我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的變動趨勢與影響因素
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

祝宏輝， 王 彥

(石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆石河子 832000)

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)逐步由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)不可或缺的投入要素，化肥從1978年開始便呈現(xiàn)供不應求的趨勢。1978年我國農(nóng)業(yè)化肥的施用量僅有884萬t，而至2015年我國化肥施用量已高達6 022.6萬t；從1980年起，平均每隔5年增長679萬t。然而，不斷增長的化肥投入在增產(chǎn)保質(zhì)的同時也給農(nóng)業(yè)的持續(xù)發(fā)展帶來困難和挑戰(zhàn)。因此，近年來我國的農(nóng)業(yè)政策力圖扭轉(zhuǎn)這種趨勢。2016年，中央一號文件就明確指出，要實施化肥“零增長”行動；2016年，國務院印發(fā)的《全國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化規(guī)劃(2016—2020年)》和《“十三五”生態(tài)環(huán)境保護規(guī)劃》均明確提出，要開展化肥“零增長”行動，爭取在2020年實現(xiàn)化肥使用量“零增長”的目標；2017年，中央一號文件提出要深入推進化肥“零增長”行動；2017年，農(nóng)業(yè)部出臺的《農(nóng)業(yè)部關(guān)于推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實施意見》指出，我國在2016年化肥使用量首次接近“零增長”，并強調(diào)要進一步減少化肥使用量。從當前我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的宏觀政策中可以研判，我國化肥使用量會逐步實現(xiàn)“零增長”。然而，我國農(nóng)業(yè)化肥的使用量是繼續(xù)保持當前的高位水平，還是回落到一個更低的水平，這是事關(guān)我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的一項重要命題，筆者試圖從化肥施用強度的角度來探討這一命題。

學術(shù)界對我國農(nóng)業(yè)化肥的研究也從未間斷。改革開放之初，相關(guān)學者研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)業(yè)化肥總量不足難以滿足農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的需求，繼續(xù)增施化肥仍有很大的潛在收益[1]。然而化肥的施用對農(nóng)作物增產(chǎn)有多大的促進作用尚須商榷。部分學者認為，化肥施用量與糧食產(chǎn)量的增長不成比例，化肥施用的增產(chǎn)效果并不理想[2]。隨后，也有學者從更多年份的數(shù)據(jù)中研究發(fā)現(xiàn)，化肥對我國農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的作用是顯著的[3-4]。20世紀80—90年代，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中出現(xiàn)了化肥使用效益下降的問題。因為化肥本身也是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入要素，為了降低生產(chǎn)成本，提升化肥施用的經(jīng)濟效益，相關(guān)學者提出，要注重施肥的水平和結(jié)構(gòu)，強調(diào)合理施肥[5]；張桐提出，繼續(xù)增施化肥并且注重經(jīng)濟效益的折衷建議[6]。2000年以后，史常亮等研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展存在過量施肥的問題[7]。長期以來，化肥的不斷增施產(chǎn)生了農(nóng)業(yè)面源污染的問題[8]。仇煥廣等針對我國過量施肥的原因進行了研究，認為農(nóng)戶風險規(guī)避、戶主受教育程度及勞動力成本等是影響化肥施用強度的重要因素[9]。虞偉等從化肥減量的角度對解決我國過量施肥的問題進行研究[10]。

近年來，隨著我國農(nóng)業(yè)面源污染問題的加重，化肥施用強度也愈發(fā)受到學術(shù)界的關(guān)注并成為直接研究對象，這些研究大致可分為跨區(qū)域比較和影響因素研究2類。龔琦等從收入、價格、種植結(jié)構(gòu)等8個方面對影響化肥施用的因素進行了分析[11]；潘丹從農(nóng)產(chǎn)品和區(qū)域2個層面對我國化肥施用強度變動的因素進行了分解分析[12]；王美兔等對我國化肥施用強度與糧食的進出口貿(mào)易、國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格以及農(nóng)民人均純收入之間的相互關(guān)系進行了研究[13]；朱滿德等探究了1994年以來化肥施用強度對早秈稻、中秈稻、晚秈稻、粳稻、小麥、玉米等6種糧食單產(chǎn)水平的影響[14]；耿仲鐘等分析了我國2004—2013年間不同地區(qū)化肥施用強度的區(qū)域差異特征及其變化規(guī)律[15]。

