劉文倩, 費喜敏, 王成軍,3①

(1.浙江農林大學經濟管理學院, 浙江 臨安 311300; 2.浙江省農民發(fā)展研究中心, 浙江 臨安 311300; 3.浙江大學中國農村發(fā)展研究院, 浙江 杭州 310000)

近年來化肥的大量施用造成了諸多環(huán)境問題[1]。QIAO等[2]對太湖地區(qū)作物施肥的研究發(fā)現:化肥的過量施用對作物產生了負面影響,導致環(huán)境逐漸惡化。為了尋找控制化肥施用的有效機制和途徑,對農戶的化肥施用行為進行了深入研究發(fā)現：(1)農戶的受教育年限以及對環(huán)境的認知會對農業(yè)生產中的施肥行為產生影響[3-6],如農戶的環(huán)境意識以及風險偏好等因素會對農戶的化肥投入行為產生一定影響[4],大量農戶的兼業(yè)行為也會增加化肥投入量[6];(2)農戶是否過量施用化肥主要受農戶土地權利、地塊面積、耕地灌溉條件等因素的影響[7-8];(3)政策等外在因素也會對農戶的化肥施用行為產生影響,如政府技術支持力度會對農戶的化肥施用行為產生顯著影響[9]。HUANG等[10]的研究表明,為農戶提供一定的生產培訓可以有效減少農戶的化肥施用量。因此,化肥的過量施用行為對生態(tài)安全構成了威脅,研究過量施用化肥行為有利于農業(yè)可持續(xù)發(fā)展[11-13]。

中國當前的化肥施用已經過量[14],但是,對于化肥“過量”標準的界定存在較大差異,主要從農學、經濟學和生態(tài)環(huán)境3個角度進行界定[15-17],農學角度指基于農作物產量最大化來確定最佳施肥量,即此時的化肥投入是農學上的農作物產出量最大的施肥量;經濟學關于最佳化肥投入的標準是基于“利潤最大化”理論,即當農戶投入在農業(yè)生產中的邊際收益等于邊際成本時的化肥施用量是經濟學上的最佳施肥量;基于生態(tài)環(huán)境角度下的最佳施肥量則是考慮了環(huán)境污染等一些不可控的外部成本后的施肥量。對比以上3個角度對化肥最佳投入量的衡量標準,農學角度測算出的最佳化肥投入量最大,生態(tài)環(huán)境角度測算的最佳施肥量與經濟學角度測算的施肥量較低[15],但考慮到我國目前還沒有將農戶化肥施用量控制普遍納入到農業(yè)的補償范圍,筆者選擇從經濟學角度分析農戶化肥的過量施用行為。從現有的研究成果來看,關于農民化肥施用行為的研究已經相當豐富,但以往研究更多的是對農戶施肥量影響因素的探究,對于農戶在農業(yè)生產中化肥投入是否過量以及哪些因素會影響過量施肥行為的研究較少。中國當前正處于工業(yè)化、城市化加速發(fā)展時期,農民生產中化肥過量施用現象較為普遍,系統(tǒng)分析農民化肥經濟過量施用行為及其影響因素具有典型的理論和現實意義。

1 研究方法

1.1 研究區(qū)概況

浙江省地處中國東南沿海長三角地區(qū),土地面積約10.55萬km2,是中國經濟較為活躍和發(fā)達的省份之一。浙江省也是農業(yè)高產地區(qū),地理位置優(yōu)越,資源豐富,其農業(yè)生產水平較高,是一個農、林、牧、漁各業(yè)全面發(fā)展的高產綜合性農業(yè)區(qū)[18]。浙江省現下轄11個地級市,分別是杭州、寧波、溫州、紹興、湖州、嘉興、金華、衢州、舟山、臺州、麗水。由于地區(qū)間經濟發(fā)展水平存在一定差異,因此選取杭州、衢州、麗水和金華這4個代表性的地級市,再從中選取具有代表性的縣(市)作為樣本地區(qū)進行調查和研究。

