農(nóng)藥使用強(qiáng)度及作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的門(mén)檻效應(yīng)

聶 彎，楊濱鍵

（1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院，北京 102488；2.貴州民族大學(xué)商學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025）

農(nóng)作物病蟲(chóng)害是困擾農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一項(xiàng)重大難題，《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》顯示，近年來(lái)我國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積逐年增加，由2003年的2.99億hm2次上升到2015年的3.44億hm2次，每年以1.431%的增速增長(zhǎng)。2006—2015年，全國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積每年均超過(guò)3.4億hm2次。農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積不斷增加給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成極大威脅，而施用農(nóng)藥防治病蟲(chóng)害導(dǎo)致的生態(tài)環(huán)境問(wèn)題也日益凸顯。學(xué)術(shù)界對(duì)這些問(wèn)題從不同視角開(kāi)展了針對(duì)性的研究，取得了豐碩的成果。在國(guó)外研究中，學(xué)者從宏觀和微觀、經(jīng)濟(jì)學(xué)和分子生物學(xué)等視角對(duì)病蟲(chóng)害，農(nóng)藥，農(nóng)作物生長(zhǎng)、成熟及產(chǎn)量，人類(lèi)疾病，物種多樣性，氣候變化之間的關(guān)系進(jìn)行了全面深入的研究［1-5］。國(guó)內(nèi)也有學(xué)者從氣象因素、農(nóng)藥因素以及農(nóng)作物多樣性等方面對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害的影響因素進(jìn)行了較全面的研究［6-9］，為后續(xù)研究提供了有益借鑒。但已有文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積影響因素的研究集中在氣候因素方面，對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度影響農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的研究主要以定性分析為主，實(shí)證研究二者之間定量關(guān)系的文獻(xiàn)并不多，而有關(guān)作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積定量分析的文章也偏少。受限于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，以往學(xué)者并未對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度和農(nóng)作物多樣性的不同節(jié)點(diǎn)對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響進(jìn)行專(zhuān)門(mén)研究。鑒于此，本研究基于已有研究成果，采用面板門(mén)檻模型研究除西藏自治區(qū)外我國(guó)大陸30個(gè)省（市、自治區(qū)）的農(nóng)藥使用強(qiáng)度和農(nóng)作物多樣性與農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積之間的非線(xiàn)性關(guān)系，并探求農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積在不同的門(mén)檻農(nóng)藥使用強(qiáng)度和門(mén)檻農(nóng)作物多樣性下的變化特征，以期為我國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害防治提供依據(jù)。

“門(mén)檻效應(yīng)”最初是指根據(jù)“環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)”，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，環(huán)境質(zhì)量先惡化后改善，在此變化過(guò)程中存在所謂的“門(mén)檻效應(yīng)”，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境污染之間并不總是線(xiàn)性關(guān)系，而是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期階段環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而下降，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越過(guò)某一特定的“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”時(shí)，環(huán)境質(zhì)量將隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而得到改善。該模型最初主要用于宏觀經(jīng)濟(jì)研究，后來(lái)經(jīng)過(guò)學(xué)者的不斷探索，逐漸延伸到微觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。

達(dá)爾文曾指出，持續(xù)大面積種植單一作物來(lái)抵制某一種病蟲(chóng)害，會(huì)造成沉重的選擇壓力。因此，一種降低選擇壓力的可靠方式就是規(guī)劃適度的作物多樣性以抵制病蟲(chóng)害。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，作物多樣性的減少會(huì)增加不穩(wěn)定性，因此招致病蟲(chóng)害的攻擊［10］，進(jìn)而增加病蟲(chóng)害的暴發(fā)［11］。這意味著作物多樣性水平有可能影響農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的防治作用。早在1979年，很少甚至不使用農(nóng)藥時(shí)，農(nóng)作物生態(tài)系統(tǒng)擁有豐富的植物和動(dòng)物群落，此時(shí)物種的豐富度大于害蟲(chóng)，進(jìn)而可以有效控制病蟲(chóng)害的發(fā)生［12］。可見(jiàn)，農(nóng)藥使用強(qiáng)度有可能影響到作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的抵制作用。

