化肥經(jīng)濟(jì)過量施用行為的影響因素研究

劉文倩, 費(fèi)喜敏, 王成軍,3①

(1.浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 浙江 臨安 311300; 2.浙江省農(nóng)民發(fā)展研究中心, 浙江 臨安 311300; 3.浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院, 浙江 杭州 310000)

近年來化肥的大量施用造成了諸多環(huán)境問題[1]。QIAO等[2]對太湖地區(qū)作物施肥的研究發(fā)現(xiàn):化肥的過量施用對作物產(chǎn)生了負(fù)面影響,導(dǎo)致環(huán)境逐漸惡化。為了尋找控制化肥施用的有效機(jī)制和途徑,對農(nóng)戶的化肥施用行為進(jìn)行了深入研究發(fā)現(xiàn)：(1)農(nóng)戶的受教育年限以及對環(huán)境的認(rèn)知會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的施肥行為產(chǎn)生影響[3-6],如農(nóng)戶的環(huán)境意識以及風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素會對農(nóng)戶的化肥投入行為產(chǎn)生一定影響[4],大量農(nóng)戶的兼業(yè)行為也會增加化肥投入量[6];(2)農(nóng)戶是否過量施用化肥主要受農(nóng)戶土地權(quán)利、地塊面積、耕地灌溉條件等因素的影響[7-8];(3)政策等外在因素也會對農(nóng)戶的化肥施用行為產(chǎn)生影響,如政府技術(shù)支持力度會對農(nóng)戶的化肥施用行為產(chǎn)生顯著影響[9]。HUANG等[10]的研究表明,為農(nóng)戶提供一定的生產(chǎn)培訓(xùn)可以有效減少農(nóng)戶的化肥施用量。因此,化肥的過量施用行為對生態(tài)安全構(gòu)成了威脅,研究過量施用化肥行為有利于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展[11-13]。

中國當(dāng)前的化肥施用已經(jīng)過量[14],但是,對于化肥“過量”標(biāo)準(zhǔn)的界定存在較大差異,主要從農(nóng)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)和生態(tài)環(huán)境3個(gè)角度進(jìn)行界定[15-17],農(nóng)學(xué)角度指基于農(nóng)作物產(chǎn)量最大化來確定最佳施肥量,即此時(shí)的化肥投入是農(nóng)學(xué)上的農(nóng)作物產(chǎn)出量最大的施肥量;經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于最佳化肥投入的標(biāo)準(zhǔn)是基于“利潤最大化”理論,即當(dāng)農(nóng)戶投入在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的邊際收益等于邊際成本時(shí)的化肥施用量是經(jīng)濟(jì)學(xué)上的最佳施肥量;基于生態(tài)環(huán)境角度下的最佳施肥量則是考慮了環(huán)境污染等一些不可控的外部成本后的施肥量。對比以上3個(gè)角度對化肥最佳投入量的衡量標(biāo)準(zhǔn),農(nóng)學(xué)角度測算出的最佳化肥投入量最大,生態(tài)環(huán)境角度測算的最佳施肥量與經(jīng)濟(jì)學(xué)角度測算的施肥量較低[15],但考慮到我國目前還沒有將農(nóng)戶化肥施用量控制普遍納入到農(nóng)業(yè)的補(bǔ)償范圍,筆者選擇從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析農(nóng)戶化肥的過量施用行為。從現(xiàn)有的研究成果來看,關(guān)于農(nóng)民化肥施用行為的研究已經(jīng)相當(dāng)豐富,但以往研究更多的是對農(nóng)戶施肥量影響因素的探究,對于農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥投入是否過量以及哪些因素會影響過量施肥行為的研究較少。中國當(dāng)前正處于工業(yè)化、城市化加速發(fā)展時(shí)期,農(nóng)民生產(chǎn)中化肥過量施用現(xiàn)象較為普遍,系統(tǒng)分析農(nóng)民化肥經(jīng)濟(jì)過量施用行為及其影響因素具有典型的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 研究方法

