水稻灌溉用水效率和要素稟賦對化肥面源污染的影響
——基于分位數(shù)回歸的分析

于偉詠，漆雁斌，何悅，2，鄧鑫

(1.四川農業(yè)大學經(jīng)濟學院,成都 611130；2.長江師范學院財經(jīng)學院,重慶涪陵 408000；3.四川農業(yè)大學管理學院,成都 611130）

水稻灌溉用水效率和要素稟賦對化肥面源污染的影響
——基于分位數(shù)回歸的分析

于偉詠1，漆雁斌1，何悅1，2，鄧鑫3

(1.四川農業(yè)大學經(jīng)濟學院,成都 611130；2.長江師范學院財經(jīng)學院,重慶涪陵 408000；3.四川農業(yè)大學管理學院,成都 611130）

通過測度長江上游4省(市）797份樣本戶水稻灌溉用水效率和化肥面源污染量,基于分位數(shù)回歸方法,深入分析灌溉用水效率、生產(chǎn)方式和農戶要素稟賦對化肥面源污染的影響。研究表明,總體上灌溉總效率均值為0.14,純技術效率均值為0.27,規(guī)模效率均值為0.55,水稻灌溉用水效率改進空間較大,規(guī)模化程度高的平原地區(qū)用水效率更高；灌溉用水效率與化肥施用量間存在顯著替代效應,兩者呈振幅增強的波動式發(fā)展；節(jié)水灌溉能夠降低化肥面源污染,同時具有保肥效果；水旱輪作模式、耕作方式、秸稈還田方式對化肥面源污染存在影響,但未全部通過顯著性檢驗；耕地細碎化、農業(yè)補貼和商品化率會增加化肥面源污染；年齡、受教育程度減輕化肥面源污染的臨界點較高,政治參與程度對化肥面源污染影響不顯著。

化肥面源污染；灌溉用水效率；生產(chǎn)方式；要素稟賦；分位數(shù)回歸

農業(yè)向人類提供食物、纖維和原材料的同時,也產(chǎn)生環(huán)境污染等有害物品［1］。其中化肥的過量施用和高流失率,通過農田地表徑流、壤中流、農田排水和地下水滲漏進入水體而形成地表和地下水環(huán)境污染,從而形成由化肥造成的農業(yè)面源污染(簡稱化肥農業(yè)面源污染）［2］。我國化肥有效利用率相對發(fā)達國家偏低,有研究表明目前氮肥利用率僅為30%～35%,磷肥和鉀肥分別為10%～20%和35%～50%,平均低于發(fā)達國家15%～20%［3］。過量施肥現(xiàn)象嚴重,特別是水稻高產(chǎn)地區(qū)同時也是高污染地區(qū)［5］。據(jù)測算1990—2008年間我國因化肥施用導致的TN排放從313.27萬t增加到408.88萬t,TP排放從16.66萬t增加到25.03萬t［6］。因此,防控化肥面源污染成為緊迫的現(xiàn)實問題,同時具有潛在經(jīng)濟價值,如整個江蘇省治理農業(yè)面源污染可實現(xiàn)25.06億元收益［7］,但其公共屬性決定治理需要由政府負責。

