陳之晗，花文元，羅良國(guó)，劉靜

（1.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展研究所，北京 100081；2.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081）

長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)灌溉的依賴(lài)性較強(qiáng)，農(nóng)業(yè)用水量占全社會(huì)用水總量的60%以上，其中灌溉用水量占農(nóng)業(yè)用水量的90%以上。根據(jù)《2020 年中國(guó)水資源公報(bào)》，全國(guó)農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)僅為0.565。在全球水資源短缺現(xiàn)象日益嚴(yán)重、農(nóng)業(yè)水資源利用效率亟待提高的現(xiàn)實(shí)背景下，2018 年3 月，水利部印發(fā)《深化農(nóng)田水利改革的指導(dǎo)意見(jiàn)》，要求堅(jiān)持節(jié)水優(yōu)先方針，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)用水管理，同步推進(jìn)農(nóng)業(yè)水價(jià)綜合改革，推動(dòng)農(nóng)田水利建設(shè)從提高供水能力向更加重視提高節(jié)水能力轉(zhuǎn)變。顯然，進(jìn)行農(nóng)田水利改革的主要目的是完善農(nóng)田水利工程設(shè)施、激發(fā)農(nóng)村發(fā)展活力，促進(jìn)農(nóng)業(yè)用水方式由粗放型向集約節(jié)約型轉(zhuǎn)變。粗放的用水方式通常也伴隨著粗放的生產(chǎn)資料的投入，引發(fā)一系列資源環(huán)境問(wèn)題，如農(nóng)業(yè)面源污染。因其具有廣泛性、分散性和隱蔽性，農(nóng)業(yè)面源污染治理難度較大。2021年3月，生態(tài)環(huán)境部和農(nóng)業(yè)農(nóng)村部聯(lián)合印發(fā)《農(nóng)業(yè)面源污染治理與監(jiān)督指導(dǎo)實(shí)施方案（試行）》，提出面源污染要精細(xì)監(jiān)管，尊重農(nóng)民群眾意愿，實(shí)施“一區(qū)一策”，因地制宜采取治理措施。根據(jù)云南省曲靖市政府報(bào)告，自2014 年陸良縣恨虎壩中型灌區(qū)、中壩村被列為全國(guó)農(nóng)田水利改革試驗(yàn)區(qū)以來(lái)，陸良縣已建成高效節(jié)水灌溉面積11 053.33 hm2，灌溉水利用系數(shù)提高到0.85，灌溉保證率提高到90%以上，恨虎壩46.67 hm2微灌示范區(qū)實(shí)現(xiàn)水利現(xiàn)代化。因此，就陸良縣農(nóng)田水利改革的實(shí)踐來(lái)看，農(nóng)田水利改革是否在完善農(nóng)田水利設(shè)施的同時(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的防控起到附加作用？能否兼顧節(jié)水與減污？值得深入研究。

關(guān)于面源污染治理、水資源、糧食生產(chǎn)以及三者之間的關(guān)系，自20世紀(jì)90年代以來(lái)，不少學(xué)者從農(nóng)田水分養(yǎng)分運(yùn)移機(jī)理層面探討了如何通過(guò)節(jié)水控肥獲得高產(chǎn)的同時(shí)又能減少面源污染，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)清潔生產(chǎn)。茆智[1]、馬立珊等[2]通過(guò)田間試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在稻田進(jìn)行的控水灌溉經(jīng)濟(jì)效益顯著，且能有效控制農(nóng)業(yè)面源污染。在此基礎(chǔ)上，萬(wàn)玉文等[3]探尋了節(jié)水、增產(chǎn)、減污相統(tǒng)一的農(nóng)田灌溉系統(tǒng)。水資源與糧食生產(chǎn)息息相關(guān)，水安全是糧食安全的基礎(chǔ)，大量研究表明，建立糧食生產(chǎn)-水資源-生態(tài)系統(tǒng)平衡機(jī)制是保障水資源與糧食安全、促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵。馬曉河等[4]通過(guò)對(duì)比不同地區(qū)間糧食產(chǎn)量和用水量的數(shù)據(jù)，認(rèn)為直接影響當(dāng)?shù)丶Z食生產(chǎn)水平的因素是灌溉水資源的獲取能力而非用水量，因此構(gòu)建可持續(xù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的重點(diǎn)是農(nóng)業(yè)節(jié)水設(shè)施的建設(shè)、農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的研究和水污染的治理。目前，我國(guó)糧食生產(chǎn)對(duì)化肥的依賴(lài)性仍很大，張郁等[5]分析了黑龍江墾區(qū)的多年生產(chǎn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)糧食生產(chǎn)與化肥施用造成的面源污染之間多次出現(xiàn)擴(kuò)張性耦合關(guān)系，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的面源污染防治任務(wù)仍然艱巨。楊世琦[6]基于我國(guó)局部面源污染風(fēng)險(xiǎn)仍較大的判定，提出了基于糧食安全的農(nóng)業(yè)面源污染防治技術(shù)體系。也有眾多學(xué)者分析農(nóng)戶的施肥行為，從農(nóng)戶層面探究降低農(nóng)業(yè)面源污染的有效途徑[7-8]。

針對(duì)農(nóng)田水利工程等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)其與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究成果大致可分為兩個(gè)方向：部分學(xué)者認(rèn)為交通、農(nóng)田水利等基礎(chǔ)設(shè)施能夠降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本[9-11]；部分學(xué)者則發(fā)現(xiàn)農(nóng)田水利設(shè)施和農(nóng)村公路的增加有利于增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入。根據(jù)吳清華等[12]、曾福生等[13]的研究成果，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)糧食生產(chǎn)中的勞動(dòng)要素具有替代效應(yīng)，對(duì)資本要素和中間要素具有互補(bǔ)效應(yīng)。卓樂(lè)[14]認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的修建改善了生產(chǎn)條件，能夠促進(jìn)播種面積增加，提高糧食生產(chǎn)效率、防范自然風(fēng)險(xiǎn)，從而提高糧食產(chǎn)量，增加農(nóng)民種植收入。由此可見(jiàn)，在農(nóng)田水利工程等農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入關(guān)系的相關(guān)研究中，學(xué)術(shù)界并未形成一致的研究結(jié)論。從理論上看，對(duì)于自然資源稟賦及灌溉條件較差的地區(qū)來(lái)說(shuō)，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是農(nóng)田水利設(shè)施的完善，有效緩解了農(nóng)民灌溉難的問(wèn)題，提升了農(nóng)民的灌溉便利度，對(duì)其生產(chǎn)積極性和生產(chǎn)投入具有一定的激勵(lì)作用。

