X₃₌家庭教育水平,<我talic> X₄我=家庭劳动力规模,<我talic> X₅₌土地归HH大小,<我talic> X₆=农场收入,<我talic> X₇₌非农收入,<我talic> X₈=信用利用率,<我talic> X₉=加入合作社,<我talic> X₁₀=距离<我talic> 自治街坊联合会中心,<我talic> X₁₁=接触频率发展代理商,<我talic> X₁₂=获得动物的卫生服务,<我talic> X₁₃=距离市场中心附近,<我talic> B₀=拦截,<我talic> B₁,<我talic> B₂…<我talic> B _n=斜坡的方程模型。

一个给定的概率方程表达的家庭参与者( 3),而不是参与的可能性 (5) 1 − P x = 1 1 + e z 我 。

因此,我们可以写 (6) P x 1 − P x = 1 + e z 我 1 + e − z 我 = e z 我 。

现在<我talic> P(<我talic> x)/ (1<我talic> P(<我talic> x)只是优势比支持参与。概率的比值是一个家庭参与的概率并没有参与。最后,采取的自然对数方程( 6我们获得 (7) l 我 = ln P x 1 − P x = Z 我 , Z 我 = B 0 + B 1 X 1 + B 2 X 2 + ⋯ + B n X n 。

如果扰动项,(<我talic> U _我)介绍,logit模型 (8) Z 我 = B 0 + B 1 X 1 + B 2 X 2 + ⋯ + B n X n + U 我 , 在哪里<我talic> l _我=日志的优势比,这不仅是线性的<我talic> X _我而且线性参数,<我talic> X _我=向量的相关解释变量。

改变一个独立的变量,在这种情况下,将改变给定个体的概率成为参与者,这有助于预测参与的可能性。

鉴于二进制logit模型,模型选定分析因变量被分配一个值的1或0,分别代表参与者或未参加者。估计的值<我talic> B₀和<我talic> B _我的年代,一组数据拟合方程( 8)。因为普通最小二乘法(OLS)的方法不做任何假设的概率自然干扰项(<我talic> U _我),模型的参数估计使用最大似然(ML)方法[ 24]。

在采用logit模型之前,检查连续变量之间存在多重共线性和离散变量之间的关联也验证了检查协方差。多重共线性的存在严重影响参数估计。简而言之,交互变量的系数表示的两个相关变量是否应该取消从模型分析( 27]。

因此,通货膨胀因素方差(VIF)技术是用来区分为连续解释性变量多重共线性的问题( 24]。每个选定的连续变量是退化的连续的解释变量和评估是确定系数(<我talic> R² _j)。如果一个解释变量之间存在近似的线性关系,然后这将导致一个“大”价值<我talic> R² _j至少在一个测试的回归。一个受欢迎的多重共线性的测量是VIF定义为 (9) VIF X j = 1 1 − R j 2 。

的价值上升<我talic> R² _j,这是一个增加程度的共线性,确实导致增加方差和标准错误。VIF值大于或等于10作为信号很强的共线性。同样的,需要测试是否有离散变量之间的相互作用会导致的问题协会彼此间使用系数的应变(CC)。如果CC的价值大于或等于0.75作为信号存在的强大的协会之间的离散变量( 24]。 (10) CC = X 2 n + X 2 , CC是偶然性的系数,<我talic> x²是卡方检验,<我talic> n是总样本量。

本研究的因变量是小农的参与改善绵羊生产。参与”(参与改善绵羊生产。” PISP“)”,这是二元因变量分对数分析作为参与者的二分变量,由1和0未参加者家庭。

逻辑过程显然是划定后,潜在的解释变量被确定,确定了小农参与改善绵羊生产。研究变量的独立变量预计将影响农民参与改善绵羊生产和许多类型的可以。在这里,13个潜在假设的解释提出了解释变量。

因此,回顾文献,过去的研究发现,专家们的意见是用来识别潜在的决定因素的改善农民的参与在研究区羊生产。因此,以参与为因变量,下面的解释变量被确定和对小农的参与检查的影响。

(1)时代的农村家庭农场负责人(AG)。它是一个连续变量,定义为农场家庭负责人的年龄和测量的年数的出生日期的天调查采访。当农民的年龄的增加,他们的成熟度也增加,他们会渴望应用新技术。据阿三( 28),这些家庭的成熟年龄由于良好的农场体验更好的联系更多的生产力。因此,在这项研究中,假设当户主的年龄增加时,它会影响参与改善绵羊生产积极和显著。