化肥面源污染發(fā)生一是由于負外部性、“公地悲劇”、治理成本高等特征導致的“市場失靈”和政府的“規(guī)制失靈”［8］,制度環(huán)境產(chǎn)生了非預期效果［9］；二是從農戶生產(chǎn)行為出發(fā),生存和發(fā)展壓力,農業(yè)經(jīng)營行為短視化,環(huán)保意識淡薄,缺乏公共服務支持等原因,集中導致化肥過量不合理施用［10］。長期過度的化學投入,導致土地持續(xù)生產(chǎn)力下降,為保證產(chǎn)量,農業(yè)發(fā)展進入“化學陷阱”?；拭嬖次廴局卫硇枰喾矫嫦到y(tǒng)控制,措施之一節(jié)水灌溉在減少農田氮磷流失方面具有一定優(yōu)勢,與傳統(tǒng)灌溉相比較,節(jié)水灌溉能夠節(jié)水25%以上,滲漏量(水稻）減少31.7%,氮肥利用率增加3%～5%［11］。水資源有效利用能夠緩解農業(yè)面源污染,但目前我國水資源利用粗放、浪費嚴重,在農業(yè)灌溉過程中水的有效利用率僅為30%～40%。除了節(jié)水灌溉,文獻整理得到影響化肥面源污染的因素很多,從農戶視角可分為內部因素和外部環(huán)境因素。內部因素包括土地經(jīng)營規(guī)模、家庭勞動力、家庭收入、農戶受教育程度、環(huán)保意識、政治參與程度等［12-15］；外部環(huán)境因素包括地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農業(yè)政策、種植結構、城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟社會結構等［16-18］。目前存在的治理障礙主要是由于農業(yè)生產(chǎn)者、環(huán)境規(guī)制部門及其他利益相關者,均存在污染治理的政治、預算和技術上的障礙［19］。本文通過測度長江上游4省(市）797份樣本戶水稻灌溉用水效率和化肥面源污染量,基于分位數(shù)回歸方法,深入探討灌溉用水效率、生產(chǎn)方式和農戶要素稟賦對化肥面源污染的影響,以期對提高農業(yè)灌溉用水效率,緩解化肥面源污染提供依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自于2014年對長江上游地區(qū)四川、重慶、云南、貴州四省(市）水稻種植戶的調查,共整理得到有效問卷797份,覆蓋19個縣(區(qū)）。各地區(qū)調研分布情況見表1。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和調研方便性,問卷調研主要集中在四川,其中四川、貴州、云南和重慶問卷比例分別為76.66%、9.16%、8.06%、6.02%,四川省問卷主要分布在成都平原,由于成都平原灌溉水資源豐富充沛,對于灌溉設施使用率較高。為反映調查結果的客觀真實性,作了以下驗證,調查結果統(tǒng)計戶均水稻種植面積為1813 m2,與農業(yè)部農村經(jīng)濟研究中心“我國糧食安全發(fā)展戰(zhàn)略研究”課題組2011年在農業(yè)部種植業(yè)管理司支持下開展的西南地區(qū)505個種糧調查結果中戶均1867 m2基本一致。

1.2 研究方法

農業(yè)灌溉用水作為農業(yè)生產(chǎn)的基本要素投入,必須和其他生產(chǎn)要素科學配合,從而帶來農業(yè)經(jīng)濟效益產(chǎn)出。農業(yè)灌溉用水效率是指,每消耗單位水資源所產(chǎn)生的糧食產(chǎn)品。具體到水資源作為投入要素的角度看,農業(yè)灌溉用水效率即為實現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)出下的最少農業(yè)灌溉用水投入量與實際用水量的比值［20］。測度水資源使用效率常用的方法有以計量經(jīng)濟學為基礎的參數(shù)投入法和以線性規(guī)劃為基礎的非參數(shù)方法。相比參數(shù)投入法,非參數(shù)投入方法考察被評估區(qū)域與生產(chǎn)前沿面的相對差距,測度結果為某要素的相對效率,該方法不必人為設定指標的權重。本文采用非參數(shù)估計方法的數(shù)據(jù)包絡分析方法(DEA）。

表1 調研樣本分布情況Table 1 Distribution of research sample

1.2.1 DEA模型

目前學術界效率測度方法主要包括以數(shù)據(jù)包絡分析法(DEA）為主的非參數(shù)方法和以隨機前沿分析法(SFA）為主的參數(shù)方法。與SFA等參數(shù)法相比, DEA方法具有自如處理多投入多產(chǎn)出指標的復雜問題,無需對生產(chǎn)函數(shù)的形式作出假設,從而避免了由于函數(shù)設定誤差所帶來的問題。因水稻灌溉用水效率受到氣候條件、水利設施、個體行為等多方面因素影響,生產(chǎn)函數(shù)無法確定,故選擇DEA分析方法。DEA方法可分為基于投入或產(chǎn)出兩種不同方法,基于投入的DEA方法目的是為了測算生產(chǎn)單元相對給定產(chǎn)出水平下最小可能投入的效率,而基于產(chǎn)出的DEA方法則是為了度量實際產(chǎn)出與給定投入水平的最大可能產(chǎn)出差距。只有在規(guī)模收益不變的情況下,兩種方法的效率測算結果才會相等。本文側重考察作為農業(yè)投入要素的灌溉用水效率,故采用規(guī)模報酬可變假設下基于投入導向的DEA模型,具體形式如下.

