农户减少化肥用量和采用有机肥的意愿研究*——基于洱海流域上游面源污染防控的视角

耿 飙,罗良国

(中国农业科学院农业环境与可持续发展研究所，北京 100081)

0 引言

洱海流域地跨大理市和洱源县，位于澜沧江、金沙江和元江三大水系分水岭地带，流域面积2 565km2，为大理州种植业的发展提供了良好的自然基础。随着化肥被广泛运用于种植业，它已成为保证粮食安全的有力措施。然而，面临风险和不确定性时，农户的生产决策具有“短视性”，大量使用化肥而忽视污染问题[1]。由于农户的化肥用量过多而有机肥用量太少，导致洱海流域的水质富营养化，农业面源污染问题凸显[2]。据统计，洱海流域的化肥利用率仅24.50%，每年约有13.87万～27.88万t的氮、磷残留在农田土壤，随径流进入水体[3]。

当前，我国粮食生产普遍存在大量施用化肥获得高产的现象。据统计，小麦和水稻生产中的过量施肥程度分别为27.26%和24.67%[4]。2017年“中央一号”文件提出“深入推进化肥零增长行动，开展有机肥替代化肥试点，促进农业节本增效”的要求。由于农户减少化肥用量和采用有机肥的意愿是影响其施肥行为的重要因素，开展意愿调查研究具有重要的现实意义。

目前，已有不少学者开展了农户化肥施用强度和有机肥采用意愿与行为的研究。主要观点包括男性农户较女性农户更倾向或愿意在农业生产上减施化肥[5-7]，农户年龄负向影响有机肥的使用和选择[8-9]，受教育程度高的农户倾向减施化肥量[7， 10-12]和采用有机肥[13-14]。不过，也有学者认为受教育程度负向影响农户选择商品有机肥[9]。家庭有效劳动力数[12]和生产规模[15-17]都对化肥的施用量和意愿产生正影响，但是生产规模较大的农户倾向在农业生产中减施化肥[5， 7， 12， 18]。而在施用有机肥方面，有学者认为生产规模利于有机肥的施用[8， 19]，也有学者持反向观点[13，20]，认为生产规模阻碍了有机肥的采用和意向。农业收入占家庭总收入比重代表农业专业化程度，对农户化肥施用强度起正向影响[11]，而对有机肥施用起负面影响[19]，也有助于推动农户减少化肥施用而以部分有机肥替代的行为[6， 21，24-25]。农户已经或正在接受社会化的专业服务有助于农户减少化肥施用[26]。能认识到周边生活环境存在污染、知晓化肥过量施用是污染来源，明晰有机肥好处的农户均有意愿减施化肥而增加有机肥施用[6， 8， 12， 19-20]。

综上所述，已有研究较少将农户减少化肥用量和采用有机肥这两种意愿进行联立研究，且研究方法以二分离散选择模型居多。而化肥和有机肥可以互相替代，存在此消彼长的关系[27]。农户减少化肥投入量和采用有机肥意愿之间又存在一定的相关性，亟须创新研究方法。因此，文章拟基于洱海流域上游的水稻种植户调查数据，运用Bivariate-Probit模型，联立开展农户减少化肥用量意愿和采用有机肥的意愿研究，重点考察两种意愿背后的影响因素，为改善洱海流域上游农田面源污染防控管理提供理论依据和决策参考。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

为调查种植户减少化肥用量和采用有机肥的意愿，问卷设置了“您是否愿意为了改善目前的生活环境而减少化肥施用？”和“如果没有施用有机肥，您愿意接受有机肥吗？”两个调查问题，以愿意和不愿意作为单选题答案。此外，还调查了受访者的个人特征、生产特征、认知特征。

