陳 黎，仇 蕾

(1.河海大學(xué) 水文水資源與水利工程科學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，江蘇 南京 210098；2.河海大學(xué) 管理科學(xué)研究所，江蘇 南京 210098)

基于農(nóng)戶行為的農(nóng)業(yè)面源污染防控實(shí)證研究
——以化肥施用行為為例

陳 黎1,2，仇 蕾1,2

(1.河海大學(xué) 水文水資源與水利工程科學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，江蘇 南京 210098；2.河海大學(xué) 管理科學(xué)研究所，江蘇 南京 210098)

基于農(nóng)戶行為理論，通過(guò)發(fā)放407份調(diào)查問(wèn)卷，運(yùn)用一般線性回歸模型，分析了戶主基本特征、家庭資源特征、信息資源特征、政策因素對(duì)農(nóng)戶施肥行為的影響。研究結(jié)果顯示：戶主年齡、受教育程度和是否為村干部與化肥施用強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)且顯著；農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度和復(fù)種指數(shù)與化肥施用強(qiáng)度呈正相關(guān)且檢驗(yàn)結(jié)果十分顯著，勞動(dòng)力規(guī)模和耕地塊數(shù)與化肥施用強(qiáng)度呈正相關(guān)且檢驗(yàn)結(jié)果顯著；農(nóng)戶對(duì)環(huán)境保護(hù)關(guān)注程度、農(nóng)戶是否采用測(cè)土配方施肥技術(shù)、是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用強(qiáng)度呈十分顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

農(nóng)戶行為；農(nóng)業(yè)面源污染；施肥行為；防控政策

隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)水環(huán)境污染問(wèn)題越來(lái)越嚴(yán)重，造成了巨大的經(jīng)濟(jì)損失、生態(tài)損失和社會(huì)損失，其中尤以農(nóng)業(yè)面源污染問(wèn)題最為突出[1]。在工業(yè)點(diǎn)源污染和城鄉(xiāng)污水治理逐步到位之后，農(nóng)業(yè)面源污染問(wèn)題成為我國(guó)環(huán)境污染的主要問(wèn)題[2]。據(jù)《2013年中國(guó)環(huán)境狀況公報(bào)》，2013年全國(guó)COD(化學(xué)耗氧量)的排放總量為2352.7萬(wàn)t，其中農(nóng)業(yè)面源的化學(xué)耗氧量排放量占總量的48.75%[3]，可見(jiàn)治理農(nóng)業(yè)面源污染已經(jīng)成為我國(guó)治理水污染的關(guān)鍵。

所謂農(nóng)業(yè)面源污染[4]，是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中，N素和P素等營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)、農(nóng)藥、畜類、禽類糞便以及其他有機(jī)或無(wú)機(jī)污染物質(zhì)形成的水環(huán)境污染。農(nóng)業(yè)污染物以廣域的、分散的、微量的形式進(jìn)入地表水及地下水，其治理在時(shí)間和空間上的難度均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于點(diǎn)源污染[5]。目前的研究顯示，我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染主要來(lái)源[6]包括化肥污染、農(nóng)藥污染、農(nóng)膜污染、養(yǎng)殖業(yè)(畜牧養(yǎng)殖業(yè)和水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè))污染、農(nóng)村生活污染、農(nóng)作物秸稈污染等。種植業(yè)的污染主要由于化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的過(guò)度使用[7]，造成土壤氮磷養(yǎng)分過(guò)剩，并通過(guò)滲漏、地表徑流等途徑進(jìn)入水體，嚴(yán)重威脅了生態(tài)平衡和農(nóng)產(chǎn)品安全。而隨著養(yǎng)殖規(guī)模的不斷擴(kuò)大，養(yǎng)殖廢棄物也隨之增加，且由于沒(méi)有足夠的配套設(shè)施和耕地消納處理養(yǎng)殖廢棄物，導(dǎo)致了嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)面源污染。