已有文獻針對我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的探究具有重要價值，但仍存在改進空間：相關(guān)研究時間范圍上跨度不長，缺乏對改革開放后至今我國化肥施用強度總體變動趨勢的宏觀分析；已有文獻多從微觀個體的角度分析化肥施用強度的影響因素，而對影響因素的宏觀分析較少?；诖?，筆者將在改革開放至今的更長時間范圍內(nèi)對我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的變動趨勢展開分析，同時從宏觀的角度對影響我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的因素進行實證分析。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 農(nóng)業(yè)化肥施用強度的測算方法與數(shù)據(jù)來源

化肥施用強度一般是指單位播種面積化肥施用量，本研究根據(jù)此定義來測算我國農(nóng)業(yè)化肥的施用強度，測算模型如下：

式中：I表示化肥施用強度；F表示化肥施用量；A表示農(nóng)作物播種總面積；N表示氮肥施用量；P表示磷肥施用量；K表示鉀肥施用量；C表示復合肥施用量；i表示地區(qū)；t表示年份。測算化肥施用強度所涉及的數(shù)據(jù)均出自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《改革開放30年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料匯編》《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》等。

1.2 農(nóng)業(yè)化肥施用強度影響因素的模型構(gòu)建與變量選擇

化肥施用強度反映單位播種面積土地上的化肥投入水平，而在我國現(xiàn)行農(nóng)地制度下，無論是全國、區(qū)域還是農(nóng)戶，其擁有的耕地面積都是相對穩(wěn)定的，化肥施用強度與化肥施用量存在著必然的聯(lián)系。根據(jù)要素市場理論，要素需求屬于派生需求，生產(chǎn)者對要素需求是否強烈取決于消費者對產(chǎn)品的需求是否強烈；就化肥而言，投入化肥主要是為了保障產(chǎn)量從而滿足消費者對農(nóng)產(chǎn)品的需求，而農(nóng)產(chǎn)品的消費者就是一定數(shù)量的人，人口數(shù)量對農(nóng)產(chǎn)品市場需求產(chǎn)生影響，進而影響化肥的施用強度，因此用人口數(shù)量衡量市場對農(nóng)產(chǎn)品的需求程度。要素投入水平也取決于生產(chǎn)者的收益狀況；就化肥而言，化肥投入水平與農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出水平密切相關(guān)；農(nóng)民收入水平?jīng)Q定了農(nóng)民對化肥的購買能力。此外，要素的市場需求還受到要素價格的影響；因此，化肥價格對化肥施用強度也有調(diào)節(jié)作用。基于此，本研究選取化肥施用量、人口數(shù)量、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出水平、農(nóng)民收入水平以及化肥價格等因素作為影響我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的宏觀因素進行實證研究，并設立如下多元回歸模型：

lnFAIi,t=a+b1lnFICi,t+b2lnPOPi,t+b3lnGYPi,t+b4lnCi,t+b5lnCFPi,t+mi,t。

式中：i表示省份；t表示年份；FAI表示被解釋變量化肥施用強度；FIC表示農(nóng)業(yè)化肥施用量，其值為年內(nèi)化肥施用總量；POP表示人口數(shù)量，其值為總?cè)丝跀?shù)，它用來衡量年內(nèi)一地區(qū)對農(nóng)產(chǎn)品的需求程度，從而間接衡量年內(nèi)該地區(qū)對化肥的需求程度；GYP表示單位面積糧食產(chǎn)量，它用來表示農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出水平；INC表示農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營純收入，它用來衡量農(nóng)民的收入水平，表示農(nóng)民對化肥的購買能力；CFP表示農(nóng)業(yè)化肥價格，其值為化肥價格指數(shù)。變量所涉及的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省(區(qū)、市)統(tǒng)計年鑒。

2 我國整體和各省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)化肥施用強度的測算與分析

2.1 我國整體農(nóng)業(yè)化肥施用強度的測算與分析

從表1可以看出，1979年以來，我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度不斷上升，1980—1997年，全國農(nóng)業(yè)化肥施用強度平均每年增幅達10.3 kg/hm2；1998—2014年，全國農(nóng)業(yè)化肥施用強度平均每年增幅為5.75 kg/hm2；2015年化肥施用強度值比2014年低0.42 kg/hm2，達到361.99 kg/hm2，然而這一數(shù)值仍是2012年美國的3倍。1995年我國化肥施用強度達到239.77 kg/hm2，此后，我國化肥施用強度一直處于 225 kg/hm2的安全施肥標準之上。