在开展正式调研之前，课题组设计了预调研问卷。在洱海上游的大理州洱源县右所镇梅和村随机抽取了20个种植户进行了面对面问卷预调查，根据样本农户的反馈信息和建议，修订完善了调查问题和提问方式。为确保调查数据的准确性，正式调查之前对调研员进行了培训。根据当地种植经营农户和各镇所辖村数的地理分布，选取右所镇11个村、邓川镇4个村以及上关镇10个村，采用随机抽样的方法，在每个村随机抽取若干水稻和大蒜种植户，采用面对面访谈的方式，向受访者逐一提问和解释各个题项，最终收到问卷450份，通过剔除不合逻辑的无效问卷53份，获得农户有效问卷397份，有效率达88.22%。其中，右所镇有190份，邓川镇有61份，上关镇有146份，样本总体分布均衡，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，是指在两个不同Probit模型之间存在干扰项相关性的情况下，通过修正两个模型干扰项协方差矩阵来提高估计效率[28]。根据因变量分类，将种植户是否愿意减少化肥量和采用有机肥及影响因素间的关系设定为矩阵形式：

y=xiβi+μ，i=1， 2， 3

(1)

式(1)中，y为农户是否愿意减少化肥量和是否愿意采用有机肥的二元定性变量。Probit模型的具体形式[27]如式(2)。

Prob(y=1)=Φ(a0+δ1X1+δ2X2+…+δmXm)

(2)

式(2)中，y为0-1型二元因变量；Φ(·)为正态分布函数的累计值；a0为截距项；δ1Λδm为自变量的m个系数。

将农户是否愿意减少化肥量及其影响因素的Probit模型设定为：

FS1j=X1jδ+εj

(3)

(4)

式(3)中，FS1j为农户是否愿意减少化肥量的因变量；X1j为影响农户是否愿意减少化肥量的j个影响因素；δ为估计参数的向量；εj为误差项，符合正态分布。式(4)中，当农户没有意愿减少化肥量时，赋值0，反之赋值1。

将农户是否愿意采用有机肥及其影响因素的Probit模型设定为：

FN2j=X2jv+ηj

(5)

(6)

式(5)中，FN2j是农户是否愿意采用有机肥的因变量；X2j为影响农户是否愿意采用有机肥的j个影响因素；ν是估计参数的向量；ηj是误差项，符合正态分布。式(6)中，当农户不愿意采用有机肥时，赋值0，反之赋值1。

然而，同一个农户不同意愿的非独立数据比较普遍，是否愿意减少化肥量和是否愿意采用有机肥两个方程间的扰动项在理论上很可能存在相关性，对每个方程分别作参数估计可能会忽略数据间的相关性，使统计结果偏离真实情况。由于在耕地过程中，为保证相同的作物产量，有机肥在一定程度上能替代化肥，即农户有意向减少化肥施用量，即会增加有机肥施用的意向，两者具有一定的相关性，稍有区别的是，化肥和有机肥的获取渠道、价格和单产不同。根据研究目的，拟建立Bivariate-Probit模型开展研究。该模型是式(3)和式(5)的联立。假设式(3)和式(5)的误差项均服从一个联合的正态分布。

(7)

式(7)中，ρ是ε和η的关联值。样本选择存在的严格检验为ρ是否为0。

1.2.2 边际效应

解释变量平均值的边际效应(marginal effect at mean，MEM)的具体表达式为:

(8)

2 结果与分析

2.1 受访农户样本描述性统计分析

如表1，多数农户在实际生产中确实有意向调整施肥结构，来减少化肥量和采用有机肥，其占比分别为91%和97%。受访农户男性多于女性，约为60%； 年龄主要介于31～60岁之间，以青年和中年为主； 受教育程度普遍偏低，初中文化及以下水平的占多数。家庭平均劳动力2.61个，户均耕地面积0.232hm2，小而分散。农业收入是其主要收入来源，占家庭总收入的70%。85.6%的农户使用过有机肥。少数农户(仅有12%)已经或正接受社会化的专业服务。绝大多数农户明白有机肥对粮食生产的好处，也认同自己目前生活的环境存在污染，但环保意识低。

