農(nóng)戶減少化肥用量和采用有機肥的意愿研究*
——基于洱海流域上游面源污染防控的視角

耿 飆,羅良國

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展研究所，北京 100081)

0 引言

洱海流域地跨大理市和洱源縣，位于瀾滄江、金沙江和元江三大水系分水嶺地帶，流域面積2 565km2，為大理州種植業(yè)的發(fā)展提供了良好的自然基礎(chǔ)。隨著化肥被廣泛運用于種植業(yè)，它已成為保證糧食安全的有力措施。然而，面臨風(fēng)險和不確定性時，農(nóng)戶的生產(chǎn)決策具有“短視性”，大量使用化肥而忽視污染問題[1]。由于農(nóng)戶的化肥用量過多而有機肥用量太少，導(dǎo)致洱海流域的水質(zhì)富營養(yǎng)化，農(nóng)業(yè)面源污染問題凸顯[2]。據(jù)統(tǒng)計，洱海流域的化肥利用率僅24.50%，每年約有13.87萬～27.88萬t的氮、磷殘留在農(nóng)田土壤，隨徑流進(jìn)入水體[3]。

當(dāng)前，我國糧食生產(chǎn)普遍存在大量施用化肥獲得高產(chǎn)的現(xiàn)象。據(jù)統(tǒng)計，小麥和水稻生產(chǎn)中的過量施肥程度分別為27.26%和24.67%[4]。2017年“中央一號”文件提出“深入推進(jìn)化肥零增長行動，開展有機肥替代化肥試點，促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)本增效”的要求。由于農(nóng)戶減少化肥用量和采用有機肥的意愿是影響其施肥行為的重要因素，開展意愿調(diào)查研究具有重要的現(xiàn)實意義。

目前，已有不少學(xué)者開展了農(nóng)戶化肥施用強度和有機肥采用意愿與行為的研究。主要觀點包括男性農(nóng)戶較女性農(nóng)戶更傾向或愿意在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上減施化肥[5-7]，農(nóng)戶年齡負(fù)向影響有機肥的使用和選擇[8-9]，受教育程度高的農(nóng)戶傾向減施化肥量[7， 10-12]和采用有機肥[13-14]。不過，也有學(xué)者認(rèn)為受教育程度負(fù)向影響農(nóng)戶選擇商品有機肥[9]。家庭有效勞動力數(shù)[12]和生產(chǎn)規(guī)模[15-17]都對化肥的施用量和意愿產(chǎn)生正影響，但是生產(chǎn)規(guī)模較大的農(nóng)戶傾向在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中減施化肥[5， 7， 12， 18]。而在施用有機肥方面，有學(xué)者認(rèn)為生產(chǎn)規(guī)模利于有機肥的施用[8， 19]，也有學(xué)者持反向觀點[13，20]，認(rèn)為生產(chǎn)規(guī)模阻礙了有機肥的采用和意向。農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重代表農(nóng)業(yè)專業(yè)化程度，對農(nóng)戶化肥施用強度起正向影響[11]，而對有機肥施用起負(fù)面影響[19]，也有助于推動農(nóng)戶減少化肥施用而以部分有機肥替代的行為[6， 21，24-25]。農(nóng)戶已經(jīng)或正在接受社會化的專業(yè)服務(wù)有助于農(nóng)戶減少化肥施用[26]。能認(rèn)識到周邊生活環(huán)境存在污染、知曉化肥過量施用是污染來源，明晰有機肥好處的農(nóng)戶均有意愿減施化肥而增加有機肥施用[6， 8， 12， 19-20]。

綜上所述，已有研究較少將農(nóng)戶減少化肥用量和采用有機肥這兩種意愿進(jìn)行聯(lián)立研究，且研究方法以二分離散選擇模型居多。而化肥和有機肥可以互相替代，存在此消彼長的關(guān)系[27]。農(nóng)戶減少化肥投入量和采用有機肥意愿之間又存在一定的相關(guān)性，亟須創(chuàng)新研究方法。因此，文章擬基于洱海流域上游的水稻種植戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Bivariate-Probit模型，聯(lián)立開展農(nóng)戶減少化肥用量意愿和采用有機肥的意愿研究，重點考察兩種意愿背后的影響因素，為改善洱海流域上游農(nóng)田面源污染防控管理提供理論依據(jù)和決策參考。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

為調(diào)查種植戶減少化肥用量和采用有機肥的意愿，問卷設(shè)置了“您是否愿意為了改善目前的生活環(huán)境而減少化肥施用？”和“如果沒有施用有機肥，您愿意接受有機肥嗎？”兩個調(diào)查問題，以愿意和不愿意作為單選題答案。此外，還調(diào)查了受訪者的個人特征、生產(chǎn)特征、認(rèn)知特征。