農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)面源污染治理最重要的主體之一，優(yōu)化和規(guī)范農(nóng)戶行為，減少農(nóng)戶行為帶來(lái)的負(fù)外部性是控制農(nóng)業(yè)面源污染的關(guān)鍵。農(nóng)戶行為理論就是將農(nóng)戶的生產(chǎn)、消費(fèi)和勞動(dòng)力供給行為理論與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相結(jié)合，用來(lái)描述農(nóng)戶內(nèi)部各種關(guān)系的理論研究[8]，因?yàn)檗r(nóng)戶是有限理性的，其決策時(shí)受到自身主觀認(rèn)知和外部條件限制，加之農(nóng)戶是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，農(nóng)戶的決策行為是使自己滿意不是最優(yōu)。通過(guò)研究影響農(nóng)戶化肥施用行為的主要因素，找到農(nóng)業(yè)面源污染治理過(guò)程需重點(diǎn)優(yōu)化和規(guī)范的行為，并有針對(duì)性地提出政策建議。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本基本特征

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

在閱讀大量文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，參考同類型研究的調(diào)查問(wèn)卷，根據(jù)擬選取的調(diào)查地區(qū)，進(jìn)行針對(duì)性問(wèn)卷設(shè)計(jì)。本次問(wèn)卷共發(fā)放407份，實(shí)際收回396份，剔除矛盾錯(cuò)誤數(shù)據(jù)和關(guān)鍵信息不完整數(shù)據(jù)信息等無(wú)效問(wèn)卷，得到有效問(wèn)卷379份，有效率93.12%。被調(diào)查農(nóng)戶地區(qū)分布如表1所示。

表1 被調(diào)查農(nóng)戶地區(qū)分布

1.2 樣本基本特征

如表2所示，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以中老年人為主，其中50歲及以上的人數(shù)最多，這與青壯年人普遍外出務(wù)工，很少在家務(wù)農(nóng)有很大的關(guān)系；村民受教育水平偏低，以初中文化水平最多。村干部占到樣本總量的13.19%；從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)普遍集中在10年以上，占75.99%。

2 數(shù)據(jù)處理

2.1 模型構(gòu)建

研究影響化肥施用行為的主要因素，使用化肥施用量衡量農(nóng)業(yè)面源污染強(qiáng)度，采用線性回歸模型來(lái)探討農(nóng)戶施用化肥的影響因素。模型如下：

Ln(hcf)=αX+ε

其中，hcf表示化肥施用強(qiáng)度，用農(nóng)戶單位面積化肥施用量表示；X表示影響施用化肥的自變量，ε表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

表2 農(nóng)戶戶主基本特征數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

2.2 變量含義

將影響農(nóng)戶施肥行為的因素分為四大類15個(gè)變量，即戶主基本特征、家庭資源特征和信息資源特征、政策因素。各變量的含義如表3所示。

3 結(jié)果與分析

通過(guò)SPSS 19.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果如表4所示，可知總體上模型的擬合程度較好，其中主要的影響因素均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，各自變量的影響與預(yù)期基本一致，具體分析結(jié)果如下。

3.1 戶主基本特征變量的影響

(1)戶主年齡變量在10%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)。這表明農(nóng)戶隨著年齡的增加，對(duì)化肥施用愈加謹(jǐn)慎，這可能與經(jīng)驗(yàn)的積累有關(guān)。

(2)戶主受教育年限通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)。這表明農(nóng)戶受教育年限越長(zhǎng)，其化肥施用強(qiáng)度越低?？赡艿脑蚴牵S著農(nóng)戶受教育年限的增加，接觸到關(guān)于農(nóng)業(yè)面源污染的知識(shí)越多，對(duì)化肥的使用危害認(rèn)識(shí)越深，其結(jié)果表現(xiàn)為減少化肥施用強(qiáng)度。

(3)農(nóng)戶是否為村干部通過(guò)了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)。這表明農(nóng)戶戶主若為村干部，其化肥施用強(qiáng)度較其他非村干部要低?？赡艿脑蚴亲鳛榇甯刹浚旧砭邆湟欢ǖ闹R(shí)文化水平，故化肥施用強(qiáng)度相對(duì)較低；另外，作為村干部，要起到一定的榜樣和表率作用，若政策要求減少化肥施用量，村干部會(huì)以身作則率先減少化肥施用量。