式中：n為決策單元個數(shù)(n=297）；m為輸入變量個數(shù)(m=4）,s為輸出變量；x為投入要素,包括土地、勞動力、技術和資本；y為產(chǎn)出收益；δ為決策單元DMU0的有效值。若δ=1或s+=s-=0,則決策單元DEA有效；若δ=1且s+≠0或s-≠0,則決策單元為弱DEA有效；0≤δ＜1,則決策單元非DEA有效。即若DEA模型測度結果為1,則說明灌溉效率為DEA有效,反之則非有效。

1.2.2 計量回歸模型

本文研究水稻灌溉用水效率、農戶生產(chǎn)方式和要素稟賦對化肥面源污染的影響,考慮其他主要控制變量,基本回歸模型設定如下.

式中：yi分別為化肥面源污染總氮排放量(TN）和總磷排放量(TP）,xi為水稻灌溉用水效率,通過DEA方法測度而得,∑controli代表所有的控制變量之和。具體的估計策略上,本文首先采用OLS回歸方法對(2）式模型進行估計。然而,OLS回歸方法只能得到水稻灌溉效率對化肥面源污染的期望值的影響,無法分析各個因素對面源污染的分布規(guī)律的影響。Koenker和Bassett于1978年提出的分位數(shù)回歸方法(Quantile Regression,QR）可解決這個問題。從理論上講,OLS回歸是擬合因變量的條件均值與自變量之間的線性關系,而分位數(shù)回歸是通過估計因變量在0～1之間的不同分位數(shù)值,對特定分布的數(shù)據(jù)進行估計。該方法能精確解釋對于被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響,能全面描述被解釋變量條件分布的所有情形,還可以分析各分位數(shù)條件下解釋變量對被解釋變量的作用機制。為考察不同分位數(shù)上水稻灌溉用水效率對化肥面源污染的影響因素,本文采用的分位數(shù)回歸模型形式如下.

式中：βq為q分位數(shù)回歸系數(shù),其估計量βq可以由以下最小化問題來定義.

1.2.3 化肥面源污染測度方法

經(jīng)過文獻查閱和借鑒,化肥面源污染量用總氮(TN）、總磷(TP）排放量來表示,其測度依據(jù)賴斯蕓、杜鵬飛、陳吉寧［21］研究方法,每個省市的氮、磷利用系數(shù)均借鑒其測度系數(shù),化肥單元產(chǎn)污強度計算公式為.

其中四川、重慶氮流失系數(shù)為0.10,云南、貴州氮流失系數(shù)為0.20,4省(市）磷流失系數(shù)均為0.04,復合肥氮含量65%,磷含量26%。產(chǎn)污總量即為產(chǎn)污強度與化肥使用量的乘積,表示在降水或灌溉過程中,未被利用并通過地表徑流和農田滲漏形成地表和地下水環(huán)境污染的面源污染量。