1.2 樣本選擇及數據的獲取

數據來源于國家林業(yè)局“浙江省山區(qū)民生監(jiān)測”項目,為了獲取山區(qū)農戶代表性樣本,釆用分層隨機抽樣方法選擇樣本。首先將浙江省11個地市按照農村經濟發(fā)達程度分為4組:人均收入在2萬元以上的地區(qū)屬于經濟發(fā)達地區(qū);人均收入在1.8～2萬元之間屬于經濟較發(fā)達地區(qū);人均收入在1.6～1.8萬元之間屬于經濟中等發(fā)達地區(qū);人均收入在1.6萬元以下為欠發(fā)達地區(qū);縣(市)的經濟發(fā)展程度主要是按照地市中所有縣(市)的農村居民人均收入水平為依據進行劃分。在每組中隨機抽取組內的地市,其中經濟發(fā)達、較發(fā)達、中等發(fā)達和欠發(fā)達地區(qū)各抽取1個城市。在每個地市中抽取1個經濟中等發(fā)達縣(市),在每個縣(市)內部按照經濟發(fā)達情況將鄉(xiāng)鎮(zhèn)分為2組,每組內抽取1個經濟中等發(fā)達鄉(xiāng)鎮(zhèn),再把每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)內部按照經濟發(fā)達程度將村分為2組,在每組中抽取中等發(fā)達的村,在每個村中隨機抽取12個農戶,共計抽取4個縣(市)、8個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、16個村莊和192個農戶,樣本分布情況見表1。其中種植糧食作物的農戶有119個,種植經濟作物的農戶有76個,剔除部分沒有投入產出等信息的樣本后所使用的樣本量為184個農戶,其中有部分農戶家庭既種植了糧食作物，又種植了經濟作物,因此,對作物進行分類分析時有部分農戶重疊。為了保證樣本數據的可靠性,采用入戶問卷調查方式進行數據收集。調查內容包括5個部分:(1)農戶家庭的基本情況,包括家庭的人口規(guī)模、性別、年齡、受教育和職業(yè)培訓情況等信息。(2)家庭的農地資源稟賦情況,包括家庭經營農地的地塊數、每塊面積、復種情況、耕作條件等信息。(3)農地的投入與產出情況,投入情況包括農藥投入、化肥投入、農家肥投入、農膜投入、自家人工投入、雇工投入、灌溉投入、機械服務投入等信息,產出情況包括產量和價格等信息。(4)農民勞動非農化情況,包括家庭成員中每個勞動力的職業(yè)、工作地點、每年非農時間、收入,此外,還包括針對整個家庭的收入情況(具體包括農業(yè)收入、工資性收入、自營工商業(yè)收入、財產性收入以及農業(yè)補貼、轉移支付等項目)。(5)設計一些選擇題和開放性問題,以了解農民對一些具體問題的想法。

1.3 樣本特征分析

對樣本數據的統(tǒng)計描述分析和單因素方差分析結果見表1。為了研究各解釋變量對別的解釋變量的影響,以及各解釋變量之間的交互作用情況,采用單因素方差分析來檢驗各個變量均值之間的差異。首先,在農戶自身特征上,不同的特征因素對農戶之間化肥施用的影響存在較大不同。一是盡管化肥施用在一些特征因素上(如表1中戶主年齡、教育程度、勞動力投入、環(huán)境意識等)不同農戶之間存在一定差異,但是這種差異不顯著;二是化肥施用在不同的技術培訓和非農就業(yè)層次的農戶之間不但存在一定差異,而且這種差異在統(tǒng)計學意義上還是顯著的。農戶的非農就業(yè)層次的劃分主要以農戶非農就業(yè)時間占全年參與非農業(yè)與農業(yè)生產總時間的比例作為劃分依據,將農戶的非農就業(yè)層次劃分為3類:純農戶、Ⅰ兼農戶和Ⅱ兼農戶。純農戶指家庭從業(yè)人員主要從事農業(yè)生產,其非農就業(yè)時間不超過家庭總勞作時間10%的農戶;Ⅰ兼農戶指家庭成員有非農就業(yè)的,且其參與非農就業(yè)的時間占總的勞作時間的比例在10%～50%之間的農戶;Ⅱ兼農戶指家庭成員有非農就業(yè)的,且其參與非農就業(yè)的時間占總的勞作時間的比例在50%以上的農戶。需要指出的是,在不同的技術培訓狀態(tài)的農戶之間,化肥過量施用因作物種類不同而存在差異,種植糧食作物的農戶,經歷不同技術培訓時化肥的施用存在顯著的統(tǒng)計學意義上差異,而種植經濟作物的農戶之間不存在差異。這也進一步說明有必要分作物種類進行具體分析。