(4)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限對(duì)農(nóng)戶化肥施用強(qiáng)度的影響不顯著，但其系數(shù)為負(fù)。說(shuō)明農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長(zhǎng)，對(duì)化肥的施用愈加謹(jǐn)慎。究其原因，可能與戶主年齡的負(fù)相關(guān)性一樣，與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)的累積有關(guān)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)積累越多，其對(duì)農(nóng)田需要的化肥施用量掌握越清楚，越會(huì)減少化肥施用量；或是與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中經(jīng)歷過(guò)因化肥施用過(guò)量而導(dǎo)致的耕地養(yǎng)分流失農(nóng)田肥力不足有關(guān)，在接下來(lái)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中會(huì)愈加合理利用化肥。

表3 變量含義

注:“+”表示正向影響，“-”表示負(fù)向影響，“?”表示影響方向待定。

表4 農(nóng)戶化肥施用強(qiáng)度影響因素回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過(guò)1%、5%、10%水平的顯著性檢驗(yàn)。

3.2 家庭資源特征變量的影響

(1)經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)戶化肥施用強(qiáng)度的影響沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)為正。說(shuō)明農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，化肥施用量可能會(huì)增加，或許與我國(guó)小規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)。由于農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展和農(nóng)耕技術(shù)發(fā)展，我國(guó)絕大多數(shù)農(nóng)戶的施肥行為是憑借經(jīng)驗(yàn)估計(jì)進(jìn)行的，而不是嚴(yán)格根據(jù)土壤質(zhì)量和土壤養(yǎng)分缺失情況進(jìn)行專門(mén)的有針對(duì)性的施肥行為，因此容易造成化肥施用不合理和施用過(guò)量的情況發(fā)生。

(2)勞動(dòng)力規(guī)模變量在10%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)為正。這說(shuō)明從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際勞動(dòng)人數(shù)越多，化肥施用強(qiáng)度也越大。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)屬于勞動(dòng)密集型活動(dòng)，勞動(dòng)力規(guī)模越大，對(duì)生產(chǎn)投入要素需求也就越多，相對(duì)的化肥施用量也會(huì)上升。

(3)農(nóng)戶兼業(yè)程度在1%水平上通過(guò)了對(duì)化肥施用強(qiáng)度的顯著性檢驗(yàn)，且其系數(shù)為正。這表明在其他條件不變的情況下，農(nóng)戶兼業(yè)程度越高，即非農(nóng)收入越多，化肥施用強(qiáng)度越大。勞動(dòng)力資源的調(diào)整和再分配，使得農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利益較低或沒(méi)有保障的情況下，傾向于從事收益更高的非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)，如外出務(wù)工等。為維持原有的農(nóng)作物產(chǎn)量和保證既有的農(nóng)業(yè)收入利益，農(nóng)戶會(huì)選擇更多的化肥投入來(lái)替代勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。兼業(yè)收入是農(nóng)戶收入的一部分，也是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移及重新配置帶來(lái)的收益，為了緩解兼業(yè)現(xiàn)象帶來(lái)的農(nóng)業(yè)面源污染，根本出路是規(guī)范和優(yōu)化農(nóng)戶施肥行為，用科學(xué)的技術(shù)指導(dǎo)，讓農(nóng)戶以合理的、正確的、環(huán)境友好的方式進(jìn)行施肥行為。

(4)回歸結(jié)果顯示，耕地塊數(shù)變量與農(nóng)戶化肥施用強(qiáng)度呈正相關(guān)關(guān)系，在5%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這表明耕地資源細(xì)碎化程度越高，耕地塊數(shù)越多，化肥施用量越大，污染也越嚴(yán)重。由于政府對(duì)農(nóng)村土地采取均衡分配，使得每個(gè)農(nóng)戶擁有的耕地面積小，且分布零散，不方便統(tǒng)一管理。農(nóng)戶受自身技術(shù)水平的限制，加上耕地資源空間分布的零散化，致使農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)效率不高。為了保證收入和謀求穩(wěn)定，化肥等要素會(huì)被過(guò)量投入，導(dǎo)致土地資源養(yǎng)分比例失衡、有害物質(zhì)積累。