目前國(guó)內(nèi)在農(nóng)田面源污染領(lǐng)域的實(shí)證型研究并不少，但較少關(guān)注農(nóng)田水利改革背景下的區(qū)域農(nóng)田面源污染治理問(wèn)題。具體來(lái)看，本研究的潛在創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：①現(xiàn)有研究大多從農(nóng)田水分養(yǎng)分運(yùn)移機(jī)理與微觀農(nóng)戶行為層面探討農(nóng)業(yè)面源污染問(wèn)題，少有研究聚焦于農(nóng)田水利改革制度背景下的農(nóng)業(yè)面源污染防治效果，而本研究基于云南省陸良縣農(nóng)田水利改革試點(diǎn)的調(diào)查，實(shí)證分析了以農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)為核心的農(nóng)田水利改革政策對(duì)農(nóng)田面源污染的影響，從農(nóng)田水利改革視角豐富了有關(guān)農(nóng)業(yè)面源污染的研究；②少數(shù)探討水利改革的環(huán)境效應(yīng)的研究，更多地從工程技術(shù)視角展開(kāi)，缺乏針對(duì)政策本身生態(tài)環(huán)境溢出效應(yīng)的研究，本研究著重探討了農(nóng)田水利改革環(huán)境效應(yīng)的作用機(jī)制，考察農(nóng)田水利建設(shè)與化肥、種子等物質(zhì)資料投入的關(guān)系，為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入關(guān)系的研究提供證據(jù)，對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 分析框架與研究假說(shuō)

農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施不僅是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基石，同時(shí)也是農(nóng)村貧困治理的重要手段，在提高糧食產(chǎn)量、促進(jìn)農(nóng)民增收方面發(fā)揮著舉足輕重的作用。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策時(shí)遵循最優(yōu)化原則[10]。出于對(duì)較高收入水平的期待，農(nóng)田水利設(shè)施的建立與完善釋放的土地生產(chǎn)潛力會(huì)對(duì)農(nóng)民形成生產(chǎn)激勵(lì)，激發(fā)其生產(chǎn)積極性，加大生產(chǎn)要素的投入。因此，對(duì)于自身灌溉條件較差的區(qū)域來(lái)說(shuō)，農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)與完善在促進(jìn)灌溉便利的同時(shí)，會(huì)導(dǎo)致化肥投入量的增加，而其中未被作物吸收的氮、磷等養(yǎng)分則會(huì)隨著地表徑流、淋溶等方式進(jìn)入水體，從而引發(fā)面源污染風(fēng)險(xiǎn)[15]。同時(shí)，由于環(huán)境是一種共享資源，化肥施用過(guò)量所致的環(huán)境問(wèn)題難以責(zé)任具體化，農(nóng)民在享受化肥帶來(lái)較高經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)的同時(shí)卻不需對(duì)環(huán)境損害負(fù)責(zé)，農(nóng)業(yè)活動(dòng)的外部性割裂了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和與之生存發(fā)展密切相關(guān)的生態(tài)環(huán)境之間的聯(lián)系[16]。在農(nóng)業(yè)活動(dòng)外部性的約束機(jī)制尚未建立的背景下，農(nóng)民在利益最大化的驅(qū)使下，更多關(guān)注施用化肥的增產(chǎn)效應(yīng)，而忽視其所進(jìn)行的生產(chǎn)活動(dòng)對(duì)外部資源環(huán)境產(chǎn)生的影響。鑒于此，本研究提出如下假說(shuō)：

H1（假設(shè)1）：就灌溉區(qū)位條件較差的地區(qū)而言，在農(nóng)業(yè)活動(dòng)外部性的約束機(jī)制尚未建立的背景下，農(nóng)田水利設(shè)施的完善可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)田面源污染風(fēng)險(xiǎn)的提高。

從上述分析可知，農(nóng)戶的增產(chǎn)激勵(lì)導(dǎo)致農(nóng)田面源污染風(fēng)險(xiǎn)提高，而農(nóng)戶的增產(chǎn)激勵(lì)行為可能反映在兩個(gè)方面：種植制度的調(diào)整和生產(chǎn)要素投入的改變。在實(shí)地調(diào)查中了解到，陸良地區(qū)春季干旱少雨，而早春馬鈴薯的用水需求較大，因而農(nóng)戶在春季的種植積極性不高，大多數(shù)選擇少種或不種。而在農(nóng)田水利改革試點(diǎn)區(qū)內(nèi)，水利設(shè)施的建立與完善極大地緩解了春旱，農(nóng)戶為了增加收益，紛紛選擇種植或擴(kuò)種早春馬鈴薯。陸良地區(qū)的農(nóng)業(yè)水利改革政策使得當(dāng)?shù)氐脑绱厚R鈴薯種植經(jīng)歷了從“不種”到“種”，從“少種”到“多種”的轉(zhuǎn)變過(guò)程。其中，由“不種”到“種”涉及種植制度的變化，而由“少種”到“多種”更多涉及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入的改變。我國(guó)的農(nóng)業(yè)種植調(diào)整更多伴隨著農(nóng)用化學(xué)品投入力度的加大[17]以及面源污染的加劇。根據(jù)陸良縣農(nóng)田水利改革的實(shí)踐，農(nóng)田水利設(shè)施的興建推動(dòng)形成了試點(diǎn)村早春馬鈴薯-玉米-秋馬鈴薯一年三季的輪作方式。而在試點(diǎn)區(qū)之外，水資源的季節(jié)性不均衡限制了春季大田作物的生產(chǎn)，年內(nèi)輪作方式仍以玉米-秋馬鈴薯為主。在追求更高產(chǎn)量目標(biāo)和更充足作物養(yǎng)分補(bǔ)給的前提下，三季輪作往往需要比兩季輪作投入更多的肥料，由此帶來(lái)的潛在農(nóng)田面源污染排放風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)更大。

