李傳桐，張廣現(xiàn)

(山東工商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 煙臺264005)

0 引言

農(nóng)業(yè)面源污染是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中氮素和磷素等營養(yǎng)物質(zhì)和農(nóng)藥及其他有機(jī)或無機(jī)物質(zhì)通過農(nóng)田的地表徑流和農(nóng)田滲漏形成的環(huán)境污染［1］。與點源污染相比，面源污染具有分散性、隱蔽性和不確定性，控制農(nóng)業(yè)面源污染不僅僅是技術(shù)問題，也是社會經(jīng)濟(jì)問題，需要綜合解決。化肥和農(nóng)藥的使用是農(nóng)業(yè)面源污染的重要來源。近年來，在耕地面積受限的前提下，化肥和農(nóng)藥的使用是提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的重要因素，但化肥、農(nóng)藥的過量使用已經(jīng)引起了普遍關(guān)注。就化肥的過量施用而言:一方面，我國是世界上化肥生產(chǎn)量和施用量最大的國家，也是世界上化肥施用強(qiáng)度最高的國家之一;另一方面，我國化肥和農(nóng)藥使用量及使用強(qiáng)度增長迅速。據(jù)統(tǒng)計，從1980年到2008年，我國化肥施用總量增長4.13倍，化肥施用強(qiáng)度(折純量)從95 kg/hm2增至430 kg/hm2，是美國的4倍，大大超過了發(fā)達(dá)國家設(shè)定的225 kg/hm2安全上限［2-3］。2010年我國農(nóng)用化肥施用量為5 561.7萬 t，耕地面積為 12 171.59 萬 hm2，化肥施用強(qiáng)度為457 kg/hm2，化肥、農(nóng)藥使用強(qiáng)度仍在不斷提高。此外，有研究結(jié)果顯示，從最佳施肥水平的經(jīng)濟(jì)分析角度看，我國過量施用的化肥已達(dá)到總施用量的30% ～50%［2］。

1 文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)面源污染的原因是多方面的，但農(nóng)戶經(jīng)營行為的影響更為直接，我國農(nóng)戶普遍采用的“高投入高產(chǎn)出”生產(chǎn)模式是化肥、農(nóng)藥過量使用進(jìn)而導(dǎo)致面源污染的重要原因。R.C.Griffin等認(rèn)為，農(nóng)業(yè)面源污染具有負(fù)外部性，農(nóng)民不會關(guān)注生產(chǎn)中的環(huán)境污染問題［4］;周立華等對甘肅省慶陽市農(nóng)戶的調(diào)查分析，也得到了同樣的結(jié)論［5］;馮孝杰等也認(rèn)為，生產(chǎn)經(jīng)營私人利潤最大化與社會福利最大化相背離是產(chǎn)生農(nóng)業(yè)面源污染的首要原因［6］。

不少文獻(xiàn)進(jìn)一步分析了農(nóng)戶這種“高投入高產(chǎn)出”生產(chǎn)模式背后具體的影響因素，這些因素主要包括農(nóng)戶的環(huán)保意識、經(jīng)營規(guī)模、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，以及農(nóng)戶家庭規(guī)模、受教育程度等。何浩然等的分析表明非農(nóng)就業(yè)、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)與化肥施用水平呈正相關(guān)關(guān)系［2］;馮孝杰等認(rèn)為，農(nóng)業(yè)面源污染負(fù)荷總體上隨農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大而變小，適度經(jīng)營規(guī)?？梢蕴岣咿r(nóng)戶精心經(jīng)營程度，促進(jìn)化肥、農(nóng)藥的相對合理使用及農(nóng)戶對農(nóng)田的管理，進(jìn)而減少農(nóng)業(yè)面源污染［7］;汪厚安等認(rèn)為化肥污染與勞動力文化素質(zhì)、糧食商品化率、豬肉商品化率和期末擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值呈正相關(guān)，與糧經(jīng)作物種植比例呈負(fù)相關(guān)關(guān)系［8］;秦軍的實證分析表明，文化程度、是否參與技術(shù)培訓(xùn)、借款難易、政府扶持是重要的影響因素［9］。梁流濤等則從生產(chǎn)、生活等方面綜合分析了粗放的經(jīng)濟(jì)增長方式下農(nóng)村的污染問題［10］。