(2)家庭性头(性)。这是一个哑变量假定值“1”,如果户主是男性,和“0”。性爱是一种生物被男性或女性受访者之间的区别。用这个背景,靠家庭有更好的流动性的可能性,参与不同的会议,有更多的曝光信息更好的参与生产。根据Urgessa [ 29日),女户主家庭不太可能控制经济资源和经济活动的本质。然后,假设靠家庭有更多的机会参与改善绵羊生产和积极的显著影响。

(3)教育水平的家庭(EDU)负责人。这是一个连续变量,是由受教育年限。当农民的教育水平提高,他们有更好的能力来识别他们的农场收入的问题以及计算它的成本和效益。根据Mathebula [ 30.),高水平的教育将促进更多的暴露在外部环境和农业实践积累知识。因此,在这项研究中,它是假设学校先进水平显著影响积极参与改善绵羊生产,。

(4)家庭(HH)劳动。这是一个连续变量和测量几个成员HH头一个在人的控制下(我)比。羊管理包括时间和劳动的可用性可以缓解羊在一个家庭的管理。根据海丽et al。 31日),在农户,为改善绵羊饲养和日常管理实践,生产劳动的可用性是强制性的。因此,在这项研究中,假设劳动力的可用性,影响小农参与改善绵羊生产积极和显著。

(5)大小的土地公顷(深圳)。土地是一个连续变量测量的数量由家庭公顷。土地是一个关键的生产资源为小农生计。拥有大面积的土地可以积累财富的一种手段和动物饲料的来源。家庭有更好的占有土地有更好的参与改善绵羊生产能力。据穆勒et al。 32),一个大尺寸的土地意味着更有一大群的可能性的大小和可用性的提要。在这项研究中,它是假设占有土地的家庭的规模有正向且显著的影响提高羊的参与生产。

(6)农业收入(FI)。这是一个连续变量以家庭收入的钱每年从农产品的销售(农作物和牲畜)等b的增加农业的生产力可以获得巨大的资金和加强改进品种和其他生产投入的购买力 。根据拉希et al。 33),农村家庭有更好的农业收入有更好的参与改善绵羊生产的可能性 。在这项研究中,它是假设<我talic> 更好的农业收入影响小农的参与改善绵羊生产积极和显著。

(7)非农收入(OFI)。这是一个连续变量衡量的钱家庭的家庭收入每年从销售业务,汇款,一天的劳动在其他̓农场,或非农活动,和任何其他收入来源等Br。当家庭得到足够的非农收入,他们可以有能力改善绵羊生产运行。根据Babatunde et al。 34],非农收入是一个确定解释变量,可以积极参与提高羊的概率影响生产。在这项研究中,它是假设得到非农收入小农户的积极参与和影响显著。

(8)信贷参与(CP)。这是一个哑变量,1如果家庭利用信用的价值,和0。信用是一个重要的工具来解决农户面临的流动性问题。家庭参与信贷可以购买农业投入包括牲畜。根据Kebebe [ 35信贷参与),可以确保家庭购买改良品种和其他生产投入。在这项研究中,信用是假设信用参与影响小农的参与改善绵羊生产积极和显著。

(9)加入合作社(MSC)。这是编码为一个哑变量,把1的值如果农民合作社的成员,否则和0。合作的社会的一个重要机构在农村和农业发展。合作社作为农村信贷的重要来源和生产者合作社的成员有可能得到输入和生产信息,因此可能参与比非会员羊和供应市场。根据轩尼诗et al。 36),加入农民合作社技术采用的概率大大提高。因此,在这项研究中,作为一个成员的合作是假设加入合作社具有积极和重要的关系参与改善绵羊生产。

(10)自治街坊联合会中心的距离(DFKC)。这是一个连续变量衡量几公里的中心<我talic> 自治街坊联合会他们的家。的距离<我talic> 自治街坊联合会中心是公里走到农民的数量<我talic> 自治街坊联合会中心。农民生活接近<我talic> 自治街坊联合会中心有可能得到更新的信息,采用改进的绵羊品种比那些生活。根据Deresse et al。 37),当农民从远方来,提高农业技术采用的概率减少。这是假设距离影响参与改善绵羊生产负面和显著。