2 結果與分析

2.1 水稻灌溉用水效率測度與分析

水稻灌溉用水效率受到氣候、地形、水利條件及灌溉行為等因素影響,其中土地是農業(yè)生產(chǎn)的基礎和載體,水、勞動力、資本等投入要素需要依附在土地上才能實現(xiàn)農業(yè)生產(chǎn)。土地可被看作是農業(yè)生產(chǎn)投入的固定投入要素,水等被農作物直接消耗的經(jīng)濟資源則是農業(yè)生產(chǎn)的可變投入要素,兩者作用密不可分。基于數(shù)據(jù)可獲得性和相關文獻,選擇產(chǎn)出和投入變量。參考許朗等對農業(yè)用水灌溉效率的研究［22］,為研究水稻生長季的灌溉用水效率,故選擇產(chǎn)出變量為水稻產(chǎn)量。投入指標包括.①家庭水稻耕種面積。水稻種植面積為樣本戶家庭經(jīng)營水稻耕地面積,單位為m2,反映了潛在產(chǎn)出量和需水量。②水稻種植總投工。水稻種植總投工包括水稻生長過程中整地、育秧、移栽、施肥等環(huán)節(jié)總投工時,單位為日,大部分調研點水稻生產(chǎn)仍屬于勞動密集型作業(yè),單位投工會影響產(chǎn)出。③水稻種植化肥施用量?；适┯昧繛樗旧L環(huán)節(jié)所施用的化學肥料總用量,單位為kg,水稻高產(chǎn)需借助化肥等生物技術,某些生物技術甚至可減弱水稻需水程度。④灌溉用水費用。灌溉用水費用為水稻生長環(huán)節(jié)灌溉用水總花費,補貼部分不計入,單位為元,農戶會參考灌溉成本而調整灌溉行為和投入。

運用DEAP2.0軟件得到水稻種植戶灌溉總效率、純技術效率和規(guī)模效率,效率值分布情況見表2。種植戶水稻灌溉總效率平均值為0.14,純技術效率平均值為0.27,規(guī)模效率平均值為0.55?？傂仕街饕性?.2以下,說明整體上水稻灌溉用水效率較低。僅有13戶(總效率值為1）水稻種植處于農業(yè)生產(chǎn)可能集的前沿包絡面上,說明在水稻灌溉方面實現(xiàn)了水資源的最有效利用,相對有效生產(chǎn)點,其他98.37%的農戶均處于生產(chǎn)的相對無效狀態(tài),水資源利用改進空間潛力很大。以總效率平均值0.137 8為例,意味著農戶在資源稟賦不變情況下,若生產(chǎn)技術和經(jīng)營水平充分發(fā)揮平均667 m2可節(jié)省86.22%的灌溉費用。而技術效率略高于總效率,規(guī)模效率明顯高于前兩者,是總效率的4倍左右。水稻灌溉用水純技術效率中有28戶處于有效生產(chǎn)點上,無效點主要集中在0.4以下,說明不同地區(qū)、農戶擁有的水資源、土地、勞動力等資源稟賦存在差異,但灌溉技術普遍較落后、粗放,水資源浪費嚴重。以平均值0.27為例,表示農戶水稻灌溉若技術完全運用,將不會造成用水浪費72.55%,最大值與最小值技術效率差值接近于1,存在較大的差異化和兩級化,灌溉設施和技術發(fā)揮效應弱化。規(guī)模效率相對較高,效率值主要集中在0.50上下,由于平原地區(qū)因土地流轉政策推動形成了規(guī)模種植,特別是平原地區(qū)和水資源豐富地區(qū),這些地區(qū)灌溉設施和機械化水平更高,進一步提升了農業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效應,這一良性循環(huán)積極促使農戶為提高收益而改善農田灌溉條件,進一步提升水稻灌溉用水規(guī)模效率。

基于不同灌溉方式的灌溉用水效率分布結果見表3。灌溉方式基于灌溉工程進行分類,分為引水灌溉、提水灌溉、井水灌溉和蓄水灌溉。可知,從灌溉方式選擇來看,目前水稻水旱輪作種植戶主要采用引水灌溉(占比64.62%）,其次是提水灌溉(占比32.25%）,而井水灌溉和蓄水灌溉用戶最少。從灌溉效率平均值來看,四種灌溉方式效率值均較低,且差異不大。其中蓄水灌溉效率最高,平均效率值0.195 7,其后依次是引水灌溉(0.194 3）、提水灌溉(0.193 2）、井水灌溉(0.1808）。以引水灌溉為例,其平均效率值為0.194 3,則當農戶在資源稟賦不變的情況下,若生產(chǎn)技術和經(jīng)營水平充分發(fā)揮則平均每667 m2可節(jié)約80.57%的灌溉費用,同樣提水灌溉、井水灌溉和蓄水灌溉在相同條件下平均每667 m2用水費用可分別減少80.68%、81.92%和80.43%。從效率值分布結構看,四種方式各自效率值分布主要集中在0.2以下。引水、提水、井水和蓄水灌溉效率值位于0.2以下的比例分別為71.07%、69.26%、80.00%和60.00%,可見效率值普遍偏低,存在較大的改進空間。從水資源最有效利用情況看,只有引水灌溉和提水灌溉存在效率值在農業(yè)生產(chǎn)可能集的前沿包絡面上,且占比分別僅為0.78%、2.33%。

