農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的影響因素分析

周早弘

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)旅游與城市管理學(xué)院，江西 南昌 330032）

農(nóng)業(yè)面源污染實(shí)際上是人類不合理的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和脆弱的生態(tài)環(huán)境相互作用的產(chǎn)物，農(nóng)戶不合理的經(jīng)濟(jì)行為將導(dǎo)致環(huán)境的外部不經(jīng)濟(jì)性，破壞自然資源和生態(tài)環(huán)境的再生能力，最終損害農(nóng)戶自身利益[1]。自實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來(lái)，農(nóng)戶成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、管理、決策的最基本的單元，是集投資決策、生產(chǎn)決策和消費(fèi)決策于一體的經(jīng)濟(jì)主體[2]，具有生產(chǎn)、消費(fèi)、積累和社會(huì)的職能[3]。農(nóng)戶既是生產(chǎn)單位又是消費(fèi)單位[4]，一切關(guān)于農(nóng)業(yè)的政策、制度、法規(guī)最終都要通過(guò)農(nóng)戶來(lái)實(shí)施[5]。農(nóng)業(yè)面源污染可能是某種特定的生產(chǎn)方式或生產(chǎn)技術(shù)的產(chǎn)物，也可能是各種自然條件相互作用的結(jié)果，或是相關(guān)政策實(shí)施和各種利益權(quán)衡的產(chǎn)物。因此，研究農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為并對(duì)其進(jìn)行優(yōu)化，可以協(xié)調(diào)人類與自然界的和諧關(guān)系，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益、社會(huì)效益和生態(tài)環(huán)境效益的統(tǒng)一。研究表明，影響農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為的因素主要有農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模[6]、經(jīng)營(yíng)目的[7-9]、兼業(yè)經(jīng)營(yíng)[10]、勞動(dòng)力素質(zhì)[11]和其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素等。為了解農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的效應(yīng)，本研究擬以江西省鄱陽(yáng)湖生態(tài)經(jīng)濟(jì)試驗(yàn)區(qū)為例，研究了農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為及其對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的影響。這對(duì)鄱陽(yáng)湖經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生態(tài)協(xié)調(diào)發(fā)展的探索具有積極的促進(jìn)作用。

1 調(diào)查方式與樣本特征

基于成本和回收的便利性，本研究采用實(shí)地調(diào)查法，調(diào)查地點(diǎn)為環(huán)鄱陽(yáng)湖區(qū)的主要村莊，調(diào)查的時(shí)間為調(diào)查日的 9∶00～17∶00。為保證樣本的公正性，本研究在樣本選擇上采取隨機(jī)抽樣法，在訪員經(jīng)過(guò)的村莊中，按1∶5的比例從愿意接受訪問(wèn)的農(nóng)戶中抽取受訪戶，并要求受訪者是受訪農(nóng)戶家庭中具有經(jīng)濟(jì)能力、年齡18周歲以上的家庭成員。

除筆者外，其余參加本次調(diào)查的調(diào)查員全部為江西財(cái)經(jīng)大學(xué)的本、?？拼蠖陨系膶W(xué)生，調(diào)查前全部人員經(jīng)過(guò)了統(tǒng)一培訓(xùn)，并在南昌市近郊的楓林村進(jìn)行了2 d的預(yù)調(diào)查。本次問(wèn)卷的正式調(diào)查工作主要由參加過(guò)預(yù)調(diào)查的農(nóng)村籍學(xué)生承擔(dān)，調(diào)查時(shí)間為他們的寒假。此時(shí)，在外打工的農(nóng)民大多返鄉(xiāng)，有利于調(diào)查的進(jìn)行。為了防止調(diào)查對(duì)象因年齡、認(rèn)識(shí)水平等原因而影響調(diào)查問(wèn)卷的質(zhì)量，調(diào)查時(shí)由調(diào)查員當(dāng)面訪談?wù){(diào)查，當(dāng)場(chǎng)收回。在本調(diào)查中，共發(fā)放200份調(diào)查問(wèn)卷，問(wèn)卷全部回收。經(jīng)過(guò)檢查，剔除無(wú)效問(wèn)卷1份，最終獲得有效問(wèn)卷199份，有效率為99.5%。

