化肥投入量對糧食產(chǎn)量的空間溢出效應(yīng)分析*
——基于1978～2016年省級面板數(shù)據(jù)

王宏宇，溫紅梅，杜 磊

（哈爾濱商業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，哈爾濱 150028）

一、引 言

我國農(nóng)業(yè)發(fā)展正逐漸由追求糧食產(chǎn)量增長的粗放生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)變?yōu)榧Z食增產(chǎn)與環(huán)境效益相結(jié)合的綠色生產(chǎn)模式，在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展時期，糧食生產(chǎn)既要保證產(chǎn)量不降低，又要合理控制各種生產(chǎn)要素投入，其中控制化肥投入量為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展必須解決的問題。因此，我國在“十三五”規(guī)劃中制定了《到2020 年化肥使用量零增長行動方案》，旨在逐漸控制化肥投入量，加強化肥使用管制。實際上，無論是宏觀層面農(nóng)業(yè)資源可持續(xù)利用、農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展，還是微觀層面改善耕地土壤質(zhì)量、實現(xiàn)農(nóng)民科學(xué)種田等，控制化肥投入量均有必要。隨著我國人口不斷增長，糧食生產(chǎn)壓力逐漸加大，國民期望農(nóng)業(yè)發(fā)展的理想狀態(tài)是：在追求糧食產(chǎn)量最大化的同時，實現(xiàn)化肥投入量最小化，提升糧食產(chǎn)量與降低化肥投入量的雙贏。如何控制各地區(qū)化肥投入量，農(nóng)民使用化肥時會受哪些因素影響，回答這些問題有利于全面認識我國化肥投入的現(xiàn)實狀況，對進一步制定科學(xué)決策具有重要意義。

二、文獻綜述

無論是發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，化肥在糧食生產(chǎn)中均發(fā)揮重要作用。多數(shù)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)化肥投入存在雙重效應(yīng)。一方面，化肥可促進農(nóng)作物生長，提升糧食產(chǎn)量。黃季焜等（1994）通過水稻種植發(fā)現(xiàn)化肥可明顯提高水稻單產(chǎn)量，但受土地狀況差異影響，各地區(qū)水稻增產(chǎn)效果不同。陳同斌等（2002）利用時間序列數(shù)據(jù)分析糧食單產(chǎn)和化肥投入變化情況，研究發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)化肥投入的增產(chǎn)效果不同。王祖力等（2008）研究說明化肥投入對糧食產(chǎn)量增長貢獻度最大，對保障國家糧食安全具有不可替代作用。曾靖等（2010）指出化肥投入可明顯增加糧食單產(chǎn)，是消除國家糧食安全風(fēng)險的重要途徑之一。另一方面，化肥在提高農(nóng)作物產(chǎn)量的同時，農(nóng)業(yè)生態(tài)資源破壞嚴(yán)重。Huang等（1996）指出化肥顯著提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的同時，對農(nóng)業(yè)資源產(chǎn)生嚴(yán)重環(huán)境污染。Huang等（2008）研究顯示我國化肥投入不斷增加，但化肥使用效率很低。崔曉等（2014）研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)作物對化肥吸收速度逐漸降低，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)環(huán)境污染等問題。

顯然，化肥投入最終影響取決于上述雙重效應(yīng)綜合效果。關(guān)于化肥投入量空間溢出效應(yīng)的國內(nèi)外研究成果較少。Raymod（2002）采用空間計量方法，利用西非薩赫勒地區(qū)谷子種植研究精準(zhǔn)化肥投入量，研究顯示單一地塊產(chǎn)量分部不均，原因是化肥投入量不均，存在化肥投入失效情況。張軍偉（2018）利用2004～2016年省級面板數(shù)據(jù)，通過空間杜賓模型將鄰近矩陣、地理矩陣、經(jīng)濟矩陣估計結(jié)果比較發(fā)現(xiàn)，化肥使用強度存在地區(qū)差異性及空間依賴性，化肥減量壓力巨大。鮮有學(xué)者利用空間計量方法深入研究減少化肥投入量問題?；诖?，本文運用空間計量方法，利用我國1978～2016年省級面板數(shù)據(jù)，研究地區(qū)間化肥投入量對糧食產(chǎn)量空間溢出效應(yīng)。

三、化肥投入量的空間溢出機理分析

化肥可提升糧食產(chǎn)量，在農(nóng)業(yè)各生產(chǎn)要素中貢獻度最大。隨著農(nóng)業(yè)科研能力不斷提升，農(nóng)業(yè)生物技術(shù)逐步更新，新研發(fā)高產(chǎn)農(nóng)作物大部分基于種子喜肥模式，化肥使用變得尤為重要。普遍存在化肥投入過量情況，嚴(yán)重污染農(nóng)業(yè)資源環(huán)境，糧食生產(chǎn)存在明顯環(huán)境懲罰效應(yīng)（陸文聰?shù)龋?017）?；释度肓棵黠@超越經(jīng)濟意義上最優(yōu)投入量（紀(jì)月清等，2016），但農(nóng)民作為理性經(jīng)濟人不理性行為產(chǎn)生原因如下。