1.1 研究區(qū)概況

浙江省地處中國東南沿海長三角地區(qū),土地面積約10.55萬km2,是中國經(jīng)濟(jì)較為活躍和發(fā)達(dá)的省份之一。浙江省也是農(nóng)業(yè)高產(chǎn)地區(qū),地理位置優(yōu)越,資源豐富,其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平較高,是一個(gè)農(nóng)、林、牧、漁各業(yè)全面發(fā)展的高產(chǎn)綜合性農(nóng)業(yè)區(qū)[18]。浙江省現(xiàn)下轄11個(gè)地級市,分別是杭州、寧波、溫州、紹興、湖州、嘉興、金華、衢州、舟山、臺州、麗水。由于地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在一定差異,因此選取杭州、衢州、麗水和金華這4個(gè)代表性的地級市,再從中選取具有代表性的縣(市)作為樣本地區(qū)進(jìn)行調(diào)查和研究。

1.2 樣本選擇及數(shù)據(jù)的獲取

數(shù)據(jù)來源于國家林業(yè)局“浙江省山區(qū)民生監(jiān)測”項(xiàng)目,為了獲取山區(qū)農(nóng)戶代表性樣本,釆用分層隨機(jī)抽樣方法選擇樣本。首先將浙江省11個(gè)地市按照農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度分為4組:人均收入在2萬元以上的地區(qū)屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū);人均收入在1.8～2萬元之間屬于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū);人均收入在1.6～1.8萬元之間屬于經(jīng)濟(jì)中等發(fā)達(dá)地區(qū);人均收入在1.6萬元以下為欠發(fā)達(dá)地區(qū);縣(市)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度主要是按照地市中所有縣(市)的農(nóng)村居民人均收入水平為依據(jù)進(jìn)行劃分。在每組中隨機(jī)抽取組內(nèi)的地市,其中經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、較發(fā)達(dá)、中等發(fā)達(dá)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)各抽取1個(gè)城市。在每個(gè)地市中抽取1個(gè)經(jīng)濟(jì)中等發(fā)達(dá)縣(市),在每個(gè)縣(市)內(nèi)部按照經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)情況將鄉(xiāng)鎮(zhèn)分為2組,每組內(nèi)抽取1個(gè)經(jīng)濟(jì)中等發(fā)達(dá)鄉(xiāng)鎮(zhèn),再把每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)部按照經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度將村分為2組,在每組中抽取中等發(fā)達(dá)的村,在每個(gè)村中隨機(jī)抽取12個(gè)農(nóng)戶,共計(jì)抽取4個(gè)縣(市)、8個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、16個(gè)村莊和192個(gè)農(nóng)戶,樣本分布情況見表1。其中種植糧食作物的農(nóng)戶有119個(gè),種植經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶有76個(gè),剔除部分沒有投入產(chǎn)出等信息的樣本后所使用的樣本量為184個(gè)農(nóng)戶,其中有部分農(nóng)戶家庭既種植了糧食作物，又種植了經(jīng)濟(jì)作物,因此,對作物進(jìn)行分類分析時(shí)有部分農(nóng)戶重疊。為了保證樣本數(shù)據(jù)的可靠性,采用入戶問卷調(diào)查方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。調(diào)查內(nèi)容包括5個(gè)部分:(1)農(nóng)戶家庭的基本情況,包括家庭的人口規(guī)模、性別、年齡、受教育和職業(yè)培訓(xùn)情況等信息。(2)家庭的農(nóng)地資源稟賦情況,包括家庭經(jīng)營農(nóng)地的地塊數(shù)、每塊面積、復(fù)種情況、耕作條件等信息。(3)農(nóng)地的投入與產(chǎn)出情況,投入情況包括農(nóng)藥投入、化肥投入、農(nóng)家肥投入、農(nóng)膜投入、自家人工投入、雇工投入、灌溉投入、機(jī)械服務(wù)投入等信息,產(chǎn)出情況包括產(chǎn)量和價(jià)格等信息。(4)農(nóng)民勞動非農(nóng)化情況,包括家庭成員中每個(gè)勞動力的職業(yè)、工作地點(diǎn)、每年非農(nóng)時(shí)間、收入,此外,還包括針對整個(gè)家庭的收入情況(具體包括農(nóng)業(yè)收入、工資性收入、自營工商業(yè)收入、財(cái)產(chǎn)性收入以及農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、轉(zhuǎn)移支付等項(xiàng)目)。(5)設(shè)計(jì)一些選擇題和開放性問題,以了解農(nóng)民對一些具體問題的想法。