(5)復(fù)種指數(shù)在1%水平上通過(guò)了對(duì)化肥施用強(qiáng)度的顯著性檢驗(yàn)，表現(xiàn)為強(qiáng)烈的正相關(guān)影響。這表明在同等條件下，農(nóng)戶農(nóng)田的復(fù)種指數(shù)越高，則化肥施用強(qiáng)度越高。調(diào)查地區(qū)均為陽(yáng)光照射時(shí)間長(zhǎng)、雨水充足之地，其作物成熟時(shí)間較短，故種植時(shí)間密度大，復(fù)種次數(shù)多，對(duì)化肥的需求量隨著復(fù)種次數(shù)的增加而上升。

3.3 信息資源特征變量的影響

(1)農(nóng)戶住家離鄉(xiāng)鎮(zhèn)市集距離沒(méi)有通過(guò)顯著性分析，可能的原因是隨著農(nóng)村商品經(jīng)濟(jì)和交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展使得農(nóng)戶獲取化肥等農(nóng)用品更加便捷和容易，空間距離對(duì)農(nóng)戶獲取資源已不構(gòu)成限制，故沒(méi)能通過(guò)顯著性分析。

(2)是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流也沒(méi)能通過(guò)顯著性分析，究其原因是因?yàn)檗r(nóng)戶施肥的數(shù)量和頻率更多的是依靠個(gè)人經(jīng)驗(yàn)，但其系數(shù)為負(fù)時(shí)，表明經(jīng)常與其他農(nóng)戶交流施肥經(jīng)驗(yàn)，在交流過(guò)程中農(nóng)戶會(huì)偏向聽(tīng)取經(jīng)驗(yàn)比自己豐富的人的意見(jiàn)，有利于降低化肥施用強(qiáng)度。

(3)農(nóng)戶對(duì)環(huán)境保護(hù)關(guān)注程度通過(guò)了1%水平的顯著性分析，且其系數(shù)為負(fù)。這表明在同等條件下，農(nóng)戶對(duì)環(huán)境保護(hù)關(guān)注度越高，其環(huán)境保護(hù)意識(shí)越強(qiáng)，對(duì)減少污染的行為認(rèn)可度也就越高，其結(jié)果表現(xiàn)為減少化肥施用量。由此可見(jiàn)，提高農(nóng)戶環(huán)保意識(shí)，讓農(nóng)戶從思想上認(rèn)識(shí)到化肥污染對(duì)環(huán)境破壞的嚴(yán)重性，繼而讓這種思想轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動(dòng)，對(duì)減少農(nóng)業(yè)面源污染有顯著作用。因此，必須加強(qiáng)面源污染危害宣傳，提高農(nóng)戶知識(shí)水平。

3.4 政策因素變量的影響

(1)農(nóng)戶是否采用測(cè)土配方施肥技術(shù)對(duì)施肥強(qiáng)度的影響通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)。這表明在其他條件不變的情況下，采用該項(xiàng)技術(shù)可以減少農(nóng)戶化肥的投入，而且效果顯著，所以應(yīng)當(dāng)大力推廣測(cè)土配方施肥技術(shù)，用以替代傳統(tǒng)的污染嚴(yán)重的施肥手段和技術(shù)。

(2)是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期方向一致，其通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)可以規(guī)范農(nóng)戶施肥行為，減少施用強(qiáng)度。這與何浩然的研究結(jié)果不一致[9]，顯著性為正的情況下發(fā)生可能與技術(shù)培訓(xùn)單位組織培訓(xùn)的經(jīng)濟(jì)目的有關(guān)。如果培訓(xùn)本身是政策性而不是經(jīng)濟(jì)性推廣，那么農(nóng)戶參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)，了解過(guò)更多技術(shù)知識(shí)，還是愿意減少化肥施用量的。