在開展正式調(diào)研之前，課題組設(shè)計了預(yù)調(diào)研問卷。在洱海上游的大理州洱源縣右所鎮(zhèn)梅和村隨機抽取了20個種植戶進(jìn)行了面對面問卷預(yù)調(diào)查，根據(jù)樣本農(nóng)戶的反饋信息和建議，修訂完善了調(diào)查問題和提問方式。為確保調(diào)查數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，正式調(diào)查之前對調(diào)研員進(jìn)行了培訓(xùn)。根據(jù)當(dāng)?shù)胤N植經(jīng)營農(nóng)戶和各鎮(zhèn)所轄村數(shù)的地理分布，選取右所鎮(zhèn)11個村、鄧川鎮(zhèn)4個村以及上關(guān)鎮(zhèn)10個村，采用隨機抽樣的方法，在每個村隨機抽取若干水稻和大蒜種植戶，采用面對面訪談的方式，向受訪者逐一提問和解釋各個題項，最終收到問卷450份，通過剔除不合邏輯的無效問卷53份，獲得農(nóng)戶有效問卷397份，有效率達(dá)88.22%。其中，右所鎮(zhèn)有190份，鄧川鎮(zhèn)有61份，上關(guān)鎮(zhèn)有146份，樣本總體分布均衡，具有代表性。

1.2 研究方法

1.2.1 Bivariate-Probit模型

Bivariate-Probit模型由Poirie[28]提出，是指在兩個不同Probit模型之間存在干擾項相關(guān)性的情況下，通過修正兩個模型干擾項協(xié)方差矩陣來提高估計效率[28]。根據(jù)因變量分類，將種植戶是否愿意減少化肥量和采用有機肥及影響因素間的關(guān)系設(shè)定為矩陣形式：

y=xiβi+μ，i=1， 2， 3

(1)

式(1)中，y為農(nóng)戶是否愿意減少化肥量和是否愿意采用有機肥的二元定性變量。Probit模型的具體形式[27]如式(2)。

Prob(y=1)=Φ(a0+δ1X1+δ2X2+…+δmXm)

(2)

式(2)中，y為0-1型二元因變量；Φ(·)為正態(tài)分布函數(shù)的累計值；a0為截距項；δ1Λδm為自變量的m個系數(shù)。

將農(nóng)戶是否愿意減少化肥量及其影響因素的Probit模型設(shè)定為：

FS1j=X1jδ+εj

(3)

(4)

式(3)中，F(xiàn)S1j為農(nóng)戶是否愿意減少化肥量的因變量；X1j為影響農(nóng)戶是否愿意減少化肥量的j個影響因素；δ為估計參數(shù)的向量；εj為誤差項，符合正態(tài)分布。式(4)中，當(dāng)農(nóng)戶沒有意愿減少化肥量時，賦值0，反之賦值1。

將農(nóng)戶是否愿意采用有機肥及其影響因素的Probit模型設(shè)定為：

FN2j=X2jv+ηj

(5)

(6)

式(5)中，F(xiàn)N2j是農(nóng)戶是否愿意采用有機肥的因變量；X2j為影響農(nóng)戶是否愿意采用有機肥的j個影響因素；ν是估計參數(shù)的向量；ηj是誤差項，符合正態(tài)分布。式(6)中，當(dāng)農(nóng)戶不愿意采用有機肥時，賦值0，反之賦值1。

然而，同一個農(nóng)戶不同意愿的非獨立數(shù)據(jù)比較普遍，是否愿意減少化肥量和是否愿意采用有機肥兩個方程間的擾動項在理論上很可能存在相關(guān)性，對每個方程分別作參數(shù)估計可能會忽略數(shù)據(jù)間的相關(guān)性，使統(tǒng)計結(jié)果偏離真實情況。由于在耕地過程中，為保證相同的作物產(chǎn)量，有機肥在一定程度上能替代化肥，即農(nóng)戶有意向減少化肥施用量，即會增加有機肥施用的意向，兩者具有一定的相關(guān)性，稍有區(qū)別的是，化肥和有機肥的獲取渠道、價格和單產(chǎn)不同。根據(jù)研究目的，擬建立Bivariate-Probit模型開展研究。該模型是式(3)和式(5)的聯(lián)立。假設(shè)式(3)和式(5)的誤差項均服從一個聯(lián)合的正態(tài)分布。

(7)

式(7)中，ρ是ε和η的關(guān)聯(lián)值。樣本選擇存在的嚴(yán)格檢驗為ρ是否為0。

1.2.2 邊際效應(yīng)