實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在陸良縣農(nóng)田水利改革試點(diǎn)區(qū)內(nèi)，關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素最直觀的改變有兩方面：一是灌溉用水量；二是種子用量。大量研究表明，農(nóng)田面源污染增加的主要原因是化肥施用量的提高，而較高的化肥施用量和較高的灌溉用水量往往是關(guān)聯(lián)的[18]。由上文分析可知，農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)降低了灌溉成本，提升了農(nóng)田的灌溉便利度，農(nóng)戶將在增加產(chǎn)量、提高收入方面投入更多的資金與精力，對(duì)化肥的需求會(huì)逐漸增加。此外，種子作為化肥的直接作用對(duì)象，其用量的多寡與化肥的增減關(guān)系十分密切，較高的種子用量映射出較高的種植密度，而隨著種植密度的增加，馬鈴薯干物質(zhì)積累量以及商品薯率均有降低的趨勢(shì)[19]，進(jìn)而促使農(nóng)戶增施化肥以保證馬鈴薯產(chǎn)量及商品薯率。據(jù)此，本研究提出如下假說(shuō)：

H2（假設(shè)2）：以種植制度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入的變化為表征的農(nóng)戶增產(chǎn)激勵(lì)行為在農(nóng)田水利改革與面源污染之間發(fā)揮了中介效應(yīng)。

隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)村地區(qū)存在廣泛的非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)象，非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)了農(nóng)民工資性收入的增加，提高了農(nóng)民整體收入水平。研究表明，非農(nóng)就業(yè)會(huì)擠占農(nóng)民進(jìn)行田間管理的時(shí)間[8]，為避免產(chǎn)量損失，兼業(yè)農(nóng)戶將增加短期資本投入以彌補(bǔ)田間管理的不足[20]。在經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入的雙重驅(qū)動(dòng)下，農(nóng)戶會(huì)繼續(xù)加大生產(chǎn)要素投入（比如增大播種量或化肥用量）以兼顧產(chǎn)量與非農(nóng)就業(yè)（圖1）。基于以上分析，本研究提出如下假說(shuō)：

圖1 陸良縣農(nóng)田水利改革對(duì)面源污染的影響機(jī)制Figure1 The mechanism of the reform on non-point source pollution in Luliang County

H3（假設(shè)3）：非農(nóng)就業(yè)在農(nóng)田水利改革與農(nóng)戶增產(chǎn)激勵(lì)行為之間發(fā)揮了調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

2.1 研究區(qū)域概況

調(diào)研區(qū)域云南省陸良縣位于滇中地區(qū)，居南盤(pán)江上游，在北緯24°44′～25°18′、東經(jīng)103°23′～104°02′之間。全縣壩區(qū)面積771.99 km2，占總面積的38.8%，是云南省第一大高原平壩。陸良縣海拔1 840 m，冬干夏濕，年均氣溫14.7 ℃，年降雨量900～1 000 mm，但降雨量年內(nèi)分配不均勻，水資源季節(jié)性變幅大，春季水資源短缺風(fēng)險(xiǎn)高。陸良縣隸屬的曲靖市，是云南省種植薯類(lèi)最多的地區(qū)，種植面積占全省種植面積的29.55%[21]，馬鈴薯種植是陸良縣農(nóng)業(yè)支柱性產(chǎn)業(yè)。2020 年，陸良縣馬鈴薯種植面積達(dá)24 333.33 hm2，產(chǎn)量超過(guò)65 萬(wàn)t，是云南省馬鈴薯種植的主產(chǎn)區(qū)和高產(chǎn)區(qū)之一。然而陸良縣春季工程性缺水和季節(jié)性缺水與早春馬鈴薯的用水需求相沖突，嚴(yán)重制約了當(dāng)?shù)卦绱厚R鈴薯種植業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

調(diào)查采用分組抽樣的方法，抽樣總體為陸良縣2020 年從事早春馬鈴薯種植的農(nóng)戶。根據(jù)研究目的及意義，本次調(diào)查以是否進(jìn)行水利改革作為分組依據(jù)，將抽樣總體分為兩組，分別是改革組和未改革組，在每一組內(nèi)進(jìn)行簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣，并對(duì)被抽調(diào)的每一戶農(nóng)戶進(jìn)行入戶訪談式調(diào)研。為保障調(diào)查質(zhì)量，所有調(diào)研人員均在前期接受了相關(guān)培訓(xùn)。本次調(diào)查共發(fā)放農(nóng)戶問(wèn)卷345份，回收的有效樣本為345份。

調(diào)查的主要內(nèi)容包含三個(gè)層面：一是農(nóng)戶層面，包括農(nóng)戶及其家庭成員的基本信息、家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況等；二是地塊層面，包括地塊基本特征、肥料種子等物料投入及早春馬鈴薯產(chǎn)出信息（考慮到當(dāng)?shù)氐匦我缘蜕角鹆隇橹?，地塊較為分散，農(nóng)戶僅憑記憶可能難以將地塊間的種植差異進(jìn)行量化，因此，參考梁志會(huì)等[22]的做法，本研究?jī)H調(diào)查農(nóng)戶種植早春馬鈴薯最大地塊的相關(guān)信息）；三是集體層面，包括糧食補(bǔ)貼、環(huán)保宣傳及化肥減施行動(dòng)等相關(guān)信息。

2.3 變量選擇

2.3.1 結(jié)果變量

本研究的結(jié)果變量為化肥面源污染排放量。國(guó)內(nèi)學(xué)者常采用單元調(diào)查評(píng)估法、排污系數(shù)法、清單分析法、輸出系數(shù)模型、等標(biāo)污染負(fù)荷法等方法進(jìn)行農(nóng)業(yè)面源污染排放量的核算。本研究參考賴(lài)斯蕓等[23]、羅斯炫等[24]基于單元調(diào)查的清單分析方法，利用調(diào)研數(shù)據(jù)，通過(guò)逐步確定產(chǎn)污單元、各產(chǎn)污單元污染物的產(chǎn)污系數(shù)以及各產(chǎn)污單元污染物的污染排放系數(shù)，進(jìn)一步估算化肥面源污染排放量。計(jì)算公式如下：

