“三权分置”改革对水体质量的影响效能分析

许 莹，陈 莉

(安徽建筑大学经济与管理学院，安徽 合肥 230601)

0 引 言

“三权分置”改革围绕坚持和发展社会主义初级阶段基本经济制度进行，农村土地归集体所有，农地所有权与经营权“两权”变为所有权、经营权、承包权“三权”。这一方面有助于集约化、规模化利用土地，实现农业现代化经营；另一方面，农民的承包权不变，只是把经营权流转出去，有利于在维护农民权益的前提下，进一步释放农村劳动力的活力和积极性。2016年10月中办国办下发《关于完善农村土地所有权承包权经营权分置办法的意见》，明确指出，“三权分置”是继家庭联产承包责任制后农村改革又一重大制度创新，也是乡村振兴不可撼动的基石。

绿水青山就是金山银山，土地与水息息相关。通常来说，农地中残留的农药化肥重金属等有害物质通过农田排水及地表径流污染附近河流、水源，同时又渗透土壤进入地下，严重污染地下水质。秸秆、地膜、柴草等农业活动产生的废弃物回收利用率低，直接在田间地头大量焚烧产生的有毒有害气体和固体污染物随大气沉降、地表径流等方式进入水体，造成污染。禽畜养殖业产生的排泄物，由于缺乏配套污染处理设施，被直接倾倒入附近河流，造成水体黑臭，富营养化严重。在推行“三权分置”改革后，不仅促进了农业的规模经营，也给农村水体质量改善带来了一定的积极影响。即：一，有序合理土地流转，促进了农业结构调整。很多研究表明，解决农药化肥对水体污染的最佳途径在于调整农业种植结构，减少农作物的播种面积，发展绿色产业。“三权分置”改革后，土地的流转开发用途从单一的种植、养殖向生产、加工、销售一体化发展。空间上粮食种植与水资源配位，养殖业与种植业结合更加紧密，提高了禽畜粪便利用率，降低了对水体面源污染的强度。这在一定程度上能够满足水环境容量的负荷要求。二，改革将农户从家庭式的分散经营向规模化的专业大户、家庭农场和农民合作社等各类新型经营主体集中，带动农民从事有组织的高效农业、特色农业和绿色农业。龙头公司发挥示范作用，配套相关环保设施，改善排灌条件，在源头上控制了化肥、有毒废水等污染物的排放。三，土地流转出去后，较好地解放了农村剩余劳动力，农民进城务工或从事新型农业经营活动，可以接触到高效、低残留农药新品种及测土配方施肥等新型环保技术，相较家庭农业活动模式而言，减少了农民使用化肥的意愿，增强了农民环保意识。

为此，本文在探究“三权分置”土地改革与农村水污染关系的基础上，实证研究“三权分置”对农村水体质量的影响，探索“三权分置”背景下水污治理之路。

1 相关理论研究与模型假设

Brian M. Dowd等(2008)提出来自农业的非点源污染，是造成水质损害的主要原因[1]。Toshiyuki Nagumo等(2004)评估了位于日本北海道中部浅川市的Etanbetsu河流域的污染情况，认为大型畜牧业生产过程中粪肥贮存场的排水和填埋场的排水是严重影响河水质量的污染源[2]。Wu， Yonghong等(2017)提出农村地区人类活动产生的非点源污染已导致地表水营养物质输入过多，水质下降[3]。Han-Tea Kim和Soon-Kuk Kwun(1993)通过对博哈河流域的调查分析，认为流域最重要的污染源是牲畜，其次是人口、土地利用和工业[4]。Maciej Dzikiewicz(2000)选择波兰农村作为研究区域，认为农业活动会释放沉积物、杀虫剂、动物粪便、化肥和其他无机物和有机物，从而导致了水质恶化[5]。

