于偉詠，漆雁斌，何悅，2，鄧鑫

(1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,成都 611130；2.長江師范學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院,重慶涪陵 408000；3.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院,成都 611130）

水稻灌溉用水效率和要素稟賦對(duì)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(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,成都 611130；2.長江師范學(xué)院財(cái)經(jīng)學(xué)院,重慶涪陵 408000；3.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)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(nóng)戶要素稟賦對(duì)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(shù)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(jìn)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(yīng),兩者呈振幅增強(qiáng)的波動(dòng)式發(fā)展；節(jié)水灌溉能夠降低化肥面源污染,同時(shí)具有保肥效果；水旱輪作模式、耕作方式、秸稈還田方式對(duì)化肥面源污染存在影響,但未全部通過顯著性檢驗(yàn)；耕地細(xì)碎化、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和商品化率會(huì)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(diǎn)較高,政治參與程度對(duì)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(nóng)業(yè)向人類提供食物、纖維和原材料的同時(shí),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(nóng)田地表徑流、壤中流、農(nóng)田排水和地下水滲漏進(jìn)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(nóng)業(yè)面源污染(簡稱化肥農(nóng)業(yè)面源污染）［2］。我國化肥有效利用率相對(duì)發(fā)達(dá)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(dá)國家15%～20%［3］。過量施肥現(xiàn)象嚴(yán)重,特別是水稻高產(chǎn)地區(qū)同時(shí)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(dǎo)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(shí)問題,同時(shí)具有潛在經(jīng)濟(jì)價(jià)值,如整個(gè)江蘇省治理農(nóng)業(yè)面源污染可實(shí)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(fù)責(zé)。

化肥面源污染發(fā)生一是由于負(fù)外部性、“公地悲劇”、治理成本高等特征導(dǎo)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(yù)期效果［9］；二是從農(nóng)戶生產(chǎn)行為出發(fā),生存和發(fā)展壓力,農(nóng)業(yè)經(jīng)營行為短視化,環(huán)保意識(shí)淡薄,缺乏公共服務(wù)支持等原因,集中導(dǎo)致化肥過量不合理施用［10］。長期過度的化學(xué)投入,導(dǎo)致土地持續(xù)生產(chǎn)力下降,為保證產(chǎn)量,農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)入“化學(xué)陷阱”。化肥面源污染治理需要多方面系統(tǒng)控制,措施之一節(jié)水灌溉在減少農(nóng)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(nóng)業(yè)面源污染,但目前我國水資源利用粗放、浪費(fèi)嚴(yán)重,在農(nóng)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(xiàn)整理得到影響化肥面源污染的因素很多,從農(nóng)戶視角可分為內(nèi)部因素和外部環(huán)境因素。內(nèi)部因素包括土地經(jīng)營規(guī)模、家庭勞動(dòng)力、家庭收入、農(nóng)戶受教育程度、環(huán)保意識(shí)、政治參與程度等［12-15］；外部環(huán)境因素包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)政策、種植結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)等［16-18］。目前存在的治理障礙主要是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者、環(huán)境規(guī)制部門及其他利益相關(guān)者,均存在污染治理的政治、預(yù)算和技術(shù)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(nóng)戶要素稟賦對(duì)化肥面源污染的影響,以期對(duì)提高農(nóng)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(duì)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(diào)查,共整理得到有效問卷797份,覆蓋19個(gè)縣(區(qū)）。各地區(qū)調(diào)研分布情況見表1。鑒于數(shù)據(jù)的可得性和調(diào)研方便性,問卷調(diào)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(duì)于灌溉設(shè)施使用率較高。為反映調(diào)查結(jié)果的客觀真實(shí)性,作了以下驗(yàn)證,調(diào)查結(jié)果統(tǒng)計(jì)戶均水稻種植面積為1813 m2,與農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(nóng)業(yè)部種植業(yè)管理司支持下開展的西南地區(qū)505個(gè)種糧調(diào)查結(jié)果中戶均1867 m2基本一致。