式中：l代表各產(chǎn)污單元，由于化肥中造成環(huán)境污染的主要是氮肥、磷肥，鉀肥并不直接造成面源污染，根據(jù)以往研究[24]，將產(chǎn)污單元確定為氮肥、磷肥和復(fù)合肥3種。ΕUl為產(chǎn)污單元l指標(biāo)統(tǒng)計(jì)數(shù)，具體為單位面積早春馬鈴薯生產(chǎn)氮肥、磷肥及復(fù)合肥施用折純量，kg·hm-2。ρl為產(chǎn)污單元l的產(chǎn)污系數(shù)，本研究采用以往研究[23-24]做法，根據(jù)化肥折純的化學(xué)成分來(lái)計(jì)算產(chǎn)污系數(shù)。其中，氮肥、磷肥中的氮元素產(chǎn)污系數(shù)分別為1、0，氮磷鉀養(yǎng)分比例為1∶1∶1 的復(fù)合肥中氮元素產(chǎn)污系數(shù)為0.33；氮磷鉀養(yǎng)分比例非1∶1∶1 的復(fù)合肥按照其養(yǎng)分比例折合為純氮量，其氮元素產(chǎn)污系數(shù)為1。氮肥、磷肥中的磷元素產(chǎn)污系數(shù)分別為0、0.44，氮磷鉀養(yǎng)分比例為1∶1∶1 的復(fù)合肥中磷元素產(chǎn)污系數(shù)為0.15；氮磷鉀養(yǎng)分比例非1∶1∶1 的復(fù)合肥按照其養(yǎng)分比例折合為純磷量，其磷元素產(chǎn)污系數(shù)為0.44。PEl為產(chǎn)污單元l的污染產(chǎn)生量，kg·hm-2，Cl為產(chǎn)污單元l的污染排放系數(shù)，參考任天志等[25]的《全國(guó)農(nóng)田面源污染排放系數(shù)手冊(cè)》，根據(jù)調(diào)研地種植制度及其地形地塊特征，對(duì)應(yīng)選取手冊(cè)中的南方山地丘陵區(qū)-緩坡地-非梯田-順坡-旱地-大田兩熟及以上（模式26）肥料流失系數(shù)：總氮流失系數(shù)為1.241%，總磷流失系數(shù)為0.255%。

通過(guò)以上過(guò)程，本研究具體測(cè)算了兩種污染負(fù)荷排放標(biāo)準(zhǔn)，分別是單位面積氮污染排放量（kg·hm-2）和單位面積磷污染排放量（kg·hm-2）。

此外，參考以往文獻(xiàn)的做法[24]，采用調(diào)研數(shù)據(jù)計(jì)算所得的單位面積氮、磷折純用量（kg·hm-2）來(lái)表征氮、磷施用強(qiáng)度，并將氮、磷折純用量細(xì)分為底肥氮、磷折純用量和追肥氮、磷折純用量，進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

氮、磷折純用量既包括氮肥、磷肥的折純用量，也包括復(fù)合肥中的氮、磷折純量。其中，氮肥、磷肥的折純用量分別根據(jù)氮肥、磷肥中含N、P2O5的比例計(jì)算得出，復(fù)合肥中的氮、磷折純量則根據(jù)不同復(fù)合肥中氮、磷、鉀的養(yǎng)分比例計(jì)算得出。計(jì)算公式如下：

式中：T為受訪農(nóng)戶氮肥、磷肥及復(fù)合肥的總使用量，kg·hm-2；R代表不同種類(lèi)氮肥、磷肥及復(fù)合肥中所含N、P2O5的比例。

2.3.2 關(guān)鍵解釋變量

農(nóng)戶所在村集體是否進(jìn)行了農(nóng)田水利改革是本研究的關(guān)鍵解釋變量，考慮到陸良縣農(nóng)田水利改革試點(diǎn)村的水利設(shè)施建設(shè)工程只在農(nóng)田水利改革試點(diǎn)村開(kāi)展，尚未在非試點(diǎn)村進(jìn)行推廣，因此依照分組抽樣的組別來(lái)衡量農(nóng)戶是否處于農(nóng)田水利改革試點(diǎn)村。

2.3.3 其他解釋變量

農(nóng)戶的肥料使用狀況受多種因素的影響。本研究根據(jù)被調(diào)研地區(qū)的具體情況，結(jié)合現(xiàn)有研究的做法[26]，將其他解釋變量分為受訪農(nóng)戶特征、家庭及耕地特征、信息認(rèn)知與獲取特征。其中：受訪農(nóng)戶特征包括農(nóng)戶年齡、性別、文化程度、務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)；家庭及耕地特征包括家庭總收入、土地地形、土地肥力、農(nóng)家肥有機(jī)肥施用情況；信息認(rèn)知與獲取特征包括是否加入合作社、化肥施用過(guò)量污染認(rèn)知、化肥減施技術(shù)指導(dǎo)。

此外，考慮到農(nóng)戶的化肥施用行為在一定程度上還受到預(yù)算的約束[27]，因此還納入了家庭總收入和糧食補(bǔ)貼金額兩個(gè)控制變量。由于本研究被調(diào)研農(nóng)戶集中于固定區(qū)域——陸良縣范圍內(nèi)，村與村之間的肥料價(jià)格幾乎無(wú)差異，因此本研究不考慮肥料價(jià)格變量。

2.3.4 中介變量與調(diào)節(jié)變量

基于上述的理論分析，本研究從種植制度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入兩個(gè)方面檢驗(yàn)農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田化肥氮磷面源污染影響的中介效應(yīng)。其中，種植制度的變化用農(nóng)戶的輪作方式來(lái)表征：0 代表不輪作，即同一地塊一年內(nèi)只種植一種作物；1 代表兩季輪作，即同一地塊一年內(nèi)輪作玉米和秋馬鈴薯兩種作物；2 代表三季輪作，即同一地塊一年內(nèi)輪作早春馬鈴薯、玉米和秋馬鈴薯三種作物。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入的中介效應(yīng)包括灌溉用水量與種子用量。鑒于陸良縣農(nóng)田水利改革試點(diǎn)的灌溉工程始建于2014 年，2016 年正式投入使用，因此灌溉用水量的變化以農(nóng)戶對(duì)比2016年前的用水量表征：1代表用水量增加；2代表用水量無(wú)明顯變化；3 代表用水量減少。種子用量指農(nóng)戶在種植早春馬鈴薯最大地塊中投入的單位面積種子數(shù)量。此外，以家庭非農(nóng)就業(yè)比例來(lái)表征非農(nóng)就業(yè)，檢驗(yàn)其在水利改革與農(nóng)戶生產(chǎn)激勵(lì)之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。家庭非農(nóng)就業(yè)比例為受訪農(nóng)戶家庭中存在非農(nóng)就業(yè)行為的人口數(shù)與家庭總?cè)丝跀?shù)的比值。