本研究認(rèn)為，農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積受農(nóng)藥使用強(qiáng)度水平、作物多樣性水平的影響，并且在農(nóng)藥使用強(qiáng)度水平和作物多樣性水平的不同節(jié)點(diǎn)上存在差異，從而使得農(nóng)藥使用強(qiáng)度、作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積存在非線(xiàn)性影響。

農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的作物多樣性門(mén)檻效應(yīng)主要通過(guò)以下渠道產(chǎn)生：（1）一種廣泛種植的作物品種具有特定的抗性基因，在病蟲(chóng)害的毒性出現(xiàn)之前，可以通過(guò)輪流種植其他不同抗性基因的作物品種，減少對(duì)農(nóng)藥使用的依賴(lài)，增強(qiáng)農(nóng)藥抵制農(nóng)作物病蟲(chóng)害的效用。研究發(fā)現(xiàn)，利用作物輪種時(shí)間上的多樣性可以在某個(gè)時(shí)期大面積種植某種作物［13］。這種方法已經(jīng)成功地用于抵制黃飛蟲(chóng)［14］。（2）在同一塊土地上種植不同的作物品種，由于每個(gè)品種的抗性基因和易感性基因存在差異，從而大大減輕了病蟲(chóng)害防治壓力，進(jìn)而減少農(nóng)藥的使用，增強(qiáng)了抵制農(nóng)作物病蟲(chóng)害的抗性。Barrion等［15］研究發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)農(nóng)民種植的農(nóng)田都有一個(gè)主要品種，并且由于其他原因而保留了其他不同品種，避免了害蟲(chóng)發(fā)生。

農(nóng)藥使用強(qiáng)度影響作物多樣性與農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積關(guān)系的門(mén)檻效應(yīng)主要通過(guò)以下渠道產(chǎn)生：（1）農(nóng)藥使用強(qiáng)度的降低將促進(jìn)病蟲(chóng)害天敵的生存和發(fā)展，進(jìn)而使得作物多樣性的抗性得以發(fā)揮，從而降低農(nóng)作物病蟲(chóng)害的發(fā)生面積。Schoenly等［16］構(gòu)建了菲律賓主要害蟲(chóng)的捕食者和寄生蜂的復(fù)合網(wǎng)絡(luò)，并且利用該網(wǎng)絡(luò)研究了菲律賓5種不同的灌溉水稻生態(tài)系統(tǒng)，發(fā)現(xiàn)捕食者和寄生蜂包括10個(gè)層級(jí)、57個(gè)食肉家庭和40個(gè)寄生家庭，其中33個(gè)物種是已知害蟲(chóng)同翅目的天敵，有效預(yù)防了病蟲(chóng)害的發(fā)生。（2）農(nóng)作物輪作對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度的需求小于休耕對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度的需求，并且農(nóng)藥使用強(qiáng)度較低的輪作農(nóng)作物中，天敵的數(shù)量更多，進(jìn)而減少了病蟲(chóng)害的發(fā)生。Nanseki等［17］研究發(fā)現(xiàn)，一年四輪作水稻地區(qū)的農(nóng)藥使用強(qiáng)度比較適度，有的地區(qū)甚至不使用農(nóng)藥，但是病蟲(chóng)害的發(fā)生面積卻更小。

1 模型構(gòu)建及變量選取

1.1 門(mén)檻模型

采用Hansen［18］提出的面板門(mén)檻回歸模型進(jìn)行回歸分析，以?xún)蓞^(qū)制面板門(mén)檻回歸模型為例，可以將模型簡(jiǎn)潔表示為：

使用兩步法對(duì)該模型進(jìn)行估計(jì)。首先，給定γ的取值，用OLS對(duì)方程進(jìn)行一致估計(jì)，得到估計(jì)系數(shù)以及殘差平方和RSS（γ）。其次，選擇，使得SSR（）最小，該值即為最優(yōu)門(mén)檻值。相應(yīng)地，模型對(duì)應(yīng)的參數(shù)值也隨之確定。