199份有效問(wèn)卷中，樣本農(nóng)戶的基本情況如下。戶主年齡：樣本農(nóng)戶的平均年齡為45.5歲，標(biāo)準(zhǔn)差9.43歲，樣本的分布區(qū)間為18～88歲。戶主性別：戶主為男性的有185戶，占92.96%，戶主為女性的有14戶，占7.04%，基本反映了農(nóng)村的實(shí)際，表明這次調(diào)查的時(shí)機(jī)較為合適。戶主文化程度：不識(shí)字或識(shí)字很少的有14人，占7.04%；小學(xué)文化程度的有41人，占20.6%；初中文化程度的有82人，占41.21%；高中及以上文化程度的有62人，占31.15%。這表明調(diào)查區(qū)農(nóng)村人口文化程度偏低，受過(guò)中高等教育的人口不多。耕地面積：受訪農(nóng)戶平均耕地面積為：4 954 m2，標(biāo)準(zhǔn)差3 282 m2，樣本的分布區(qū)間為：667～37 618m2。

2 農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析

考慮到農(nóng)業(yè)面源污染主要是化肥和農(nóng)藥等農(nóng)資的過(guò)量投入引起的，在考察農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為對(duì)面源污染的影響時(shí)，將單位面積的化肥投入量作為衡量農(nóng)業(yè)面源污染的指標(biāo)，參考已有的研究方法[12]，采用一般線性模型來(lái)分析農(nóng)戶化肥施用效應(yīng)。其模型如下。

式中，hc表示化肥施用強(qiáng)度，X表示農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為變量，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

如表1所示，所調(diào)查的199戶農(nóng)戶2008年糧食作物生產(chǎn)中，所考察的變量如下?；适┯脧?qiáng)度（hc）以單位耕地面積的化肥用量（kg/hm2）來(lái)表示；農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為變量（X）主要有：農(nóng)戶土地面積、農(nóng)產(chǎn)品平均產(chǎn)量、農(nóng)產(chǎn)品的自用比率、農(nóng)戶家庭人數(shù)、戶主年齡、戶主文化程度、農(nóng)戶家庭主要收入來(lái)源、戶主對(duì)環(huán)境的關(guān)注程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有機(jī)肥施用情況和戶主參與農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)情況等因素。

表1 影響化肥施用的變量說(shuō)明

對(duì)所采集的數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸法，使用SPSS軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示。

