郭威威 (隴東學院經(jīng)濟管理學院，甘肅慶陽 745000)

糧食安全是我國最大的民生，也是我國最大的政治，新中國成立以來黨和政府都非常重視糧食生產(chǎn)，千方百計調(diào)動農(nóng)民種糧積極性，保障糧食供給。目前，農(nóng)民普遍采用追加農(nóng)用化肥增加糧食產(chǎn)量，根據(jù)作物種類施用不同類型的化肥。然而，化肥的施用也帶來了農(nóng)村環(huán)境污染。謝賢鑫等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)用化肥施用會增加碳排放量，對生活環(huán)境造成污染。雷俊華等基于中國1997—2018年31個省(市、自治區(qū))化肥面源污染排放強度數(shù)據(jù)，分組模擬和預測化肥面源污染排放強度與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值間的環(huán)境庫茲涅茨曲線。郭清卉等調(diào)研了1 023戶農(nóng)戶對化肥減量化措施采納行為的認知數(shù)據(jù)，得出社會規(guī)范對農(nóng)戶化肥減量化有正向影響。大量研究表明，化肥施用助推的糧食增產(chǎn)與農(nóng)業(yè)碳排放量具有顯著的正向關系。因為當前對西北糧食產(chǎn)量與碳排放關系的研究相對空白，筆者選取西北地區(qū)相關數(shù)據(jù)，進一步驗證兩者的關系。

1 西北農(nóng)業(yè)碳排放現(xiàn)狀分析

改革開放以來，隨著化肥施用的普及，西北地區(qū)糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)逐年增長趨勢，但與此同時也帶來了一系列農(nóng)業(yè)面源污染問題。21世紀以來，各地區(qū)積極響應環(huán)境保護與節(jié)能減排的政策號召，開始嚴格控制農(nóng)業(yè)碳排放量。據(jù)統(tǒng)計，2016—2019年農(nóng)業(yè)碳排放量得到了有效控制，并出現(xiàn)下滑趨勢，統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1中統(tǒng)計結(jié)果顯示，西北農(nóng)業(yè)對碳排放量進行了控制，在碳排放量下降的同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值隨之出現(xiàn)了大幅度下滑。目前，碳排放量控制仍然存在一定空間，但是如何改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，使得碳排放量減少的同時，保證農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，是當前重點要解決的問題。

表1 2016—2019年西北農(nóng)業(yè)碳排放量和生產(chǎn)總值統(tǒng)計 Table 1 Statistics of northwest agricultural carbon emissions and GDP from 2016 to 2019 %

農(nóng)用化肥的施用，對農(nóng)業(yè)碳排放量造成了一定影響。所以，分析當前西北農(nóng)用化肥碳排放量現(xiàn)狀，對碳排量控制幫助較大。表2為2016—2019年西北各農(nóng)用化肥碳排放量情況統(tǒng)計。

表2統(tǒng)計結(jié)果顯示，西北地區(qū)各農(nóng)用化肥碳排放量存在持續(xù)增長的變化趨勢。截至2019年，化肥碳排放量已經(jīng)達到了131.18 t。由此看來，我國化肥銷售量較大，施用后碳排放量較大，環(huán)境污染嚴重。與其他肥料相比，復合肥含有豐富的農(nóng)作物生長所需營養(yǎng)，其含量滿足農(nóng)作物生長需求，不僅成本較低，而且滿足環(huán)境保護要求。但是從西北農(nóng)業(yè)發(fā)展狀況來看，應用復合肥料較少，氮肥偏多。

表2 2016—2019年西北各農(nóng)用化肥碳排放量情況統(tǒng)計Table 2 Statistics of carbon emissions from agricultural fertilizers in Northwest China from 2016 to 2019 %

西北土壤基礎地力相對貧瘠，農(nóng)用化肥施用量相對較大，農(nóng)業(yè)碳排放量普遍較高。所以在西北制定科學合理的農(nóng)業(yè)化肥施用方案，是十分有必要且有戰(zhàn)略意義的。因此，需要根據(jù)各類農(nóng)用化肥的碳排放量，結(jié)合各類農(nóng)用化肥碳排放系數(shù)，進一步探究不同農(nóng)作物農(nóng)用化肥的科學搭配，并具體分析化肥施用與碳排放之間的關系，依據(jù)分析結(jié)果，為西北農(nóng)戶化肥施用優(yōu)化路徑研究提供參考依據(jù)。