表1 展示了各變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，受訪農(nóng)戶的平均年齡為48歲，其中，男性受訪農(nóng)戶占比高達(dá)96.81%，可以看出，在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的傳統(tǒng)家庭中，男性為主要的生產(chǎn)決策者。受訪農(nóng)戶平均受教育年限為7.56 a，文化程度分布較廣，但以初中水平以下為主，整體受教育程度偏低。從耕地特征來(lái)看，受訪農(nóng)戶種植早春馬鈴薯的最大地塊以平地為主，7 成以上的農(nóng)戶認(rèn)為自家土地在肥力上屬于一等地或二等地。另外，80%的農(nóng)戶在種植早春馬鈴薯的過(guò)程中會(huì)施用有機(jī)肥或農(nóng)家肥，而接受過(guò)化肥減施技術(shù)指導(dǎo)的農(nóng)戶與未接受過(guò)技術(shù)指導(dǎo)的農(nóng)戶在人數(shù)上基本相等。表2 展示了各變量在水利改革組和未改革組的均值差異。由表2 可知，關(guān)鍵解釋變量氮面源污染排放量與磷面源污染排放量在水利改革組與未改革組之間的均值差異在1%的水平下顯著，這表明在陸良縣試點(diǎn)村進(jìn)行的農(nóng)田水利改革對(duì)當(dāng)?shù)氐孜廴九欧帕慨a(chǎn)生了較大的影響。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果變量中，氮折純用量、底肥氮折純、磷折純用量、底肥磷折純存在顯著的組間差異，而追肥階段的氮磷折純用量并沒(méi)有顯著的組間差異。因而本研究采用多元回歸模型對(duì)水利改革對(duì)面源污染的影響進(jìn)行更準(zhǔn)確估計(jì)。

表1 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)特征Table 1 Variable explanation and descriptive statistics

表2 變量組間差異Table 2 The differences in all the variables between reform group and non-reform group

2.4 模型設(shè)定

2.4.1 基準(zhǔn)回歸模型

目前針對(duì)農(nóng)戶施肥行為的相關(guān)研究主要運(yùn)用Logit 模型、Probit 模型、Heckman 模型、一般線性模型等方法。Logit 模型與Probit模型為離散選擇模型，所適用的被解釋變量為離散數(shù)據(jù)而非連續(xù)數(shù)據(jù)[28]，本研究的結(jié)果變量氮、磷面源污染排放量根據(jù)農(nóng)戶的化肥施用情況計(jì)算所得，并非離散數(shù)據(jù)，因此Logit 模型與Probit 模型與本實(shí)證研究的適配性較低；Heckman 二階段模型主要用于解決選擇性偏差帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，而本研究可能的內(nèi)生性來(lái)源也是樣本自選擇偏差，即村莊基于一些不可觀測(cè)因素，選擇成為農(nóng)田水利改革試點(diǎn)村，例如一些自然條件較好的村莊更容易開(kāi)展水利改革，因而更可能成為試點(diǎn)村，這種自選擇偏差會(huì)導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)存在偏誤。但是，處理組（試點(diǎn)村）與對(duì)照組（非試點(diǎn)村）均在同一縣域，自然條件、地理位置等不可觀測(cè)因素的差異較小，難以形成顯著的樣本自選擇偏差，故Heckman二階段模型不適用于本研究的實(shí)證需要。綜上所述，選擇最小二乘法（OLS）來(lái)估計(jì)自變量與因變量間的相關(guān)關(guān)系，以便對(duì)比考察不同組別樣本間的具體差異[8]。模型的一般形式如下：

式中：Y為結(jié)果變量，表示單位面積面源污染排放量，kg·hm-2，具體包括單位面積氮污染排放量、單位面積磷污染排放量；G表示農(nóng)田水利改革組的虛擬變量，當(dāng)農(nóng)戶位于農(nóng)田水利改革范圍內(nèi)取1，反之取0；X代表一系列與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件及農(nóng)戶生產(chǎn)行為相關(guān)且可能會(huì)影響結(jié)果變量的控制變量；α、β為回歸系數(shù)，分別代表變量G與變量X對(duì)結(jié)果變量Y的影響程度；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；c為常數(shù)項(xiàng)。

2.4.2 中介效應(yīng)模型

為了分析陸良縣農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田化肥氮磷面源污染的影響機(jī)制，本研究借鑒Baron 等[29]、溫忠麟等[30]逐步回歸法構(gòu)建如下模型，進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)：

式中：若待估系數(shù)a、b、c都顯著，則表明中介變量M發(fā)揮顯著的中介效應(yīng)。若回歸系數(shù)c顯著，而a、b至少有一個(gè)不顯著，則不能判斷中介變量M發(fā)揮了中介效應(yīng)。此時(shí)需進(jìn)一步進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，如果顯著，則說(shuō)明變量M的中介效應(yīng)顯著，否則中介效應(yīng)不存在，檢驗(yàn)結(jié)束。在中介效應(yīng)存在的基礎(chǔ)上，還應(yīng)繼續(xù)進(jìn)行完全中介檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)系數(shù)c′，如果不顯著，說(shuō)明變量M發(fā)揮完全中介作用，若顯著，則說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)。ε0、ε1、ε2為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；c0、a0、c0′為常數(shù)項(xiàng)。

2.4.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

式中：Y代表被解釋變量，具體為種植制度、灌溉用水量與種子用量。考慮到非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭總收入的共線性，調(diào)節(jié)效應(yīng)模型去除年齡、性別、文化程度、務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)、家庭總收入5個(gè)控制變量。E為調(diào)節(jié)變量非農(nóng)就業(yè)。G×E表示是否進(jìn)行水利改革與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，若待估系數(shù)δ顯著，則表明調(diào)節(jié)變量發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