在確定門(mén)檻值和參數(shù)后，需要進(jìn)一步對(duì)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性和門(mén)檻估計(jì)值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先針對(duì)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性，其模型檢驗(yàn)的假設(shè)為：。在原假設(shè)下構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量：。式中，分別為原假設(shè)下及備擇假設(shè)下的殘差平方和，為備擇假設(shè)下回歸殘差的方差。由于在原假設(shè)下γ不可識(shí)別，因此LM統(tǒng)計(jì)量不服從標(biāo)準(zhǔn)的χ2分布，因此可以通過(guò)“自抽樣法”（Bootstrap）模擬其漸進(jìn)分布，并構(gòu)造對(duì)應(yīng)的P值。如果原假設(shè)成立，但是，即模型不存在門(mén)檻效應(yīng)，此時(shí)的方程退化為一般的線(xiàn)性方程。如果原假設(shè)成立，并且，則表示模型存在門(mén)檻效應(yīng)，可進(jìn)一步對(duì)門(mén)檻估計(jì)值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)［19］。真實(shí)性檢驗(yàn)的原假設(shè)為：相應(yīng)的LR統(tǒng)計(jì)量為。在顯著性水平α上，當(dāng)時(shí)，接受原假設(shè)。

通過(guò)一系列實(shí)證檢驗(yàn)，排除交叉項(xiàng)對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積影響的非線(xiàn)性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)藥使用強(qiáng)度及作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響具有顯著的區(qū)間效應(yīng)，最終將農(nóng)藥使用強(qiáng)度和作物多樣性作為門(mén)檻變量，構(gòu)建面板門(mén)檻模型，其中，農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積影響的門(mén)檻模型為：

式中，i代表地區(qū)，t代表年份，代表個(gè)體效應(yīng)，代表時(shí)間效應(yīng)，代表一組對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積有影響的控制變量，為相應(yīng)的系數(shù)向量，為估計(jì)參數(shù)，農(nóng)藥使用強(qiáng)度nyqd為門(mén)檻變量，為待估算的門(mén)檻值，為指標(biāo)函數(shù)，表示第個(gè)省份第t年的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

生物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積影響的門(mén)檻模型為：式中，為個(gè)體效應(yīng)，為時(shí)間效應(yīng)，為一組對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積有影響的控制變量，為相應(yīng)的系數(shù)向量，為估計(jì)參數(shù)，生物多樣性dyx為門(mén)檻變量，v為待估算的門(mén)檻值，

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.2.1 農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積（fsl） 選取當(dāng)年農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積作為農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的衡量指標(biāo)［20］。數(shù)據(jù)均來(lái)自2004—2014年《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。由于西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故將其剔除。

1.2.2 農(nóng)藥使用強(qiáng)度（nyqd） 用當(dāng)年農(nóng)作物農(nóng)藥使用量除以當(dāng)年農(nóng)作物播種面積來(lái)衡量［21］。數(shù)據(jù)均來(lái)自2004—2014年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2.3 作物多樣性（dyx） 采用Shannon信息指數(shù)作為作物多樣性指數(shù)［22］，計(jì)算公式為為指標(biāo)函數(shù)，表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其中i、t分別表示第i（i=1,2,…30）個(gè)省（市、自治區(qū)）和第t（t=2003,…2013）年。，式中，H代表多樣性指數(shù)，Pi代表第i種作物的面積比例，為確保形式上的一致，規(guī)定InO=O 。多樣性指數(shù)越大，說(shuō)明該?。ㄊ?、自治區(qū)）農(nóng)作物種植的種類(lèi)越多，并且各種作物面積分布越均勻，反之則說(shuō)明該?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）農(nóng)作物種植的種類(lèi)越少，各種作物面積分布越不均勻。相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自2004—2014年《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。

1.2.4 農(nóng)村居民家庭人均純收入（sr） 選取當(dāng)年農(nóng)村居民家庭人均純收入的對(duì)數(shù)來(lái)衡量［23］。數(shù)據(jù)均來(lái)自2004—2014年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》在2015年之后沒(méi)有繼續(xù)公布農(nóng)村居民家庭人均純收入這個(gè)指標(biāo)值，因此，本研究的最終樣本數(shù)據(jù)為2003—2013年除西藏自治區(qū)外我國(guó)大陸外30個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的相關(guān)數(shù)據(jù)。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 模型各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

將模型中各變量的具體數(shù)值導(dǎo)入Stata14.0，即可得到各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、最大值等基本情況，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積對(duì)數(shù)的平均值為9.0174，農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)數(shù)的平均值為2.1685，作物多樣性平均值為1.0408，農(nóng)村居民家庭人均純收入的對(duì)數(shù)的平均值為8.4737，顯示出我國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積較高，農(nóng)作物多樣性較低、農(nóng)村居民家庭人均純收入較低等客觀現(xiàn)實(shí)。

