陳 黎，仇 蕾

(1.河海大學(xué) 水文水資源與水利工程科學(xué)國家重點實驗室，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)國家重點實驗室，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，通過發(fā)放407份調(diào)查問卷，運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度呈負相關(guān)且顯著；農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度和復(fù)種指數(shù)與化肥施用強度呈正相關(guān)且檢驗結(jié)果十分顯著，勞動力規(guī)模和耕地塊數(shù)與化肥施用強度呈正相關(guān)且檢驗結(jié)果顯著；農(nóng)戶對環(huán)境保護關(guān)注程度、農(nóng)戶是否采用測土配方施肥技術(shù)、是否參加過技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用強度呈十分顯著的負相關(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)濟的快速發(fā)展，我國水環(huán)境污染問題越來越嚴重，造成了巨大的經(jīng)濟損失、生態(tài)損失和社會損失，其中尤以農(nóng)業(yè)面源污染問題最為突出[1]。在工業(yè)點源污染和城鄉(xiāng)污水治理逐步到位之后，農(nóng)業(yè)面源污染問題成為我國環(huán)境污染的主要問題[2]。據(jù)《2013年中國環(huán)境狀況公報》，2013年全國COD(化學(xué)耗氧量)的排放總量為2352.7萬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]，可見治理農(nóng)業(yè)面源污染已經(jīng)成為我國治理水污染的關(guān)鍵。

所謂農(nóng)業(yè)面源污染[4]，是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中，N素和P素等營養(yǎng)物質(zhì)、農(nóng)藥、畜類、禽類糞便以及其他有機或無機污染物質(zhì)形成的水環(huán)境污染。農(nóng)業(yè)污染物以廣域的、分散的、微量的形式進入地表水及地下水，其治理在時間和空間上的難度均遠遠大于點源污染[5]。目前的研究顯示，我國農(nóng)業(yè)面源污染主要來源[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)要素的過度使用[7]，造成土壤氮磷養(yǎng)分過剩，并通過滲漏、地表徑流等途徑進入水體，嚴重威脅了生態(tài)平衡和農(nóng)產(chǎn)品安全。而隨著養(yǎng)殖規(guī)模的不斷擴大，養(yǎng)殖廢棄物也隨之增加，且由于沒有足夠的配套設(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)戶行為帶來的負外部性是控制農(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)、消費和勞動力供給行為理論與經(jīng)濟學(xué)理論相結(jié)合，用來描述農(nóng)戶內(nèi)部各種關(guān)系的理論研究[8]，因為農(nóng)戶是有限理性的，其決策時受到自身主觀認知和外部條件限制，加之農(nóng)戶是風(fēng)險規(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)面源污染治理過程需重點優(yōu)化和規(guī)范的行為，并有針對性地提出政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源及樣本基本特征

1.1 數(shù)據(jù)來源

在閱讀大量文獻的基礎(chǔ)上，參考同類型研究的調(diào)查問卷，根據(jù)擬選取的調(diào)查地區(qū)，進行針對性問卷設(shè)計。本次問卷共發(fā)放407份，實際收回396份，剔除矛盾錯誤數(shù)據(jù)和關(guān)鍵信息不完整數(shù)據(jù)信息等無效問卷，得到有效問卷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)面源污染強度，采用線性回歸模型來探討農(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表示隨機干擾項。

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

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SPSS 19.0對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析。回歸結(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了顯著性檢驗，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%水平上通過顯著性檢驗，且系數(shù)為負。這表明農(nóng)戶隨著年齡的增加，對化肥施用愈加謹慎，這可能與經(jīng)驗的積累有關(guān)。

(2)戶主受教育年限通過了5%水平的顯著性檢驗，且系數(shù)為負。這表明農(nóng)戶受教育年限越長，其化肥施用強度越低?？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)面源污染的知識越多，對化肥的使用危害認識越深，其結(jié)果表現(xiàn)為減少化肥施用強度。