表1不同特征農戶的化肥施用量

Table1Fertilizerapplicationraterelativetofarmerhousehold

變量類型變量名稱變量分級均值/(kg·hm-2)標準差/(kg·hm-2)均值差異性分析1)糧食作物經濟作物糧食作物經濟作物糧食作物經濟作物農戶特征戶主年齡/歲<45948.491 072.15463.78543.27F=1.60F=0.0445～601 152.87994.991 285.421 128.27>601 644.701 059.761 421.26819.31受教育年限/年<51 101.10885.30956.17913.00F=0.59F=1.155～81 350.34898.40913.30915.39>81 374.891 252.881 385.871 382.97技術培訓否1 022.091 058.89771.431 037.74F=-4.94???F=0.73是2 640.22851.202 600.23904.06勞動力投入<1501 137.07966.341 201.84965.27t=-0.81t=-0.76≥1501 330.291 160.981 338.101 140.75非農就業(yè)層次純農戶928.871 052.19594.281 129.05F=2.54?F=1.52Ⅰ兼農戶1 576.78630.981 840.93697.12Ⅱ兼農戶1 123.581 193.69895.33936.97環(huán)境意識很好1 256.70997.361 183.31929.99F=0.07F=0.32一般1 164.22966.261 494.981 030.40很差1 267.551 269.11548.751 378.44土地資源特征田地面積/hm-2<0.21 211.561 054.191 236.441 044.41t=0.65t=-0.10≥0.21 236.43870.391 305.63875.65田地質量高于一般水平1 252.181 103.891 252.18975.01F=2.51?F=0.81一般水平1 028.41845.551 028.411 067.68低于一般水平1 991.601 285.891 991.60985.82耕地類型山上田1 139.561 043.271 030.311 054.82t=-2.16?t=0.60山下田1 992.23836.582 527.77624.36農機投入<1 5001 129.021 008.24964.081 019.37t=-1.38t=-0.51≥1 5001 506.541 375.891 897.90615.22灌溉條件很好1 084.46926.211 084.46911.62F=1.90F=0.80一般1 311.77993.40786.89979.32較差1 761.181 288.292316.901 281.41地區(qū)開化1 495.51923.921 066.18898.75F=1.00F=1.33臨安968.51944.121 292.91948.19龍泉1 105.951 004.031 508.991 070.95永康1 281.161 734.61971.381 457.61

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。1)F為單因素方差分析檢驗值,t為獨立性t檢驗值。

其次,在田地特征上,由表1可知,田地面積對化肥施用量沒有顯著影響:種糧農戶在質量較差的田地上施肥量顯著高于質量較好田地,而種植經濟作物的農戶化肥施用量在不同質量田地之間沒有顯著差異。種植糧食作物的農戶在山下田的施肥量顯著高于山上田,而種植經濟作物的農戶施肥量在山上和山下田之間沒有顯著差異。農戶在農業(yè)生產中的農機投入對化肥施用量的影響沒有顯著差異,但不同灌溉條件之間化肥的施用有較大差異,農戶在灌溉條件較差的田地施用的化肥顯著高于灌溉條件好的。各地區(qū)之間的化肥施用量也存在一定差異。上述差異對農戶的化肥過量施用行為是否具有決定性的作用?還需進一步進行實證分析。

1.4 生產函數方法

通過構建生產函數模型對化肥施用量進行測算,通過建立計量經濟模型分析農戶非農就業(yè)對其化肥過量施用行為的影響。首先構建C-D生產函數模型[12]:

Y=aXfβlLβ2W1iβ1iexptβt。

(1)

式(1)中,α為常量；因變量Y為農作物產量,自變量包括生產要素投入以及農戶特征變量；Xf為農戶的化肥施用量；L為耕地勞動力投入；W1iβ1i為控制變量(農戶特征等)；t為耕地的地塊特征；βt為化肥的待估參數,在回歸中控制了縣級虛擬變量，β1和β2分別為化肥產出和勞動力投入彈性?；喌?

