許 瑩，陳 莉

(安徽建筑大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，安徽 合肥 230601)

0 引 言

“三權(quán)分置”改革圍繞堅持和發(fā)展社會主義初級階段基本經(jīng)濟制度進行，農(nóng)村土地歸集體所有，農(nóng)地所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)“兩權(quán)”變?yōu)樗袡?quán)、經(jīng)營權(quán)、承包權(quán)“三權(quán)”。這一方面有助于集約化、規(guī)?；猛恋?，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化經(jīng)營；另一方面，農(nóng)民的承包權(quán)不變，只是把經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)出去，有利于在維護農(nóng)民權(quán)益的前提下，進一步釋放農(nóng)村勞動力的活力和積極性。2016年10月中辦國辦下發(fā)《關(guān)于完善農(nóng)村土地所有權(quán)承包權(quán)經(jīng)營權(quán)分置辦法的意見》，明確指出，“三權(quán)分置”是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制后農(nóng)村改革又一重大制度創(chuàng)新，也是鄉(xiāng)村振興不可撼動的基石。

綠水青山就是金山銀山，土地與水息息相關(guān)。通常來說，農(nóng)地中殘留的農(nóng)藥化肥重金屬等有害物質(zhì)通過農(nóng)田排水及地表徑流污染附近河流、水源，同時又滲透土壤進入地下，嚴重污染地下水質(zhì)。秸稈、地膜、柴草等農(nóng)業(yè)活動產(chǎn)生的廢棄物回收利用率低，直接在田間地頭大量焚燒產(chǎn)生的有毒有害氣體和固體污染物隨大氣沉降、地表徑流等方式進入水體，造成污染。禽畜養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)生的排泄物，由于缺乏配套污染處理設(shè)施，被直接傾倒入附近河流，造成水體黑臭，富營養(yǎng)化嚴重。在推行“三權(quán)分置”改革后，不僅促進了農(nóng)業(yè)的規(guī)模經(jīng)營，也給農(nóng)村水體質(zhì)量改善帶來了一定的積極影響。即：一，有序合理土地流轉(zhuǎn)，促進了農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。很多研究表明，解決農(nóng)藥化肥對水體污染的最佳途徑在于調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，減少農(nóng)作物的播種面積，發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)?！叭龣?quán)分置”改革后，土地的流轉(zhuǎn)開發(fā)用途從單一的種植、養(yǎng)殖向生產(chǎn)、加工、銷售一體化發(fā)展?？臻g上糧食種植與水資源配位，養(yǎng)殖業(yè)與種植業(yè)結(jié)合更加緊密，提高了禽畜糞便利用率，降低了對水體面源污染的強度。這在一定程度上能夠滿足水環(huán)境容量的負荷要求。二，改革將農(nóng)戶從家庭式的分散經(jīng)營向規(guī)模化的專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場和農(nóng)民合作社等各類新型經(jīng)營主體集中，帶動農(nóng)民從事有組織的高效農(nóng)業(yè)、特色農(nóng)業(yè)和綠色農(nóng)業(yè)。龍頭公司發(fā)揮示范作用，配套相關(guān)環(huán)保設(shè)施，改善排灌條件，在源頭上控制了化肥、有毒廢水等污染物的排放。三，土地流轉(zhuǎn)出去后，較好地解放了農(nóng)村剩余勞動力，農(nóng)民進城務(wù)工或從事新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動，可以接觸到高效、低殘留農(nóng)藥新品種及測土配方施肥等新型環(huán)保技術(shù)，相較家庭農(nóng)業(yè)活動模式而言，減少了農(nóng)民使用化肥的意愿，增強了農(nóng)民環(huán)保意識。

為此，本文在探究“三權(quán)分置”土地改革與農(nóng)村水污染關(guān)系的基礎(chǔ)上，實證研究“三權(quán)分置”對農(nóng)村水體質(zhì)量的影響，探索“三權(quán)分置”背景下水污治理之路。

1 相關(guān)理論研究與模型假設(shè)