要全面正確評估農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染問題，有針對性地加以治理和預(yù)防，需要把宏觀分析和微觀分析結(jié)合起來，考慮不同層面、不同地區(qū)之間的差異。早期一些文獻(xiàn)從宏觀視角分析了農(nóng)村和農(nóng)業(yè)污染問題［11-14］，近期也有文獻(xiàn)考慮了不同區(qū)域之間的差異［15］。

本研究采用微觀分析視角，基于農(nóng)戶生產(chǎn)行為來探索并檢驗各種因素對農(nóng)業(yè)面源污染的影響，研究的特色在于:(1)以農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)來進(jìn)行分析，以避免單純的時序數(shù)據(jù)或截面數(shù)據(jù)代表性不足的問題，同時樣本容量較大，有助于解決變量遺漏問題;(2)數(shù)據(jù)取自同一個地方，以避免地區(qū)之間自然、社會和政策等方面的差異對農(nóng)戶行為的影響;(3)在具體計量分析中綜合了不同模型和估計方法，重視分析結(jié)果的穩(wěn)健性，以避免模型結(jié)構(gòu)和計量方法的選擇對結(jié)論的誤導(dǎo);(4)強(qiáng)調(diào)所用數(shù)據(jù)的客觀性，所有數(shù)據(jù)均來自農(nóng)戶的歷史行為或歷史狀況，沒有主觀意愿方面的調(diào)查數(shù)據(jù)，以避免調(diào)查方法和調(diào)查過程對分析的負(fù)面影響。概言之，不追求結(jié)論的新穎性，而強(qiáng)調(diào)分析和結(jié)論的真實性及可信性。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源及說明

使用山東省昌樂縣2006—2010年農(nóng)戶追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)來實證分析農(nóng)業(yè)化肥施用和農(nóng)藥使用情況及主要影響因素。原始數(shù)據(jù)樣本數(shù)為100戶，考慮到果園種植和耕地種植的差異性，僅選擇了耕地種植的農(nóng)戶，而剔除了兼種果園的農(nóng)戶，另外還有個別缺省值，觀測值數(shù)目介于76～96之間，而且每年也稍有不同(表1)。

就化肥施用情況而言，被解釋變量為化肥支出強(qiáng)度，即單位面積的土地上化肥的支出額，是農(nóng)戶化肥支出和實際經(jīng)營土地面積之比。與此相似，分析農(nóng)藥使用情況時的被解釋變量為農(nóng)藥支出強(qiáng)度，即單位面積土地上農(nóng)藥的支出額，是農(nóng)戶農(nóng)藥支出和實際經(jīng)營土地面積之比。解釋變量包括家庭經(jīng)營收入、經(jīng)營土地面積、家庭常住人口數(shù)、教育程度等。其中，家庭經(jīng)營收入反映了收入對化肥支出的約束。農(nóng)戶的所有支出都受到家庭收入的限制，化肥支出特別和家庭經(jīng)營收入相關(guān)，農(nóng)戶收入越高其化肥支出能力也越強(qiáng)，化肥支出可能就會越多。土地面積指標(biāo)反映了農(nóng)戶種植的規(guī)模效應(yīng)，經(jīng)營規(guī)模越大，各種投入品的配置靈活度就越高，就越可能接近最佳配置點。常住人口數(shù)反映了勞動力投入情況，家庭常住人口越多，家庭勞動力就越充足，可能會有較充分的時間進(jìn)行有機(jī)肥的積累和使用，減少化肥施用量。統(tǒng)計計算得到各變量歷年均值情況(表2)。

表1 2006—2010年各變量觀測值數(shù)目 個Tab.1 The number of observations for all variables from 2006 to 2010