第一，農(nóng)民科技常識、化肥使用相關(guān)知識等嚴(yán)重匱乏，造成化肥投入過量（紀(jì)月清等，2016）。因很少接受種植專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，大部分農(nóng)民認為化肥投入量越多，糧食產(chǎn)量就越高，不愿降低化肥投入量，未發(fā)現(xiàn)化肥投入量已嚴(yán)重超標(biāo)。

第二，農(nóng)民受風(fēng)險規(guī)避影響，會出現(xiàn)化肥投入過量行為（仇煥廣等，2014）。農(nóng)民自身風(fēng)險規(guī)避程度會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和化肥使用，農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避程度越高，越不愿意采用新技術(shù)，從而影響化肥投入量，這也是發(fā)展中國家農(nóng)民陷入貧困重要原因之一。

第三，受替代要素價格影響，農(nóng)民不愿降低化肥投入量（胡浩等，2015）。勞動力與化肥為互補關(guān)系，伴隨勞動力價格上漲，農(nóng)民增加化肥投入量意愿增強，盡可能增加化肥投入而減少雇傭勞動力數(shù)量，以降低生產(chǎn)成本。

受上述因素影響，農(nóng)民使用化肥變得不理性，普遍傾向增加化肥投入量。但不理性行為普遍存在也可能是相鄰區(qū)域間相互傳導(dǎo)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有明顯地理特征，農(nóng)作物種植要求適宜的生產(chǎn)區(qū)域，而生產(chǎn)區(qū)域邊界會通過交通運輸、信息交流等因素在相鄰地區(qū)間發(fā)生農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率傳導(dǎo)，這種傳導(dǎo)會影響區(qū)域化肥使用。速水佑次郎和弗農(nóng)·拉坦技術(shù)擴散模式說明，農(nóng)業(yè)發(fā)展借助各地區(qū)間知識技術(shù)有效傳播展開，以此縮小地區(qū)間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率差距，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題研究需考慮地區(qū)間相互影響關(guān)系。Anselin（1988）曾指出，“幾乎所有空間數(shù)據(jù)都具有空間依賴性或空間自相關(guān)特征”。農(nóng)業(yè)技術(shù)擴散模式可通過兩種方式：一是借助信息交流與傳播，在各國間發(fā)生國際轉(zhuǎn)移，如19 世紀(jì)60 年代水稻生產(chǎn)技術(shù)在韓國、日本和菲律賓等國間發(fā)生轉(zhuǎn)移；二是在本國地區(qū)間發(fā)生內(nèi)部轉(zhuǎn)移，如雜交水稻技術(shù)在全國范圍推廣。

個體知識匱乏、風(fēng)險規(guī)避等因素影響農(nóng)民化肥使用，且這種個體行為可能在鄰近地區(qū)間相互傳導(dǎo)，產(chǎn)生化肥投入量空間溢出效應(yīng)，影響各區(qū)域化肥使用?；诖?，有必要通過空間計量技術(shù)，從地理區(qū)域間相互聯(lián)系展開研究。

四、研究方法、變量選取與描述性統(tǒng)計

（一）空間相關(guān)性檢驗

本文使用空間自相關(guān)檢驗化肥投入量是否存在空間溢出效應(yīng)，通常同一變量在位置相鄰地區(qū)觀測值相似，則該變量在相鄰地區(qū)呈空間自相關(guān)。選擇全局莫蘭指數(shù)（Global Moran's I）和局域莫蘭指數(shù)（Local Moran's I）檢驗化肥投入量是否具有空間相關(guān)性。其中：

全局莫蘭指數(shù)（Global Moran's I）計算公式為：

全局莫蘭指數(shù)計算值通常處于（-1，1）之間，當(dāng)Moran's I ＞0 時，各區(qū)域空間正相關(guān)，當(dāng)Mo?ran's I ＜0時，各區(qū)域空間負相關(guān)，如果Moran's I=0，各區(qū)域不存在空間相關(guān)性。

局域莫蘭指數(shù)（Local Moran's I）計算公式為：

局域莫蘭指數(shù)通過散點圖（MSP）表示，散點圖第一象限表示“高-高”空間集聚（High-High），第二象限表示“低-高”空間離群（Low-High），第三象限表示“低-低”空間集聚（Low-Low），第四象限表示“高-低”空間離群（High-Low）。散點位于第一象限（High-High集聚）和第三象限（Low-Low集聚）表示局域正向空間自相關(guān)，散點位于第二象限（Low-High離群）和第四象限（High-Low離群）表示局域負向空間自相關(guān)。