1.2 研究方法

農(nóng)業(yè)灌溉用水作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本要素投入,必須和其他生產(chǎn)要素科學(xué)配合,從而帶來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)出。農(nóng)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(nóng)業(yè)灌溉用水效率即為實(shí)現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)出下的最少農(nóng)業(yè)灌溉用水投入量與實(shí)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(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)為基礎(chǔ)的參數(shù)投入法和以線性規(guī)劃為基礎(chǔ)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(píng)估區(qū)域與生產(chǎn)前沿面的相對(duì)差距,測度結(jié)果為某要素的相對(duì)效率,該方法不必人為設(shè)定指標(biāo)的權(quán)重。本文采用非參數(shù)估計(jì)方法的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA）。

表1 調(diào)研樣本分布情況Table 1 Distribution of research sample

1.2.1 DEA模型

目前學(xué)術(shù)界效率測度方法主要包括以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA）為主的非參數(shù)方法和以隨機(jī)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(biāo)的復(fù)雜問題,無需對(duì)生產(chǎn)函數(shù)的形式作出假設(shè),從而避免了由于函數(shù)設(shè)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(shè)施、個(gè)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(duì)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(shí)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(jié)果才會(huì)相等。本文側(cè)重考察作為農(nóng)業(yè)投入要素的灌溉用水效率,故采用規(guī)模報(bào)酬可變假設(shè)下基于投入導(dǎo)向的DEA模型,具體形式如下.

式中：n為決策單元個(gè)數(shù)(n=297）；m為輸入變量個(gè)數(shù)(m=4）,s為輸出變量；x為投入要素,包括土地、勞動(dòng)力、技術(shù)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(jié)果為1,則說明灌溉效率為DEA有效,反之則非有效。

1.2.2 計(jì)量回歸模型

本文研究水稻灌溉用水效率、農(nóng)戶生產(chǎn)方式和要素稟賦對(duì)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(shè)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(jì)策略上,本文首先采用OLS回歸方法對(duì)(2）式模型進(jìn)行估計(jì)。然而,OLS回歸方法只能得到水稻灌溉效率對(duì)化肥面源污染的期望值的影響,無法分析各個(gè)因素對(duì)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(gè)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(guān)系,而分位數(shù)回歸是通過估計(jì)因變量在0～1之間的不同分位數(shù)值,對(duì)特定分布的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。該方法能精確解釋對(duì)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(duì)被解釋變量的作用機(jī)制。為考察不同分位數(shù)上水稻灌溉用水效率對(duì)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(jì)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(xiàn)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(gè)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(qiáng)度計(jì)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(fù)合肥氮含量65%,磷含量26%。產(chǎn)污總量即為產(chǎn)污強(qiáng)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(nóng)田滲漏形成地表和地下水環(huán)境污染的面源污染量。

2 結(jié)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)和載體,水、勞動(dòng)力、資本等投入要素需要依附在土地上才能實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。土地可被看作是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的固定投入要素,水等被農(nóng)作物直接消耗的經(jīng)濟(jì)資源則是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可變投入要素,兩者作用密不可分?；跀?shù)據(jù)可獲得性和相關(guān)文獻(xiàn),選擇產(chǎn)出和投入變量。參考許朗等對(duì)農(nóng)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(biāo)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(shí),單位為日,大部分調(diào)研點(diǎn)水稻生產(chǎn)仍屬于勞動(dòng)密集型作業(yè),單位投工會(huì)影響產(chǎn)出。③水稻種植化肥施用量。化肥施用量為水稻生長環(huán)節(jié)所施用的化學(xué)肥料總用量,單位為kg,水稻高產(chǎn)需借助化肥等生物技術(shù),某些生物技術(shù)甚至可減弱水稻需水程度。④灌溉用水費(fèi)用。灌溉用水費(fèi)用為水稻生長環(huán)節(jié)灌溉用水總花費(fèi),補(bǔ)貼部分不計(jì)入,單位為元,農(nóng)戶會(huì)參考灌溉成本而調(diào)整灌溉行為和投入。