表2 2006—2010年各變量均值對比Tab.2 The mean values of all variables from 2006 to 2010

和其他文獻(xiàn)有所不同，把教育程度設(shè)定為虛擬變量，取值為0或1:如果農(nóng)戶家庭常住人口中有成員的教育程度是高中、中專或大專及以上的層次，則取值為1，否則取值為0。之所以沒有采用家庭成員教育年限，也沒有細(xì)分各家庭成員文化程度為小學(xué)、初中、高中、中專、大專及以上，是考慮到農(nóng)戶家庭成員之間的相互影響，假定如果有一個文化程度較高的成員，則可以指導(dǎo)整個農(nóng)戶化肥、農(nóng)藥的科學(xué)使用，而不必要求家庭每個成員文化程度都較高。

此外，在實證分析中也考慮了年齡、勞動時間等變量，并引入時間虛擬變量以分析不同時點之間的不同，例如2007年的時間虛擬變量取值為1和0，當(dāng)使用的是2007年數(shù)據(jù)時取值為1，否則取值為0。在具體的計量分析中，有些變量并不顯著，有些變量之間具有一定的替代性，需要綜合考慮進(jìn)行計量。

2.2 計量結(jié)果

面板數(shù)據(jù)的估計方法有多種，混合回歸假定所有個體在各個時點上的行為都是相同的，可以用完全一樣的方程來表示，因此把所有數(shù)據(jù)都看作截面數(shù)據(jù)，放在一起來回歸。在面板數(shù)據(jù)中，即使可以假設(shè)不同個體之間的擾動項相互獨立，但同一個個體在不同時點的擾動項之間往往存在自相關(guān)，對標(biāo)準(zhǔn)差的估計應(yīng)該使用聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差(cluster-robust standard error)。這里的聚類是由每個個體不同時期的所有觀測值所組成，同一聚類(個體)的觀測值允許存在相關(guān)性，不同聚類(個體)的觀測值不相關(guān)。

與混合回歸模型不考慮個體效應(yīng)不同，固定效應(yīng)模型充分考慮了個體之間的差異，并假定個體特征與解釋變量相關(guān)，相當(dāng)于在原方程中為所有個體引入了虛擬變量(在有截距項時，N個個體需要引入N-1個虛擬變量)來表示個體之間的差異。如果固定效應(yīng)模型僅考慮了不同個體之間的差異而沒有考慮不同時點之間的差異，是“單向固定效應(yīng)”，將“時間”引入模型后就是雙向固定效應(yīng)模型了，這相當(dāng)于為每個時期定義了一個虛擬變量(如果一共有T期，則需要引入T-1個時間虛擬變量)。

隨機(jī)效應(yīng)模型也考慮了個體之間的差異，但假定代表個體異質(zhì)性的擾動項與解釋變量不相關(guān)，究竟使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型就需要檢驗該不相關(guān)假定是否成立。應(yīng)該說，不論相關(guān)與否，固定效應(yīng)模型都是一致的，如果相關(guān)則隨機(jī)效應(yīng)模型是不一致的，如果不相關(guān)則隨機(jī)效應(yīng)模型更為有效。豪斯曼統(tǒng)計量是一種常見的檢驗方法。此外，也可以通過檢驗個體擾動項是否為0來判斷是選擇固定效應(yīng)模型還是混合回歸模型。

需要注意的是，不同估計方法所得到的估計結(jié)果之間通常差別較大，盡管可以用各種檢驗方法來選擇較為合理的模型和估計方法，但這種選擇并非是絕對的。即使基于經(jīng)濟(jì)含義和數(shù)據(jù)的其他特征來選擇估計方法也不能完全保證是合適的。因此，在分析計量結(jié)果時要謹(jǐn)慎，如果某個結(jié)論在不同模型和估計方法中都是一致的，則可以認(rèn)為該結(jié)論是穩(wěn)健的，是可信的。