解釋變量平均值的邊際效應(yīng)(marginal effect at mean，MEM)的具體表達(dá)式為:

(8)

2 結(jié)果與分析

2.1 受訪農(nóng)戶樣本描述性統(tǒng)計分析

如表1，多數(shù)農(nóng)戶在實際生產(chǎn)中確實有意向調(diào)整施肥結(jié)構(gòu)，來減少化肥量和采用有機肥，其占比分別為91%和97%。受訪農(nóng)戶男性多于女性，約為60%； 年齡主要介于31～60歲之間，以青年和中年為主； 受教育程度普遍偏低，初中文化及以下水平的占多數(shù)。家庭平均勞動力2.61個，戶均耕地面積0.232hm2，小而分散。農(nóng)業(yè)收入是其主要收入來源，占家庭總收入的70%。85.6%的農(nóng)戶使用過有機肥。少數(shù)農(nóng)戶(僅有12%)已經(jīng)或正接受社會化的專業(yè)服務(wù)。絕大多數(shù)農(nóng)戶明白有機肥對糧食生產(chǎn)的好處，也認(rèn)同自己目前生活的環(huán)境存在污染，但環(huán)保意識低。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

變量類型變量定義與賦值均值標(biāo)準(zhǔn)差預(yù)期方向因變量農(nóng)戶減少化肥用量的意愿否=0；是=1091029農(nóng)戶采用有機肥的意愿否=0；是=1097018自變量性別女=0；男=1060049+年齡<18周歲=0；18～30周歲=1；31～45周歲=2；255077-46～60周歲=3；>60周歲=4受教育程度不識字=0；小學(xué)=1；初中=2；高中(中專/技校)=3；180089？大專=4；本科及以上=5農(nóng)業(yè)收入占總收入比重%070027？家庭勞動力人261106-耕地規(guī)模hm2023017？是否使用過有機肥不使用=0；很少使用=1；使用=2159068-認(rèn)為自己目前所生活的環(huán)境存在環(huán)境污染存在=0；不存在=1029045-環(huán)保認(rèn)知不了解=0；一般了解=1；非常了解=2095060+是否已經(jīng)或正在接受社會化的專業(yè)服務(wù)否=0；是=1012032+有機肥對糧食生產(chǎn)好處的認(rèn)知不了解=0；了解一點=1；了解=2118079+ 注：-表示該變量對因變量的影響方向為負(fù)；+表示影響方向為正；？表示影響方向尚未確定

2.2 農(nóng)戶減少化肥用量和采用有機肥的意愿分析

為深入剖析農(nóng)戶的施肥意向，擬分為既不愿意減少化肥量和又不愿意采用有機肥、愿意減少化肥量但不愿意采用有機肥(或愿意采用有機肥但不愿意減少化肥量)、既愿意減少化肥量又愿意采用有機肥3個層次進(jìn)行分析。如表2，農(nóng)戶既不愿意減少化肥量和又不愿意采用有機肥共有2人，占0.61%； 農(nóng)戶愿意減少化肥量但不愿意采用有機肥(或愿意采用有機肥但不愿意減少化肥量)共有144人，占44.17%； 農(nóng)戶既愿意減少化肥量又愿意采用有機肥有180人，占55.21%，由此可見，超過一半的受調(diào)查農(nóng)戶愿意減少化肥量和采用有機肥，比重最高，其次是愿意減少化肥量或愿意采用有機肥的比重，說明了目前農(nóng)戶對防范農(nóng)業(yè)面源污染的意識較高。

表2 農(nóng)戶減少化肥量和采用有機肥的意愿

樣本量比例(%)農(nóng)戶既不愿意減少化肥量又不愿意采用有機肥2061農(nóng)戶愿意減少化肥量但不愿意采用有機肥(或愿意采用有機肥但不愿意減少化肥量)1444417農(nóng)戶既愿意減少化肥量又愿意采用有機肥1805521

2.3 推斷性統(tǒng)計

為避免自變量間出現(xiàn)多重共線性問題，采用Pearson相關(guān)系數(shù)法檢驗發(fā)現(xiàn)，自變量間不存在高度相關(guān)性(<0.3)。然后采用方差膨脹因子法(VIF)進(jìn)行檢驗。該原理是，當(dāng)檢驗結(jié)果同時達(dá)到兩個標(biāo)準(zhǔn)時，即VIF的最大值>10且VIF平均值>1，才出現(xiàn)多重共線性問題[28]。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩個方程均沒有達(dá)到兩個標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)戶是否愿意減少化肥量方程的VIF最大值為1.25，VIF平均值為1.15，方程不存在多重共線性問題； 農(nóng)戶是否愿意采用有機肥方程的VIF最大值為1.27，VIF平均值為1.17，方程也不存在多重共線性問題。再運用統(tǒng)計軟件Stata 12.0對184個樣本*因為變量間存在不同數(shù)量的缺失值，只有184個樣本量比較完整開展Bivariate-Probit模型回歸，為消除異方差，回歸過程中加上穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，回歸結(jié)果如表3。