1.3 樣本特征分析

對樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述分析和單因素方差分析結(jié)果見表1。為了研究各解釋變量對別的解釋變量的影響,以及各解釋變量之間的交互作用情況,采用單因素方差分析來檢驗(yàn)各個(gè)變量均值之間的差異。首先,在農(nóng)戶自身特征上,不同的特征因素對農(nóng)戶之間化肥施用的影響存在較大不同。一是盡管化肥施用在一些特征因素上(如表1中戶主年齡、教育程度、勞動力投入、環(huán)境意識等)不同農(nóng)戶之間存在一定差異,但是這種差異不顯著;二是化肥施用在不同的技術(shù)培訓(xùn)和非農(nóng)就業(yè)層次的農(nóng)戶之間不但存在一定差異,而且這種差異在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上還是顯著的。農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)層次的劃分主要以農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)時(shí)間占全年參與非農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總時(shí)間的比例作為劃分依據(jù),將農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)層次劃分為3類:純農(nóng)戶、Ⅰ兼農(nóng)戶和Ⅱ兼農(nóng)戶。純農(nóng)戶指家庭從業(yè)人員主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn),其非農(nóng)就業(yè)時(shí)間不超過家庭總勞作時(shí)間10%的農(nóng)戶;Ⅰ兼農(nóng)戶指家庭成員有非農(nóng)就業(yè)的,且其參與非農(nóng)就業(yè)的時(shí)間占總的勞作時(shí)間的比例在10%～50%之間的農(nóng)戶;Ⅱ兼農(nóng)戶指家庭成員有非農(nóng)就業(yè)的,且其參與非農(nóng)就業(yè)的時(shí)間占總的勞作時(shí)間的比例在50%以上的農(nóng)戶。需要指出的是,在不同的技術(shù)培訓(xùn)狀態(tài)的農(nóng)戶之間,化肥過量施用因作物種類不同而存在差異,種植糧食作物的農(nóng)戶,經(jīng)歷不同技術(shù)培訓(xùn)時(shí)化肥的施用存在顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上差異,而種植經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶之間不存在差異。這也進(jìn)一步說明有必要分作物種類進(jìn)行具體分析。

表1不同特征農(nóng)戶的化肥施用量

Table1Fertilizerapplicationraterelativetofarmerhousehold

變量類型變量名稱變量分級均值/(kg·hm-2)標(biāo)準(zhǔn)差/(kg·hm-2)均值差異性分析1)糧食作物經(jīng)濟(jì)作物糧食作物經(jīng)濟(jì)作物糧食作物經(jīng)濟(jì)作物農(nóng)戶特征戶主年齡/歲<45948.491 072.15463.78543.27F=1.60F=0.0445～601 152.87994.991 285.421 128.27>601 644.701 059.761 421.26819.31受教育年限/年<51 101.10885.30956.17913.00F=0.59F=1.155～81 350.34898.40913.30915.39>81 374.891 252.881 385.871 382.97技術(shù)培訓(xùn)否1 022.091 058.89771.431 037.74F=-4.94???F=0.73是2 640.22851.202 600.23904.06勞動力投入<1501 137.07966.341 201.84965.27t=-0.81t=-0.76≥1501 330.291 160.981 338.101 140.75非農(nóng)就業(yè)層次純農(nóng)戶928.871 052.19594.281 129.05F=2.54?F=1.52Ⅰ兼農(nóng)戶1 576.78630.981 840.93697.12Ⅱ兼農(nóng)戶1 123.581 193.69895.33936.97環(huán)境意識很好1 256.70997.361 183.31929.99F=0.07F=0.32一般1 164.22966.261 494.981 030.40很差1 267.551 269.11548.751 378.44土地資源特征田地面積/hm-2<0.21 211.561 054.191 236.441 044.41t=0.65t=-0.10≥0.21 236.43870.391 305.63875.65田地質(zhì)量高于一般水平1 252.181 103.891 252.18975.01F=2.51?F=0.81一般水平1 028.41845.551 028.411 067.68低于一般水平1 991.601 285.891 991.60985.82耕地類型山上田1 139.561 043.271 030.311 054.82t=-2.16?t=0.60山下田1 992.23836.582 527.77624.36農(nóng)機(jī)投入<1 5001 129.021 008.24964.081 019.37t=-1.38t=-0.51≥1 5001 506.541 375.891 897.90615.22灌溉條件很好1 084.46926.211 084.46911.62F=1.90F=0.80一般1 311.77993.40786.89979.32較差1 761.181 288.292316.901 281.41地區(qū)開化1 495.51923.921 066.18898.75F=1.00F=1.33臨安968.51944.121 292.91948.19龍泉1 105.951 004.031 508.991 070.95永康1 281.161 734.61971.381 457.61