運(yùn)用DEAP2.0軟件得到水稻種植戶灌溉總效率、純技術(shù)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(shù)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能集的前沿包絡(luò)面上,說明在水稻灌溉方面實(shí)現(xiàn)了水資源的最有效利用,相對(duì)有效生產(chǎn)點(diǎn),其他98.37%的農(nóng)戶均處于生產(chǎn)的相對(duì)無效狀態(tài),水資源利用改進(jìn)空間潛力很大。以總效率平均值0.137 8為例,意味著農(nóng)戶在資源稟賦不變情況下,若生產(chǎn)技術(shù)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(fèi)用。而技術(shù)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(shù)效率中有28戶處于有效生產(chǎn)點(diǎn)上,無效點(diǎn)主要集中在0.4以下,說明不同地區(qū)、農(nóng)戶擁有的水資源、土地、勞動(dòng)力等資源稟賦存在差異,但灌溉技術(shù)普遍較落后、粗放,水資源浪費(fèi)嚴(yán)重。以平均值0.27為例,表示農(nóng)戶水稻灌溉若技術(shù)完全運(yùn)用,將不會(huì)造成用水浪費(fèi)72.55%,最大值與最小值技術(shù)效率差值接近于1,存在較大的差異化和兩級(jí)化,灌溉設(shè)施和技術(shù)發(fā)揮效應(yīng)弱化。規(guī)模效率相對(duì)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(zhuǎn)政策推動(dòng)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(shè)施和機(jī)械化水平更高,進(jìn)一步提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng),這一良性循環(huán)積極促使農(nóng)戶為提高收益而改善農(nóng)田灌溉條件,進(jìn)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(jié)果見表3。灌溉方式基于灌溉工程進(jìn)行分類,分為引水灌溉、提水灌溉、井水灌溉和蓄水灌溉?？芍?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(dāng)農(nóng)戶在資源稟賦不變的情況下,若生產(chǎn)技術(shù)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(fèi)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(fèi)用可分別減少80.68%、81.92%和80.43%。從效率值分布結(jié)構(gòu)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(jìn)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)可能集的前沿包絡(luò)面上,且占比分別僅為0.78%、2.33%。

表2 樣本農(nóng)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(biāo)選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)公式(5）測度化肥面源污染量,結(jié)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(fù)合肥為主,樣本結(jié)果顯示兩者占比93.22%,由化肥產(chǎn)污強(qiáng)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(nóng)戶要素稟賦。生產(chǎn)方式具體指標(biāo)包括灌溉方式、水旱輪作模式、耕作方式和秸稈還田方式。農(nóng)戶要素稟賦包括土地稟賦、勞動(dòng)力稟賦、資本稟賦、社會(huì)資本稟賦和技術(shù)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(dòng)力稟賦用家庭勞動(dòng)力數(shù)量表示,資本稟賦具體指標(biāo)包括農(nóng)業(yè)收入占比、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼額、商品化率,社會(huì)資本稟賦具體指標(biāo)包括戶主年齡、受教育程度、是否是黨員,技術(shù)稟賦用“是否接受過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)”表示。各指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)見表4。灌溉方式和水旱輪作模式序號(hào)根據(jù)求得的平均效率值進(jìn)行排列,兩者均值分別為2.67、2.61。不同灌溉技術(shù)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(duì)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(duì)灌溉方式劃分,不同灌溉技術(shù)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(chǔ)水、輸水過程中存在水流失情況,澆灌過程會(huì)發(fā)生田間滲漏,進(jìn)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(duì)土壤的改善效果、輪作作物對(duì)水分需求量、種植經(jīng)驗(yàn)、市場等因素共同決定了輪作模式的選擇,對(duì)于提升灌溉效率、改善灌溉條件、促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有重要參考價(jià)值。

2.3 實(shí)證結(jié)果分析

運(yùn)用Stata14.0軟件對(duì)797個(gè)樣本戶使用自助法(自助法重復(fù)400次）進(jìn)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(gè)分位點(diǎn)回歸結(jié)果。同時(shí)為進(jìn)一步解釋自變量對(duì)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(jié)果可以看出,灌溉用水效率、農(nóng)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(gè)方面.