由表2可知，模型在總體上擬合的程度較好。其中，本文所關(guān)心的主要影響因素都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，各因素對(duì)施肥強(qiáng)度影響的估計(jì)系數(shù)符號(hào)與預(yù)期的影響方向基本一致。具體回歸結(jié)果如下。（1）農(nóng)戶家庭土地面積對(duì)化肥施用的影響不顯著，但其系數(shù)是正的，說(shuō)明土地面積的增加可能會(huì)使得化肥的施用量加大。在本次調(diào)查中，樣本戶均土地面積只有0.495 hm2，且各農(nóng)戶家庭的耕地非常零散。這種超細(xì)化的土地規(guī)模使農(nóng)業(yè)耕作的機(jī)械化發(fā)展和耕作技術(shù)的變革受到限制，在小規(guī)模的土地上，農(nóng)戶不是按照土地量值和不同土壤質(zhì)量的狀況有針對(duì)性地使用化肥，而是根據(jù)農(nóng)戶自身的經(jīng)驗(yàn)來(lái)估算化肥的投入量，從而使得化肥的投入超量和土壤養(yǎng)分的比例失調(diào)。在降雨或農(nóng)田排水情況下，這些物質(zhì)便隨地表徑流進(jìn)入水體，形成農(nóng)業(yè)面源污染。（2）農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量對(duì)化肥施用的影響也不顯著，但其系數(shù)是負(fù)的，說(shuō)明農(nóng)戶為了提高農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，很可能會(huì)加大化肥的施用量，農(nóng)地質(zhì)量將隨著化肥施用量的加大而下降，由此形成一個(gè)惡性循環(huán)。（3）農(nóng)產(chǎn)品的自用比率與化肥的施用量在10%的水平上顯著相關(guān)。進(jìn)一步考查高比率自用農(nóng)戶的土地面積時(shí)發(fā)現(xiàn)，這些農(nóng)戶的土地面積都較少，說(shuō)明農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要是自給性生產(chǎn)，并非商品性生產(chǎn)，農(nóng)戶為了從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中節(jié)省時(shí)間，加大了化肥的施用。（4）農(nóng)戶家庭人數(shù)對(duì)化肥施用的影響不顯著，其系數(shù)為正，說(shuō)明隨著家庭人口數(shù)量的增加，化肥施用量也在增加。這可能與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏重于勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)的特性有關(guān)，施用化肥是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的一項(xiàng)主要?jiǎng)趧?dòng)，需要占用大量的時(shí)間和精力等稟賦，如果農(nóng)戶家庭中主要?jiǎng)趧?dòng)力在外從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，那么部分農(nóng)業(yè)活動(dòng)就由家庭中的其他成員承擔(dān)。在農(nóng)村，像施肥這類簡(jiǎn)單農(nóng)事活動(dòng)由農(nóng)戶家中尚在讀書(shū)的子女承擔(dān)的現(xiàn)象非常普遍，而這些人對(duì)化肥施用技術(shù)的掌握較差，化肥的有效利用程度較低，導(dǎo)致農(nóng)戶家庭人數(shù)越多，化肥施用量越大。（5）戶主年齡與化肥的施用量在10%的水平上顯著相關(guān)，其系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明隨著年齡的增長(zhǎng)，其對(duì)化肥的施用趨于謹(jǐn)慎。本次調(diào)查中，樣本農(nóng)戶平均年齡不大，為30～50歲，調(diào)查結(jié)果說(shuō)明，大多數(shù)青壯年農(nóng)戶已認(rèn)識(shí)到化肥對(duì)農(nóng)田的危害性，能理性地施用化肥。（6）戶主文化程度與化肥的施用量在5%的水平上顯著相關(guān)，且其系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明化肥施用量隨著戶主文化程度的提高而下降，也說(shuō)明提高農(nóng)戶的文化素質(zhì)有助于農(nóng)戶科學(xué)施用化肥，從而有利于農(nóng)業(yè)面源污染的減輕。（7）家庭主要收入來(lái)源與化肥施用量在1%的水平上極顯著相關(guān)，且其系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明家庭收入主要來(lái)源于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的家庭，其化肥施用量將減少。這是因?yàn)榛实氖┯眯枰加么罅康臅r(shí)間和精力，且多在作物的生長(zhǎng)季節(jié)進(jìn)行，使得從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)戶無(wú)暇顧及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，不會(huì)為施用化肥而返鄉(xiāng)。（8）農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的關(guān)注程度與化肥的施用量在1%的水平上極顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明關(guān)注環(huán)境的生產(chǎn)者，環(huán)境認(rèn)知程度較高，化肥施用量將減少。由此可見(jiàn)，加大環(huán)境保護(hù)宣傳工作有助于農(nóng)戶減少化肥的施用，有利于農(nóng)村環(huán)境的改善。（9）農(nóng)戶施用有機(jī)肥與化肥的施用量在1%水平上極顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明化肥的施用量將隨有機(jī)肥料使用量的增大而減少。在本次調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶使用有機(jī)肥的進(jìn)程已緩慢啟動(dòng)，特別是在鄱陽(yáng)湖區(qū)內(nèi)。由于江西省在數(shù)年前以政府補(bǔ)貼形式，大力推廣沼氣，為維護(hù)沼氣的正常使用，農(nóng)戶每年要對(duì)沼氣池進(jìn)行清理，所清理出的沼氣液和沼氣渣多被作為農(nóng)田基肥使用。這一方面減少了化肥的用量，另一方面，因?yàn)橛袡C(jī)肥的肥效時(shí)間長(zhǎng)，部分滿足作物在生長(zhǎng)期內(nèi)的需要，使得農(nóng)戶可以省出施用化肥的時(shí)間，在外從事非農(nóng)工作，取得更高的比較效益。此外，農(nóng)戶反映，有機(jī)肥的使用占用時(shí)間太多，而且勞動(dòng)強(qiáng)度大，如果不是因?yàn)檎託獬氐氖褂檬苡绊?，專門(mén)為了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而施用有機(jī)肥是花不來(lái)的。可見(jiàn)，有機(jī)肥的使用成本是影響農(nóng)戶施用有機(jī)肥的一個(gè)重要原因。（10）參與技術(shù)培訓(xùn)與化肥的施用量在1%的水平上極顯著正相關(guān)。這與我們的預(yù)期相反，也說(shuō)明我們沒(méi)有觀察到農(nóng)戶參與技術(shù)培訓(xùn)與化肥的施用量之間的關(guān)系。

表2 回歸模型估計(jì)結(jié)果

3 結(jié)論與建議

通過(guò)化肥施用強(qiáng)度，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)的方法，分析了農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)行為對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的效應(yīng)。結(jié)果表明，農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品的自用比率、戶主年齡、戶主文化程度、農(nóng)戶家庭主要收入來(lái)源、農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的關(guān)注程度、農(nóng)戶施用有機(jī)肥的情況和農(nóng)戶參與技術(shù)培訓(xùn)等因素均對(duì)農(nóng)戶施用化肥水平產(chǎn)生一些影響。其中，除農(nóng)產(chǎn)品的自用比率和農(nóng)戶參與技術(shù)培訓(xùn)對(duì)化肥的施用量有顯著的正的影響外，其它因素均對(duì)農(nóng)戶施用化肥產(chǎn)生顯著的負(fù)的影響，并且與預(yù)期方向一致。

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