Brian M. Dowd等(2008)提出來自農(nóng)業(yè)的非點源污染，是造成水質(zhì)損害的主要原因[1]。Toshiyuki Nagumo等(2004)評估了位于日本北海道中部淺川市的Etanbetsu河流域的污染情況，認為大型畜牧業(yè)生產(chǎn)過程中糞肥貯存場的排水和填埋場的排水是嚴重影響河水質(zhì)量的污染源[2]。Wu， Yonghong等(2017)提出農(nóng)村地區(qū)人類活動產(chǎn)生的非點源污染已導(dǎo)致地表水營養(yǎng)物質(zhì)輸入過多，水質(zhì)下降[3]。Han-Tea Kim和Soon-Kuk Kwun(1993)通過對博哈河流域的調(diào)查分析，認為流域最重要的污染源是牲畜，其次是人口、土地利用和工業(yè)[4]。Maciej Dzikiewicz(2000)選擇波蘭農(nóng)村作為研究區(qū)域，認為農(nóng)業(yè)活動會釋放沉積物、殺蟲劑、動物糞便、化肥和其他無機物和有機物，從而導(dǎo)致了水質(zhì)惡化[5]。

國內(nèi)學(xué)者針對我國農(nóng)村的具體情況，認為造成農(nóng)村水體污染的原因主要有：生活污水、工業(yè)廢水、禽畜養(yǎng)殖和農(nóng)業(yè)面源污染[6];其中，面源污染是造成目前農(nóng)村水質(zhì)污染的最重要原因[7]。梁瀚文(2011)通過實地調(diào)研和現(xiàn)場抽樣的方法，認為農(nóng)村水體污染源主要來自：生活污水、畜禽養(yǎng)殖污水與糞便，且由于不同地區(qū)用水習(xí)慣的不同，污水排放的地區(qū)差異較大[8]。為解決水污染問題，廖衛(wèi)東、肖欽(2018)提出優(yōu)化農(nóng)村污水治理體系的方法，即鼓勵社會資本與村民共同參與、完善機制體制設(shè)計等方法[9]。楊曉婉 (2018)也指出了公共參與的重要性，同時還應(yīng)配合頂層設(shè)計，加強宣傳教育[10]。楊曉英(2012)經(jīng)過調(diào)研提出，農(nóng)民是水質(zhì)惡化的直接受害者，也是水體污染的制造者，了解農(nóng)民對水體污染的態(tài)度，是對流域污染實施有效控制的前提[11]。

對農(nóng)村水體污染的治理是鄉(xiāng)村振興的必要途徑，農(nóng)村水污染不同于城鎮(zhèn)，具有點多、面廣、分散、量小等突出特點[12]，針對我國農(nóng)村流域水污染的特點，目前的研究方法主要有：主成分分析法、層次分析法(AHP)、回歸分析法、輸出系數(shù)法等。郭晶、王丑明等(2019)利用主成分分析法，選取了8個水質(zhì)指標，對洞庭湖水質(zhì)進行綜合評價[13]。鐘平(1986)利用AHP方法分析了農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對水污染因素的影響[14]。彭亞輝等(2018)采用輸出系數(shù)法對湘江流域水污染狀況進行分析，得出了研究區(qū)水污染負荷的時空分布規(guī)律及成因[15]。金菊良等(2001)提出了投影尋蹤模型，以驗證水質(zhì)評價標準的合理性[16]。陳曉宏(2011)等通過建立Binary Logistic回歸模型，對降低農(nóng)村水污染的驅(qū)動因素進行了識別[17]。

本文參考相關(guān)文獻和實地調(diào)研的結(jié)果，結(jié)合文章研究的側(cè)重點，采用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)來分析“三權(quán)分置”改革對農(nóng)村水體質(zhì)量的影響效能。SEM也被稱為協(xié)方差結(jié)構(gòu)模型，由結(jié)構(gòu)模式的方程和測量模式的方程組成，是一種可以建立、估計和檢驗因果關(guān)系的模型。結(jié)構(gòu)方程不僅可以分析測量誤差，還又能夠分析潛在變量之間的關(guān)系，還可以估計整個模型的擬合度。具體如下：

結(jié)構(gòu)模式方程η=Bη+Γξ+ζ

(1)