(11)的频率扩展接触(FDC)。这是一个连续变量衡量的数字频率每年接触,被申请人与发展代理。的频率扩展接触是一种与开发人员分享知识和经验。根据伊莱亚斯et al。 38),农民接触发展代理经常有更好的信息获取技术,更有可能将他们的意图转化为行动。在这项研究中,它是假设最大频率扩展接触发展代理对小农有正向且显著的影响农民参与改善绵羊生产。

(12)获得动物的卫生服务(AHSC)。这是一个哑变量;需要1的值如果被申请人被访问,否则,“0”。获取医疗服务是一个非常重要的变量,可以影响农民参与的积极性提高绵羊生产。当羊医疗访问提高,生产力会增加以及农民将被鼓励参与改善绵羊生产。据罗宾逊et al。 39),除非一个农民获得卫生服务,他/她不能决定参与改善绵羊生产。因此,在这项研究中,它是假设改善动物健康服务影响的决定参与改善绵羊生产积极和显著。

(13)距离最近的市场中心(DTNMC)。这是一个连续变量,可以衡量公里的数量需要从家里到达最近的市场。他们到最近的市场越近,越有可能启用了更新市场信息,参与改善和集约农业活动。与此同时,农民生活远离市场的地方,采用技术将减少的可能性 40, 41]。因此,在这项研究中,它是假设距离最近的市场他们家预计将影响参与改善绵羊生产负面和显著。

结果在表 5显示,144名受访者被纳入本研究:100(69.4%)和44从靠和女户主家庭(30.6%),分别为。51的参与者,42(82.4%)从靠家庭和9(17.6%)来自女性为首的美国卫生和公众服务部。但在未参加者集团93年未参加者,58例(62.4%)来自靠美国卫生和公众服务部和35(37.6%)来自女性为首的美国卫生和公众服务部。女性参与改善绵羊生产仍至少。

研究结果表明,男性和女性之间的生理差异显著影响参与在1%的显著性水平(<我talic> X²= 6.201<我nline-formula> ∗ ∗ ∗ ;<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。基于证据来自焦点小组讨论,男性的优势资源是非常高的。因此,接触发展代理商分享新的信息和知识使男性比女性。它符合马斯格雷夫的研究( 42),和生产羊需要高生产资源和权力的大部分时间由于雄性比雌性适合承担沉重的管理活动。

动物卫生服务的易访问性是一个羊的生产和生产力的关键因素。本研究的结果,如表所示 5指出,51个参与者,36(70.6%)参与改善绵羊生产获得动物卫生服务。51的参与者,15(29.4%)没有对动物健康服务的访问。

在当前的研究中,总93未参加者,其中24例(25.8%)有对动物健康服务的访问和69年(74.2%)没有获得动物卫生服务。之间有一个联系获得动物卫生服务和参与改善绵羊生产。农民在焦点小组讨论和在关键线人的水平证实,没有足够的卫生所和动物卫生官员。观察到,只有一个动物卫生专家被分配了三个<我talic> 自治街坊联合会在调查期间。出于这个原因,农民抱怨不恰当和动物卫生服务不足。同时,焦点小组参与者解释说,专家们关注反刍动物比小反刍动物如羊。

不幸的是,那些参与改善绵羊生产在动物健康服务等不同来源的非政府组织研究中心(Areka研究中心的分支机构),和以社区为基础的品种选择合作社。卫生服务的可访问性显著影响小农的参与。这个结果类似于Getachew et al。 19,健康易访问性影响参与改善绵羊生产明显在1%的显著性水平(<我nline-formula> χ 2 = 27.176,<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。此外,它符合Pulina et al。 43)指定动物卫生服务鼓励农民参与显著改善绵羊生产。

显示在表 5等机构的存在和运作营销合作社,储蓄,和信用加强小农的生计,可以替代来源的信息,知识,和信贷。51的参与者,38(74.5%)加入合作社,13(25.5%)没有任何合作社的成员。93名参与者,未参加者有68(73.1%)和他们没有任何合作组织的成员,而只有25(26.9%)合作社的成员。本研究结果表明,加入合作社在1%显著性水平(中起着重要作用<我talic> X²= 30.361,<我nline-formula> p ≤ 0.01 ),这影响了小农参与改善绵羊生产,和类似的阴等的研究。 44)加入合作社是一种传递知识和获取信贷的生产,影响农民积极和显著的参与。