Bivariate-Probit模型的基本假設(shè)是，各方程的擾動項之間存在同期相關(guān)。為此，需要檢驗原假設(shè)“H0：兩方程的回歸式誤差項無同期相關(guān)”。通過模型回歸，最終有11個自變量使Bivariate-Probit模型通過顯著性檢驗，拒絕了無同期相關(guān)的原假設(shè)。農(nóng)戶是否愿意減少化肥用量和農(nóng)戶是否愿意采用有機肥兩個方程均通過了5%水平的顯著性wald檢驗，拒絕原假設(shè)，說明了兩個方程的回歸式誤差項存在同期相關(guān)，一方面，表明了采用Bivariate-Probit模型具有統(tǒng)計學(xué)意義，對農(nóng)戶是否愿意減少化肥用量和是否愿意采用有機肥比單獨采用單變量Probit模型分別進(jìn)行研究，得出的估計結(jié)果更有效率，另一方面，也證實了洱海流域上游的水稻—大蒜水旱輪作模式中，農(nóng)戶減少化肥施用量和采用有機肥的意愿具有相關(guān)性，有機肥采用意愿對化肥減少量意愿具有顯著替代性，所以采用Bivariate-Probit模型的估計結(jié)果。

第一，在是否愿意減少化肥施用量方面，農(nóng)戶的年齡對他們是否有意向減少化肥用量產(chǎn)生負(fù)向影響，通過了5%水平的顯著性檢驗，這符合徐衛(wèi)濤[5]的研究觀點，表明在其他條件不變的情況下，年齡越小的農(nóng)戶，越有意向減少化肥用量?；蛟S是因為，年輕的農(nóng)戶接受新生事物和外界信息的能力較強，對大量施用化肥造成土地質(zhì)量下降、水體富營養(yǎng)化等的危害認(rèn)識深刻，傾向于在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中減施化肥。農(nóng)戶是否已經(jīng)或正接受農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對他們是否有意向在生產(chǎn)過程中減少化肥投入產(chǎn)生了正向影響，通過了1%水平的顯著性檢驗，與預(yù)期結(jié)論相一致，這符合馬驥[26]的觀點，表明已經(jīng)或正接受農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶，有意向減少化肥用量。這是因為農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)提供的機械整田、機械插秧和田間管理等服務(wù)能顯著降低化肥過度施用量[29]。有機肥對糧食生產(chǎn)好處的認(rèn)知對農(nóng)戶是否有意向減少化肥用量發(fā)揮了正向影響，通過了10%水平的顯著性檢驗，這和蔡榮[19]的研究結(jié)論相吻合，表明農(nóng)戶關(guān)于有機肥對糧食生產(chǎn)好處的認(rèn)知每提高1個等級，更能了解過量施肥給我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、糧食和環(huán)境安全帶來的危害，更有意向減少化肥用量。