2.2 我國各省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)化肥施用強度的測算與分析

使用1979—2015年各省化肥施用總量和農(nóng)作物播種總面積2項面板數(shù)據(jù)，測算出了1979—2015年全國各省農(nóng)業(yè)化肥施用強度平均值(表2)。

表1 1979—2015年全國農(nóng)業(yè)化肥施用強度測算結(jié)果

表2 1979—2015年全國各省(區(qū)、市)農(nóng)業(yè)化肥施用強度

注：氮肥、磷肥、鉀肥和復合肥施用量因部分年份統(tǒng)計資料缺失為1985—2015年間的平均值，海南省時間范圍是1988—2015年，重慶市時間范圍是1997—2015年。東部、中部和西部地區(qū)的劃分依據(jù)為地域分布。下同。

從平均值看，1979—2015年，我國由東向西化肥施用強度呈“東部地區(qū)高、中部地區(qū)次之、西部地區(qū)低”的空間分布規(guī)律，但中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)大省諸如河南省、湖北省及陜西等省份的化肥施用強度與東部沿海省份一樣也超過了全國平均值。東部地區(qū)的化肥施用強度從1990年開始超過安全施肥標準，中部和西部地區(qū)分別在1996、2005年超過安全施肥標準。為體現(xiàn)全國及各地區(qū)化肥施用強度的變動趨勢，將我國及東部、中部、西部三大地區(qū)的化肥施用強度變動趨勢見圖1。

從圖1可以看出，1979—2015年，全國及東部、中部、西部三大地區(qū)化肥施用強度除在個別年份有小幅下降外總體呈上升趨勢。東部地區(qū)強度值高于全國，中部地區(qū)略低于全國，西部地區(qū)最低。1979—1996年，我國東部沿海各省份的化肥施用強度值呈逐年遞增趨勢；1997—1998年東部地區(qū)強度值呈下降趨勢，但下降幅度較小；1999—2007年又呈逐年遞增態(tài)勢，2007年達到峰值458.3 kg/hm2；2008—2015年強度值呈下降趨勢，但仍保持在450 kg/hm2左右的高位水平。1979—2015年，中部和西部地區(qū)的變動趨勢大致相同，中部地區(qū)僅在1999年和2000年連續(xù)2年小幅下降，西部地區(qū)則僅在1999年出現(xiàn)小幅下降。

3 我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的影響因素分析

在對我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度及變動趨勢研究之后，進一步找出影響化肥施用強度的因素，才能為降低化肥施用強度的對策提供依據(jù)。改革開放以來，我國化肥的生產(chǎn)和流通體制以1998年為分水嶺，1998年以前我國的化肥生產(chǎn)和流通體制實行的是計劃經(jīng)濟模式，1998年以后，國家放開了對化肥生產(chǎn)和供應的計劃指令性管理。這種管理體制的轉(zhuǎn)變對我國農(nóng)業(yè)化肥的生產(chǎn)與供應有著重要影響，基于此，本研究將分別使用1979—1998年和1999—2015年2個不同階段的省級面板數(shù)據(jù)，對在2種不同生產(chǎn)流通體制下化肥施用強度的影響因素進行分析。

3.1 1979—1998年我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度影響因素分析

3.1.1 變量的單位根檢驗和協(xié)整檢驗 針對1979—1998年我國29個省份(不包括海南省和重慶市)的面板數(shù)據(jù)分析中，被解釋變量FAI和解釋變量FIC、POP、GYP、INC、CFP均有20×29=580個樣本。按照計量分析步驟，先對變量進行單位根檢驗，檢驗時使用了含有截距項和趨勢項的類型，檢驗結(jié)果見表3。LLC和Fisher-ADF 2種方法的檢驗結(jié)果，6個序列的水平檢驗不能拒絕有單位根的原假設，而一階差分均能在1%的顯著水平上拒絕有單位根的原假設。

表3 被解釋變量和解釋變量的單位根檢驗(1979—1998)

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)為一階差分檢驗量的P值。本階段各年份價格指數(shù)以1979年為基期(1979年=100)。