以單位面積氮污染排放量、單位面積磷污染排放量為結(jié)果變量，使用已建立的線形模型展開(kāi)計(jì)量檢驗(yàn)。為了使變量間具有可比性并緩解異方差問(wèn)題，本研究對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了量綱調(diào)整，并對(duì)家庭總收入與糧食補(bǔ)貼兩個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表3 所示。由列（1）、（3）可知，是否進(jìn)行水利改革的估計(jì)系數(shù)為正，且無(wú)論是對(duì)氮污染排放量的處理效應(yīng)還是對(duì)磷污染排放量的處理效應(yīng)，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明在云南省陸良地區(qū)進(jìn)行的農(nóng)田水利改革試點(diǎn)行動(dòng)并不能降低試點(diǎn)村的氮、磷污染水平，反而使得試點(diǎn)村的氮、磷污染水平有所上升。由列（2）、（4）可知，在控制了其他影響農(nóng)戶化肥施用行為的因素后，農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田氮、磷污染排放量的正效應(yīng)仍然顯著，印證了上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果印證了前文對(duì)于水利改革與面源污染風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的分析，理論假設(shè)1 得以驗(yàn)證。此外，由列（2）、（4）可知，受訪農(nóng)戶的文化程度、糧食補(bǔ)貼、是否加入合作社以及對(duì)化肥施用的污染認(rèn)知對(duì)氮、磷面源污染排放量有不同程度的影響。其中，受訪農(nóng)戶的文化程度、是否加入合作社以及對(duì)化肥施用的污染認(rèn)知與氮面源污染排放量呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，由此可見(jiàn)，農(nóng)戶受教育水平越高、對(duì)化肥施用的污染認(rèn)知越深，其采用正確施肥行為的可能性就越高，由此產(chǎn)生的面源污染排放風(fēng)險(xiǎn)就會(huì)越低。加入合作社也對(duì)農(nóng)戶的正確施肥行為有一定的引導(dǎo)作用，已有研究證實(shí)，農(nóng)業(yè)合作社主要通過(guò)科學(xué)種植行為示范和市場(chǎng)議價(jià)能力提升這兩種渠道來(lái)引導(dǎo)農(nóng)戶正確的施肥行為[31]。此外，我們也應(yīng)注意到糧食補(bǔ)貼與農(nóng)田氮、磷污染排放量的正向相關(guān)關(guān)系，糧食補(bǔ)貼在一定程度上緩解了農(nóng)戶的種植壓力，增加了農(nóng)戶的種植收益，但只針對(duì)糧食種植面積與種類(lèi)的補(bǔ)貼會(huì)促使農(nóng)戶增加農(nóng)田的化肥投入，從而增加氮、磷面源污染排放風(fēng)險(xiǎn)，這一發(fā)現(xiàn)也得到了相關(guān)實(shí)證研究的印證[32]。

表3 農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田氮、磷污染排放量的回歸結(jié)果Table 3 Regression result of the agricultural irrigation reform on N，P non-point source pollution emissions

綜合對(duì)比表3 中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是否納入控制變量，農(nóng)田水利改革對(duì)氮污染排放水平的提升作用都大于對(duì)磷污染排放水平的提升作用。這與巨曉棠等[33]、侯萌瑤等[34]的研究結(jié)果具有一致性。因此在陸良縣農(nóng)田水利改革試點(diǎn)中，出于對(duì)作物產(chǎn)量與品質(zhì)的期待，農(nóng)戶在增施化肥的同時(shí)，更可能大幅增加氮肥施用量，從而造成較大幅度的氮面源污染風(fēng)險(xiǎn)提升。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)果的可靠性，參考以往文獻(xiàn)的做法[24]，本研究選取單位面積氮、磷折純用量（kg·hm-2）表征氮、磷施用強(qiáng)度，進(jìn)一步考察陸良地區(qū)的農(nóng)田水利改革對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)田面源污染的作用。此處計(jì)算的氮、磷折純用量既包括氮肥、磷肥的折純用量，也包括復(fù)合肥中的氮、磷折純量。其中，氮肥、磷肥的折純用量分別根據(jù)氮肥、磷肥中含N、P2O5的比例計(jì)算得出，復(fù)合肥中的氮、磷折純量則根據(jù)不同復(fù)合肥中氮、磷、鉀的養(yǎng)分比例計(jì)算得出。另外，為了深入探討農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)戶施肥過(guò)程產(chǎn)生的影響，進(jìn)一步將氮、磷折純用量細(xì)分為底肥氮、磷折純用量和追肥氮、磷折純用量，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4、表5所示。

表4 農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)戶單位面積氮折純用量的回歸結(jié)果Table 4 Regression result of the agricultural irrigation reform on the pure N in fertilizer consumption

表5 農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)戶單位面積磷折純用量的回歸結(jié)果Table 5 Regression result of the agricultural irrigation reform on the pure P2O5 in fertilizer consumption

根據(jù)表4 中的估計(jì)結(jié)果，由列（1）可知，在陸良地區(qū)進(jìn)行的農(nóng)田水利改革對(duì)當(dāng)?shù)卦绱厚R鈴薯的單位面積施氮折純用量具有顯著的增長(zhǎng)效應(yīng)。對(duì)比列（2）、（3）的估計(jì)結(jié)果可以看出，農(nóng)田水利改革在不同施肥時(shí)期的作用不同，具體來(lái)講，水利改革顯著增加了農(nóng)戶在底肥階段的化肥氮投入，而對(duì)追肥階段的化肥氮投入并沒(méi)有產(chǎn)生顯著的影響。表5 中的估計(jì)結(jié)果同樣顯示農(nóng)田水利改革顯著增加了農(nóng)戶單位面積磷肥折純量的投入，尤其是底肥階段磷折純量的投入。馬鈴薯在各個(gè)生長(zhǎng)階段，均需要不同數(shù)量和種類(lèi)的養(yǎng)分供應(yīng)，施肥是滿足馬鈴薯植株生長(zhǎng)需求的有效手段。根據(jù)武新娟等[35]的研究成果，相較于追肥，底肥施肥量在一定范圍內(nèi)對(duì)馬鈴薯前期植株生長(zhǎng)影響較大，施足底肥可促進(jìn)馬鈴薯前期枝葉繁茂、根系發(fā)達(dá)，有利于后期塊莖的膨大，這與本研究的發(fā)現(xiàn)具有一致性。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了前文理論假設(shè)1 的內(nèi)容，即在陸良地區(qū)進(jìn)行的農(nóng)田水利改革對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)田氮、磷污染排放量有增加效應(yīng)。