表1 变量的描述性统计

变量类型变量定义与赋值均值标准差预期方向因变量农户减少化肥用量的意愿否=0；是=1091029农户采用有机肥的意愿否=0；是=1097018自变量性别女=0；男=1060049+年龄<18周岁=0；18～30周岁=1；31～45周岁=2；255077-46～60周岁=3；>60周岁=4受教育程度不识字=0；小学=1；初中=2；高中(中专/技校)=3；180089？大专=4；本科及以上=5农业收入占总收入比重%070027？家庭劳动力人261106-耕地规模hm2023017？是否使用过有机肥不使用=0；很少使用=1；使用=2159068-认为自己目前所生活的环境存在环境污染存在=0；不存在=1029045-环保认知不了解=0；一般了解=1；非常了解=2095060+是否已经或正在接受社会化的专业服务否=0；是=1012032+有机肥对粮食生产好处的认知不了解=0；了解一点=1；了解=2118079+ 注：-表示该变量对因变量的影响方向为负；+表示影响方向为正；？表示影响方向尚未确定

2.2 农户减少化肥用量和采用有机肥的意愿分析

为深入剖析农户的施肥意向，拟分为既不愿意减少化肥量和又不愿意采用有机肥、愿意减少化肥量但不愿意采用有机肥(或愿意采用有机肥但不愿意减少化肥量)、既愿意减少化肥量又愿意采用有机肥3个层次进行分析。如表2，农户既不愿意减少化肥量和又不愿意采用有机肥共有2人，占0.61%； 农户愿意减少化肥量但不愿意采用有机肥(或愿意采用有机肥但不愿意减少化肥量)共有144人，占44.17%； 农户既愿意减少化肥量又愿意采用有机肥有180人，占55.21%，由此可见，超过一半的受调查农户愿意减少化肥量和采用有机肥，比重最高，其次是愿意减少化肥量或愿意采用有机肥的比重，说明了目前农户对防范农业面源污染的意识较高。

表2 农户减少化肥量和采用有机肥的意愿

样本量比例(%)农户既不愿意减少化肥量又不愿意采用有机肥2061农户愿意减少化肥量但不愿意采用有机肥(或愿意采用有机肥但不愿意减少化肥量)1444417农户既愿意减少化肥量又愿意采用有机肥1805521

2.3 推断性统计

为避免自变量间出现多重共线性问题，采用Pearson相关系数法检验发现，自变量间不存在高度相关性(<0.3)。然后采用方差膨胀因子法(VIF)进行检验。该原理是，当检验结果同时达到两个标准时，即VIF的最大值>10且VIF平均值>1，才出现多重共线性问题[28]。检验结果发现，两个方程均没有达到两个标准，农户是否愿意减少化肥量方程的VIF最大值为1.25，VIF平均值为1.15，方程不存在多重共线性问题； 农户是否愿意采用有机肥方程的VIF最大值为1.27，VIF平均值为1.17，方程也不存在多重共线性问题。再运用统计软件Stata 12.0对184个样本*因为变量间存在不同数量的缺失值，只有184个样本量比较完整开展Bivariate-Probit模型回归，为消除异方差，回归过程中加上稳健标准误，回归结果如表3。

Bivariate-Probit模型的基本假设是，各方程的扰动项之间存在同期相关。为此，需要检验原假设“H0：两方程的回归式误差项无同期相关”。通过模型回归，最终有11个自变量使Bivariate-Probit模型通过显著性检验，拒绝了无同期相关的原假设。农户是否愿意减少化肥用量和农户是否愿意采用有机肥两个方程均通过了5%水平的显著性wald检验，拒绝原假设，说明了两个方程的回归式误差项存在同期相关，一方面，表明了采用Bivariate-Probit模型具有统计学意义，对农户是否愿意减少化肥用量和是否愿意采用有机肥比单独采用单变量Probit模型分别进行研究，得出的估计结果更有效率，另一方面，也证实了洱海流域上游的水稻—大蒜水旱轮作模式中，农户减少化肥施用量和采用有机肥的意愿具有相关性，有机肥采用意愿对化肥减少量意愿具有显著替代性，所以采用Bivariate-Probit模型的估计结果。