模型涉及的6個序列均為一階單整，符合協(xié)整檢驗的前提條件。筆者綜合運用Pedroni Residual Cointegration Test、Kao Residual Cointegration Test和Johansen Fisher Panel Cointegration Test進行協(xié)整檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)29個省份的FAI、FIC、POP、GYP、INC、CFP之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.1.2 模型的回歸結(jié)果與分析 為消除數(shù)據(jù)波動造成的影響，對原變量數(shù)據(jù)作取對數(shù)處理。本研究使用Stata14軟件對全國及三大地區(qū)的回歸模型進行了Hausman檢驗，結(jié)果均拒絕了隨機效應模型的假設，表明應對因變量和自變量建立固定效應模型。模型回歸結(jié)果(表4)表明，總體而言全國及三大區(qū)域固定效應模型調(diào)整后的可決系數(shù)R2均大于 0.98，擬合程度較高，解釋變量對被解釋變量具有較強的說服力。從全國看各解釋變量的顯著性水平較高，除CFP外其他解釋變量均在1%的水平上顯著。FIC、GYP、CFP的回歸系數(shù)在全國及三大地區(qū)的回歸模型中大體上為正值。POP的回歸系數(shù)在東部地區(qū)的回歸模型中為正值但不顯著，在中西部地區(qū)及全國范圍內(nèi)為負值。INC的回歸系數(shù)在西部地區(qū)的回歸模型中為負值且不顯著，在中東部地區(qū)及全國范圍內(nèi)為正值。回歸結(jié)果表明，隨著化肥施用量的增加，化肥施用強度也上升。在本階段全國人口數(shù)量的增長與化肥施用強度呈負相關(guān)關(guān)系，這與實際不符，這是由于我國人口基數(shù)大，我國大宗農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的壓力始終存在[16-17]，增施化肥的需求仍很強烈。以單位面積糧食產(chǎn)量為代表的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的提高，會刺激農(nóng)戶增施化肥，從而導致化肥施用強度上升。本階段我國西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營純收入水平低于中東部地區(qū)及全國平均水平的背景下[18]，中東部地區(qū)農(nóng)民收入的增加提高了本地區(qū)農(nóng)民購買化肥的能力，農(nóng)民收入水平對本地區(qū)農(nóng)業(yè)化肥施用強度的上升具有正向作用，而西部地區(qū)農(nóng)民增施化肥的成本超過了農(nóng)民人均收入，農(nóng)民家庭人均經(jīng)營純收入與化肥施用強度呈負相關(guān)關(guān)系?；蕛r格的回歸結(jié)果表明，在本階段國家對化肥的生產(chǎn)和流通采取行政指令管理方式的背景下，化肥價格對化肥施用強度的調(diào)節(jié)作用并不明顯，反而出現(xiàn)化肥價格調(diào)高和化肥施用強度上升的情況[19]。

3.2 1999—2015年我國農(nóng)業(yè)化肥施用強度的影響因素分析

3.2.1 變量的單位根檢驗和協(xié)整檢驗 在針對1999—2015年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)分析中，被解釋變量和解釋變量均有17×31=527個樣本。使用同樣方法對相關(guān)變量進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表5。從表5可以看出，6個序列的水平檢驗不能拒絕有單位根的原假設，而一階差分均能在1%的顯著水平上拒絕有單位根的原假設。模型涉及的6個序列均為一階單整，表明可以進行協(xié)整檢驗。本研究綜合運用PedroniResidualCointegrationTest、Kao Residual Cointegration Test和Johansen Fisher Panel Cointegration Test進行協(xié)整檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)31個省份的FAI、FIC、POP、GYP、INC、CFP之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.2.2 模型的回歸結(jié)果與分析 使用同樣方法，對全國及三大地區(qū)的回歸模型進行了檢驗與分析，回歸結(jié)果見表6。全國及三大區(qū)域固定效應模型調(diào)整后的確定系數(shù)R2均在0.8以上，擬合程度較好。從全國看，各解釋變量的顯著性水平較高，除GYP外其他解釋變量均在1%的水平上顯著。FIC和GYP的回歸系數(shù)在全國及三大地區(qū)的回歸模型中均為正值。POP的回歸系數(shù)在中東部地區(qū)及全國的回歸模型中為正值，在西部地區(qū)為負值。INC的回歸系數(shù)在西部地區(qū)的回歸模型中為正值，在中東部地區(qū)及全國范圍內(nèi)為負值。CFP的回歸系數(shù)僅在中部地區(qū)為負值且不顯著，在東部、西部及全國范圍內(nèi)的回歸模型中為正值。