(1）灌溉用水效率與化肥施用量存在替代效應(yīng),兩者呈振幅增強(qiáng)的波動(dòng)式發(fā)展。灌溉用水總效率對(duì)化肥面源污染在不同分位點(diǎn)上呈10%顯著性負(fù)相關(guān)。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(yīng),或互補(bǔ)效應(yīng),即隨著灌溉用水效率的提升,化肥施用量減少。也驗(yàn)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(diào)各時(shí)期水稻地上部、地下部生長,促進(jìn)各時(shí)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(shí)間田面無水層,蓄雨能力較強(qiáng),肥力流失則會(huì)減少。總效率對(duì)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(diǎn)逐步擴(kuò)大,形成替代效應(yīng)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(diǎn)呈顯著負(fù)相關(guān),在0.75和0.90分位點(diǎn)上未通過顯著性檢驗(yàn),相關(guān)關(guān)系呈“倒U型”。由井水灌溉轉(zhuǎn)為蓄水灌溉,灌溉效率增加了3.10%,實(shí)現(xiàn)了一定程度的節(jié)水效果。由于蓄水灌溉減少儲(chǔ)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(nóng)戶可根據(jù)作物生長情況及時(shí)安排灌溉,灌溉管理實(shí)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(jìn)了還原物質(zhì)的氧化,加速了有機(jī)質(zhì)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(yīng)地減少了養(yǎng)分流失。實(shí)驗(yàn)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(nóng)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(shí)改善土壤的通氣狀況,水稻在一定時(shí)期內(nèi)處于水分脅迫狀態(tài),限制了土壤中有害物質(zhì)的產(chǎn)生,高效控制了氮、磷和COD流失關(guān)鍵時(shí)期的排水,減輕了農(nóng)業(yè)面源污染程度。

表4 變量指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)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(duì)化肥面源污染存在影響,但未全部通過顯著性檢驗(yàn)。水旱輪作模式對(duì)化肥面源污染的影響系數(shù)為負(fù),說明輪作結(jié)構(gòu)不同導(dǎo)致面源污染效應(yīng)差異。薛利紅等基于對(duì)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(yàn)發(fā)現(xiàn)水稻-蠶豆比水稻大蒜輪作模式減少氮素流失風(fēng)險(xiǎn)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(fēng)險(xiǎn)［28］。目前堆漚還田對(duì)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(jié)構(gòu)直接影響農(nóng)業(yè)面源污染排放效率和總量。耕作方式對(duì)化肥面源污染的彈性系數(shù)為負(fù),秸稈還田方式在0.75分位點(diǎn)以下為正,且在0.25分位點(diǎn)上5%顯著,0.90分位點(diǎn)上為負(fù)。實(shí)際實(shí)驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)在翻耕20 cm的基礎(chǔ)上進(jìn)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(xì)碎化會(huì)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(yīng)增加。水田面積在各分位點(diǎn)上與化肥面源污染呈1%顯著性正相關(guān),水田塊數(shù)在0.25分位點(diǎn)上通過顯著性檢驗(yàn)。在經(jīng)營面積較大時(shí),農(nóng)戶會(huì)因勞動(dòng)力不足而選擇通過增施化肥、農(nóng)藥等物質(zhì)生產(chǎn)資料來提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益。細(xì)碎化程度越高,單位化肥投入強(qiáng)度越大。有研究指出適度規(guī)模能夠降低化肥投入強(qiáng)度,進(jìn)而控制因化肥過量投入所帶來的面源污染壓力［31］。還應(yīng)充分考慮地權(quán)穩(wěn)定性,若通過土地流轉(zhuǎn)擴(kuò)大規(guī)模,則不一定能夠有效減少面源污染問題。龍?jiān)浦赋鲛r(nóng)地流轉(zhuǎn)的地權(quán)穩(wěn)定性效應(yīng)、地權(quán)流動(dòng)性效應(yīng)和農(nóng)地利用政策效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致轉(zhuǎn)入地農(nóng)戶的農(nóng)地利用方式和短期投資發(fā)生改變,會(huì)使轉(zhuǎn)入地總體面源污染水平更高［32］。結(jié)果還發(fā)現(xiàn)丘陵山區(qū)相對(duì)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(duì)更少,而丘陵山區(qū)因坡度造成水分滲漏嚴(yán)重,保肥能力較弱,農(nóng)戶選擇通過增施化肥來保證產(chǎn)量。