第一，在是否愿意减少化肥施用量方面，农户的年龄对他们是否有意向减少化肥用量产生负向影响，通过了5%水平的显著性检验，这符合徐卫涛[5]的研究观点，表明在其他条件不变的情况下，年龄越小的农户，越有意向减少化肥用量。或许是因为，年轻的农户接受新生事物和外界信息的能力较强，对大量施用化肥造成土地质量下降、水体富营养化等的危害认识深刻，倾向于在农业生产中减施化肥。农户是否已经或正接受农业社会化服务对他们是否有意向在生产过程中减少化肥投入产生了正向影响，通过了1%水平的显著性检验，与预期结论相一致，这符合马骥[26]的观点，表明已经或正接受农业社会化服务的农户，有意向减少化肥用量。这是因为农业社会化服务提供的机械整田、机械插秧和田间管理等服务能显著降低化肥过度施用量[29]。有机肥对粮食生产好处的认知对农户是否有意向减少化肥用量发挥了正向影响，通过了10%水平的显著性检验，这和蔡荣[19]的研究结论相吻合，表明农户关于有机肥对粮食生产好处的认知每提高1个等级，更能了解过量施肥给我国农业可持续发展、粮食和环境安全带来的危害，更有意向减少化肥用量。

此外，性别发挥负向且非显著的影响，与多数研究结论不一致，虽然男性农户作为家庭主要劳动力，比女性更能接受化肥过量施用造成农业面源污染的事实，但随着农村男性外出务工的普遍性，农村妇女逐渐成为务农主体，只要她们与亲朋邻居进行技术交流，也能在一定程度上产生减少化肥施用量的意愿[31]。受教育程度可以提高农户减少化肥用量意愿的可能性，但未通过检验的原因在于，一些受教育程度较高的农户，可能缺乏科学的施肥培训和避免收入损失的盲目性，导致过量施用化肥[32]。家庭劳动力人数方面，家庭劳动力人数与农户减少化肥用量行为呈负向关系，虽然符合预期，但未通过显著性检验，或许是因为，一些农户坚信“粮多粮少在于肥”，家庭劳动力越多，家庭经济负担越大，为提高农作物单产，增加家庭经济收入，农户规避风险的意识越高，越倾向于施用更多化肥以避免潜在产量的损失[33]。农业收入占家庭总收入比重方面，该变量影响方向为负，但未能通过显著性检验，可能是因为农业收入比重不高的农户，或许接受过施肥技术培训，也有意向降低化肥用量[10]。耕地规模方面，生产规模对农户减少化肥用量意愿的影响方向为负，但未通过显著性检验。正如刘渝[10]认为，规模化经营无助于减少化肥施用量。是否施用过有机肥方面，农户是否施用过有机肥正向影响农户减少化肥用量的意愿，但未通过显著性检验的原因在于，未施用过有机肥的农户可能通过技术培训等方式了解到化肥减量增效的意义。认为自己目前所生活的环境是否存在环境污染对农户减少化肥用量意愿的影响为负，未通过显著性检验，或许原因在于，自认为生活环境存在污染的农户可能受到当前较短土地承包期限影响，未能从耕地保护、生态环境保护的长远利益出发减少化肥使用[34]。环保认知对农户减少化肥用量意愿发挥负向效应，但也没有通过显著性检验，可能是因为农户虽然对不合理施用化肥造成的环境污染和健康损害有所认识，但仍没有忽视化肥的增产效应，所以不愿减少化肥用量。