此外，性別發(fā)揮負(fù)向且非顯著的影響，與多數(shù)研究結(jié)論不一致，雖然男性農(nóng)戶作為家庭主要勞動力，比女性更能接受化肥過量施用造成農(nóng)業(yè)面源污染的事實，但隨著農(nóng)村男性外出務(wù)工的普遍性，農(nóng)村婦女逐漸成為務(wù)農(nóng)主體，只要她們與親朋鄰居進(jìn)行技術(shù)交流，也能在一定程度上產(chǎn)生減少化肥施用量的意愿[31]。受教育程度可以提高農(nóng)戶減少化肥用量意愿的可能性，但未通過檢驗的原因在于，一些受教育程度較高的農(nóng)戶，可能缺乏科學(xué)的施肥培訓(xùn)和避免收入損失的盲目性，導(dǎo)致過量施用化肥[32]。家庭勞動力人數(shù)方面，家庭勞動力人數(shù)與農(nóng)戶減少化肥用量行為呈負(fù)向關(guān)系，雖然符合預(yù)期，但未通過顯著性檢驗，或許是因為，一些農(nóng)戶堅信“糧多糧少在于肥”，家庭勞動力越多，家庭經(jīng)濟負(fù)擔(dān)越大，為提高農(nóng)作物單產(chǎn)，增加家庭經(jīng)濟收入，農(nóng)戶規(guī)避風(fēng)險的意識越高，越傾向于施用更多化肥以避免潛在產(chǎn)量的損失[33]。農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重方面，該變量影響方向為負(fù)，但未能通過顯著性檢驗，可能是因為農(nóng)業(yè)收入比重不高的農(nóng)戶，或許接受過施肥技術(shù)培訓(xùn)，也有意向降低化肥用量[10]。耕地規(guī)模方面，生產(chǎn)規(guī)模對農(nóng)戶減少化肥用量意愿的影響方向為負(fù)，但未通過顯著性檢驗。正如劉渝[10]認(rèn)為，規(guī)?；?jīng)營無助于減少化肥施用量。是否施用過有機肥方面，農(nóng)戶是否施用過有機肥正向影響農(nóng)戶減少化肥用量的意愿，但未通過顯著性檢驗的原因在于，未施用過有機肥的農(nóng)戶可能通過技術(shù)培訓(xùn)等方式了解到化肥減量增效的意義。認(rèn)為自己目前所生活的環(huán)境是否存在環(huán)境污染對農(nóng)戶減少化肥用量意愿的影響為負(fù)，未通過顯著性檢驗，或許原因在于，自認(rèn)為生活環(huán)境存在污染的農(nóng)戶可能受到當(dāng)前較短土地承包期限影響，未能從耕地保護(hù)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)的長遠(yuǎn)利益出發(fā)減少化肥使用[34]。環(huán)保認(rèn)知對農(nóng)戶減少化肥用量意愿發(fā)揮負(fù)向效應(yīng)，但也沒有通過顯著性檢驗，可能是因為農(nóng)戶雖然對不合理施用化肥造成的環(huán)境污染和健康損害有所認(rèn)識，但仍沒有忽視化肥的增產(chǎn)效應(yīng)，所以不愿減少化肥用量。

第二，在是否愿意采用有機肥方面，農(nóng)戶是否已經(jīng)或正接受農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)戶是否有意向采用有機肥替代化肥投入產(chǎn)生了正向影響，且通過了1%水平的顯著性檢驗，這也和馬驥[26]的研究結(jié)論相符合，表明已經(jīng)或正接受農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶，有參與治理農(nóng)田面源污染的意愿。這是因為農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)已成為發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)的重要保障，政府、涉農(nóng)企業(yè)、合作社、科研院所在農(nóng)業(yè)的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后環(huán)節(jié)為農(nóng)戶提供關(guān)于有機肥的信息、政策等社會化服務(wù)，促進(jìn)農(nóng)戶對有機肥的認(rèn)識，提高了他們在生產(chǎn)中采用有機肥的意向。

此外，性別、農(nóng)業(yè)收入占比、家庭勞動力數(shù)量的影響方向為負(fù)且非顯著，與預(yù)期方向不一致，表明這3個因素不是農(nóng)戶采用有機肥意愿的必要條件。形成鮮明對比的是，年齡對農(nóng)戶是否愿意減少化肥用量發(fā)揮顯著負(fù)向影響，但農(nóng)戶是否采用有機肥意愿未通過顯著性檢驗，可能是因為雖然年輕的農(nóng)戶已加深了對減施化肥改善生態(tài)環(huán)境的認(rèn)識，但一些農(nóng)戶認(rèn)為收集回來的有機肥如果沒有加以施用，則會產(chǎn)生生活垃圾污染，則采用有機肥的意愿不強烈。受教育程度的影響方向為正，與研究結(jié)論一致，但未通過顯著性檢驗，因為受教育程度越高的農(nóng)戶有較強的環(huán)保意識，但有機肥的獲取比較困難，需要將動植物的殘體及動物的排泄物進(jìn)行收集、堆制方可形成，所以采用有機肥的意愿不是那么強烈。然而，是否施用過有機肥的經(jīng)歷雖然有助于提高農(nóng)戶采用有機肥的意愿，但未通過顯著性檢驗，可能是因為一些施用過有機肥的農(nóng)戶認(rèn)為，有機肥可能產(chǎn)生的單產(chǎn)效果不如化肥，所以再次采用的意愿不高。認(rèn)為自己生活的環(huán)境存在污染的認(rèn)知雖然正向影響農(nóng)戶采用有機肥的意愿，但未通過顯著性檢驗，可能是因為自認(rèn)為存在環(huán)境污染的一些農(nóng)戶可能沒有接受過相關(guān)有機肥施用技術(shù)培訓(xùn)，不了解如何采用有機肥，弱化了施用意愿。