(2)

通過采用生產函數模型測算化肥的產出彈性,結合式(2)測算化肥對農作物產量的影響。因此，基于“利潤最大化”理論可以得出:

(3)

式(2)～(3)中，F為化肥；PF和PY分別為化肥和農作物價格。結合式(2)和(3)得出化肥最優(yōu)施用量(xzy)的測算公式:

(4)

因此,基于式(4)測算出的化肥最優(yōu)投入量,可以對農戶化肥過量施肥量進行進一步計算:農戶過量施肥量Xμ=農戶實際施肥量(Xf)-農戶最優(yōu)施肥量。

Xμ=Xf-Xzy。

(5)

分別對樣本地區(qū)種植的糧食作物和經濟作物進行調查分析,采用最小二乘法驗證浙江省4縣(市)農作物生產中化肥施用是否經濟過量,公式(1)進行取對數估計,構建農作物產量影響因素模型:

lny=lna+β1lnXf+β2lnL+β1ilnW1i+tβt。

(6)

1.5 OLS回歸

采用多元線性回歸模型,農戶的過量施肥行為會受到多種因素的影響,在控制一些相關因素的情況下,分析農戶化肥經濟過量施用行為的影響因素。根據已有研究可知,農戶的家庭特征以及地塊特征都會對化肥的過量施用行為產生影響,因此根據多元線性回歸模型原理最后設定農戶化肥經濟過量施用的影響因素模型為

(7)

式(7)中，α0為截距項；λi為家庭特征農戶系數；θt為地塊特征系數；因變量Yμ為農戶的化肥過量施用量,解釋變量Xi表示影響化肥施用量決策的因素,包括以下2組變量:(1)農戶的家庭特征，包括戶主年齡、受教育年限、技術培訓、非農就業(yè)和環(huán)境意識等;(2)田地特征變量，包括田地面積、田地類型和田地質量等。借鑒已有研究,該研究控制了地區(qū)虛擬變量,用rt表示,其中4個縣(市)采用3個虛擬變量表示,以控制不可觀測的縣級地區(qū)間的差異性。e為殘差項,代表一些不可觀測的影響因素。

2 結果與分析

2.1 生產函數回歸結果

表2分別對糧食作物、經濟作物以及總樣本做了生產函數的回歸分析,模型整體的擬合度較好,3個模型的R2分別為0.23、0.59和0.26,R2合適可用,且統(tǒng)計量F均顯著。從生產函數的結果來看,持續(xù)增加化肥施用量對糧食作物產量和經濟作物產量的提高具有正向顯著影響,這說明當前化肥投入仍然是農作物產量增加的原因,但化肥施用在經濟上是否最優(yōu)還需要進一步分析。勞動力投入對糧食作物產量的影響是正向不顯著關系,但是對經濟作物產量具有正向顯著影響,這是由于2種類型的作物播種周期不同。從農戶的個體特征來看,戶主年齡對作物產量的影響不顯著,而戶主受教育程度在糧食作物與總樣本的回歸中對作物產量具有負向顯著影響,這是因為接受調查的4個縣(市)農戶的受教育程度普遍不高。從土地特征變量來看,土地質量分為3種,土壤質量差的耕地占總地塊比例對農作物產量呈負向顯著影響,表明田地的土壤質量越差,農作物產量越低;從土地類型來看,土地類型分為山上田和山下田2種,研究中作為虛擬變量進行回歸,以山上田作為對照組,結果顯示土地類型對糧食作物的產量以及總樣本是負向顯著影響,對經濟作物產量是正向不顯著影響;田地的灌溉條件對經濟作物產量以及總樣本是負向顯著影響,表明田地灌溉條件越好,作物產量越高;田地灌溉條件對糧食作物是負向不顯著影響。最后,在回歸中放入3個地區(qū)虛擬變量。

表2生產函數回歸結果

Table2Regressionoftheproductionfunction

自變量糧食作物經濟作物總樣本β值1)t值2)β值1)t值2)β值1)t值2)化肥施用量(對數形式)0.08?1.880.18?1.700.13???2.97勞動力投入(對數形式)0.010.420.52???4.760.010.12戶主年齡(對數形式)-0.15-0.50-0.62-0.74-0.16-0.49戶主受教育程度(對數形式)-0.27??-2.44-0.12-0.36-0.34???-2.97質量差田地比例-0.31?-1.66-1.14?-1.87-0.40??-1.83田地灌溉條件-0.01-0.20-0.27?-1.99-0.10?-1.83山下田(山上田=1)-0.30?-1.930.010.01-0.32?-1.86臨安0.27?1.950.61?1.810.40???2.87龍泉0.040.320.020.040.120.86永康0.51???3.43-0.93?-1.900.36??2.37截距項9.276.677.782.089.296.40