(3)農(nóng)戶是否為村干部通過了10%水平的顯著性檢驗，且系數(shù)為負。這表明農(nóng)戶戶主若為村干部，其化肥施用強度較其他非村干部要低?？赡艿脑蚴亲鳛榇甯刹?，本身具備一定的知識文化水平，故化肥施用強度相對較低；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)年限對農(nóng)戶化肥施用強度的影響不顯著，但其系數(shù)為負。說明農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長，對化肥的施用愈加謹慎。究其原因，可能與戶主年齡的負相關(guān)性一樣，與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗的累積有關(guān)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗積累越多，其對農(nóng)田需要的化肥施用量掌握越清楚，越會減少化肥施用量；或是與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中經(jīng)歷過因化肥施用過量而導(dǎo)致的耕地養(yǎng)分流失農(nóng)田肥力不足有關(guān)，在接下來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中會愈加合理利用化肥。

表3 變量含義

注:“+”表示正向影響，“-”表示負向影響，“?”表示影響方向待定。

表4 農(nóng)戶化肥施用強度影響因素回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%水平的顯著性檢驗。

3.2 家庭資源特征變量的影響

(1)經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶化肥施用強度的影響沒有通過顯著性檢驗，其系數(shù)為正。說明農(nóng)戶家庭經(jīng)營規(guī)模的擴大，化肥施用量可能會增加，或許與我國小規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)。由于農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展和農(nóng)耕技術(shù)發(fā)展，我國絕大多數(shù)農(nóng)戶的施肥行為是憑借經(jīng)驗估計進行的，而不是嚴格根據(jù)土壤質(zhì)量和土壤養(yǎng)分缺失情況進行專門的有針對性的施肥行為，因此容易造成化肥施用不合理和施用過量的情況發(fā)生。

(2)勞動力規(guī)模變量在10%水平上通過了顯著性檢驗，其系數(shù)為正。這說明從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際勞動人數(shù)越多，化肥施用強度也越大。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動屬于勞動密集型活動，勞動力規(guī)模越大，對生產(chǎn)投入要素需求也就越多，相對的化肥施用量也會上升。

(3)農(nóng)戶兼業(yè)程度在1%水平上通過了對化肥施用強度的顯著性檢驗，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，化肥施用強度越大。勞動力資源的調(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，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)戶會選擇更多的化肥投入來替代勞動力轉(zhuǎn)移。兼業(yè)收入是農(nóng)戶收入的一部分，也是農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移及重新配置帶來的收益，為了緩解兼業(yè)現(xiàn)象帶來的農(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)戶化肥施用強度呈正相關(guān)關(guān)系，在5%水平上通過了顯著性檢驗。這表明耕地資源細碎化程度越高，耕地塊數(shù)越多，化肥施用量越大，污染也越嚴重。由于政府對農(nóng)村土地采取均衡分配，使得每個農(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，化肥等要素會被過量投入，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%水平上通過了對化肥施用強度的顯著性檢驗，表現(xiàn)為強烈的正相關(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，則化肥施用強度越高。調(diào)查地區(qū)均為陽光照射時間長、雨水充足之地，其作物成熟時間較短，故種植時間密度大，復(fù)種次數(shù)多，對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)市集距離沒有通過顯著性分析，可能的原因是隨著農(nóng)村商品經(jīng)濟和交通運輸?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，空間距離對農(nóng)戶獲取資源已不構(gòu)成限制，故沒能通過顯著性分析。

(2)是否與其他農(nóng)戶經(jīng)常交流也沒能通過顯著性分析，究其原因是因為農(nóng)戶施肥的數(shù)量和頻率更多的是依靠個人經(jīng)驗，但其系數(shù)為負時，表明經(jīng)常與其他農(nóng)戶交流施肥經(jīng)驗，在交流過程中農(nóng)戶會偏向聽取經(jīng)驗比自己豐富的人的意見，有利于降低化肥施用強度。