表2 樣本農尸灌溉效率值分布Table 2 Sample farmers′irrigation efficiency value

表3 基于灌溉方式的效率值分布Table 3 Irrigation efficiency value based on irrigation methods

2.2 影響因素的指標選擇與描述性統(tǒng)計

根據(jù)公式(5）測度化肥面源污染量,結果見表4所示?；拭嬖次廴究偟?TN）平均為7.90 kg,總磷量(TP）平均為0.52 kg,水稻種植施肥主要以氮肥和復合肥為主,樣本結果顯示兩者占比93.22%,由化肥產(chǎn)污強度系數(shù)可知,主要以氮排放為主,因篇幅限制,故本文化肥面源污染以總氮量為主,即為被解釋變量。

本文主要解釋變量為水稻灌溉用水效率、生產(chǎn)方式和農戶要素稟賦。生產(chǎn)方式具體指標包括灌溉方式、水旱輪作模式、耕作方式和秸稈還田方式。農戶要素稟賦包括土地稟賦、勞動力稟賦、資本稟賦、社會資本稟賦和技術稟賦。其中土地稟賦包括水田面積、水田塊數(shù)、地形特征,勞動力稟賦用家庭勞動力數(shù)量表示,資本稟賦具體指標包括農業(yè)收入占比、農業(yè)補貼額、商品化率,社會資本稟賦具體指標包括戶主年齡、受教育程度、是否是黨員,技術稟賦用“是否接受過農業(yè)技術培訓”表示。各指標描述性統(tǒng)計見表4。灌溉方式和水旱輪作模式序號根據(jù)求得的平均效率值進行排列,兩者均值分別為2.67、2.61。不同灌溉技術措施反映出田間不同的水分管理,尤其是在水稻分蘗后期至成熟期,對田間土壤水分控制上的差異,條件和控制包括土壤中水、肥、氣、熱狀況的改變,從而影響到需水量大小。依據(jù)工程對灌溉方式劃分,不同灌溉技術條件下的變化趨勢.深水灌溉大于淺水灌溉,淺水灌溉大于濕潤或淺濕灌溉,控制灌溉的需水量最小。不同灌溉方式在儲水、輸水過程中存在水流失情況,澆灌過程會發(fā)生田間滲漏,進而造成水資源灌溉效率存在差異。水旱輪作模式反映了水稻與其他作物品種輪作選擇,而不同輪作作物對土壤的改善效果、輪作作物對水分需求量、種植經(jīng)驗、市場等因素共同決定了輪作模式的選擇,對于提升灌溉效率、改善灌溉條件、促進農業(yè)生產(chǎn)結構轉型具有重要參考價值。

2.3 實證結果分析

運用Stata14.0軟件對797個樣本戶使用自助法(自助法重復400次）進行分位數(shù)回歸(見表5）。受篇幅所限,表5只列出了化肥面源污染的第25、50、75、90個分位點回歸結果。同時為進一步解釋自變量對化肥面源污染影響的完整情況,圖1列出了化肥面源污染分位數(shù)回歸的系數(shù)變化情況。從回歸結果可以看出,灌溉用水效率、農戶生產(chǎn)方式和要素稟賦在不同分位數(shù)的影響系數(shù)有明顯變化,具體體現(xiàn)在以下幾個方面.