回歸分析結(jié)果表明，在本階段隨著化肥施用量的增加，化肥施用強度繼續(xù)上升；本階段中東部地區(qū)人口數(shù)量的增長加大了本地區(qū)對糧食的需求水平，從而間接促使本地區(qū)化肥施用強度的上升，這種趨勢也代表著全國的總體情況；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的提高依然是刺激農(nóng)戶增施化肥的重要因素；在本階段中東部地區(qū)農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的增加并沒有導致農(nóng)民繼續(xù)增施化肥，而西部地區(qū)農(nóng)民收入的增加則是導致化肥施用強度上升的因素；本階段化肥的生產(chǎn)和流通在市場機制的作用下，化肥價格對化肥施用強度的調(diào)節(jié)作用在中部地區(qū)有明顯的體現(xiàn)，中部地區(qū)化肥價格與該地區(qū)的化肥施用強度呈負相關(guān)關(guān)系，但從東部、西部及全國看，化肥價格對化肥施用強度沒有負向的調(diào)節(jié)作用。

表4 全國及三大區(qū)域模型回歸結(jié)果(1979—1998年)

注：(1)*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%；(2)OLS、FE和RE分別表示混合最小二乘法回歸、固定效應回歸和隨機效應回歸。列出OLS和RE回歸結(jié)果作為參照。表6同。

表5 被解釋變量和解釋變量的單位根檢驗(1999—2015年)

注：本階段各年份價格指數(shù)以1999年為基期(1999年=100)。

4 結(jié)論與討論

在我國家庭聯(lián)產(chǎn)承包經(jīng)營體制下，單個農(nóng)戶的耕地面積有限，農(nóng)民偏向于增施化肥以發(fā)揮其增產(chǎn)的作用，化肥施用量的不斷增長導致化肥施用強度不斷上升，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出水平的提高成為誘導農(nóng)戶增施化肥的誘致性因素，而實際上已有研究已經(jīng)證明當前農(nóng)業(yè)化肥的增產(chǎn)效應已經(jīng)大大下降，增施化肥反而造成土壤肥力下降并引發(fā)面源污染。然而，廣大農(nóng)戶并沒有認識到增施化肥的這種負外部性，其增施化肥的生產(chǎn)行為已經(jīng)形成慣性。因此，要通過宣傳教育的方式積極引導廣大農(nóng)戶科學施肥，減少廣大農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織過量投入化肥的盲目生產(chǎn)行為，從源頭上減少化肥施用總量，降低化肥施用強度。

我國中東部地區(qū)人口數(shù)量的增長已經(jīng)成為引發(fā)化肥施用強度上升的引致性因素。我國人口基數(shù)大，特別是中東部地區(qū)人口密度較大，人口對大宗農(nóng)產(chǎn)品的剛需使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)始終面臨著較大的生產(chǎn)壓力，這種壓力最終會通過供求機制與價格信號致使農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中力圖獲得最高產(chǎn)量，在這種利益的驅(qū)使下施用化肥會成為農(nóng)戶的必然選擇，于是化肥施用量就必然也會是個基數(shù)較大的變量，這種供給緊張的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)形勢極易引發(fā)化肥超標施用。盡管化肥對農(nóng)產(chǎn)品的增產(chǎn)有著重要的作用，但不能單純依靠增加化肥的投入來保障農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)與供應，要更加重視和依靠新品種、新技術(shù)、新動能等多種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)來保障農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)與供應，減輕農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對化肥的依賴。

表6 全國及三大區(qū)域模型回歸結(jié)果(1999—2015年)

在對化肥的生產(chǎn)流通體制進行改革之后，化肥市場價格對化肥施用量的調(diào)節(jié)作用已經(jīng)顯現(xiàn)，但這種調(diào)節(jié)作用很不明顯，因為在市場機制的作用下化肥市場也存在自發(fā)性和滯后性的問題[20]。在深化我國化肥市場體制改革時不能完全忽視政府的作用，政府相關(guān)部門要制定化肥產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，在保證化肥供需平衡和價格穩(wěn)定的前提下，不斷優(yōu)化化肥的品種結(jié)構(gòu)，引導我國化肥市場朝著健康、有序和良性的方向發(fā)展。