表3 農(nóng)戶是否愿意減少化肥用量和采用有機肥的Bivariate-Probit分析

是否愿意減少化肥用量是否愿意采用有機肥回歸系數(shù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤z統(tǒng)計量回歸系數(shù)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤z統(tǒng)計量性別-005032-014-078050-154年齡-038016-235??-021018-114受教育程度026018149024020121農(nóng)業(yè)收入占總收入比重-001051-001-021045-047家庭勞動力-003012-027026019137耕地規(guī)模-006004-152003013022是否使用過有機肥023022104020028074 認(rèn)為自己目前所生活的環(huán)境存在環(huán)境污染-040031-131085062137環(huán)保認(rèn)知-001023-005026029089是否參加社會化服務(wù)6500401621???5590421331???有機肥對糧食生產(chǎn)好處的認(rèn)知028016177?032027116常數(shù)項152075202??093086108Athrho-250123-203??rho-099003-330???樣本量184Logpseudolikelihood-5446Waldchi2(22)196104??? 注：?、??和???分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著

根據(jù)通過顯著性檢驗變量的邊際效應(yīng)(表4)，在農(nóng)戶是否愿意減少化肥用量方面，農(nóng)戶的年齡每增加1歲，其愿意減少化肥量的概率將降低0.38%； 當(dāng)農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)時，農(nóng)戶有意向減少化肥用量的概率將提高6.50%； 當(dāng)農(nóng)戶對有機肥提高糧食生產(chǎn)的認(rèn)知提高1個等級，其愿意減少化肥用量的概率將提高0.28%。在農(nóng)戶是否愿意施用有機肥方面，當(dāng)農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)時，農(nóng)戶有意向采用有機肥的概率將提高13.31%，可見，參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)不僅有助于提高農(nóng)戶減少化肥用量的意愿，而且，在農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系的幫助下，也提高了施用有機肥的意愿，相比之下，參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)更有助于提高農(nóng)戶采用有機肥的愿意。

表4 Bivariate-Probit模型回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)分析

是否愿意減少化肥用量是否愿意采用有機肥邊際效應(yīng)Delta法標(biāo)準(zhǔn)誤z統(tǒng)計量邊際效應(yīng)Delta法標(biāo)準(zhǔn)誤z統(tǒng)計量性別-021025-029-062031-102年齡-024009-201??-017009-101受教育程度012008120012018100農(nóng)業(yè)收入占總收入比重-012048-020-032048-049家庭勞動力-001010-019016015121耕地規(guī)模-001002-120002007015是否使用過有機肥013010087017021068 認(rèn)為自己目前所生活的環(huán)境存在環(huán)境污染-035024-113071051126環(huán)保認(rèn)知-013020-009031032071是否參加社會化服務(wù)5850351219???14160311112???有機肥對糧食生產(chǎn)好處的認(rèn)知018010162?025021113 注：?、??和???分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

化肥是重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，是糧食的“糧食”。但是，農(nóng)用化肥過量施用是造成農(nóng)業(yè)面源污染的重要因素。結(jié)合實際，我國的施肥過程已從化肥增量增產(chǎn)階段轉(zhuǎn)變到化肥減量增效階段。因此，減少化肥的施用量、采用有機肥開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是緩解面源污染的有效途徑。農(nóng)戶是施肥的決策者和實施者，其減少化肥施用量和采用有機肥的意愿影響了他們用有機肥替代化肥的決策行為。然而，有機肥與化肥之間存在替代效應(yīng)，有必要采取Bivariate-Probit模型進(jìn)行研究。因此，該文基于洱海流域上游397個種植戶的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Bivariate-Probit模型對種植戶減少化肥用量和采用有機肥的意向進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)超過90%的農(nóng)戶有意向減少化肥用量和有意向采用有機肥，超過一半的受調(diào)查農(nóng)戶既愿意減少化肥量，又愿意采用有機肥。(2)農(nóng)戶的年齡、對有機肥好處的認(rèn)知均是顯著的影響因素，即農(nóng)戶的年齡每增加1歲，他們愿意減少化肥用量的概率將降低0.38%； 當(dāng)農(nóng)戶關(guān)于有機肥對糧食生產(chǎn)好處認(rèn)知的程度提高1個等級，他們愿意減少化肥用量的概率將提高0.28%。(3)農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)均對農(nóng)戶減少化肥用量和采用有機肥產(chǎn)生顯著正向的影響，當(dāng)農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)時，他們有意向減少化肥用量的概率將提高6.50%，有意向采用有機肥的概率將提高13.31%，相比之下，參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)更有助于提高農(nóng)戶采用有機肥的可能性。