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。1)指對數形式自變量值每增加1%,因變量增加β%,非對數形式自變量值每增加1單位,因變量增加β。2)t為獨立性t檢驗值。

2.2 樣本農戶化肥過量施用情況及分析

根據樣本田地化肥投入對農作物產量影響的邊際效益以及化肥施用量等,同時結合式(4)和(5)測算出樣本田地化肥的經濟最優(yōu)施用量,進一步結合化肥實際用量測算出化肥經濟過量施用量?；诜N植糧食作物、經濟作物以及總樣本的農戶樣本數得到化肥的實際、最優(yōu)和經濟過量施用量(表3)。

表3不同地區(qū)不同作物的實際、最優(yōu)和過量化肥施用量

Table3Actual,optimal,andexcessfertilizerapplicationratesrelativetocropandregionkg·hm-2

地區(qū)指標均值糧食作物經濟作物總樣本開化實際施肥量1 495.51923.921 654.44最優(yōu)施肥量235.13899.97549.11過量施肥量1 260.3823.951 078.37臨安實際施肥量968.51944.121 063.73最優(yōu)施肥量217.87539.08408.24過量施肥量750.64405.04599.30龍泉實際施肥量1 105.961 004.031 043.13最優(yōu)施肥量239.33363.88374.48過量施肥量866.62640.15617.21永康實際施肥量1 281.161 734.612 784.97最優(yōu)施肥量205.40734.05635.61過量施肥量1 075.761 000.562 047.01

首先糧食作物施肥量測算結果顯示,4個地區(qū)的化肥經濟過量施用率在50%以上,開化和永康地區(qū)整體化肥施用量高于其他2個地區(qū),并且開化和永康地區(qū)化肥過量施用現象最嚴重,分別約為1 260.38 和1 075.76 kg·hm-2。其次,經濟作物施肥量測算結果顯示,龍泉和永康地區(qū)化肥經濟過量施用率均超過50%,開化和臨安地區(qū)過量施肥情況一般,仍需進行相應調整。從總樣本數據來看,4個地區(qū)化肥過量施用情況都需加以重視。因此,通過一系列的計算分析可知,被調查的4個縣(市)化肥過量施用情況均較嚴重,因此在不對作物產量產生較大影響的情況下減少化肥施用量具有重要的經濟意義。

2.3 OLS回歸結果及分析

將前文中樣本農戶的化肥過量施用量作為因變量,根據經濟計量模型式(6),通過多元回歸得到農戶化肥過量施用行為的影響因素。模型估計結果見表4。運用stata 12.0軟件對農戶化肥過量施用行為進行回歸分析,為了提高模型估計結果的穩(wěn)健性,筆者對不同種類作物進行分類回歸分析,模型1是對糧食作物樣本的回歸分析,模型2是對經濟作物樣本的回歸分析,模型3是對總樣本數據的回歸分析。

從模型的估計結果可知,3個模型的整體擬合程度較好,R2分別為0.40、0.38和0.28,R2合適可用,且統(tǒng)計量F均顯著。戶主的受教育程度對糧食作物的化肥過量施用是正向顯著影響,在經濟作物和總樣本中是正向不顯著影響,可能的原因是這些農戶的平均年齡沒有太大差異,同時農戶的整體受教育水平都不高。農業(yè)技術培訓對糧食作物和總樣本是正向顯著影響,對經濟作物是負向顯著影響,出現這樣的差異是由于被調查的4個縣(市)接受農業(yè)技術培訓的次數很少,多數農戶只參加1次培訓,因此在對這部分農戶農業(yè)生產的引導作用不強。Ⅰ兼農戶對糧食作物以及總樣本的化肥過量施用是正向顯著影響,表明Ⅰ兼農戶所占比例越大,化肥的過量施用越多。根據前文分析可知,Ⅰ兼農戶從事農業(yè)生產的同時也參加非農就業(yè),因此這部分農戶在農業(yè)生產中的勞動力投入較少,這部分農戶通常會增加化肥投入替代勞動力投入以提高農作物產量。農戶的環(huán)境意識在3個模型中對化肥的過量施用均是負向影響,在經濟作物樣本中對化肥過量施用是負向顯著影響。戶主年齡對農戶化肥過量施用的影響在統(tǒng)計上不顯著,可能是因為這些農戶的平均年齡沒有太大差異。