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表6 展示了種植制度作為中介變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列（1）、（2）是對(duì)本研究基準(zhǔn)回歸結(jié)果的再現(xiàn)，列（3）的估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)戶的種植制度具有顯著的正效應(yīng)，說(shuō)明農(nóng)田水利改革改變了農(nóng)戶的輪作方式，增加了輪作季數(shù)。列（4）、（5）的估計(jì)結(jié)果顯示，種植制度的改變對(duì)農(nóng)田化肥氮、磷面源污染排放量具有顯著的增加效應(yīng)，即農(nóng)田水利改革帶來(lái)輪作季數(shù)的增加顯著增大了化肥氮、磷面源污染排放風(fēng)險(xiǎn)，這與上述理論相符。進(jìn)一步對(duì)比列（1）、（4）和列（2）、（5）可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)模型中加入中介變量種植制度后，本研究關(guān)鍵解釋變量的估計(jì)系數(shù)由0.082、0.012 分別減少至0.070、0.011，這表明在農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田化肥氮磷面源污染的增加效應(yīng)中，有一部分是通過(guò)種植制度的變化實(shí)現(xiàn)的。

表6 種植制度中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 The mediation effect of cropping patterns

表7、表8 展示的是生產(chǎn)要素作為中介變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。表7 中列（3）的估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)戶灌溉用水量變化具有顯著的負(fù)效應(yīng)，根據(jù)灌溉用水量表征數(shù)值的含義，這代表農(nóng)田水利改革顯著增加了農(nóng)戶的灌溉用水量。由表8 中列（3）的估計(jì)結(jié)果可知，農(nóng)田水利改革顯著增加了農(nóng)戶的單位面積種子用量。表7 中列（4）、（5）的估計(jì)結(jié)果顯示，灌溉用水量的變化對(duì)農(nóng)田化肥氮、磷面源污染都存在顯著的負(fù)相關(guān)性，這表明灌溉用水量的增加顯著加劇了當(dāng)?shù)鼗实酌嬖次廴舅健１? 中列（4）、（5）的估計(jì)結(jié)果表明，種子用量的增加使得農(nóng)田化肥氮磷面源污染排放量顯著增加。綜合對(duì)比表7、表8 中的列（1）、（4）和列（2）、（5），當(dāng)模型中加入中介變量后，本研究關(guān)鍵解釋變量的估計(jì)系數(shù)由0.082、0.012分別減少至0.073、0.010（表7）和0.065、0.011（表8）。由此可以看出，在農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田化肥氮磷面源污染的增加效應(yīng)中，有一部分是通過(guò)農(nóng)業(yè)要素投入的變化實(shí)現(xiàn)的。

表7 灌溉用水量中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 The mediation effect of irrigation water consumption

表8 種子用量中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 8 The mediation effect of seed consumption

農(nóng)田水利改革政策下的水利設(shè)施建設(shè)使得陸良縣試點(diǎn)村早春馬鈴薯高產(chǎn)的灌溉條件得以滿足。為提高產(chǎn)量、增加收入，試點(diǎn)村農(nóng)戶勢(shì)必對(duì)生產(chǎn)種植行為進(jìn)行調(diào)整，以充分利用農(nóng)田水利改革這一強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策對(duì)生產(chǎn)條件的改善作用，將政策的強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)效果落到實(shí)處。根據(jù)本研究對(duì)種植制度、生產(chǎn)要素投入的中介變量檢驗(yàn)，在農(nóng)田水利改革的背景下，農(nóng)戶會(huì)提高春季生產(chǎn)的積極性，通過(guò)增加輪作、增加種子及灌溉水的用量以適應(yīng)灌溉條件的改善，從而達(dá)到產(chǎn)量的提升，上述理論假設(shè)2得以驗(yàn)證。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表9 展示了家庭非農(nóng)就業(yè)比例作為調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)結(jié)果。列（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，是否進(jìn)行水利改革與家庭非農(nóng)就業(yè)比例的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平下顯著，這表明家庭非農(nóng)就業(yè)比例在水利改革與種植制度變化間發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)作用。水利改革帶來(lái)的生產(chǎn)激勵(lì)使得農(nóng)戶在輪作方式選擇上更傾向于三季輪作，而由于調(diào)研區(qū)域機(jī)械化發(fā)展不足，因非農(nóng)就業(yè)而導(dǎo)致的家庭部分農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的缺位無(wú)法通過(guò)農(nóng)業(yè)機(jī)械得到有效補(bǔ)充，因此在水利改革的背景下，非農(nóng)就業(yè)也會(huì)在一定程度上影響農(nóng)戶輪作方式的選擇，即非農(nóng)就業(yè)會(huì)減弱水利改革對(duì)輪作季數(shù)的增加效應(yīng)。由列（3）可知，是否進(jìn)行水利改革與家庭非農(nóng)就業(yè)比例的交互項(xiàng)系數(shù)為正，且在10%的水平下顯著，這體現(xiàn)出在水利改革對(duì)種子用量的增加效應(yīng)中，家庭非農(nóng)就業(yè)比例發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用。在水利改革的增產(chǎn)激勵(lì)下，農(nóng)戶會(huì)加大生產(chǎn)要素的投入，同時(shí)也期望通過(guò)加大生產(chǎn)要素的投入來(lái)確保家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)下的作物產(chǎn)量。因此，家庭非農(nóng)就業(yè)比例越高，水利改革對(duì)種子用量的增加效應(yīng)越大。這檢驗(yàn)了非農(nóng)就業(yè)在水利改革對(duì)農(nóng)戶的增產(chǎn)激勵(lì)行為中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，前文理論假設(shè)3得以驗(yàn)證。

表9 家庭非農(nóng)就業(yè)比例調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果Table 9 The moderating effect of non-agricultural employment

4 研究結(jié)論與政策建議

本研究以農(nóng)田水利改革為切入點(diǎn)，以云南省曲靖市陸良縣農(nóng)田水利改革試點(diǎn)為研究對(duì)象，利用試點(diǎn)村與非試點(diǎn)村的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析，探討農(nóng)田水利改革對(duì)農(nóng)田面源污染的效應(yīng)及其作用機(jī)制。主要結(jié)論包括以下四個(gè)方面：