国内学者针对我国农村的具体情况，认为造成农村水体污染的原因主要有：生活污水、工业废水、禽畜养殖和农业面源污染[6];其中，面源污染是造成目前农村水质污染的最重要原因[7]。梁瀚文(2011)通过实地调研和现场抽样的方法，认为农村水体污染源主要来自：生活污水、畜禽养殖污水与粪便，且由于不同地区用水习惯的不同，污水排放的地区差异较大[8]。为解决水污染问题，廖卫东、肖钦(2018)提出优化农村污水治理体系的方法，即鼓励社会资本与村民共同参与、完善机制体制设计等方法[9]。杨晓婉 (2018)也指出了公共参与的重要性，同时还应配合顶层设计，加强宣传教育[10]。杨晓英(2012)经过调研提出，农民是水质恶化的直接受害者，也是水体污染的制造者，了解农民对水体污染的态度，是对流域污染实施有效控制的前提[11]。

对农村水体污染的治理是乡村振兴的必要途径，农村水污染不同于城镇，具有点多、面广、分散、量小等突出特点[12]，针对我国农村流域水污染的特点，目前的研究方法主要有：主成分分析法、层次分析法(AHP)、回归分析法、输出系数法等。郭晶、王丑明等(2019)利用主成分分析法，选取了8个水质指标，对洞庭湖水质进行综合评价[13]。钟平(1986)利用AHP方法分析了农村经济发展对水污染因素的影响[14]。彭亚辉等(2018)采用输出系数法对湘江流域水污染状况进行分析，得出了研究区水污染负荷的时空分布规律及成因[15]。金菊良等(2001)提出了投影寻踪模型，以验证水质评价标准的合理性[16]。陈晓宏(2011)等通过建立Binary Logistic回归模型，对降低农村水污染的驱动因素进行了识别[17]。

本文参考相关文献和实地调研的结果，结合文章研究的侧重点，采用结构方程模型(SEM)来分析“三权分置”改革对农村水体质量的影响效能。SEM也被称为协方差结构模型，由结构模式的方程和测量模式的方程组成，是一种可以建立、估计和检验因果关系的模型。结构方程不仅可以分析测量误差，还又能够分析潜在变量之间的关系，还可以估计整个模型的拟合度。具体如下：

结构模式方程η=Bη+Γξ+ζ

(1)

测量模式方程X=Axξ+σ

(2)

Y=Ayη+ε

(3)

式中，η为内生潜在变量(潜在因变量)矩阵；ξ为外生潜在变量(潜在自变量)矩阵；B是结构系数矩阵，表示结构模型中η的构成因素之间的相互影响；Γ为结构系数矩阵，表示结构模型中ξ的构成因素之间的相互影响；ζ为结构方程残差矩阵；X和Y分别为ξ和η的测量变量矩阵；A为测量系数矩阵；σ和ε为测量方程残差矩阵。根据相关理论研究基础和和研究区的实际情况，本文认为“三权分置”改革对水体质量的影响路径有3条(见图1)。

具体假设如下：①农业结构调整对水体质量有路径影响；②新型经营主体对水体质量有路径影响；③农民意识对水体质量有路径影响。

图1 结构方程初始模型

2 研究区域概况及数据来源

凤阳位于淮河中游南岸，处于北纬32°37′～33°03′、东经117°19′～117°57′之间。境内有淮河、濠河、小溪河、板桥河、窑河、天河等8条河流，总长325.3 km，年均过境水量264.78亿m3，其中淮河262亿m3。流域总面积1749 km2。凤阳县有鹿塘、官沟、凤阳山、燃灯寺四座中型水库和花园湖、月明湖、方丘湖、老塘湖四面湖泊，总库容2.65亿m3；小型水库134座和塘坝总库容6 491 m3。凤阳县小岗村是“中国农村改革第一村”，因此，将凤阳县选为研究区，具有一定的典型性。对于“三权分置”改革对水体质量带来的影响，本次研究选择网络问卷和实地走访相结合的方式。网络问卷借助于问卷星平台，共收集到了108份问卷反馈。实地调研：武岗镇镇政府、小岗村村委、六镇村村委，收集到了37份问卷反馈，共计145份。数据来源调研区域的普通农民、镇政府工作人员、村委干部、从事“三权分置”研究的学者(见表1)。问卷设计采用Likert(李克特)的5分量法，具体见表2。从统计结果来看，具有较典型的代表性。

表2 问卷量表设计

3 模型分析

3.1 信度效度检验

信度分析又称可靠性分析，它反映了被测指标的真实程度。常用的检测方法是cronbach’s alpha系数，是目前评价内部一致性的首选。当cronbach’s alpha系数值大于0.7时，表示信度较高；当cronbach’s alpha系数的值在0.35至0.7之间时，表示信度一般；当cronbach’s alpha系数的值小于0.35时，表示信度较低。