(1）灌溉用水效率與化肥施用量存在替代效應,兩者呈振幅增強的波動式發(fā)展。灌溉用水總效率對化肥面源污染在不同分位點上呈10%顯著性負相關。因TN是化肥施用量的正向線性函數(shù),故灌溉用水效率與化肥施用量存在替代效應,或互補效應,即隨著灌溉用水效率的提升,化肥施用量減少。也驗證了余金鳳的研究,指出節(jié)水灌溉可以提高氮肥利用率3%～5%［11］。由于淹水灌溉和干濕交替灌溉均較旱作有效地協(xié)調各時期水稻地上部、地下部生長,促進各時期氮素吸收利用,提高稻谷產(chǎn)量［23］。節(jié)水灌溉具有保肥作用,因土壤水分減少,抑制了根系水分吸收,降低騰發(fā)量,減少無效葉面騰發(fā)；節(jié)水灌溉因大部分時間田面無水層,蓄雨能力較強,肥力流失則會減少。總效率對灌溉用水效率的影響系數(shù)即為彈性系數(shù),彈性系數(shù)呈增大-減小-增大趨勢,且極大值點逐步擴大,形成替代效應正累積。

(2）節(jié)水灌溉方式能夠減少化肥面源污染。灌溉方式在0.25和0.50分位點呈顯著負相關,在0.75和0.90分位點上未通過顯著性檢驗,相關關系呈“倒U型”。由井水灌溉轉為蓄水灌溉,灌溉效率增加了3.10%,實現(xiàn)了一定程度的節(jié)水效果。由于蓄水灌溉減少儲水和輸水過程的流失,尤其是在水資源短缺地區(qū),采取井水灌溉和蓄水灌溉農戶可根據(jù)作物生長情況及時安排灌溉,灌溉管理實行非充分灌溉,有利于養(yǎng)分吸收和作物生長。由于水分狀況的改變和土壤通氣條件的改善,促進了還原物質的氧化,加速了有機質的分解和遲效養(yǎng)分的活化,使非充分灌溉稻田土壤的肥力得到充分發(fā)揮,加上滲漏大幅度減少,又相應地減少了養(yǎng)分流失。實驗發(fā)現(xiàn)與淹水灌溉相比,控制灌溉水稻節(jié)水45.9%,水分利用效率提高6.3%～79.8%,氮肥利用率增加5.2%～38.4%［24］,因節(jié)水灌溉能夠明顯抑制農田排水徑流量和滲漏量［25］。節(jié)水灌溉能顯著降低稻田滲漏量,同時改善土壤的通氣狀況,水稻在一定時期內處于水分脅迫狀態(tài),限制了土壤中有害物質的產(chǎn)生,高效控制了氮、磷和COD流失關鍵時期的排水,減輕了農業(yè)面源污染程度。

表4 變量指標的統(tǒng)計描述Table 4 Variable indicators statistical description

(3）水旱輪作模式、耕作方式、秸稈還田方式對化肥面源污染存在影響,但未全部通過顯著性檢驗。水旱輪作模式對化肥面源污染的影響系數(shù)為負,說明輪作結構不同導致面源污染效應差異。薛利紅等基于對太湖流域連續(xù)3年田間數(shù)據(jù)比較,發(fā)現(xiàn)稻-紫云英能減少徑流總氮損失35%～40%,稻-蠶豆輪作能減少徑流氮排放25%～30%［26］；洱海流域田間試驗發(fā)現(xiàn)水稻-蠶豆比水稻大蒜輪作模式減少氮素流失風險38%［27］。秸稈還田形成綠肥,可提高土壤肥力,降低稻季施肥量,減少稻季氮肥流失引起的環(huán)境風險［28］。目前堆漚還田對減少化肥面源污染效果最大,其次是直接還田,最小是焚燒還田。肖新成等［14］和吳義根等［29］也指出種植結構直接影響農業(yè)面源污染排放效率和總量。耕作方式對化肥面源污染的彈性系數(shù)為負,秸稈還田方式在0.75分位點以下為正,且在0.25分位點上5%顯著,0.90分位點上為負。實際實驗中發(fā)現(xiàn)在翻耕20 cm的基礎上進行秸稈還田或增施綠肥、畜禽糞肥則可以大幅提高水稻產(chǎn)量和氮、磷、鉀養(yǎng)分吸收量［30］。