2.2 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

為了確定農(nóng)藥使用強(qiáng)度、作物多樣性的門(mén)檻值個(gè)數(shù)，分別在存在雙重門(mén)檻、存在單一門(mén)檻、不存在門(mén)檻等假設(shè)條件下對(duì)式（2）和式（3）進(jìn)行估計(jì)，由此可以得到F統(tǒng)計(jì)量。通過(guò)“自抽樣法”（Bootstrap）得出的P值確定各門(mén)檻變量的門(mén)檻值及個(gè)數(shù)。本研究將Bootstrap次數(shù)設(shè)置為300次，并結(jié)合相應(yīng)結(jié)果依次進(jìn)行三重門(mén)檻、雙重門(mén)檻以及單一門(mén)檻檢驗(yàn)，具體結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

從表2可以看出，以農(nóng)藥使用強(qiáng)度為門(mén)檻變量的單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果均非常顯著，對(duì)應(yīng)的P值分別為0.0000和0.0333，三重門(mén)檻的檢驗(yàn)結(jié)果則不顯著，對(duì)應(yīng)的P值為0.8100。因此，本研究將選取農(nóng)藥使用強(qiáng)度為門(mén)檻變量的雙重門(mén)檻模型，對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度、作物多樣性和農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的關(guān)系進(jìn)行分析。以作物多樣性為門(mén)檻變量的單一門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果非常顯著，對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻的檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，其中雙重門(mén)檻對(duì)應(yīng)的P值為0.4867。因此，本研究將選取作物多樣性為門(mén)檻變量的單一門(mén)檻模型，對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度、作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的關(guān)系進(jìn)行分析。

根據(jù)門(mén)檻模型的原理，門(mén)檻估計(jì)值是似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR為零時(shí)的γ取值，在以農(nóng)藥使用強(qiáng)度為門(mén)檻變量的雙門(mén)檻模型中，估計(jì)值分別1.9740和3.2978，在作物多樣性為門(mén)檻變量的單門(mén)檻模型中，估計(jì)值為1.0845，據(jù)此，我們繪制了相應(yīng)的似然比函數(shù)圖（圖1～圖3），其中，門(mén)檻變量的似然比用實(shí)線(xiàn)代表，而5%顯著水平的臨界值（7.35）則用虛線(xiàn)代表，以農(nóng)藥使用強(qiáng)度和作物多樣性為門(mén)檻變量的門(mén)檻估計(jì)值及相應(yīng)的置信區(qū)間見(jiàn)表3。

圖1 農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一門(mén)檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

圖2 農(nóng)藥使用強(qiáng)度第二門(mén)檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

圖3 作物多樣性單門(mén)檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

表3 門(mén)檻值的估計(jì)結(jié)果

2.3 門(mén)檻值區(qū)域劃分

基于2013年全國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積，繪制各省域劃分的地圖（圖4）。由于農(nóng)藥使用強(qiáng)度存在兩個(gè)門(mén)檻值，可以根據(jù)門(mén)檻值將我國(guó)各?。ㄊ?、自治區(qū)）劃分為3個(gè)區(qū)間（表4）。從表4可以看出，2003年，包括內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、四川4個(gè)糧食主產(chǎn)地區(qū)在內(nèi)的14個(gè)地區(qū)沒(méi)有跨過(guò)農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一個(gè)門(mén)檻值。農(nóng)藥使用強(qiáng)度大于1.9740而跨越第一個(gè)門(mén)檻值的地區(qū)有包括河南、安徽、河北等9個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)在內(nèi)的16個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）。此外，當(dāng)年沒(méi)有任何地區(qū)跨越第二個(gè)農(nóng)藥使用強(qiáng)度門(mén)檻值。這可能與當(dāng)年農(nóng)村居民家庭收入總體偏低有關(guān)。2013年，農(nóng)藥使用強(qiáng)度在第一個(gè)門(mén)檻值內(nèi)的地區(qū)減少到9個(gè)，其中，內(nèi)蒙古、四川和黑龍江3個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)藥使用強(qiáng)度仍然保持在第一個(gè)門(mén)檻值內(nèi)，但是吉林省的農(nóng)藥使用強(qiáng)度已經(jīng)跨過(guò)了第一個(gè)門(mén)檻值。此外，跨過(guò)農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一個(gè)門(mén)檻值，但是沒(méi)有跨越第二個(gè)門(mén)檻值的省份增加到20個(gè)。同年，海南省的農(nóng)藥使用強(qiáng)度甚至跨越了第二個(gè)門(mén)檻值。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是農(nóng)村居民家庭收入的增加使得農(nóng)民有能力購(gòu)買(mǎi)更多農(nóng)藥等投入品投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中。總體而言，農(nóng)藥使用強(qiáng)度超過(guò)門(mén)檻值的省份總體趨勢(shì)不斷增加，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)農(nóng)藥投入品的依賴(lài)越來(lái)越強(qiáng)。鑒于農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)作物多樣性影響農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積存在門(mén)檻效應(yīng)的事實(shí)，海南、吉林、云南、天津、山西、甘肅等地需要圍繞加強(qiáng)農(nóng)作物生物多樣性保護(hù)意識(shí)、倡導(dǎo)使用高效低毒環(huán)境友好型農(nóng)藥、多途徑幫助農(nóng)民增收等方面下功夫，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境建設(shè)的“雙贏”。