3.2 討論

該文仍存在幾點研究不足：(1)研究的一些變量存在用戶缺失值，數(shù)據(jù)不齊全，可能影響了研究結(jié)果； (2)近年來，我國加緊出臺有機肥推廣政策，但該研究缺乏對農(nóng)戶接受補貼情況的調(diào)查數(shù)據(jù)，可能在一定程度上影響了回歸結(jié)果的有效性。

基于結(jié)論，有幾點啟示：(1)提高農(nóng)戶參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的積極性。農(nóng)戶減少化肥用量和采用有機肥的意愿與參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)有顯著的正相關(guān)關(guān)系。隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的發(fā)展和農(nóng)業(yè)商品化程度的不斷提高，傳統(tǒng)上由農(nóng)民直接承擔(dān)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)越來越多地從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中分化出來。然而，調(diào)查發(fā)現(xiàn)，目前洱海流域上游參加或已接受農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶很少，比重僅有12%，多數(shù)農(nóng)戶仍然從事一家一戶的小農(nóng)生產(chǎn)，促進(jìn)農(nóng)民參加農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)開展化肥減量增效和采用有機肥的任務(wù)任重道遠(yuǎn)。因此，有關(guān)政府應(yīng)加大技術(shù)、資金的扶持力度，鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)，同時，吸引高校畢業(yè)生、企業(yè)主、農(nóng)業(yè)科技人員、留學(xué)歸國人員等各類人才進(jìn)入農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織，培育壯大多元的服務(wù)組織，提升有機肥綜合服務(wù)與推廣的能力。(2)加強宣傳和培訓(xùn)，提高農(nóng)戶對有機肥好處的認(rèn)知。對有機肥好處認(rèn)知程度較高的農(nóng)戶傾向在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中減少化肥的施用量。當(dāng)前農(nóng)戶僅了解一點有機肥對糧食生產(chǎn)的好處，認(rèn)知程度仍然較低，有必要加強有機肥對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)益處的宣傳力度，解決農(nóng)村由于封閉無法獲得正確信息或信息不充分的問題，有關(guān)部門可嘗試通過報紙、傳單、電視、廣播等農(nóng)村大眾媒體針對性地宣傳有機肥對糧食生產(chǎn)的好處，致力于提升農(nóng)戶對有機肥的施用意識。同時，定期組織環(huán)保專家下鄉(xiāng)開展培訓(xùn)，通過在田間地頭開展面對面技術(shù)示范和指導(dǎo)，促進(jìn)農(nóng)戶深刻了解有機化肥的有效性。

[1] 杜江， 羅珺.我國農(nóng)業(yè)面源污染的經(jīng)濟成因透析.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2013, 34(4): 22～27

[2] 程磊磊， 尹昌斌，胡萬里，等.云南省洱海北部地區(qū)農(nóng)田面源污染現(xiàn)狀及控制的補償政策.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究， 2010, 31(4): 471～474

[3] 李鳳香. 洱海面源污染治理現(xiàn)狀及對策.環(huán)境科學(xué)導(dǎo)刊， 2008， 27(S1)： 82～84

[4] 史常亮， 郭焱，朱俊峰.中國糧食生產(chǎn)中化肥過量施用評價及影響因素研究.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究， 2016, 37(4): 671～679

[5] 徐衛(wèi)濤， 張俊飚，李樹明，等.循環(huán)農(nóng)業(yè)中的農(nóng)戶減量化投入行為分析——基于晉、魯、鄂三省的化肥投入調(diào)查.資源科學(xué)， 2010, 32(12): 2407～2412

[6] 崔新蕾， 蔡銀鶯，張安錄.農(nóng)戶減少化肥農(nóng)藥施用量的生產(chǎn)意愿及影響因素.農(nóng)村經(jīng)濟， 2011,(11)： 97～100

[7] 曾維軍， 侯明明.影響農(nóng)戶減施化肥行為因素實證研究——以云南省洱源縣為例.安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2014, 42(5): 1489～1494

[8] 楊泳冰， 胡浩，王益文.農(nóng)戶以商品有機肥替代化肥的行為分析——基于江蘇南通市228戶調(diào)查數(shù)據(jù).湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)， 2012， 13(6)： 1～6， 21

[9] 左喆瑜. 農(nóng)戶對環(huán)境友好型肥料的選擇行為研究——以有機肥及控釋肥為例.農(nóng)村經(jīng)濟， 2015，(10)： 72～77