在个人的财务能力的情况下可以限制生产的扩张活动,参与信贷从任何来源影响新技术实践。如表中所述 5,在研究区,51参与者改善绵羊生产商,40(78.4%)参与信贷的任何组织。但是,51个参与者,11(21.6%)不利用信贷从任何组织。

95未参加者,30(32.3%)并利用信贷,但没有参与改善绵羊生产。这个结果表明,信贷参与有一个强大的协会参与改善绵羊生产和有显著关系,存在在1%的显著性水平(<我talic> X²= 28.110,<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。根据焦点小组讨论和关键线人的反应,信贷利用参与者和未参加者之间的区别是由于不同的政府和非政府组织的存在,促进了储蓄和信贷协会、主要参与者之一。

然而,大多数的受访者批评OMO小额信贷服务的利率高,无法获得贷款,尽管他们的请求,和缺乏其他贷款机构作为替代。这个结果符合Silong [ 45]国家,参与信贷会影响新的农业技术的采用积极和显著。

表 6表明,参与者和未参加者的平均年龄分别为44.53和61.27年,分别。这表明,年轻的年龄组是超过了年长的。年轻人能更好地管理资产,比older-aged家庭更富有成效。参与者之间的年龄差异分别为6.775和4.564,未参加者,分别。这表明家庭参与改善绵羊生产比未参加者有年轻人。未参加者之间的年龄差异相比很低的参与者。在另一方面,长老在相似年龄的水平。年龄影响参与明显在1%的显著性水平(<我talic> t= 17.642,<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。这个结果符合研究巴特拉伊et al。 46)和表示,农业技术采用的创新水平较低在年长的农民。

显示在表 6,教育水平的受访者的平均成绩的参与者和未参加者5和2,分别。家庭与高水平的教育参与改善绵羊生产,比那些更少的教育水平。教育与参与在5%显著性水平(<我talic> t= 17.404,<我nline-formula> p < 0.05 )。教育水平的变化在所有的参与者中是1.568和1.027,未参加者,分别。这意味着未参加者之间的变化非常少(未参加者达到同样低年级)。

因此,数据分析表明,高水平的教育有重要的协会参与改善绵羊生产的趋势。这一发现符合Tegegne [ 47)发现,受过教育的家庭往往有更高的生产率,使用的信息,并能采用新的生产技术的人比教育水平较低的家庭。

的距离<我talic> 自治街坊联合会中心回家起着至关重要的作用在农村社区的知识交流<我talic> 自治街坊联合会(农民培训中心)。这项研究的结果,如表示 6显示,参与者和未参加者之间的平均距离是1.18和2.91公里,与标准偏差分别为0.478和0.351。这表明,大多数的参与者相比,生活在自治街坊联合会中心未参加者,和它们之间的距离的变化表明,这些农民生活很远的地方被忽略了。

一般来说,农民的生活<我talic> 自治街坊联合会的中心面临的问题参与改善绵羊生产。在这项研究中,距离<我talic> 自治街坊联合会中心参与显著影响在5%的显著性水平;<我talic> t= 24.927;<我nline-formula> p < 0.05 )。布朗et al。 9]报道类似的距离之间的关系<我talic> 自治街坊联合会和参与改善畜牧业技术Dejen区。

焦点小组讨论的反应暗示大多数小农的研究区域使用他们的土地只有在所有的农业活动,其中包括粮食作物和经济作物的生产,建设,拘束牲畜在雨季,和植树。抽样家庭甚至没有得到额外的土地出租。

如表中所述 6,参与者和未参加者的平均土地控股在研究面积为1.12公顷和0.75公顷,分别和一个标准偏差分别为0.448和0.264。这表明,有一个重要的参与者和之间的差异未参加者,和未参加者同样非常低的土地。占用土地的影响参与在1%显著性水平(<我talic> t= 6.179;<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。这一趋势类似于南方国家,民族,人们的地区,81.8%的家庭拥有不到1公顷,只有3.8%的农户自己大于2公顷(Teffera等。) 48),这可能是由于人口密度的变化。