此外，山洪溝治理與水土保持工程緊密聯(lián)系，在集雨區(qū)做好植樹(shù)造林等水土保持工作，可削減洪峰流量、減小洪水沖刷，山洪溝治理工程中使用的谷坊、攔擋壩等工程措施一般也在水土保持溝壑治理工程中有所應(yīng)用。通過(guò)長(zhǎng)期的水土保持治理，可達(dá)到山洪溝所在的小流域綜合治理的目標(biāo)。山洪溝治理工程則希望投入有限的資金，通過(guò)實(shí)施工程措施，有效提高河溝兩岸城鎮(zhèn)、集中居民點(diǎn)或重要設(shè)施的防洪標(biāo)準(zhǔn)，切實(shí)保障人民群眾生命財(cái)產(chǎn)安全。相比小流域水土保持工程，山洪溝治理工程重在重要河段防洪標(biāo)準(zhǔn)的提高和消能防沖，重點(diǎn)不在全流域綜合治理。

（1）基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，陸良地區(qū)以水利設(shè)施建設(shè)為核心的農(nóng)田水利改革試點(diǎn)對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)田化肥氮、磷面源污染有顯著的增加效應(yīng)，其中，水利改革對(duì)氮面源污染的增加作用大于對(duì)磷面源污染的增加作用。

（2）穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，水利改革顯著提升了試點(diǎn)村單位面積施氮、磷使用折純量，對(duì)于不同施肥階段而言，水利改革顯著提升了底肥階段的氮、磷折純用量，對(duì)追肥階段的氮、磷折純量并沒(méi)有顯著影響。

（3）效應(yīng)機(jī)制分析結(jié)果表明，以水利設(shè)施建設(shè)為核心的農(nóng)田水利改革通過(guò)對(duì)農(nóng)戶的增產(chǎn)激勵(lì)實(shí)現(xiàn)對(duì)陸良縣試點(diǎn)村農(nóng)田化肥氮、磷污染排放量的增加效應(yīng)。具體地，農(nóng)田水利改革使試點(diǎn)村增加輪作季數(shù)、種子用量及灌溉用水量，從而導(dǎo)致試點(diǎn)村農(nóng)田面源污染風(fēng)險(xiǎn)加大。

（4）農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)比例在農(nóng)田水利改革對(duì)試點(diǎn)村農(nóng)戶的輪作及種子投入的改變中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即非農(nóng)就業(yè)會(huì)減弱水利改革對(duì)輪作季數(shù)的增加效應(yīng)，放大水利改革對(duì)種子用量的增加效應(yīng)。

農(nóng)田面源污染的加劇反映了農(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)之間的矛盾，農(nóng)田水利改革的目的是促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。我國(guó)疆幅遼闊，地區(qū)間的資源稟賦差異極大，因此在資源稟賦相對(duì)較差、灌溉條件相對(duì)落后的地區(qū)進(jìn)行以農(nóng)田水利工程建設(shè)為基礎(chǔ)的農(nóng)田水利改革，一方面解放了土地生產(chǎn)力，增加了農(nóng)民收入，另一方面水利工程對(duì)農(nóng)戶形成了生產(chǎn)激勵(lì)，使農(nóng)戶加大生產(chǎn)要素的投入，而在農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)象廣泛存在的情況下，水利改革對(duì)農(nóng)業(yè)要素投入的增加作用被再次放大。水利改革、非農(nóng)就業(yè)的疊加提高了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要素投入，同時(shí)也帶來(lái)了化肥使用量的增加和氮磷面源污染的加劇。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，陸良地區(qū)農(nóng)田水利改革試點(diǎn)村馬鈴薯單位面積產(chǎn)量為37.66 t·hm-2，非試點(diǎn)村馬鈴薯單位面積產(chǎn)量為26.98 t·hm-2。根據(jù)《云南統(tǒng)計(jì)年鑒2021》，2020 年云南省馬鈴薯平均產(chǎn)量為27.20 t·hm-2。產(chǎn)量的提升離不開(kāi)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投入，該試點(diǎn)村相關(guān)數(shù)據(jù)表明，農(nóng)田水利設(shè)施的完善可以大幅度提升作物產(chǎn)量，促進(jìn)農(nóng)民增收；非試點(diǎn)村的馬鈴薯生產(chǎn)力還有很大的提升空間，土地生產(chǎn)潛力有待進(jìn)一步挖掘，但同時(shí)也應(yīng)當(dāng)警惕面源污染繼續(xù)增大的風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)此，本研究提出以下政策建議：

第一，針對(duì)灌溉條件較為薄弱的地區(qū)，應(yīng)在開(kāi)展農(nóng)田水利設(shè)施工程建設(shè)的同時(shí)全面推進(jìn)農(nóng)田節(jié)水灌溉以及化肥減施、適施等行動(dòng)，增強(qiáng)農(nóng)戶節(jié)水節(jié)肥、保護(hù)環(huán)境的意識(shí)，避免農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)大水大肥。

第二，鼓勵(lì)農(nóng)戶加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社：一方面利用合作社平臺(tái)，指導(dǎo)合作社成員（農(nóng)戶）標(biāo)準(zhǔn)化規(guī)范化地應(yīng)用各種灌溉節(jié)水、化肥減量等綠色種植技術(shù)，改變農(nóng)戶習(xí)慣性大水大肥的生產(chǎn)行為；另一方面充分借助農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)，提升綠色種植的綜合效益，正向激勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行可持續(xù)綠色生產(chǎn)。

第三，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)，以彌補(bǔ)農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)造成的勞動(dòng)質(zhì)量與勞動(dòng)時(shí)間投入不足，發(fā)揮農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化、規(guī)模化生產(chǎn)的促進(jìn)與引導(dǎo)作用，助力農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升、實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)田面源污染的防控治理。

農(nóng)田水利改革是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要途徑，同時(shí)需協(xié)調(diào)好作物產(chǎn)量與生態(tài)環(huán)境的關(guān)系，正確把握農(nóng)村勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)的變化，根據(jù)地區(qū)生產(chǎn)發(fā)展實(shí)際，指導(dǎo)農(nóng)戶正確用水、用肥。當(dāng)然，受試點(diǎn)范圍和改革年份的限制，本研究更多討論了農(nóng)業(yè)灌溉基礎(chǔ)薄弱地區(qū)農(nóng)田水利改革在較短時(shí)期內(nèi)對(duì)面源污染的影響，其中一些結(jié)論可能還會(huì)因?yàn)榈貐^(qū)生產(chǎn)條件、改革年份的不同而發(fā)生變化。農(nóng)田水利改革在灌溉基礎(chǔ)條件較好的地區(qū)及長(zhǎng)期范圍內(nèi)會(huì)產(chǎn)生哪些影響，仍有待進(jìn)一步研究。