測量模式方程X=Axξ+σ

(2)

Y=Ayη+ε

(3)

式中，η為內(nèi)生潛在變量(潛在因變量)矩陣；ξ為外生潛在變量(潛在自變量)矩陣；B是結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣，表示結(jié)構(gòu)模型中η的構(gòu)成因素之間的相互影響；Γ為結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣，表示結(jié)構(gòu)模型中ξ的構(gòu)成因素之間的相互影響；ζ為結(jié)構(gòu)方程殘差矩陣；X和Y分別為ξ和η的測量變量矩陣；A為測量系數(shù)矩陣；σ和ε為測量方程殘差矩陣。根據(jù)相關(guān)理論研究基礎(chǔ)和和研究區(qū)的實際情況，本文認為“三權(quán)分置”改革對水體質(zhì)量的影響路徑有3條(見圖1)。

具體假設(shè)如下：①農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水體質(zhì)量有路徑影響；②新型經(jīng)營主體對水體質(zhì)量有路徑影響；③農(nóng)民意識對水體質(zhì)量有路徑影響。

圖1 結(jié)構(gòu)方程初始模型

2 研究區(qū)域概況及數(shù)據(jù)來源

鳳陽位于淮河中游南岸，處于北緯32°37′～33°03′、東經(jīng)117°19′～117°57′之間。境內(nèi)有淮河、濠河、小溪河、板橋河、窯河、天河等8條河流，總長325.3 km，年均過境水量264.78億m3，其中淮河262億m3。流域總面積1749 km2。鳳陽縣有鹿塘、官溝、鳳陽山、燃燈寺四座中型水庫和花園湖、月明湖、方丘湖、老塘湖四面湖泊，總庫容2.65億m3；小型水庫134座和塘壩總庫容6 491 m3。鳳陽縣小崗村是“中國農(nóng)村改革第一村”，因此，將鳳陽縣選為研究區(qū)，具有一定的典型性。對于“三權(quán)分置”改革對水體質(zhì)量帶來的影響，本次研究選擇網(wǎng)絡(luò)問卷和實地走訪相結(jié)合的方式。網(wǎng)絡(luò)問卷借助于問卷星平臺，共收集到了108份問卷反饋。實地調(diào)研：武崗鎮(zhèn)鎮(zhèn)政府、小崗村村委、六鎮(zhèn)村村委，收集到了37份問卷反饋，共計145份。數(shù)據(jù)來源調(diào)研區(qū)域的普通農(nóng)民、鎮(zhèn)政府工作人員、村委干部、從事“三權(quán)分置”研究的學(xué)者(見表1)。問卷設(shè)計采用Likert(李克特)的5分量法，具體見表2。從統(tǒng)計結(jié)果來看，具有較典型的代表性。

表2 問卷量表設(shè)計

3 模型分析

3.1 信度效度檢驗

信度分析又稱可靠性分析，它反映了被測指標的真實程度。常用的檢測方法是cronbach’s alpha系數(shù)，是目前評價內(nèi)部一致性的首選。當(dāng)cronbach’s alpha系數(shù)值大于0.7時，表示信度較高；當(dāng)cronbach’s alpha系數(shù)的值在0.35至0.7之間時，表示信度一般；當(dāng)cronbach’s alpha系數(shù)的值小于0.35時，表示信度較低。

表1 樣本情況

本文使用SPSS軟件對指標數(shù)據(jù)的一致性進行檢驗，結(jié)果顯示Cronbach’s Alpha系數(shù)為0.778(13項)，說明案例所使用數(shù)據(jù)具有較好的信度。另外，對問卷中每個潛變量的信度分別做檢驗，結(jié)果如表3所示。各項潛變量的信度檢驗結(jié)果顯示：外生潛變量ξ1、ξ2和ξ3的a值均在0.7以上，說明樣本中的潛變量所包含的測量變量具有比較高的一致性。內(nèi)生潛變量ξ的信度僅為0.513，說明ξ的樣本并未達到理想狀態(tài)，為了提高模型的可信度，在后續(xù)研究中考慮修改。

