基于農戶行為的農業面源污染防控實證研究
——以化肥施用行為為例

陳 黎，仇 蕾

(1.河海大學 水文水資源與水利工程科學國家重點實驗室，江蘇 南京 210098；2.河海大學 管理科學研究所，江蘇 南京 210098)

基于農戶行為的農業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 水文水資源與水利工程科學國家重點實驗室，江蘇 南京 210098；2.河海大學 管理科學研究所，江蘇 南京 210098)

基于農戶行為理論，通過發放407份調查問卷，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、政策因素對農戶施肥行為的影響。研究結果顯示：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且顯著；農戶家庭兼業程度和復種指數與化肥施用強度呈正相關且檢驗結果十分顯著，勞動力規模和耕地塊數與化肥施用強度呈正相關且檢驗結果顯著；農戶對環境保護關注程度、農戶是否采用測土配方施肥技術、是否參加過技術培訓與化肥施用強度呈十分顯著的負相關關系。

農戶行為；農業面源污染；施肥行為；防控政策

隨著經濟的快速發展，我國水環境污染問題越來越嚴重，造成了巨大的經濟損失、生態損失和社會損失，其中尤以農業面源污染問題最為突出[1]。在工業點源污染和城鄉污水治理逐步到位之后，農業面源污染問題成為我國環境污染的主要問題[2]。據《2013年中國環境狀況公報》，2013年全國COD(化學耗氧量)的排放總量為2352.7萬t，其中農業面源的化學耗氧量排放量占總量的48.75%[3]，可見治理農業面源污染已經成為我國治理水污染的關鍵。

所謂農業面源污染[4]，是指農業生產活動中，N素和P素等營養物質、農藥、畜類、禽類糞便以及其他有機或無機污染物質形成的水環境污染。農業污染物以廣域的、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，我國農業面源污染主要來源[6]包括化肥污染、農藥污染、農膜污染、養殖業(畜牧養殖業和水產養殖業)污染、農村生活污染、農作物秸稈污染等。種植業的污染主要由于化肥、農藥和農膜等農業生產要素的過度使用[7]，造成土壤氮磷養分過剩，并通過滲漏、地表徑流等途徑進入水體，嚴重威脅了生態平衡和農產品安全。而隨著養殖規模的不斷擴大，養殖廢棄物也隨之增加，且由于沒有足夠的配套設施和耕地消納處理養殖廢棄物，導致了嚴重的農業面源污染。

農戶是農業面源污染治理最重要的主體之一，優化和規范農戶行為，減少農戶行為帶來的負外部性是控制農業面源污染的關鍵。農戶行為理論就是將農戶的生產、消費和勞動力供給行為理論與經濟學理論相結合，用來描述農戶內部各種關系的理論研究[8]，因為農戶是有限理性的，其決策時受到自身主觀認知和外部條件限制，加之農戶是風險規避者，農戶的決策行為是使自己滿意不是最優。通過研究影響農戶化肥施用行為的主要因素，找到農業面源污染治理過程需重點優化和規范的行為，并有針對性地提出政策建議。

1 數據來源及樣本基本特征

1.1 數據來源

在閱讀大量文獻的基礎上，參考同類型研究的調查問卷，根據擬選取的調查地區，進行針對性問卷設計。本次問卷共發放407份，實際收回396份，剔除矛盾錯誤數據和關鍵信息不完整數據信息等無效問卷，得到有效問卷379份，有效率93.12%。被調查農戶地區分布如表1所示。

表1 被調查農戶地區分布

1.2 樣本基本特征

如表2所示，農戶從事農業生產以中老年人為主，其中50歲及以上的人數最多，這與青壯年人普遍外出務工，很少在家務農有很大的關系；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%；從事農業生產普遍集中在10年以上，占75.99%。

2 數據處理

2.1 模型構建

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業面源污染強度，采用線性回歸模型來探討農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 農戶戶主基本特征數據統計分析

2.2 變量含義

將影響農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 結果與分析

通過SPSS 19.0對樣本數據進行回歸分析。回歸結果如表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期基本一致，具體分析結果如下。

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，且系數為負。這表明農戶隨著年齡的增加，對化肥施用愈加謹慎，這可能與經驗的積累有關。

(2)戶主受教育年限通過了5%水平的顯著性檢驗，且系數為負。這表明農戶受教育年限越長，其化肥施用強度越低。可能的原因是，隨著農戶受教育年限的增加，接觸到關于農業面源污染的知識越多，對化肥的使用危害認識越深，其結果表現為減少化肥施用強度。

(3)農戶是否為村干部通過了10%水平的顯著性檢驗，且系數為負。這表明農戶戶主若為村干部，其化肥施用強度較其他非村干部要低。可能的原因是作為村干部，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)從事農業生產年限對農戶化肥施用強度的影響不顯著，但其系數為負。說明農戶從事農業生產年限越長，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性一樣，與農業生產經驗的累積有關。農業生產經驗積累越多，其對農田需要的化肥施用量掌握越清楚，越會減少化肥施用量；或是與農業生產過程中經歷過因化肥施用過量而導致的耕地養分流失農田肥力不足有關，在接下來的農業生產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 農戶化肥施用強度影響因素回歸結果

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)經營規模對農戶化肥施用強度的影響沒有通過顯著性檢驗，其系數為正。說明農戶家庭經營規模的擴大，化肥施用量可能會增加，或許與我國小規模農業生產有關。由于農業機械化發展和農耕技術發展，我國絕大多數農戶的施肥行為是憑借經驗估計進行的，而不是嚴格根據土壤質量和土壤養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生。