第二，在是否愿意采用有机肥方面，农户是否已经或正接受农业社会化服务对农户是否有意向采用有机肥替代化肥投入产生了正向影响，且通过了1%水平的显著性检验，这也和马骥[26]的研究结论相符合，表明已经或正接受农业社会化服务的农户，有参与治理农田面源污染的意愿。这是因为农业社会化服务已成为发展低碳农业的重要保障，政府、涉农企业、合作社、科研院所在农业的产前、产中和产后环节为农户提供关于有机肥的信息、政策等社会化服务，促进农户对有机肥的认识，提高了他们在生产中采用有机肥的意向。

此外，性别、农业收入占比、家庭劳动力数量的影响方向为负且非显著，与预期方向不一致，表明这3个因素不是农户采用有机肥意愿的必要条件。形成鲜明对比的是，年龄对农户是否愿意减少化肥用量发挥显著负向影响，但农户是否采用有机肥意愿未通过显著性检验，可能是因为虽然年轻的农户已加深了对减施化肥改善生态环境的认识，但一些农户认为收集回来的有机肥如果没有加以施用，则会产生生活垃圾污染，则采用有机肥的意愿不强烈。受教育程度的影响方向为正，与研究结论一致，但未通过显著性检验，因为受教育程度越高的农户有较强的环保意识，但有机肥的获取比较困难，需要将动植物的残体及动物的排泄物进行收集、堆制方可形成，所以采用有机肥的意愿不是那么强烈。然而，是否施用过有机肥的经历虽然有助于提高农户采用有机肥的意愿，但未通过显著性检验，可能是因为一些施用过有机肥的农户认为，有机肥可能产生的单产效果不如化肥，所以再次采用的意愿不高。认为自己生活的环境存在污染的认知虽然正向影响农户采用有机肥的意愿，但未通过显著性检验，可能是因为自认为存在环境污染的一些农户可能没有接受过相关有机肥施用技术培训，不了解如何采用有机肥，弱化了施用意愿。

表3 农户是否愿意减少化肥用量和采用有机肥的Bivariate-Probit分析

是否愿意减少化肥用量是否愿意采用有机肥回归系数稳健标准误z统计量回归系数稳健标准误z统计量性别-005032-014-078050-154年龄-038016-235∗∗-021018-114受教育程度026018149024020121农业收入占总收入比重-001051-001-021045-047家庭劳动力-003012-027026019137耕地规模-006004-152003013022是否使用过有机肥023022104020028074 认为自己目前所生活的环境存在环境污染-040031-131085062137环保认知-001023-005026029089是否参加社会化服务6500401621∗∗∗5590421331∗∗∗有机肥对粮食生产好处的认知028016177∗032027116常数项152075202∗∗093086108Athrho-250123-203∗∗rho-099003-330∗∗∗样本量184Logpseudolikelihood-5446Waldchi2(22)196104∗∗∗ 注：∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%和1%显著性水平下显著

根据通过显著性检验变量的边际效应(表4)，在农户是否愿意减少化肥用量方面，农户的年龄每增加1岁，其愿意减少化肥量的概率将降低0.38%； 当农户参加农业社会化服务时，农户有意向减少化肥用量的概率将提高6.50%； 当农户对有机肥提高粮食生产的认知提高1个等级，其愿意减少化肥用量的概率将提高0.28%。在农户是否愿意施用有机肥方面，当农户参加农业社会化服务时，农户有意向采用有机肥的概率将提高13.31%，可见，参加农业社会化服务不仅有助于提高农户减少化肥用量的意愿，而且，在农业社会化服务体系的帮助下，也提高了施用有机肥的意愿，相比之下，参加农业社会化服务更有助于提高农户采用有机肥的愿意。