應(yīng)用隨機(jī)效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和混合回歸模型對化肥支出統(tǒng)計得到估計結(jié)果(表3)?？梢允褂肍統(tǒng)計量來檢驗所有個體擾動項為0的假設(shè)，以判斷是否選擇混合回歸方法，檢驗得到的F=1.98，對應(yīng)的概率值為0.000 0，檢驗結(jié)果強(qiáng)烈拒絕選擇混合回歸模型。進(jìn)一步地，使用豪斯曼檢驗方法得到χ2=5.36，對應(yīng)的概率值為0.252 2，不能拒絕個體擾動項和解釋變量之間不相關(guān)的假定，應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。雖然具體系數(shù)值有明顯差別，而且固定效應(yīng)回歸模型中有兩個變量的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，但總體看來，3類模型估計結(jié)果具有一致性，化肥支出強(qiáng)度是家庭經(jīng)營收入的增函數(shù)，是土地經(jīng)營規(guī)模、家庭常住人口數(shù)和教育水平的減函數(shù)。

表3 3類模型估計結(jié)果Tab.3 The results estimated from the three types of model

同理，針對農(nóng)藥支出也可得到3類模型的估計結(jié)果(表4)。在檢驗所有個體擾動項為0的原假設(shè)中，統(tǒng)計量F=4.45，對應(yīng)的概率值為0.000 0，檢驗結(jié)果強(qiáng)烈拒絕選擇混合回歸模型。使用豪斯曼檢驗方法得到的統(tǒng)計量 χ2=24.49，對應(yīng)的概率值為0.000 1，拒絕個體擾動項和解釋變量不相關(guān)的假定，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。回歸結(jié)果表明，農(nóng)藥支出強(qiáng)度也是家庭經(jīng)營收入的增函數(shù)，是土地經(jīng)營規(guī)模、家庭常住人口數(shù)和教育水平的減函數(shù)。該結(jié)論和化肥支出強(qiáng)度是一致的，但估計結(jié)果的穩(wěn)健性稍差，固定效應(yīng)模型中家庭經(jīng)營收入的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，隨機(jī)效應(yīng)模型和混合回歸模型中不少變量的系數(shù)也沒有通過顯著性檢驗。

表4 農(nóng)藥支出模型估計結(jié)果Tab.4 The results estimated from pesticide expenditure model

2.3 農(nóng)業(yè)面源污染主要影響因素分析

2.3.1 農(nóng)戶家庭經(jīng)營收入對化肥、農(nóng)藥支出強(qiáng)度的影響。隨著家庭經(jīng)營收入的增加，農(nóng)戶傾向于購買并施用更多的化肥，家庭經(jīng)營收入較高的農(nóng)戶化肥施用強(qiáng)度也較高。不同收入農(nóng)戶之間化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度的對比(表5)表明，家庭經(jīng)營收入不大于3 000元的農(nóng)戶化肥支出強(qiáng)度平均為5 663元/hm2，3 000～10 000元收入的農(nóng)戶化肥支出強(qiáng)度平均為6 916元/hm2，10 000元以上的農(nóng)戶平均為9 172元/hm2，家庭經(jīng)營收入處于不同層次，其化肥支出強(qiáng)度有明顯區(qū)別。農(nóng)藥支出強(qiáng)度和家庭經(jīng)營收入之間的關(guān)系也相同。

2.3.2 土地經(jīng)營面積對化肥、農(nóng)藥支出強(qiáng)度的影響。土地經(jīng)營面積反映了農(nóng)戶的規(guī)模經(jīng)營效果，隨著經(jīng)營規(guī)模的增大，農(nóng)戶傾向于減少化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度?？赡艿慕忉屖?農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模增大后，其經(jīng)營將更加科學(xué)，各項生產(chǎn)要素之間的配比將更加合理，這有助于減少化肥和農(nóng)藥的過量使用，進(jìn)而減少農(nóng)業(yè)面源污染。不同層次土地經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶之間化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度的對比(表5)也表明，土地經(jīng)營面積大于0.16 hm2的農(nóng)戶化肥和農(nóng)藥的支出強(qiáng)度最低，而土地面積介于0.1～0.16 hm2之間的農(nóng)戶化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度最高，土地面積小于0.1 hm2的農(nóng)戶介于二者之間。土地經(jīng)營面積太小則經(jīng)營收入太低，農(nóng)戶可能不會精心經(jīng)營，甚至放棄經(jīng)營。