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

(3)農戶兼業程度在1%水平上通過了對化肥施用強度的顯著性檢驗，且其系數為正。這表明在其他條件不變的情況下，農戶兼業程度越高，即非農收入越多，化肥施用強度越大。勞動力資源的調整和再分配，使得農戶在農業生產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生產活動，如外出務工等。為維持原有的農作物產量和保證既有的農業收入利益，農戶會選擇更多的化肥投入來替代勞動力轉移。兼業收入是農戶收入的一部分，也是農村剩余勞動力的轉移及重新配置帶來的收益，為了緩解兼業現象帶來的農業面源污染，根本出路是規范和優化農戶施肥行為，用科學的技術指導，讓農戶以合理的、正確的、環境友好的方式進行施肥行為。

(4)回歸結果顯示，耕地塊數變量與農戶化肥施用強度呈正相關關系，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，耕地塊數越多，化肥施用量越大，污染也越嚴重。由于政府對農村土地采取均衡分配，使得每個農戶擁有的耕地面積小，且分布零散，不方便統一管理。農戶受自身技術水平的限制，加上耕地資源空間分布的零散化，致使農戶農業勞動生產效率不高。為了保證收入和謀求穩定，化肥等要素會被過量投入，導致土地資源養分比例失衡、有害物質積累。

(5)復種指數在1%水平上通過了對化肥施用強度的顯著性檢驗，表現為強烈的正相關影響。這表明在同等條件下，農戶農田的復種指數越高，則化肥施用強度越高。調查地區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，復種次數多，對化肥的需求量隨著復種次數的增加而上升。

3.3 信息資源特征變量的影響

(1)農戶住家離鄉鎮市集距離沒有通過顯著性分析，可能的原因是隨著農村商品經濟和交通運輸的發展使得農戶獲取化肥等農用品更加便捷和容易，空間距離對農戶獲取資源已不構成限制，故沒能通過顯著性分析。

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

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

3.4 政策因素變量的影響

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

(2)是否參加過技術培訓與化肥施用強度呈負相關關系，與預期方向一致，其通過了5%水平的顯著性檢驗。這表明農業技術培訓可以規范農戶施肥行為，減少施用強度。這與何浩然的研究結果不一致[9]，顯著性為正的情況下發生可能與技術培訓單位組織培訓的經濟目的有關。如果培訓本身是政策性而不是經濟性推廣，那么農戶參加過技術培訓，了解過更多技術知識，還是愿意減少化肥施用量的。

(3)補貼對農戶施肥強度的影響不顯著，這與預期的顯著性結果有出入，表明補貼與農戶施肥強度之間的關系在本次回歸結果中沒能體現出來，但其系數仍是負的。可能是因為農戶認為補貼力度不夠，不愿為了補貼而減少化肥用量，或是農戶施肥總量少，補貼對減少化肥施用量的作用甚微。

4 結語

運用一般線性回歸模型，通過實地調研數據統計分析了農戶化肥施用行為的影響因素，得出以下結論：(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且顯著。(2)農戶家庭兼業程度和復種指數與化肥施用強度正相關且檢驗結果十分顯著，勞動力規模和耕地塊數與化肥施用強度呈正相關且檢驗結果顯著。(3)農戶對環境保護關注程度與化肥施用強度呈十分顯著的負相關關系。(4)農戶采用測土配方技術對施肥強度呈十分顯著的負相關關系，是否參加過技術培訓與化肥施用強度呈顯著負相關關系。

針對以上結論，給出如下政策建議：(1)通過教育培訓，提升農戶素質，優化農戶種植行為。(2)健全農村干部選拔和管理培訓機制，確保農村基層干部素質過硬，并在相關農業政策推動和實施方面做好本職工作，發揮領頭羊作用。(3)實現農業規模化生產，同時響應中央一號文件要求，千方百計提高農民農業收入。(4)加強科技創新和推廣力度[10]。

[1] 郭子鵬.基于SWAT模型的太行山區農業面源污染模擬研究：以唐河西大洋水庫以上流域為例[D].保定:河北農業大學，2013.

[2] 徐建芬.浙江省農業面源污染的影響因素研究[D].杭州:浙江工商大學,2012.

[3] 宋家永,李英濤,宋宇,等.農業面源污染的研究進展[J].中國農學通報,2010,26(11):362-365.

[4] 肖靜.農業面源污染治理對策初探[J].農業開發與裝備,2014(2):25.

[5] 許娟,梅旭榮,劉國強,等.農業污染防控與水質改善策略[J].中國農業科技導報,2008，10(5):19-23.

[6] 李秀芬,朱金兆,顧曉君,等.農業面源污染現狀與防治進展[J].中國人口·資源與環境,2010，20(4):81-84.

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

[8] 陳和午.農戶模型的發展與應用:文獻綜述[J].農業技術經濟,2004(3):2-10.

[9] 何浩然,張林秀,李強.農民施肥行為及農業面源污染研究[J].農業技術經濟,2006(6):2-10.

[10] 范傳輝,陳穎,文武.徐州市農業面源污染現狀分析及防治對策思考[J].環境科技,2009,22(增2):96-97.

(責任編輯：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

國家社會科學基金重大項目“保障經濟、生態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 學基金重點項目“變化環境下水資源沖突管理研究”(71433003)；江蘇省社會科學基金重點項目“基于生態文明理念的江 蘇新農村生態環境治理研究”(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境綜合管理。

X506

A

1001-8581(2017)03-0135-04