家庭的农场收入的一个重要因素决定采用改进的技术。家庭收入从销售获得的数量后的作物和牲畜家庭消费需求可以用于购买农业投入。改善绵羊生产通常需要密集的输入,在生产成本有很大影响。因此,改善绵羊生产需要有足够数量的收入从他们的农业生产活动运行改进的羊生产活动。根据表 6,平均每年参加和不参加的样本家庭的农场收入9627.45和6105.38活力以及标准差为2999.739和2079.839,分别。

在当前的研究中,参与者之间的农业收入变化和未参加者集团表示,未参加者团体农场收入减少而参与者组。在这项研究中,农业收入影响积极参与在1%的显著性水平(<我talic> t= 8.272,<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。因此,一个家庭农业收入较高的预期更好地采用一种改进的羊生产包和它符合奥尔森的研究( 49]。

在农村家庭的收入来源等家庭活动甚至在农业部门。表 6表明,参与者之间的年度非农收入和未参加者ETB 2196.08和1066.77,分别和标准差分别为626.725和466.679,分别。基于焦点小组讨论(脱硫),大多数的农民从国外汇款,从不同来源的国家更有可能参与改善绵羊生产。更好的非农收入较高的家庭参与提高羊的概率显著影响生产和参与在1%的显著性水平(<我talic> t= 12.261;<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。这与研究是相符合的Asante et al。 50],非农收入使农民购买新的农业技术。

总体的意思是家庭劳动力规模的人相当于羊生产商对参与者和未参加者是4.98和2.36,分别为参与者和劳动力的变化大小和未参加者劳动是1.295和0.602,分别。表 6表示未参加者中有很少的劳动力规模的变化相比,参与者(未参加者家庭少了同样劳动其中)。测试统计的结果表明,劳动力参与显著影响的可用性在1%显著性水平(<我talic> t= 16.553,<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。

根据焦点小组讨论和关键线人,一个家庭有一个很大的劳动力工作是在一个位置来管理劳动密集型农业活动,包括畜牧业生产饲养和浇水等活动所完成的男孩和女孩。拘束,提供提要,打扫了妇女和儿童的活动而采取的药物是成人男性和女性的责任。销售和采购的羊是业主的责任,他在大多数情况下的家庭。研究结果一致与江家福和Rikoon 51),报告的可用性描述足够的劳动家庭预计将显著相关,积极改善农业技术的采用。

市场中心附近距离起着至关重要的作用在农村地区的市场信息交换。这项研究的结果显示在表 6参与者和未参加者之间的平均距离是4.45和6公里,分别和标准偏差分别为1.487和1.707。结果表明,参与者生活远离市场的中心面临的问题没有更新市场信息,少参与改善绵羊生产相比,住在市场附近的人。但是,它不是明显与参与(<我talic> t= 5.444;<我nline-formula> p > 0.05 )。焦点小组讨论反应状态,即使市场问题是常见的,这个地区还没有市场准入的一个严重的问题。

扩展接触应该有一个直接影响农民的行为通过解决问题来加强和改善他们的生产和提高效率利用机会。接触时扩展代理(DA),有更大的可能性影响农民采用农业创新和提高生产力。

在表 6,平均接触发展代理参与者和未参加者是37.29和14.77标准差为2.773和6.478,分别。这意味着参与者做了很多联系开发人员相互间的最小差异而未参加者。它影响的意义在1%的水平(<我talic> t= 23.639,<我nline-formula> p ≤ 0.01 );这一发现符合文斯等人的研究。 52),这表明,畜牧生产系统需要根据接触推广人员知识改变。

估计的参数变量的预期决定的参与改善绵羊生产显示在表中 7。共有13个潜在的解释变量,十二都纳入计量经济学模型的以下七个变量影响小农参与改善绵羊生产显著,即劳动力规模(HHLME)、年龄(年龄),接触的频率发展代理(FDC),加入合作社(MSC),土地规模(LANDSZ),信贷利用率(铜),非农收入(OFI)。他们正在讨论在接下来的段落。

(1)劳动力的可用性。参与改善绵羊生产需要充足的劳动力供给进行生产流程。这是假设劳动力的可用性积极参与改善羊技术的影响。本研究的发现是类似于描述的假设,家庭劳动的大小(HHLME)影响小农参与显著改善绵羊生产,积极为1% (<我nline-formula> p < 0.01 )。劳动增加单位时,增加参与的优势比(12.061)或概率为6.1%的水平。因此,有大家庭的家庭大小往往提高他们参与生产改善绵羊。它类似于利马的结果等。 53)报道,劳动会影响新技术的采用,生产、生产力显著和积极。