表1 样本情况

本文使用SPSS软件对指标数据的一致性进行检验，结果显示Cronbach’s Alpha系数为0.778(13项)，说明案例所使用数据具有较好的信度。另外，对问卷中每个潜变量的信度分别做检验，结果如表3所示。各项潜变量的信度检验结果显示：外生潜变量ξ1、ξ2和ξ3的a值均在0.7以上，说明样本中的潜变量所包含的测量变量具有比较高的一致性。内生潜变量ξ的信度仅为0.513，说明ξ的样本并未达到理想状态，为了提高模型的可信度，在后续研究中考虑修改。

表3 各潜变量的信度检验

本文采用SPSS对量表做KMO检验和Bartlett球体检验，变量的效度检验表明，KMO值大于 0.7的标准值，因子载荷无异常，即通过此检验，可以说明研究变量具有较好的可靠性，适合做因子分析。

3.2 探索性因子分析

探索性因子分析(Exploration Factor Analysis，EFA)是一项用来找出多元观测变量的本质结构，并进行降维处理的方法。在此基础上，对模型的组合信度(Composite Reliability，CR)和平均方差抽取量(Average Variance Extracted，AVE)进行检验。CR是表示内部一致性信度质量的指标值，指标之间相关性越强，潜在变量对它们的解释能力也越强，内部一致性就越好。AVE表示潜在变量对所有测量变量的综合解释能力，AVE值越大，潜在变量能够同时解释其所对应的测量变量的能力就越强。标准误差(Standard Error，S.E.)，是描述对应的样本统计量抽样分布的离散程度及衡量对应样本统计量抽样误差大小的尺度。Amos同时给出了CR的统计检验相伴概率P，P值可以从两个不同角度对荷载系数的显著性进行检验。具体结果见表4。

表4 问卷效度分析

注：***表示P<0.001。

由表4可以看出，各潜变量的CR值全部大于0.6的临界标准， AVE值全部大于0.5的临界标准，且除了测量变量Y3，其他变量的因子荷载也全部通过了显著性检验，说明量表和模型的设计有需要改进的地方。因子荷载是测量变量与潜变量之间的一种关系系数。表4中，农业产业调整对农业结构调整的影响最大；新型经营主体的4个影响因素作用力相对均衡；农民对水体保护的意识主要体现在因子荷载达0.91的禽畜粪便的处理上；在综合影响因素中，水体干净和用水安全的因子荷载分别为0.85和0.81，社会矛盾的因子荷载仅为0.25，说明水体质量主要体现在水体干净和安全上。

鉴于模型中外生潜变量?的信度相对偏低，测量变量Y3与其他指标的相关性差，考虑对模型进行修正，删除与潜变量关系不显著的测量变量社会矛盾Y3。删除之后重新对样本数据进行信度检验。结果显示：整体信度的a值由0.773增至0.776(12项)，水体质量的信度的a值由0.513增至0.620(2项)，模型改进合理。

4 模型检验与评价

4.1路径系数检验

路径系数表示影响因素变化对研究对象所能产生影响大小的参数。本文采用t检验法，检验模型中的路径系数是否具有统计意义，结果见表5、图2。

图2 水体质量路径

4.2模型拟合评价

结构方程模型的整体拟合度评价指标包括卡方自由度比((2/d.f.)、RMSEA、GFI、AGFI、NFI、CFIN、NFI等。从评价结果来看，各项指标均达拟合标准，整体拟合度较好。具体结果见表6。

表5 标准化路径系数

注：***表示P<0.001；**表示P<0.05。

表6 模型拟合度

5 结 论

从最终模型的结果来看，农业结构调整、新型经营主体和农民意识3个潜变量，每增加一个单位的潜变量，水体质量就会分别提升0.49、0.71、0.55个单位。可以看出，新型经营主体对水体质量的影响最大，农民意识其次，农业结构调整的直接作用力最小。考虑研究区环境特点，应充分利用规模化农业生产的优势，推广配套环保技术，从源头上控制排污总量。