(4）耕地細碎化會增加化肥面源污染,一定規(guī)模下隨面積增加化肥面源污染相應增加。水田面積在各分位點上與化肥面源污染呈1%顯著性正相關,水田塊數(shù)在0.25分位點上通過顯著性檢驗。在經(jīng)營面積較大時,農戶會因勞動力不足而選擇通過增施化肥、農藥等物質生產(chǎn)資料來提升農業(yè)生產(chǎn)效益。細碎化程度越高,單位化肥投入強度越大。有研究指出適度規(guī)模能夠降低化肥投入強度,進而控制因化肥過量投入所帶來的面源污染壓力［31］。還應充分考慮地權穩(wěn)定性,若通過土地流轉擴大規(guī)模,則不一定能夠有效減少面源污染問題。龍云指出農地流轉的地權穩(wěn)定性效應、地權流動性效應和農地利用政策效應會導致轉入地農戶的農地利用方式和短期投資發(fā)生改變,會使轉入地總體面源污染水平更高［32］。結果還發(fā)現(xiàn)丘陵山區(qū)相對平原地區(qū)化肥面源污染更大,平原地區(qū)地下水充沛,田間滲漏相對更少,而丘陵山區(qū)因坡度造成水分滲漏嚴重,保肥能力較弱,農戶選擇通過增施化肥來保證產(chǎn)量。

表5 實證回歸結果Table 5 The empirical regression results

(5）農業(yè)補貼和商品化率會增加化肥面源污染。農業(yè)補貼在0.50分位點以下與面源污染呈正相關, 0.75以上呈負相關,說明農業(yè)補貼與化肥面源污染存在“倒U型”關系。已有研究表明農資補貼對農業(yè)化肥面源污染存在正向激發(fā)效應［33］,葛繼紅的研究也證實了國家財政支農政策導致了化肥要素市場扭曲的存在［34］?；室厥袌雠で鷮е禄蔬呺H產(chǎn)出與實際價格的偏離,同時相對低廉的化肥要素價格形成了對勞動力的替代,便助漲了農戶對化肥的過量施用。商品化率越高,農戶為提高單位產(chǎn)出和收益,增加化肥投入強度,進而導致化肥面源污染增加。

(6）年齡和受教育程度減弱化肥面源污染的臨界點較高,政治參與程度對化肥面源污染影響不顯著。年齡和受教育程度都在0.25和0.90分位點上與化肥面源污染負相關,在0.50和0.75分位點上正相關,但都未通過一致性檢驗。圖1可知,化肥面源污染隨年齡和受教育程度增加初期長時間呈緩慢提高趨勢,當達到一定程度后,出現(xiàn)明顯下降,且臨界點位置較高。政治參與程度對化肥面源污染影響系數(shù)為負,在各分位點上都不顯著,說明政治參與程度越高,獲得生產(chǎn)技術和產(chǎn)品市場信息越多,科學種植理念和環(huán)保意識越高,偏向于減少化肥投入。這是由于農業(yè)面源污染具有負外部性,大多數(shù)農戶不會關心生產(chǎn)中的環(huán)境污染問題［35］,反而還會通過增施化肥來提高產(chǎn)量和節(jié)約勞動力。該結論也得到了付靜塵等的驗證［36］。

(7）技術培訓能夠有效降低化肥面源污染。技術培訓在0.50分位點以下通過顯著性檢驗,與面源污染呈正相關關系,說明技術培訓可有效降低農戶化肥施用量。華春林等也驗證了農業(yè)教育培訓可以減少農業(yè)面源污染［37］。但應瑞瑤等指出在考慮了樣本的選擇性偏誤問題之后,農業(yè)技術培訓對農業(yè)生產(chǎn)中面源污染的減少效果并不明顯,這與中國農業(yè)技術培訓體系注重產(chǎn)品數(shù)量安全而忽視農產(chǎn)品生態(tài)環(huán)境安全以及“從上到下”的行政命令式培訓方式有關［38］。

圖1 化肥面源污染分位數(shù)回歸的系數(shù)變化情況Figure 1 The changes of fertilizer non-point source pollution of quantile regression coefficient

3 結論

續(xù)圖1化肥面源污染分位數(shù)回歸的系數(shù)變化情況Continuous figure 1 The changes of fertilizer non-point source pollution of quantile regression coefficient