(2)年龄。研究的结果表明,户主的年龄影响参与改善绵羊生产负5% (<我nline-formula> p < 0.05 )。这是不同于本研究的假说。当年龄增加了一年,参与改善绵羊生产下降了3.466的可能性或概率水平的47%。这是一个事实表明通过焦点小组讨论和研究区域的关键线人,老年人害怕风险,因为羊生产涉及高风险像沉重的管理任务,对严重的呼吸道疾病的恐惧,和饲料短缺。这些都是一些可能的原因之间的负面关系户主的年龄和参与改善绵羊生产。当前研究的结果符合研究巴特拉伊et al。 46)报道,低水平的创新性是老农民。

此外,这一发现与进行的一项研究是相符合的Danso-Abbeam et al。 54在改善畜牧业技术的采用已报道,年轻农民更有可能采取和年龄的影响采用的概率是有弹性的。此外,Gunte [ 55)发现,小农的采用小反刍动物的埃塞俄比亚高原东南部的报道,年龄有负面影响的采用新技术。

(3)扩展接触的频率。发展代理访问农民,使农民能够开发一个积极的态度参与改善绵羊生产。本研究的发现是类似于假说暗示接触发展代理个人以及参与他们在天培训积极和显著的影响在1% (<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。比值比(1.019)表明,参与改善绵羊产量增加1.019倍或2%概率水平作为一个单位的结果增加扩展接触的家庭。这一发现的结果是一致的文斯et al。 52)已表明,畜牧生产系统需要通过联系推广人员知识改变。

(4)加入合作社。合作社是农村和农业发展的一个重要组织,作为一个重要的信息来源,知识转移和农村信用。在这项研究中,类似于假说,参与合作社有显著积极影响小农参与改善绵羊生产1% (<我nline-formula> p ≤ 0.01 的概率),合作成员参与改善绵羊生产增加了21.802或80%概率水平的几率比非会员的合作。它符合Fufa [ 56),报告,组织农民合作社将有利于获得信贷,扩展信息,和市场。这意味着一个成员的农村合作社可以提高农业新技术的采用。

(5)土地属于家庭。结果表明,受访者不参与改善绵羊牧场的生产是由于稀缺。类似于本研究的假设,本研究的结果表明,土地大小影响显著改善绵羊生产,积极参与决策在1%的显著性水平(<我nline-formula> p ≤ 0.01 )。当土地增加1公顷,参与的概率增加了29.283或28%概率水平的可能性。

收集定性数据,从焦点小组讨论和关键线人保证参与者更多的土地相比,研究区未参加者,因此,未参加者保持他们的羊更频繁地在失速喂养或削减和携带系统,并使用更多的其他类型的提要补充剂和昂贵的工业副产品等。它符合Mishra et al。 57)报道说,土地是畜牧业生产的非常重要的输入,它会影响显著提高畜牧业生产,积极的生产。

(6)信贷参与。这是一个非常重要的决定因素为家庭的决定承担更大的风险,提高他们的经济能力购买输入补充包的羊技术,改善品种采购、兽医的目的,和其他管理活动。在这项研究中,信贷参与类似于假说和积极显著的影响,在5%的显著水平(<我nline-formula> p < 0.05 )。参与改善绵羊生产的概率增加了10.026或3%概率水平的几率比信贷未参加者。参与信贷影响积极参与畜牧生产技术的改进,值得注意的是,这与Silong的发现是相符合的 45]。

(7)非农收入。家庭的收入状况和资源所有权被发现是重要的决定因素的参与改善绵羊生产。相似的假设,本研究的结果表明,不同来源的家庭有更好的非农收入相比,参加好那些没有获得非农收入。它影响了小农参与改善绵羊生产积极和显著的1%<我nline-formula> p ≤ 0.001 )。当非农收入增加了一千ETB,参与的概率增加了1.002或0.2%概率水平的可能性。这意味着农民最好非农收入来自不同来源的更有可能采用改进的羊生产。这是符合一项由Mwangi和Kariuki [ 58)报道,小额交易,每日劳动别人的农场和非农活动以及小型企业使农民得到额外收入生产投入和积极影响,显著地新农业技术的采用。