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。1)F為單因素方差分析檢驗(yàn)值,t為獨(dú)立性t檢驗(yàn)值。

其次,在田地特征上,由表1可知,田地面積對化肥施用量沒有顯著影響:種糧農(nóng)戶在質(zhì)量較差的田地上施肥量顯著高于質(zhì)量較好田地,而種植經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶化肥施用量在不同質(zhì)量田地之間沒有顯著差異。種植糧食作物的農(nóng)戶在山下田的施肥量顯著高于山上田,而種植經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶施肥量在山上和山下田之間沒有顯著差異。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)機(jī)投入對化肥施用量的影響沒有顯著差異,但不同灌溉條件之間化肥的施用有較大差異,農(nóng)戶在灌溉條件較差的田地施用的化肥顯著高于灌溉條件好的。各地區(qū)之間的化肥施用量也存在一定差異。上述差異對農(nóng)戶的化肥過量施用行為是否具有決定性的作用?還需進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證分析。

1.4 生產(chǎn)函數(shù)方法

通過構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)模型對化肥施用量進(jìn)行測算,通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)對其化肥過量施用行為的影響。首先構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)模型[12]:

Y=aXfβlLβ2W1iβ1iexptβt。

(1)

式(1)中,α為常量；因變量Y為農(nóng)作物產(chǎn)量,自變量包括生產(chǎn)要素投入以及農(nóng)戶特征變量；Xf為農(nóng)戶的化肥施用量；L為耕地勞動力投入；W1iβ1i為控制變量(農(nóng)戶特征等)；t為耕地的地塊特征；βt為化肥的待估參數(shù),在回歸中控制了縣級虛擬變量，β1和β2分別為化肥產(chǎn)出和勞動力投入彈性?；喌?

(2)

通過采用生產(chǎn)函數(shù)模型測算化肥的產(chǎn)出彈性,結(jié)合式(2)測算化肥對農(nóng)作物產(chǎn)量的影響。因此，基于“利潤最大化”理論可以得出:

(3)

式(2)～(3)中，F(xiàn)為化肥；PF和PY分別為化肥和農(nóng)作物價(jià)格。結(jié)合式(2)和(3)得出化肥最優(yōu)施用量(xzy)的測算公式:

(4)

因此,基于式(4)測算出的化肥最優(yōu)投入量,可以對農(nóng)戶化肥過量施肥量進(jìn)行進(jìn)一步計(jì)算:農(nóng)戶過量施肥量Xμ=農(nóng)戶實(shí)際施肥量(Xf)-農(nóng)戶最優(yōu)施肥量。

Xμ=Xf-Xzy。

(5)

分別對樣本地區(qū)種植的糧食作物和經(jīng)濟(jì)作物進(jìn)行調(diào)查分析,采用最小二乘法驗(yàn)證浙江省4縣(市)農(nóng)作物生產(chǎn)中化肥施用是否經(jīng)濟(jì)過量,公式(1)進(jìn)行取對數(shù)估計(jì),構(gòu)建農(nóng)作物產(chǎn)量影響因素模型:

lny=lna+β1lnXf+β2lnL+β1ilnW1i+tβt。

(6)

1.5 OLS回歸

采用多元線性回歸模型,農(nóng)戶的過量施肥行為會受到多種因素的影響,在控制一些相關(guān)因素的情況下,分析農(nóng)戶化肥經(jīng)濟(jì)過量施用行為的影響因素。根據(jù)已有研究可知,農(nóng)戶的家庭特征以及地塊特征都會對化肥的過量施用行為產(chǎn)生影響,因此根據(jù)多元線性回歸模型原理最后設(shè)定農(nóng)戶化肥經(jīng)濟(jì)過量施用的影響因素模型為

(7)

式(7)中，α0為截距項(xiàng)；λi為家庭特征農(nóng)戶系數(shù)；θt為地塊特征系數(shù)；因變量Yμ為農(nóng)戶的化肥過量施用量,解釋變量Xi表示影響化肥施用量決策的因素,包括以下2組變量:(1)農(nóng)戶的家庭特征，包括戶主年齡、受教育年限、技術(shù)培訓(xùn)、非農(nóng)就業(yè)和環(huán)境意識等;(2)田地特征變量，包括田地面積、田地類型和田地質(zhì)量等。借鑒已有研究,該研究控制了地區(qū)虛擬變量,用rt表示,其中4個(gè)縣(市)采用3個(gè)虛擬變量表示,以控制不可觀測的縣級地區(qū)間的差異性。e為殘差項(xiàng),代表一些不可觀測的影響因素。