[10]劉渝. 農(nóng)戶科學(xué)施肥影響因素的實證分析——以湖北江漢平原為例.科技與管理， 2011, 13(2): 48～50

[11]尚杰， 尹曉宇.中國化肥面源污染現(xiàn)狀及其減量化研究.生態(tài)經(jīng)濟(中文版)， 2016, 32(5): 196～199

[12]陳黎， 仇蕾.農(nóng)戶化肥施用強度影響因素研究——以江蘇省徐州市為例.山東農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2017, 49(4): 168～172

[13]Ajewole O C.Farmers′ response to adoption of commercially available organic fertilizers in Oyo state，Nigeria.African Journal of Agricultural Research， 2010, 5(18): 2497～2503

[14]蔡榮. 合同生產(chǎn)模式與農(nóng)戶肥料施用結(jié)構(gòu)——基于山東省蘋果種植農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟， 2011，(3)： 41～51

[15]Kaliba A R M,Verkuijl H， Mwangi W.Factors affecting adoption of improved maize seeds and use of inorganic fertilizer for maize production in the intermediate and lowland zones of Tanzania.Journal of Agricultural and Applied Economics， 2000, 32(1): 35～47

[16]李春華. 農(nóng)戶施用化肥意愿羽行為影響因素分析——基于陜西省咸陽市11個自然村的調(diào)查數(shù)據(jù).山西農(nóng)經(jīng)， 2015,(4)： 39～43

[17]朱哲毅， 周力.要素供給主體差異對化肥施用量的影響分析——基于江蘇省526 份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù).湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)， 2016, 17(4): 1～7

[18]華春林， 陸遷，姜雅莉.引導(dǎo)農(nóng)戶施肥行為在農(nóng)業(yè)面源污染治理中的影響——基于中英項目調(diào)查分析.科技管理研究， 2015,(14)： 226～230

[19]蔡榮， 韓洪云.合同生產(chǎn)模式與農(nóng)戶有機肥施用行為——基于山東省348戶蘋果種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù).中國農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2011, 44(6): 1277～1282

[20]韓楓， 朱立志.西部地區(qū)有機肥使用的農(nóng)戶行為分析——以甘肅省定西、臨夏為例.中國土壤與肥料， 2016,(6)： 133～138

[21]任重， 薛興利.基于計劃行為理論的糧農(nóng)質(zhì)量安全行為實施意愿及其影響因素分析.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2016, 37(6): 133～138

[22]鄭鑫. 丹江口庫區(qū)農(nóng)戶有機肥施用的影響因素分析.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)， 2010, 11(1): 11～15

[23]史恒通， 趙敏娟，霍學(xué)喜.農(nóng)戶施肥投入結(jié)構(gòu)及其影響因素分析——基于7個蘋果主產(chǎn)省的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù).華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)， 2013,(2)： 1～7

[24]劉梅， 杜麗麗，張曉.基于logit模型的農(nóng)戶有機肥施用意愿及影響因素分析——以山東為例.安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2010, 38(9): 4827～4829

[25]王晶晶、趙維清. 浙江省農(nóng)戶有機肥施用量的影響因素.貴州農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2016, 44(6): 188～190

[26]馬驥. 農(nóng)戶糧食作物化肥施用量及其影響因素分析——以華北平原為例.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟， 2006,(6)： 36～42

[27]Babu S C. Fertilizer and organic manure use under uncertainty：policy comparisons for irrigated and dryland farming systems in South India.Agricultural Systems， 1991,(35)： 89～102

[28]Poirier，D J.Partial observability in Bivariate Probit Models.Journal of Econometrics， 1980,(12)： 210～217

[29]Aldrich J，Nelson F.Linear Probability，Logit and Probit Models.Series：Quantitative Applications in The Social Sciences.A Sage University Paper， 1984

[30]胡博， 劉榮，丁維岱，等.Stata統(tǒng)計分析與應(yīng)用.北京：電子工業(yè)出版社,2014.228

[31]楊萬江， 李琪.稻農(nóng)化肥減量施用行為的影響因素.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)， 2017,(3)： 58～66

[32]瑪衣拉. 吐爾遜，甫祺娜依.尤力瓦斯，阿斯亞.托乎提.農(nóng)戶過量施用化肥行為的影響因素分析——以新疆棉花種植戶為例.棉花學(xué)報， 2016, 28(6): 619～627

[33]仇煥廣， 欒昊，李瑾，等.風(fēng)險規(guī)避對農(nóng)戶化肥過量施用行為的影響.中國農(nóng)村經(jīng)濟， 2014,(3)： 85～96

[34]Xu H，Huang X，Zhong T,et al.Chinese land policies and farmers′ adoption of organic fertilizer for saline soils.Land Use Policy， 2014,(38)： 541～549