2 西北農(nóng)戶施肥行為與碳減排關系

該研究根據(jù)西北地區(qū)農(nóng)戶化肥施用行為選擇調(diào)研數(shù)據(jù)，結(jié)合化肥折純量參考指標，統(tǒng)計碳排放量數(shù)據(jù)。研究中，按照100 kg標準，對氮肥、磷肥、鉀肥、復合肥4種肥料中含有的鉀肥、磷肥、氮肥進行拆分，計算碳排放量。其中，氮肥主要參考硫酸銨、碳酸氫銨、尿素等常用化肥，折純量31 kg；磷肥主要參考過磷酸鈣、鈣鎂磷肥等常用化肥，折純量17 kg；鉀肥主要參考氯化鉀、硫酸鉀等常用肥料，折純量52 kg；復合肥折純量60 kg。

為驗證農(nóng)戶化肥施用行為選擇影響化肥施用量，進而影響碳排放量，該研究設定了如下假設命題。

H：農(nóng)戶年齡與化肥碳減排實施成功可能性存在正比例關系，即農(nóng)戶年齡越大，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。

H：農(nóng)戶受教育水平與化肥碳減排實施成功可能性存在正比例關系，即農(nóng)戶受教育水平越高，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。

H：土壤自身肥力與化肥碳減排實施成功可能性存在正比例關系，即當前種植農(nóng)作物土壤肥力越高，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。

H：有機肥實施頻率與化肥碳減排實施成功可能性存在正比例關系，即施用有機肥頻率越高，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。

H：農(nóng)業(yè)低碳技術(shù)的支持程度與化肥碳減排實施成功可能性存在正比例關系，即農(nóng)戶能夠接受新型施肥技術(shù)，大力支持農(nóng)業(yè)低碳技術(shù)的應用，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。

H：化肥施用技術(shù)指導接受情況與化肥碳減排實施成功可能性存在正比例關系，即農(nóng)戶接受化肥施用技術(shù)指導越多，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。

為了進一步探究哪些因素會減少化肥碳排放量，從而為農(nóng)戶化肥施用優(yōu)化路徑研究提供參考依據(jù)，該研究以問卷方式，調(diào)研了1 500余戶農(nóng)戶家庭，了解了是否施用有機肥、對待風險的態(tài)度、是否受過施肥技術(shù)培訓、土壤肥力、受教育程度、戶主年齡、單位面積化肥碳排量等問題，并根據(jù)分析需要，將單位面積化肥碳排量作為被解釋變量，將其余變量作為解釋變量。各變量詳細解釋如下。

被解釋變量。單位面積化肥碳排量，變量符號“fert”，代表單位面積施用化肥后排放的碳量。該研究采用排放系數(shù)法計算此變量數(shù)值，計算公式如下：

fert=(·+·+·)

(1)

式中，fert代表施用化肥后產(chǎn)生的實際碳排放量，單位為kg/hm；代表單位面積施用的氮肥量，代表氮肥碳排放系數(shù)；代表單位面積施用的磷肥量，代表磷肥碳排放系數(shù)；代表單位面積施用的鉀肥量，代表鉀肥碳排放系數(shù)；代表施肥面積，單位為hm。

解釋變量。

(1)是否施用有機肥。此解釋變量符號為“org”，指的是農(nóng)戶有無施用有機肥料。如果農(nóng)戶使用了有機肥料，則記為“1”，反之，記為“0”。

(2)風險態(tài)度。此解釋變量符號為“risk”，指的是農(nóng)戶對新施肥技術(shù)的風險態(tài)度。該研究將其分為偏好、中立、規(guī)避3個風險等級，分別用數(shù)字3、2、1表示。

(3)是否受過施肥技術(shù)培訓。此解釋變量符號為“exte”，指的是農(nóng)戶是否受過施肥技術(shù)培訓。如果農(nóng)戶接受過技術(shù)培訓，則記為“1”，反之，記為“0”。

(4)土壤肥力。此解釋變量符號為“soil”，是對土地肥沃程度的定性判斷。該研究將土壤肥力劃分為5個等級，分別為肥沃、比較肥沃、一般、比較貧瘠、十分貧瘠，代表數(shù)字依次為5、4、3、2、1。

(5)受教育程度。此解釋變量符號為“edu”，是對農(nóng)戶受教育程度的量化判斷。該研究將農(nóng)戶接受教育劃分為5個等級，分別為研究生及以上、大學、高中、初中、小學以及小學以下，代表數(shù)字依次為5、4、3、2、1。

(6)戶主年齡。此解釋變量符號為“age”。

為了深入探究各個變量對農(nóng)業(yè)碳排放量的影響程度，該研究假設構(gòu)建農(nóng)業(yè)碳排放量與各解釋變量之間的線性因果關系如下：

fert=×age+×edu+×soil+×ecte+×risk+×org+

(2)

式中，代表隨機干擾變量；(=1,2,…,6)代表各個解釋變量的系數(shù)。當系數(shù)數(shù)值為負時，認為這些解釋變量對碳排放量為負向影響，該解釋變量對碳減排有積極影響；當系數(shù)數(shù)值為正時，認為這些解釋變量對碳排放量為正向影響，該解釋變量對碳減排有消極影響。