2 結(jié)果與分析

2.1 生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果

表2分別對糧食作物、經(jīng)濟(jì)作物以及總樣本做了生產(chǎn)函數(shù)的回歸分析,模型整體的擬合度較好,3個(gè)模型的R2分別為0.23、0.59和0.26,R2合適可用,且統(tǒng)計(jì)量F均顯著。從生產(chǎn)函數(shù)的結(jié)果來看,持續(xù)增加化肥施用量對糧食作物產(chǎn)量和經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量的提高具有正向顯著影響,這說明當(dāng)前化肥投入仍然是農(nóng)作物產(chǎn)量增加的原因,但化肥施用在經(jīng)濟(jì)上是否最優(yōu)還需要進(jìn)一步分析。勞動力投入對糧食作物產(chǎn)量的影響是正向不顯著關(guān)系,但是對經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量具有正向顯著影響,這是由于2種類型的作物播種周期不同。從農(nóng)戶的個(gè)體特征來看,戶主年齡對作物產(chǎn)量的影響不顯著,而戶主受教育程度在糧食作物與總樣本的回歸中對作物產(chǎn)量具有負(fù)向顯著影響,這是因?yàn)榻邮苷{(diào)查的4個(gè)縣(市)農(nóng)戶的受教育程度普遍不高。從土地特征變量來看,土地質(zhì)量分為3種,土壤質(zhì)量差的耕地占總地塊比例對農(nóng)作物產(chǎn)量呈負(fù)向顯著影響,表明田地的土壤質(zhì)量越差,農(nóng)作物產(chǎn)量越低;從土地類型來看,土地類型分為山上田和山下田2種,研究中作為虛擬變量進(jìn)行回歸,以山上田作為對照組,結(jié)果顯示土地類型對糧食作物的產(chǎn)量以及總樣本是負(fù)向顯著影響,對經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量是正向不顯著影響;田地的灌溉條件對經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)量以及總樣本是負(fù)向顯著影響,表明田地灌溉條件越好,作物產(chǎn)量越高;田地灌溉條件對糧食作物是負(fù)向不顯著影響。最后,在回歸中放入3個(gè)地區(qū)虛擬變量。

表2生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果

Table2Regressionoftheproductionfunction

自變量糧食作物經(jīng)濟(jì)作物總樣本β值1)t值2)β值1)t值2)β值1)t值2)化肥施用量(對數(shù)形式)0.08?1.880.18?1.700.13???2.97勞動力投入(對數(shù)形式)0.010.420.52???4.760.010.12戶主年齡(對數(shù)形式)-0.15-0.50-0.62-0.74-0.16-0.49戶主受教育程度(對數(shù)形式)-0.27??-2.44-0.12-0.36-0.34???-2.97質(zhì)量差田地比例-0.31?-1.66-1.14?-1.87-0.40??-1.83田地灌溉條件-0.01-0.20-0.27?-1.99-0.10?-1.83山下田(山上田=1)-0.30?-1.930.010.01-0.32?-1.86臨安0.27?1.950.61?1.810.40???2.87龍泉0.040.320.020.040.120.86永康0.51???3.43-0.93?-1.900.36??2.37截距項(xiàng)9.276.677.782.089.296.40

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。1)指對數(shù)形式自變量值每增加1%,因變量增加β%,非對數(shù)形式自變量值每增加1單位,因變量增加β。2)t為獨(dú)立性t檢驗(yàn)值。

2.2 樣本農(nóng)戶化肥過量施用情況及分析

根據(jù)樣本田地化肥投入對農(nóng)作物產(chǎn)量影響的邊際效益以及化肥施用量等,同時(shí)結(jié)合式(4)和(5)測算出樣本田地化肥的經(jīng)濟(jì)最優(yōu)施用量,進(jìn)一步結(jié)合化肥實(shí)際用量測算出化肥經(jīng)濟(jì)過量施用量?；诜N植糧食作物、經(jīng)濟(jì)作物以及總樣本的農(nóng)戶樣本數(shù)得到化肥的實(shí)際、最優(yōu)和經(jīng)濟(jì)過量施用量(表3)。