圖4 基于2013年農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的我國(guó)省域劃分

進(jìn)一步考慮作物多樣性門(mén)檻值對(duì)應(yīng)的區(qū)間分布情況（表5），在分析樣本初期，包括河南、江蘇、山東等6個(gè)糧食主產(chǎn)省份跨越了作物多樣性門(mén)檻，接近糧食主產(chǎn)省份的一半?？赡苁軞夂蜃兣纫蛩赜绊?，2013年僅有江西、湖南和湖北3個(gè)糧食主產(chǎn)省份跨越了作物多樣性門(mén)檻。河南、江蘇、山東由高區(qū)間落到了低區(qū)間，可能原因是政府的補(bǔ)貼政策向少數(shù)幾種糧食作物（如玉米）傾斜所致。黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、河北、安徽和四川等省份的作物多樣性仍處在第一區(qū)間?？傮w而言，我國(guó)各省份的作物多樣性處于較低水平，13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)的作物多樣性水平更低，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)作物結(jié)構(gòu)性失衡不僅對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重大影響，同時(shí)也對(duì)作物多樣性的減少和農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的增加產(chǎn)生重要影響，因此各地應(yīng)圍繞加大力度推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、加強(qiáng)生物多樣性保護(hù)等方面努力。作物多樣性的保護(hù)和增加是一項(xiàng)長(zhǎng)期持續(xù)的工程，短期內(nèi)難以獲得作物多樣性的“跨越式”增加。

表4 不同年份各省份跨越農(nóng)藥使用強(qiáng)度門(mén)檻情況

表5 不同年份各省份跨越作物多樣性門(mén)檻情況

2.4 門(mén)檻回歸結(jié)果

通過(guò)上述檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)藥使用強(qiáng)度、作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響呈非線(xiàn)性關(guān)系，根據(jù)農(nóng)藥使用強(qiáng)度的兩個(gè)門(mén)檻值，可以將作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響劃分為3個(gè)區(qū)間，分別為小于農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一個(gè)門(mén)檻值的區(qū)間、大于農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一個(gè)門(mén)檻值小于第二個(gè)門(mén)檻值的區(qū)間和大于農(nóng)藥使用強(qiáng)度第二個(gè)門(mén)檻值的區(qū)間，并進(jìn)行門(mén)檻回歸估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表6。同理，由于作物多樣性存在一個(gè)門(mén)檻值，可以將農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響劃分為兩個(gè)區(qū)間，分別為大于作物多樣性門(mén)檻值區(qū)間和小于作物多樣性門(mén)檻值區(qū)間，然后進(jìn)行門(mén)檻回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表7。