2.3.3 教育程度對化肥、農(nóng)藥支出強(qiáng)度的影響。計量結(jié)果表明，在其他因素保持不變的前提下，教育程度的提高有助于減少化肥支出強(qiáng)度，但對農(nóng)藥支出強(qiáng)度的影響可能是負(fù)向的，也可能是正向的，結(jié)果不具有穩(wěn)健性。表5中不同層次教育程度的農(nóng)戶之間化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度均值對比表明，教育程度較高的農(nóng)戶其化肥支出強(qiáng)度較低，而農(nóng)藥支出強(qiáng)度卻較高。兩者之間的差異還需要作進(jìn)一步的解釋。

表5 不同影響因素下化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度均值對比Tab.5 The mean value comparison of expenditure intensity on fertilizer and pesticide under different factors

3 結(jié)論及政策建議

農(nóng)業(yè)面源污染涉及面廣，具有分散性、隱蔽性和不確定性，治理較為困難，我國農(nóng)業(yè)面源污染問題也日益引起人們的關(guān)注。在“高投入高產(chǎn)出”生產(chǎn)模式下，農(nóng)戶過量使用化肥和農(nóng)藥是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染的重要因素?；?006—2010年山東省昌樂縣調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶家庭經(jīng)營收入、經(jīng)營土地面積、家庭常住人口數(shù)、受教育程度等因素對其化肥和農(nóng)藥支出行為的影響。實證分析表明，農(nóng)戶化肥、農(nóng)藥的支出和其經(jīng)營收入正相關(guān)，和經(jīng)營土地面積、常住人口數(shù)、受教育程度負(fù)相關(guān)。隨著農(nóng)戶家庭經(jīng)營收入的增加，其化肥和農(nóng)藥支出強(qiáng)度增加，高收入農(nóng)戶的支出強(qiáng)度高于低收入農(nóng)戶;除了土地經(jīng)營面積過小的農(nóng)戶外，隨著土地經(jīng)營面積的增大，經(jīng)營規(guī)模效應(yīng)得到體現(xiàn)，農(nóng)戶化肥和農(nóng)藥的過量使用會得到有效控制;收入效應(yīng)和經(jīng)營規(guī)模效應(yīng)明顯，而且結(jié)論具有穩(wěn)健性，但教育程度對農(nóng)業(yè)面源污染的影響結(jié)果是不確定的，提升教育程度有助于降低化肥的支出強(qiáng)度，而無助于農(nóng)藥支出強(qiáng)度的降低。

展望未來，農(nóng)戶的家庭經(jīng)營收入將不斷提高，這意味著化肥和農(nóng)藥使用強(qiáng)度將會繼續(xù)提高，農(nóng)業(yè)面源污染將會進(jìn)一步惡化。同時，農(nóng)戶家庭常住人口數(shù)的減少也是一種趨勢，其與化肥、農(nóng)藥支出強(qiáng)度之間的負(fù)相關(guān)性也意味著農(nóng)業(yè)面源污染問題會更加嚴(yán)重。

政府和社會應(yīng)該從多方面采取措施以有效控制農(nóng)業(yè)面源污染。一方面，提高土地經(jīng)營規(guī)模有助于減輕農(nóng)業(yè)面源污染，政府應(yīng)該進(jìn)一步增強(qiáng)土地經(jīng)營政策的靈活性，支持農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營;另一方面，提升農(nóng)戶教育層次也有助于減輕農(nóng)業(yè)面源污染，大力發(fā)展農(nóng)村教育、增強(qiáng)農(nóng)戶消化吸收科學(xué)知識的能力不僅是農(nóng)村長遠(yuǎn)發(fā)展的基本國策，也有利于控制農(nóng)業(yè)面源污染。政府還應(yīng)該鼓勵和支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社的發(fā)展，這種生產(chǎn)方式提高了化肥農(nóng)藥使用的科學(xué)性，也相當(dāng)于擴(kuò)大了土地經(jīng)營規(guī)模，是對這兩方面的一種綜合。當(dāng)然，要從根本上控制農(nóng)業(yè)面源污染，需要綜合治理，轉(zhuǎn)變“高投入高產(chǎn)出”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，建設(shè)環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)。

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