(3)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶施肥強(qiáng)度的影響不顯著，這與預(yù)期的顯著性結(jié)果有出入，表明補(bǔ)貼與農(nóng)戶施肥強(qiáng)度之間的關(guān)系在本次回歸結(jié)果中沒(méi)能體現(xiàn)出來(lái)，但其系數(shù)仍是負(fù)的?？赡苁且?yàn)檗r(nóng)戶認(rèn)為補(bǔ)貼力度不夠，不愿為了補(bǔ)貼而減少化肥用量，或是農(nóng)戶施肥總量少，補(bǔ)貼對(duì)減少化肥施用量的作用甚微。

4 結(jié)語(yǔ)

運(yùn)用一般線性回歸模型，通過(guò)實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析了農(nóng)戶化肥施用行為的影響因素，得出以下結(jié)論：(1)戶主年齡、受教育程度和是否為村干部與化肥施用強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)且顯著。(2)農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度和復(fù)種指數(shù)與化肥施用強(qiáng)度正相關(guān)且檢驗(yàn)結(jié)果十分顯著，勞動(dòng)力規(guī)模和耕地塊數(shù)與化肥施用強(qiáng)度呈正相關(guān)且檢驗(yàn)結(jié)果顯著。(3)農(nóng)戶對(duì)環(huán)境保護(hù)關(guān)注程度與化肥施用強(qiáng)度呈十分顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(4)農(nóng)戶采用測(cè)土配方技術(shù)對(duì)施肥強(qiáng)度呈十分顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，是否參加過(guò)技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用強(qiáng)度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

針對(duì)以上結(jié)論，給出如下政策建議：(1)通過(guò)教育培訓(xùn)，提升農(nóng)戶素質(zhì)，優(yōu)化農(nóng)戶種植行為。(2)健全農(nóng)村干部選拔和管理培訓(xùn)機(jī)制，確保農(nóng)村基層干部素質(zhì)過(guò)硬，并在相關(guān)農(nóng)業(yè)政策推動(dòng)和實(shí)施方面做好本職工作，發(fā)揮領(lǐng)頭羊作用。(3)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)，同時(shí)響應(yīng)中央一號(hào)文件要求，千方百計(jì)提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入。(4)加強(qiáng)科技創(chuàng)新和推廣力度[10]。

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(責(zé)任編輯：管珊紅)

An Empirical Study on Prevention and Control of Agricultural Non-point-source Pollution Based on Behavior of Peasant Household:Taking Chemical Fertilizer Application Behavior as An Example

CHEN Li1,2, QIU Lei1,2

(1. State Key Laboratory of Hydrology Water Resource and Hydraulic Engineering, Hohai University, Nanjing 210098, China;2. Management Science Research Institute, Hohai University, Nanjing 210098, China)

Based on the theory of peasant household’s behavior and the results of survey through 407 questionnaires, the influences of basic characteristics of household head, family resource characteristics, information resource characteristics and policy factors on the farmer’s chemical fertilizer application behavior were analyzed by general linear regression model. The results showed that: the age, educated level and village cadres identify of household head were significantly negatively correlated to the chemical fertilizer application intensity; the part-time degree and cropping index of peasant household were very significantly positively correlated to the chemical fertilizer application intensity; the workforce scale and arable land block number had a significantly positive correlation with the chemical fertilizer application intensity; the degree of farmers’ concern for environmental protection, whether to adopt the technology of soil testing for fertilization, whether to participate in technical training had a very significantly negative correlation with the chemical fertilizer application intensity.

Peasant household’s behavior; Agricultural non-point-source pollution; Fertilization behavior; Prevention and control policy

2016-10-12

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“保障經(jīng)濟(jì)、生態(tài)和國(guó)家安全的最嚴(yán)格水資源管理制度體系研究”(12&ZD214)；國(guó)家自然科 學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“變化環(huán)境下水資源沖突管理研究”(71433003)；江蘇省社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“基于生態(tài)文明理念的江 蘇新農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理研究”(15GLA005)。

陳黎(1994—)，女，江西贛州人，碩士研究生，研究方向?yàn)樗Y源與水環(huán)境綜合管理。

X506

A

1001-8581(2017)03-0135-04