表3不同地區(qū)不同作物的實(shí)際、最優(yōu)和過量化肥施用量

Table3Actual,optimal,andexcessfertilizerapplicationratesrelativetocropandregionkg·hm-2

地區(qū)指標(biāo)均值糧食作物經(jīng)濟(jì)作物總樣本開化實(shí)際施肥量1 495.51923.921 654.44最優(yōu)施肥量235.13899.97549.11過量施肥量1 260.3823.951 078.37臨安實(shí)際施肥量968.51944.121 063.73最優(yōu)施肥量217.87539.08408.24過量施肥量750.64405.04599.30龍泉實(shí)際施肥量1 105.961 004.031 043.13最優(yōu)施肥量239.33363.88374.48過量施肥量866.62640.15617.21永康實(shí)際施肥量1 281.161 734.612 784.97最優(yōu)施肥量205.40734.05635.61過量施肥量1 075.761 000.562 047.01

首先糧食作物施肥量測算結(jié)果顯示,4個(gè)地區(qū)的化肥經(jīng)濟(jì)過量施用率在50%以上,開化和永康地區(qū)整體化肥施用量高于其他2個(gè)地區(qū),并且開化和永康地區(qū)化肥過量施用現(xiàn)象最嚴(yán)重,分別約為1 260.38 和1 075.76 kg·hm-2。其次,經(jīng)濟(jì)作物施肥量測算結(jié)果顯示,龍泉和永康地區(qū)化肥經(jīng)濟(jì)過量施用率均超過50%,開化和臨安地區(qū)過量施肥情況一般,仍需進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整。從總樣本數(shù)據(jù)來看,4個(gè)地區(qū)化肥過量施用情況都需加以重視。因此,通過一系列的計(jì)算分析可知,被調(diào)查的4個(gè)縣(市)化肥過量施用情況均較嚴(yán)重,因此在不對作物產(chǎn)量產(chǎn)生較大影響的情況下減少化肥施用量具有重要的經(jīng)濟(jì)意義。

2.3 OLS回歸結(jié)果及分析

將前文中樣本農(nóng)戶的化肥過量施用量作為因變量,根據(jù)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型式(6),通過多元回歸得到農(nóng)戶化肥過量施用行為的影響因素。模型估計(jì)結(jié)果見表4。運(yùn)用stata 12.0軟件對農(nóng)戶化肥過量施用行為進(jìn)行回歸分析,為了提高模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性,筆者對不同種類作物進(jìn)行分類回歸分析,模型1是對糧食作物樣本的回歸分析,模型2是對經(jīng)濟(jì)作物樣本的回歸分析,模型3是對總樣本數(shù)據(jù)的回歸分析。

從模型的估計(jì)結(jié)果可知,3個(gè)模型的整體擬合程度較好,R2分別為0.40、0.38和0.28,R2合適可用,且統(tǒng)計(jì)量F均顯著。戶主的受教育程度對糧食作物的化肥過量施用是正向顯著影響,在經(jīng)濟(jì)作物和總樣本中是正向不顯著影響,可能的原因是這些農(nóng)戶的平均年齡沒有太大差異,同時(shí)農(nóng)戶的整體受教育水平都不高。農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)對糧食作物和總樣本是正向顯著影響,對經(jīng)濟(jì)作物是負(fù)向顯著影響,出現(xiàn)這樣的差異是由于被調(diào)查的4個(gè)縣(市)接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的次數(shù)很少,多數(shù)農(nóng)戶只參加1次培訓(xùn),因此在對這部分農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的引導(dǎo)作用不強(qiáng)。Ⅰ兼農(nóng)戶對糧食作物以及總樣本的化肥過量施用是正向顯著影響,表明Ⅰ兼農(nóng)戶所占比例越大,化肥的過量施用越多。根據(jù)前文分析可知,Ⅰ兼農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的同時(shí)也參加非農(nóng)就業(yè),因此這部分農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動力投入較少,這部分農(nóng)戶通常會增加化肥投入替代勞動力投入以提高農(nóng)作物產(chǎn)量。農(nóng)戶的環(huán)境意識在3個(gè)模型中對化肥的過量施用均是負(fù)向影響,在經(jīng)濟(jì)作物樣本中對化肥過量施用是負(fù)向顯著影響。戶主年齡對農(nóng)戶化肥過量施用的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著,可能是因?yàn)檫@些農(nóng)戶的平均年齡沒有太大差異。