表6 以農(nóng)藥使用強(qiáng)度為門(mén)檻值的門(mén)檻回歸結(jié)果

表7 以作物多樣性為門(mén)檻值的門(mén)檻回歸結(jié)果

從表6可以看出，農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積負(fù)相關(guān)。當(dāng)農(nóng)藥使用強(qiáng)度低于1.9740時(shí)，作物多樣性的增加將抑制農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積。隨著農(nóng)藥使用強(qiáng)度超過(guò)1.9740的臨界水平，作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響仍然為負(fù)，但不顯著。隨著農(nóng)藥使用強(qiáng)度的進(jìn)一步提升，作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響顯著為負(fù)，并且影響程度更大，表現(xiàn)為此區(qū)間內(nèi)生物多樣性的系數(shù)絕對(duì)值大于農(nóng)藥使用強(qiáng)度小于1.9740時(shí)的對(duì)應(yīng)系數(shù)值。出現(xiàn)上述現(xiàn)象的主要原因是，在農(nóng)藥使用強(qiáng)度較低水平下，增加作物種類(lèi)的多樣性能增強(qiáng)作物的自動(dòng)調(diào)節(jié)能力，從而緩解了農(nóng)作物病蟲(chóng)害的發(fā)生面積。但當(dāng)農(nóng)藥使用強(qiáng)度過(guò)大時(shí)，病蟲(chóng)害的抗藥性會(huì)增強(qiáng)，而作物種類(lèi)多樣性增加抑制農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生的作用小于病蟲(chóng)害抗藥性增強(qiáng)促進(jìn)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生的作用，進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積更大。

從表7可以看出，農(nóng)村居民家庭人均純收入與農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積負(fù)相關(guān)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積還處于資本投入防治階段，隨著農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加，投入到防治農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生中的資本將增加，農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積會(huì)隨之減少。當(dāng)作物多樣性越過(guò)1.0845的門(mén)檻值，農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響將下降到作物多樣性水平處于門(mén)檻值內(nèi)時(shí)的0.66倍。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的主要原因是高的作物多樣性抑制農(nóng)作物病蟲(chóng)害的作用強(qiáng)于農(nóng)藥使用強(qiáng)度增加對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生的促進(jìn)作用。

3 結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

在農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積逐年增加、農(nóng)藥使用強(qiáng)度不斷加大而作物多樣性逐年減少的嚴(yán)峻背景下，如何確保農(nóng)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)作用的地位不動(dòng)搖是社會(huì)及學(xué)術(shù)界日益關(guān)注的重點(diǎn)議題?？紤]到農(nóng)藥使用強(qiáng)度和作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積有可能存在門(mén)檻效應(yīng)，本研究利用我國(guó)大陸除西藏自治區(qū)外30個(gè)省市區(qū)2003—2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，結(jié)合Hansen提出的門(mén)檻檢驗(yàn)方法，分析了上述兩個(gè)因素對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的門(mén)檻效應(yīng)，得出如下主要結(jié)論：

3.1.1 農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物多樣性的病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響存在顯著的雙門(mén)檻效應(yīng) 農(nóng)藥使用強(qiáng)度越高，作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的制約作用越明顯。具體而言，當(dāng)農(nóng)藥使用強(qiáng)度沒(méi)有跨越第一個(gè)門(mén)檻值時(shí)，作物多樣性的增加將顯著減少農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積。當(dāng)農(nóng)藥使用強(qiáng)度處在兩個(gè)門(mén)檻值之間時(shí)，作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響仍然為負(fù)但不顯著。而當(dāng)農(nóng)藥使用強(qiáng)度跨越第二個(gè)門(mén)檻值后，作物多樣性對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的抑制作用比農(nóng)藥使用強(qiáng)度未跨越第一個(gè)門(mén)檻時(shí)更強(qiáng)烈。從省級(jí)層面上看，2003年農(nóng)藥使用強(qiáng)度未跨越第一門(mén)檻的地區(qū)數(shù)遠(yuǎn)多于2013年未跨越農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一門(mén)檻的地區(qū)數(shù)。2013年，跨越農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一個(gè)門(mén)檻值的地區(qū)數(shù)由2003年的16個(gè)增加到20個(gè)，包括吉林省在內(nèi)的10個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)均跨越了農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一個(gè)門(mén)檻值，海南省甚至跨越了農(nóng)藥使用強(qiáng)度第二個(gè)門(mén)檻值。農(nóng)藥使用強(qiáng)度超過(guò)門(mén)檻值的省份總體呈不斷增加趨勢(shì)。