表3 各潛變量的信度檢驗

本文采用SPSS對量表做KMO檢驗和Bartlett球體檢驗，變量的效度檢驗表明，KMO值大于 0.7的標準值，因子載荷無異常，即通過此檢驗，可以說明研究變量具有較好的可靠性，適合做因子分析。

3.2 探索性因子分析

探索性因子分析(Exploration Factor Analysis，EFA)是一項用來找出多元觀測變量的本質(zhì)結(jié)構(gòu)，并進行降維處理的方法。在此基礎(chǔ)上，對模型的組合信度(Composite Reliability，CR)和平均方差抽取量(Average Variance Extracted，AVE)進行檢驗。CR是表示內(nèi)部一致性信度質(zhì)量的指標值，指標之間相關(guān)性越強，潛在變量對它們的解釋能力也越強，內(nèi)部一致性就越好。AVE表示潛在變量對所有測量變量的綜合解釋能力，AVE值越大，潛在變量能夠同時解釋其所對應(yīng)的測量變量的能力就越強。標準誤差(Standard Error，S.E.)，是描述對應(yīng)的樣本統(tǒng)計量抽樣分布的離散程度及衡量對應(yīng)樣本統(tǒng)計量抽樣誤差大小的尺度。Amos同時給出了CR的統(tǒng)計檢驗相伴概率P，P值可以從兩個不同角度對荷載系數(shù)的顯著性進行檢驗。具體結(jié)果見表4。

表4 問卷效度分析

注：***表示P<0.001。

由表4可以看出，各潛變量的CR值全部大于0.6的臨界標準， AVE值全部大于0.5的臨界標準，且除了測量變量Y3，其他變量的因子荷載也全部通過了顯著性檢驗，說明量表和模型的設(shè)計有需要改進的地方。因子荷載是測量變量與潛變量之間的一種關(guān)系系數(shù)。表4中，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)調(diào)整對農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響最大；新型經(jīng)營主體的4個影響因素作用力相對均衡；農(nóng)民對水體保護的意識主要體現(xiàn)在因子荷載達0.91的禽畜糞便的處理上；在綜合影響因素中，水體干凈和用水安全的因子荷載分別為0.85和0.81，社會矛盾的因子荷載僅為0.25，說明水體質(zhì)量主要體現(xiàn)在水體干凈和安全上。

鑒于模型中外生潛變量?的信度相對偏低，測量變量Y3與其他指標的相關(guān)性差，考慮對模型進行修正，刪除與潛變量關(guān)系不顯著的測量變量社會矛盾Y3。刪除之后重新對樣本數(shù)據(jù)進行信度檢驗。結(jié)果顯示：整體信度的a值由0.773增至0.776(12項)，水體質(zhì)量的信度的a值由0.513增至0.620(2項)，模型改進合理。

4 模型檢驗與評價

4.1路徑系數(shù)檢驗

路徑系數(shù)表示影響因素變化對研究對象所能產(chǎn)生影響大小的參數(shù)。本文采用t檢驗法，檢驗?zāi)Ｐ椭械穆窂较禂?shù)是否具有統(tǒng)計意義，結(jié)果見表5、圖2。

圖2 水體質(zhì)量路徑

4.2模型擬合評價

結(jié)構(gòu)方程模型的整體擬合度評價指標包括卡方自由度比((2/d.f.)、RMSEA、GFI、AGFI、NFI、CFIN、NFI等。從評價結(jié)果來看，各項指標均達擬合標準，整體擬合度較好。具體結(jié)果見表6。

表5 標準化路徑系數(shù)

注：***表示P<0.001；**表示P<0.05。

表6 模型擬合度

5 結(jié) 論

從最終模型的結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、新型經(jīng)營主體和農(nóng)民意識3個潛變量，每增加一個單位的潛變量，水體質(zhì)量就會分別提升0.49、0.71、0.55個單位?？梢钥闯?，新型經(jīng)營主體對水體質(zhì)量的影響最大，農(nóng)民意識其次，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的直接作用力最小?？紤]研究區(qū)環(huán)境特點，應(yīng)充分利用規(guī)?；r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的優(yōu)勢，推廣配套環(huán)保技術(shù)，從源頭上控制排污總量。