根據(jù)該研究提出的假設命題，將各項解釋變量數(shù)值代入模型中展開深入探究。西北農(nóng)戶化肥碳排放量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 西北農(nóng)戶化肥碳排放量驅(qū)動因素描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 3 Descriptive statistics of the driving factors of fertilizer carbon emissions from farmers in Northwest China

由表3可知，西北農(nóng)戶化肥碳排放量差值較為顯著，每公頃碳排量均值為3.61 kg/hm。為了明確此情況出現(xiàn)的原因，挖掘影響因素，對其他解釋變量數(shù)據(jù)進行分析。以均值作為重點分析數(shù)據(jù)，其中，土壤肥力均值為2.83，介于“比較貧瘠”與“一般”之間；農(nóng)民教育均值為2.40，介于“初中”與“高中”之間；有機肥施用均值為0.45，使用人數(shù)未能達到50%；農(nóng)民對于新型科學施肥技術(shù)風險接受均值1.19，可見規(guī)避人數(shù)較多；施肥技術(shù)培訓接受情況均值為0.49，可見農(nóng)戶接受施肥技術(shù)培訓情況不容樂觀，導致碳排難以得到有效控制。

另外，該研究構(gòu)建的關系模型中值和值分別為0.410、0.455，后者數(shù)值接近0.5，經(jīng)過調(diào)整后，計算值為0.114，而其估計誤差數(shù)值大小為9.67，值變化量為0.155。由此看來，該研究構(gòu)建的關系模型解釋變量變異可能性大約為50%，該模型具有研究價值。另外，經(jīng)過計算，得到此模型的值為3815，值為0.001，該數(shù)值小于0.01。由此看來，該研究構(gòu)建的模型各個解釋變量的設置具有較強說服力。所以，可以利用該模型對具體影響因素進行回歸分析，結(jié)果見表4。

表4 西北農(nóng)戶化肥碳排驅(qū)動因素回歸統(tǒng)計結(jié)果Table 4 Regression statistics of the driving factors of chemical fertilizer carbon emissions from farmers in Northwest China

共線性可以很好地解釋各個解釋變量與其他變量之間的關系，如果容許度和方差膨脹因子VIF均接近1，則認為此解釋變量共線性薄弱，無法利用其他解釋變量加以解釋說明。因此，假設命題H不成立。依據(jù)表4中值和值計算結(jié)果來看，其他假設命題成立，即解釋變量朝著好的方向發(fā)展，則其可以成功實施化肥碳減排種植的可能性越大。依據(jù)此計算分析結(jié)論，提出針對西北農(nóng)戶化肥施用優(yōu)化路徑。

3 西北農(nóng)戶化肥施用優(yōu)化路徑

分析結(jié)果表明，農(nóng)戶對化肥施用新技術(shù)的風險態(tài)度對碳減排影響較大，且施肥技術(shù)對碳減排具有正相關影響。這就需要政府積極開展低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展理念的宣傳引導工作，鼓勵農(nóng)戶勇于應用新的施肥技術(shù)，采用新型施肥技術(shù)，控制碳排放量。讓農(nóng)戶認識到低碳農(nóng)業(yè)施肥技術(shù)的重要性及作用，將新型施肥技術(shù)在西北農(nóng)業(yè)發(fā)展廣泛推廣，為碳減排奠定基礎。要及時組織農(nóng)戶開展施肥技術(shù)學習，充分考慮到農(nóng)戶文化程度，在盡可能幫助農(nóng)戶提高文化水平的同時，增加施肥技術(shù)培訓頻率。應根據(jù)農(nóng)戶學歷層次開設多個梯次的培訓班，分別為其安排不同難度的培訓內(nèi)容，并及時調(diào)整培訓方案，使農(nóng)戶更加容易理解測土配方施肥技術(shù)。

由于土壤肥力對碳減排的實現(xiàn)有促進作用，所以注重土壤原有肥力，在此基礎上進行科學施肥顯得尤為重要。另外，有機肥料的應用也對碳減排的實現(xiàn)幫助較大。因此，在接下來的農(nóng)作物施肥工作開展中，應該指導農(nóng)戶檢測土壤中原肥料含量，根據(jù)土壤實際情況制定施肥方案。在肥料的選取中，以有機肥料為主，從而減少碳排量。

除了上述優(yōu)化路徑以外，同樣需要控制氮元素的攝入，其原因是復合肥的碳排量較少，該類肥料含氮量比較少。目前，一些農(nóng)戶以尿素作為主要追肥材料，這種行為是不科學的，會導致氮元素攝入過多，增加碳排量。相比之下，農(nóng)家肥氮含量較少，既可以實現(xiàn)廢物利用，又可以減少碳排放，建議選用此施肥方法，搭配復合肥一同使用。