3.1.2 作物多樣性對(duì)農(nóng)藥使用強(qiáng)度的農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響存在顯著的門(mén)檻效應(yīng) 作物多樣性未跨過(guò)第一個(gè)門(mén)檻值之前，農(nóng)藥使用強(qiáng)度的增加將顯著增加農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積，當(dāng)作物多樣性越過(guò)了1.0845的門(mén)檻值，農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的影響將下降到作物多樣性在門(mén)檻值內(nèi)時(shí)的0.66倍。2003年，包括河南、江蘇、山東等6個(gè)糧食主產(chǎn)省份跨越了作物多樣性門(mén)檻。2013年，僅有江西、湖南和湖北3個(gè)糧食主產(chǎn)省份跨越了作物多樣性門(mén)檻，河南、江蘇、山東由高區(qū)間回落到低區(qū)間?？傮w而言，中國(guó)各省份的作物多樣性處于較低水平，13個(gè)糧食主產(chǎn)省份的作物多樣性水平更低，作物多樣性的減少不利于農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的減少。

3.2 對(duì)策建議

在農(nóng)作物病蟲(chóng)害方面，鑒于我國(guó)農(nóng)作物病蟲(chóng)害逐年增加的事實(shí)，各級(jí)植保部門(mén)要以“公共植保、綠色植保”理念為引領(lǐng)，強(qiáng)化農(nóng)作物病蟲(chóng)害防控的組織領(lǐng)導(dǎo)和監(jiān)督，加強(qiáng)病蟲(chóng)害監(jiān)測(cè)預(yù)警與防治信息系統(tǒng)建設(shè)，加強(qiáng)各地區(qū)、各年份農(nóng)作物病蟲(chóng)害防治方法的總結(jié)和推廣，與此同時(shí)，積極爭(zhēng)取財(cái)政經(jīng)費(fèi)的支持，加強(qiáng)病蟲(chóng)害應(yīng)急防控隊(duì)伍建設(shè)。

在農(nóng)藥使用強(qiáng)度方面，鑒于保持在農(nóng)藥使用強(qiáng)度第一門(mén)檻值內(nèi)的地區(qū)逐漸減少、海南省卻跨越了農(nóng)藥使用強(qiáng)度第二個(gè)門(mén)檻值的事實(shí)，一方面，各級(jí)植保部門(mén)除了實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)外，還應(yīng)積極推廣節(jié)本增效的病蟲(chóng)害防控技術(shù)和措施；另一方面，各級(jí)植保部門(mén)應(yīng)積極引導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者科學(xué)用藥，鼓勵(lì)用好藥、少用藥，并最終實(shí)現(xiàn)病蟲(chóng)害綠色防控替代化學(xué)防治。

在生物多樣性保護(hù)方面，鑒于僅有江西、湖南和湖北3個(gè)糧食主產(chǎn)省份跨越了作物多樣性門(mén)檻值，河南、江蘇、山東由高區(qū)間落到了低區(qū)間，我國(guó)各地的作物多樣性水平總體上處于較低水平、13個(gè)糧食主產(chǎn)省份的作物多樣性水平更低的事實(shí)，各地應(yīng)著手圍繞保護(hù)和增加作物多樣性而努力。作物多樣性水平較高的地區(qū)可適當(dāng)將農(nóng)藥使用強(qiáng)度標(biāo)準(zhǔn)控制在1.9740以?xún)?nèi)，以進(jìn)一步降低高農(nóng)藥使用強(qiáng)度對(duì)農(nóng)作物病蟲(chóng)害發(fā)生面積的促進(jìn)作用。而對(duì)大多數(shù)作物多樣性水平較低的地區(qū)而言，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)作物多樣性保護(hù)意識(shí)，重視抗病蟲(chóng)品種的區(qū)域布局，完善作物多樣性保護(hù)的法律法規(guī)。但鑒于作物多樣性的保護(hù)和增加是一項(xiàng)長(zhǎng)期持續(xù)的工程，這些地區(qū)可首先著手完善抗病蟲(chóng)品種的區(qū)域布局，適當(dāng)降低農(nóng)藥使用強(qiáng)度，進(jìn)而完善作物多樣性保護(hù)的法律法規(guī)。另外，應(yīng)加大力度推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，通過(guò)調(diào)整農(nóng)作物生產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)揮作物多樣性抑制農(nóng)作物病蟲(chóng)害的積極作用。