表4化肥過量施用量影響因素回歸結(jié)果

Table4Regressionoffactorsstimulatingexcessivefertilizerapplication

指標(biāo)糧食作物經(jīng)濟(jì)作物總樣本λ或θ值1)t值λ或θ值1)t值λ或θ值1)t值戶主年齡/歲17.971.457.300.60-31.69-1.63戶主受教育年限/年77.25??2.2338.351.077.410.13農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)1 436.27???4.96-627.87-2.50897.95??2.13Ⅰ兼農(nóng)戶(純農(nóng)戶=1)511.33??2.03-280.07-0.991 132.99???2.71Ⅱ兼農(nóng)戶(純農(nóng)戶=1)212.320.82155.980.57528.771.26環(huán)境意識-38.88-0.26-288.981.85-12.68-0.05勞動力投入-0.57-1.130.150.71-0.89-1.06山下田(山上田=0)636.46?1.98-284.70-0.92388.690.71田地面積/hm2-109.28-0.24-27.39?-1.85-23.52-0.32質(zhì)量差的田地占比619.60?1.98735.27?1.801 065.29?1.84農(nóng)機(jī)投入0.050.62-0.32-1.100.21?1.71灌溉條件206.36?1.75160.25?1.70374.65??2.43地區(qū)控制是是是

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。1)指農(nóng)戶特征變量自變量每增加1單位,因變量增加λ; 土地特征變量每增加1單位，因變量增加θ。

從田地特征來看,質(zhì)量差的田地占比對化肥過量施用量是正向顯著影響,表明田地質(zhì)量越差,化肥的過量施用量越多;田地的灌溉條件對化肥過量施用量是正向顯著影響,表明農(nóng)戶種植農(nóng)作物的耕地灌溉條件越好,化肥的過量施用越少。田地類型對糧食作物化肥施用量在10%水平上呈正顯著影響,這是因?yàn)楸徽{(diào)查的4個(gè)地區(qū)播種農(nóng)作物的田地類型相似,且地形地勢都沒有太大差異。田地面積對經(jīng)濟(jì)作物的化肥過量施用是10%水平上的負(fù)顯著影響,對糧食作物和總樣本的化肥過量施用是負(fù)向不顯著影響,一個(gè)可能的原因是田地面積越小的農(nóng)戶會更多地考慮短暫收益,因此會通過大量施肥來獲取更多的農(nóng)業(yè)收益。其他變量,例如勞動力投入等,對化肥過量施用量的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

3 討論與結(jié)論

研究結(jié)果表明:(1)浙江省4個(gè)山區(qū)縣(市)農(nóng)戶的化肥施用量均出現(xiàn)過量施肥現(xiàn)象。(2)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)和農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)層次中的Ⅰ兼農(nóng)戶對化肥過量施用量具有顯著影響。(3)田地質(zhì)量以及灌溉條件也是影響農(nóng)戶化肥經(jīng)濟(jì)過量施用行為的重要影響因素,在上述回歸結(jié)果中可發(fā)現(xiàn),田地灌溉條件越好,化肥的過量施用越少,農(nóng)戶利用優(yōu)越的灌溉渠道對田地進(jìn)行灌溉,減少了化肥的過量施用。

在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,農(nóng)戶減少化肥的施用量不僅可以為農(nóng)業(yè)帶來更長遠(yuǎn)的發(fā)展,還能減輕對山區(qū)生態(tài)環(huán)境的破壞。根據(jù)上述的研究結(jié)論可以得出以下的政策啟示:(1)政府可與山區(qū)農(nóng)戶加強(qiáng)溝通,宣傳化肥危害等方面的環(huán)保知識,讓山區(qū)農(nóng)戶轉(zhuǎn)變觀念,改善農(nóng)戶施肥方式,樹立正確的施肥理念;(2)增加政府在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投入,加大農(nóng)戶科學(xué)施肥技術(shù)培訓(xùn),鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)科技人員入戶引導(dǎo)農(nóng)戶施肥,讓農(nóng)戶樹立正確的生產(chǎn)理念,同時(shí)政府應(yīng)完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)的各項(xiàng)措施,鼓勵(lì)Ⅰ兼農(nóng)戶把土地流轉(zhuǎn)出去,將土地流轉(zhuǎn)給專心從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶從而提高土壤肥力,整體改善土壤質(zhì)量;(3)政府部門應(yīng)加強(qiáng)山區(qū)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),如水利設(shè)備等,對于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有促進(jìn)意義,為發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)奠定基礎(chǔ)。