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

3.4 政策因素變量的影響

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

(2)是否參加過技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用強度呈負相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期方向一致，其通過了5%水平的顯著性檢驗。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)濟目的有關(guān)。如果培訓(xùn)本身是政策性而不是經(jīng)濟性推廣，那么農(nóng)戶參加過技術(shù)培訓(xùn)，了解過更多技術(shù)知識，還是愿意減少化肥施用量的。

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

4 結(jié)語

運用一般線性回歸模型，通過實地調(diào)研數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析了農(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度呈負相關(guān)且顯著。(2)農(nóng)戶家庭兼業(yè)程度和復(fù)種指數(shù)與化肥施用強度正相關(guān)且檢驗結(jié)果十分顯著，勞動力規(guī)模和耕地塊數(shù)與化肥施用強度呈正相關(guān)且檢驗結(jié)果顯著。(3)農(nóng)戶對環(huán)境保護關(guān)注程度與化肥施用強度呈十分顯著的負相關(guān)關(guān)系。(4)農(nóng)戶采用測土配方技術(shù)對施肥強度呈十分顯著的負相關(guān)關(guān)系，是否參加過技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用強度呈顯著負相關(guān)關(guān)系。

針對以上結(jié)論，給出如下政策建議：(1)通過教育培訓(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)機制，確保農(nóng)村基層干部素質(zhì)過硬，并在相關(guān)農(nóng)業(yè)政策推動和實施方面做好本職工作，發(fā)揮領(lǐng)頭羊作用。(3)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)，同時響應(yīng)中央一號文件要求，千方百計提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入。(4)加強科技創(chuàng)新和推廣力度[10]。

[1] 郭子鵬.基于SWAT模型的太行山區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染模擬研究：以唐河西大洋水庫以上流域為例[D].保定:河北農(nóng)業(yè)大學(xué)，2013.

[2] 徐建芬.浙江省農(nóng)業(yè)面源污染的影響因素研究[D].杭州:浙江工商大學(xué),2012.

[3] 宋家永,李英濤,宋宇,等.農(nóng)業(yè)面源污染的研究進展[J].中國農(nóng)學(xué)通報,2010,26(11):362-365.

[4] 肖靜.農(nóng)業(yè)面源污染治理對策初探[J].農(nóng)業(yè)開發(fā)與裝備,2014(2):25.

[5] 許娟,梅旭榮,劉國強,等.農(nóng)業(yè)污染防控與水質(zhì)改善策略[J].中國農(nóng)業(yè)科技導(dǎo)報,2008，10(5):19-23.

[6] 李秀芬,朱金兆,顧曉君,等.農(nóng)業(yè)面源污染現(xiàn)狀與防治進展[J].中國人口·資源與環(huán)境,2010，20(4):81-84.

[7] 洪燕婷,仇蕾.太湖流域農(nóng)業(yè)面源污染防控措施研究分析[J].環(huán)境科技,2015(3):17-21.

[8] 陳和午.農(nóng)戶模型的發(fā)展與應(yīng)用:文獻綜述[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2004(3):2-10.

[9] 何浩然,張林秀,李強.農(nóng)民施肥行為及農(nóng)業(yè)面源污染研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2006(6):2-10.

[10] 范傳輝,陳穎,文武.徐州市農(nóng)業(yè)面源污染現(xiàn)狀分析及防治對策思考[J].環(huán)境科技,2009,22(增2):96-97.

(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

國家社會科學(xué)基金重大項目“保障經(jīng)濟、生態(tài)和國家安全的最嚴格水資源管理制度體系研究”(12&ZD214)；國家自然科 學(xué)基金重點項目“變化環(huán)境下水資源沖突管理研究”(71433003)；江蘇省社會科學(xué)基金重點項目“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，研究方向為水資源與水環(huán)境綜合管理。

X506

A

1001-8581(2017)03-0135-04