表5 實(shí)證回歸結(jié)果Table 5 The empirical regression results

(5）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和商品化率會(huì)增加化肥面源污染。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在0.50分位點(diǎn)以下與面源污染呈正相關(guān), 0.75以上呈負(fù)相關(guān),說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與化肥面源污染存在“倒U型”關(guān)系。已有研究表明農(nóng)資補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)化肥面源污染存在正向激發(fā)效應(yīng)［33］,葛繼紅的研究也證實(shí)了國家財(cái)政支農(nóng)政策導(dǎo)致了化肥要素市場扭曲的存在［34］?；室厥袌雠で鷮?dǎo)致化肥邊際產(chǎn)出與實(shí)際價(jià)格的偏離,同時(shí)相對(duì)低廉的化肥要素價(jià)格形成了對(duì)勞動(dòng)力的替代,便助漲了農(nóng)戶對(duì)化肥的過量施用。商品化率越高,農(nóng)戶為提高單位產(chǎn)出和收益,增加化肥投入強(qiáng)度,進(jìn)而導(dǎo)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(diǎn)較高,政治參與程度對(duì)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(diǎn)上與化肥面源污染負(fù)相關(guān),在0.50和0.75分位點(diǎn)上正相關(guān),但都未通過一致性檢驗(yàn)。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(shí)間呈緩慢提高趨勢,當(dāng)達(dá)到一定程度后,出現(xiàn)明顯下降,且臨界點(diǎn)位置較高。政治參與程度對(duì)化肥面源污染影響系數(shù)為負(fù),在各分位點(diǎn)上都不顯著,說明政治參與程度越高,獲得生產(chǎn)技術(shù)和產(chǎn)品市場信息越多,科學(xué)種植理念和環(huán)保意識(shí)越高,偏向于減少化肥投入。這是由于農(nóng)業(yè)面源污染具有負(fù)外部性,大多數(shù)農(nóng)戶不會(huì)關(guān)心生產(chǎn)中的環(huán)境污染問題［35］,反而還會(huì)通過增施化肥來提高產(chǎn)量和節(jié)約勞動(dòng)力。該結(jié)論也得到了付靜塵等的驗(yàn)證［36］。

(7）技術(shù)培訓(xùn)能夠有效降低化肥面源污染。技術(shù)培訓(xùn)在0.50分位點(diǎn)以下通過顯著性檢驗(yàn),與面源污染呈正相關(guān)關(guān)系,說明技術(shù)培訓(xùn)可有效降低農(nóng)戶化肥施用量。華春林等也驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)教育培訓(xùn)可以減少農(nóng)業(yè)面源污染［37］。但應(yīng)瑞瑤等指出在考慮了樣本的選擇性偏誤問題之后,農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中面源污染的減少效果并不明顯,這與中國農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)體系注重產(chǎn)品數(shù)量安全而忽視農(nóng)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(xùn)方式有關(guān)［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(jié)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(shù)效率均值為0.27,規(guī)模效率均值為0.55,水資源利用改進(jìn)空間較大,規(guī)?；潭雀叩钠皆貐^(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(yīng),兩者呈振幅增強(qiáng)的波動(dòng)式發(fā)展。灌溉用水效率對(duì)化肥面源污染的彈性系數(shù)在不同分位點(diǎn)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(kuò)大,形成替代效應(yīng)正累積。

(3）節(jié)水灌溉能夠降低化肥面源污染,同時(shí)具有保肥效果。灌溉方式與化肥面源污染呈負(fù)相關(guān),且在0.25和0.50分位點(diǎn)上通過顯著性檢驗(yàn)。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(duì)化肥面源污染存在影響,但未全部通過顯著性檢驗(yàn)。水旱輪作對(duì)化肥面源污染的影響系數(shù)為負(fù),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(fù),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(diǎn)上顯著正相關(guān),對(duì)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(xì)碎化、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和商品化率會(huì)增加化肥面源污染。耕地面積在各分位點(diǎn)上都與化肥面源污染呈1%顯著性正相關(guān),耕地細(xì)碎化的系數(shù)為正,在0.25分位點(diǎn)上1%顯著。一定規(guī)模下隨面積增加化肥面源污染會(huì)相應(yīng)增加,而細(xì)碎化程度越高,單位化肥投入強(qiáng)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

于偉詠,漆雁斌,何悅,等.水稻灌溉用水效率和要素稟賦對(duì)化肥面源污染的影響——基于分位數(shù)回歸的分析［J］.農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào),2017,36 (7）.1274-1287.

YU Wei-yong,QI Yan-bin,HE Yue,et al.The effect of rice irrigation efficiency and related factors on fertilizer non-point source pollution based on quantile regression［J］.Journal of Agro-Environment Science,2017,36(7）.1274-1284.

2017-04-20

于偉詠(1988—）,男,博士研究生,四川雅安人,主要研究方向?yàn)檗r(nóng)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(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(14XGL003）；四川省農(nóng)村發(fā)展研究中心青年項(xiàng)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）