表4 Bivariate-Probit模型回归结果的边际效应分析

是否愿意减少化肥用量是否愿意采用有机肥边际效应Delta法标准误z统计量边际效应Delta法标准误z统计量性别-021025-029-062031-102年龄-024009-201∗∗-017009-101受教育程度012008120012018100农业收入占总收入比重-012048-020-032048-049家庭劳动力-001010-019016015121耕地规模-001002-120002007015是否使用过有机肥013010087017021068 认为自己目前所生活的环境存在环境污染-035024-113071051126环保认知-013020-009031032071是否参加社会化服务5850351219∗∗∗14160311112∗∗∗有机肥对粮食生产好处的认知018010162∗025021113 注：∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%和1%显著性水平下显著

3 结论与讨论

3.1 结论

化肥是重要的农业生产资料，是粮食的“粮食”。但是，农用化肥过量施用是造成农业面源污染的重要因素。结合实际，我国的施肥过程已从化肥增量增产阶段转变到化肥减量增效阶段。因此，减少化肥的施用量、采用有机肥开展农业生产是缓解面源污染的有效途径。农户是施肥的决策者和实施者，其减少化肥施用量和采用有机肥的意愿影响了他们用有机肥替代化肥的决策行为。然而，有机肥与化肥之间存在替代效应，有必要采取Bivariate-Probit模型进行研究。因此，该文基于洱海流域上游397个种植户的问卷调查数据，运用Bivariate-Probit模型对种植户减少化肥用量和采用有机肥的意向进行分析，结果发现：(1)超过90%的农户有意向减少化肥用量和有意向采用有机肥，超过一半的受调查农户既愿意减少化肥量，又愿意采用有机肥。(2)农户的年龄、对有机肥好处的认知均是显著的影响因素，即农户的年龄每增加1岁，他们愿意减少化肥用量的概率将降低0.38%； 当农户关于有机肥对粮食生产好处认知的程度提高1个等级，他们愿意减少化肥用量的概率将提高0.28%。(3)农户参加农业社会化服务均对农户减少化肥用量和采用有机肥产生显著正向的影响，当农户参加农业社会化服务时，他们有意向减少化肥用量的概率将提高6.50%，有意向采用有机肥的概率将提高13.31%，相比之下，参加农业社会化服务更有助于提高农户采用有机肥的可能性。

3.2 讨论

该文仍存在几点研究不足：(1)研究的一些变量存在用户缺失值，数据不齐全，可能影响了研究结果； (2)近年来，我国加紧出台有机肥推广政策，但该研究缺乏对农户接受补贴情况的调查数据，可能在一定程度上影响了回归结果的有效性。

基于结论，有几点启示：(1)提高农户参加农业社会化服务的积极性。农户减少化肥用量和采用有机肥的意愿与参加农业社会化服务有显著的正相关关系。随着农业生产力的发展和农业商品化程度的不断提高，传统上由农民直接承担的农业生产环节越来越多地从农业生产过程中分化出来。然而，调查发现，目前洱海流域上游参加或已接受农业社会化服务的农户很少，比重仅有12%，多数农户仍然从事一家一户的小农生产，促进农民参加农业社会化服务开展化肥减量增效和采用有机肥的任务任重道远。因此，有关政府应加大技术、资金的扶持力度，鼓励和引导农户参与农业社会化服务，同时，吸引高校毕业生、企业主、农业科技人员、留学归国人员等各类人才进入农业社会化服务组织，培育壮大多元的服务组织，提升有机肥综合服务与推广的能力。(2)加强宣传和培训，提高农户对有机肥好处的认知。对有机肥好处认知程度较高的农户倾向在农业生产中减少化肥的施用量。当前农户仅了解一点有机肥对粮食生产的好处，认知程度仍然较低，有必要加强有机肥对农业生产益处的宣传力度，解决农村由于封闭无法获得正确信息或信息不充分的问题，有关部门可尝试通过报纸、传单、电视、广播等农村大众媒体针对性地宣传有机肥对粮食生产的好处，致力于提升农户对有机肥的施用意识。同时，定期组织环保专家下乡开展培训，通过在田间地头开展面对面技术示范和指导，促进农户深刻了解有机化肥的有效性。

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