表4化肥過量施用量影響因素回歸結果

Table4Regressionoffactorsstimulatingexcessivefertilizerapplication

指標糧食作物經濟作物總樣本λ或θ值1)t值λ或θ值1)t值λ或θ值1)t值戶主年齡/歲17.971.457.300.60-31.69-1.63戶主受教育年限/年77.25??2.2338.351.077.410.13農業(yè)技術培訓1 436.27???4.96-627.87-2.50897.95??2.13Ⅰ兼農戶(純農戶=1)511.33??2.03-280.07-0.991 132.99???2.71Ⅱ兼農戶(純農戶=1)212.320.82155.980.57528.771.26環(huán)境意識-38.88-0.26-288.981.85-12.68-0.05勞動力投入-0.57-1.130.150.71-0.89-1.06山下田(山上田=0)636.46?1.98-284.70-0.92388.690.71田地面積/hm2-109.28-0.24-27.39?-1.85-23.52-0.32質量差的田地占比619.60?1.98735.27?1.801 065.29?1.84農機投入0.050.62-0.32-1.100.21?1.71灌溉條件206.36?1.75160.25?1.70374.65??2.43地區(qū)控制是是是

*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。1)指農戶特征變量自變量每增加1單位,因變量增加λ; 土地特征變量每增加1單位，因變量增加θ。

從田地特征來看,質量差的田地占比對化肥過量施用量是正向顯著影響,表明田地質量越差,化肥的過量施用量越多;田地的灌溉條件對化肥過量施用量是正向顯著影響,表明農戶種植農作物的耕地灌溉條件越好,化肥的過量施用越少。田地類型對糧食作物化肥施用量在10%水平上呈正顯著影響,這是因為被調查的4個地區(qū)播種農作物的田地類型相似,且地形地勢都沒有太大差異。田地面積對經濟作物的化肥過量施用是10%水平上的負顯著影響,對糧食作物和總樣本的化肥過量施用是負向不顯著影響,一個可能的原因是田地面積越小的農戶會更多地考慮短暫收益,因此會通過大量施肥來獲取更多的農業(yè)收益。其他變量,例如勞動力投入等,對化肥過量施用量的影響在統(tǒng)計上不顯著。

3 討論與結論

研究結果表明:(1)浙江省4個山區(qū)縣(市)農戶的化肥施用量均出現過量施肥現象。(2)農戶的農業(yè)技術培訓和農戶參與非農就業(yè)層次中的Ⅰ兼農戶對化肥過量施用量具有顯著影響。(3)田地質量以及灌溉條件也是影響農戶化肥經濟過量施用行為的重要影響因素,在上述回歸結果中可發(fā)現,田地灌溉條件越好,化肥的過量施用越少,農戶利用優(yōu)越的灌溉渠道對田地進行灌溉,減少了化肥的過量施用。

在農業(yè)生產中,農戶減少化肥的施用量不僅可以為農業(yè)帶來更長遠的發(fā)展,還能減輕對山區(qū)生態(tài)環(huán)境的破壞。根據上述的研究結論可以得出以下的政策啟示:(1)政府可與山區(qū)農戶加強溝通,宣傳化肥危害等方面的環(huán)保知識,讓山區(qū)農戶轉變觀念,改善農戶施肥方式,樹立正確的施肥理念;(2)增加政府在農業(yè)生產中的投入,加大農戶科學施肥技術培訓,鼓勵農業(yè)科技人員入戶引導農戶施肥,讓農戶樹立正確的生產理念,同時政府應完善農地流轉的各項措施,鼓勵Ⅰ兼農戶把土地流轉出去,將土地流轉給專心從事農業(yè)生產的農戶從而提高土壤肥力,整體改善土壤質量;(3)政府部門應加強山區(qū)農戶的農業(yè)基礎設施建設,如水利設備等,對于農業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有促進意義,為發(fā)展生態(tài)農業(yè)奠定基礎。