(1）總體上灌溉總效率均值為0.14,純技術效率均值為0.27,規(guī)模效率均值為0.55,水資源利用改進空間較大,規(guī)模化程度高的平原地區(qū)用水效率更高。

(2）灌溉用水效率與化肥施用量間存在顯著替代效應,兩者呈振幅增強的波動式發(fā)展。灌溉用水效率對化肥面源污染的彈性系數(shù)在不同分位點上依次為-2.38、-3.63、-2.23、-5.87,呈增大-減小-增大趨勢,且極大值逐步擴大,形成替代效應正累積。

(3）節(jié)水灌溉能夠降低化肥面源污染,同時具有保肥效果。灌溉方式與化肥面源污染呈負相關,且在0.25和0.50分位點上通過顯著性檢驗。節(jié)水灌溉既可以提高水資源利用效率,降低稻田滲漏量,還具有控制氮、磷和COD流失,減輕面源污染的效果。

(4）水旱輪作模式、耕作方式、秸稈還田方式對化肥面源污染存在影響,但未全部通過顯著性檢驗。水旱輪作對化肥面源污染的影響系數(shù)為負,輪作作物根系固氮能力影響了化肥氮素利用率；耕作方式的影響系數(shù)為負,但不顯著,深耕能夠提高土壤肥力、減少化肥施用；秸稈還田方式在0.25分位點上顯著正相關,對減輕化肥面源污染效果大小依次是堆漚還田、直接還田、焚燒還田。

(5）耕地細碎化、農業(yè)補貼和商品化率會增加化肥面源污染。耕地面積在各分位點上都與化肥面源污染呈1%顯著性正相關,耕地細碎化的系數(shù)為正,在0.25分位點上1%顯著。一定規(guī)模下隨面積增加化肥面源污染會相應增加,而細碎化程度越高,單位化肥投入強度越大。

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The effect of rice irrigation efficiency and related factors on fertilizer non-point source pollution based on quantile regression

YU Wei-yong1,QI Yan-bin1,HE Yue1,2,DENG Xin3
(1.College of Economics,Sichuan Agricultural University,Chengdu 611130,China;2.Institute of Finance and Economics,Yangtze Normal U-niversity,Chongqing Fuling 408000,China;3.College of Management,Sichuan Agricultural University,Chengdu 611130,China）

This article measures rice irrigation water-use efficiency and fertilizer non-point source pollution of 797 households across four provinces(municipalities）in the upper reaches of Yangtze river.It analyzed the effect of rice irrigation water-use efficiency,mode of production,and effects of other factors on fertilizer non-point source pollution based on quantile regression.The results show that the average irrigation efficiency of rice is 0.14,the average scale efficiency is 0.55,the average technical efficiency is 0.27,and the rice irrigation water efficiency improvement space is larger.A substitution effect between irrigation water-use efficiency and the amount of fertilizer applied exists,which enhances the amplitude of fluctuation.Water-saving irrigation methods can reduce fertilizer non-point source pollution and preserve fertilizers.Floods and droughts(FDD）rotation mode,farming methods,and straw counters-field ways have an effect on fertilizer non-point source pollution,although not all these effects were significant.Cultivated land and finely,agricultural subsidies and commercialization rate can increase non-point source fertilizer pollution.The critical point that age and education level reduced fertilizer non-pointsource pollution is higher,but political participation has no significant effect.

fertilizer non-point source pollution;irrigation water efficiency;production mode;factor endowments;quantile regression

X592

A

1672-2043(2017）07-1274-11

10.11654/jaes.2017-0586

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2017-04-20

于偉詠(1988—）,男,博士研究生,四川雅安人,主要研究方向為農業(yè)資源環(huán)境。E-mail:ywy212@163.com

*通信作者：漆雁斌E-mail:qybin@sina.com

國家社會科學基金項目(14XGL003）；四川省農村發(fā)展研究中心青年項目(CR1624,CR1719）

Project supported：The National Social Science Foundation of China(14XGL003）；The Young Fund of the Sichuan Rural Development Research Center (CR1624,CR1719）