（二）空間計量模型

在確定化肥投入量存在空間溢出效應(yīng)后，應(yīng)使用空間計量模型考查化肥投入量在各區(qū)域間具體影響。該模型用于測度變量空間效應(yīng)，空間計量基礎(chǔ)模型包括空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）三種基本模型，其中：

SAR模型主要分析相鄰區(qū)域因變量對本地區(qū)因變量影響，即空間溢出效應(yīng)，基本表達式如下：

SEM 模型主要分析相鄰區(qū)域因變量誤差影響，即相鄰區(qū)域不可觀測因素對本地區(qū)因變量影響，基本表達式如下：

式（3）～（5）中，y表示因變量的n維向量，X表示n×k維的解釋變量矩陣，W表示空間權(quán)重矩陣，β表示相關(guān)參數(shù)向量，ρ、λ和θ表示模型回歸系數(shù)，ε和μ表示隨機誤差項，In表示n階單位矩陣。

（三）空間權(quán)重矩陣

為準(zhǔn)確度量化肥投入量在各區(qū)域間具體影響，需構(gòu)建對應(yīng)的空間權(quán)重矩陣。考慮化肥投入量相互影響主要在相鄰或地理位置相近區(qū)域間，參考Ansenlin（1988）做法使用空間鄰近矩陣?？臻g鄰近矩陣又稱0-1矩陣，表示區(qū)域間是否連接，兩地相鄰為1，兩地不相鄰則為0，空間鄰近矩陣表達形式如下：

（四）變量選取

選擇糧食產(chǎn)量為被解釋變量，在所有影響糧食產(chǎn)量因素中，化肥是本文主要考查對象，但其他生產(chǎn)要素在空間計量中不可忽視。為提升實證分析準(zhǔn)確性，并兼顧數(shù)據(jù)可獲得性，同時選取對糧食產(chǎn)量具有重要影響的其他生產(chǎn)要素，一并納入整體分析框架。最終選取指標(biāo)如下：

1.被解釋變量：糧食產(chǎn)量（PRO）

借鑒現(xiàn)有研究成果對糧食產(chǎn)量水平衡量標(biāo)準(zhǔn)，選擇糧食總產(chǎn)量代表糧食產(chǎn)量，其中包括水稻、玉米、大豆等糧食作物。因各區(qū)域地勢、土壤、溫度等特點不同，不能靠單一糧食作物作為衡量各區(qū)域糧食產(chǎn)量水平標(biāo)準(zhǔn)。

2.核心解釋變量：化肥投入量（FER）

選擇化肥折純后投入總量代表化肥投入量。不同于其他影響因素，化肥直接影響糧食產(chǎn)量。隨著我國人口不斷增加，農(nóng)業(yè)耕地面積逐步縮減，糧食生產(chǎn)壓力不斷加大，化肥投入量不斷增加。我國是世界化肥生產(chǎn)大國，但農(nóng)民購買化肥質(zhì)量參差不齊，選擇化肥折純后投入量更具有說服力。

3.控制變量

根據(jù)伍駿騫等（2017）和李寧等（2017）研究成果，選取影響糧食產(chǎn)量的農(nóng)機投入量、勞動力投入量和土地投入等生產(chǎn)要素作為控制變量，第一，農(nóng)機投入量（MCH），可代表該地區(qū)農(nóng)業(yè)機械發(fā)展水平，關(guān)系糧食種植、收割效率，從而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平，選擇農(nóng)機總動力代表農(nóng)機投入量；第二，勞動力投入量（LAB），農(nóng)業(yè)受耕地細碎化影響，很難全面實現(xiàn)機械化作業(yè)，因此勞動力投入量關(guān)系糧食生產(chǎn)種植，影響糧食產(chǎn)量，選擇農(nóng)村人口數(shù)量代表勞動力投入量；第三，土地投入規(guī)模（SOL），土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要投入要素，對糧食產(chǎn)量水平產(chǎn)生重要影響，采用各區(qū)域農(nóng)業(yè)耕地總面積代表土地投入規(guī)模。

（五）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

實證分析選擇1978～2016年30省份區(qū)域面板數(shù)據(jù)，主要來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。因西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重故剔除，數(shù)據(jù)選取范圍不包括香港、澳門和臺灣等地區(qū)。個別年份缺失數(shù)據(jù)采用插值法預(yù)測取得，為消除異方差影響，對數(shù)轉(zhuǎn)換所有變量。樣本基本統(tǒng)計性描述見表1。

表1 描述性統(tǒng)計量

五、空間計量分析

（一）化肥投入的空間相關(guān)性分析

采用空間鄰近矩陣對30省份化肥投入量作全局Moran's I指數(shù)檢驗。表2為1978～2016年化肥投入量空間相關(guān)性檢驗結(jié)果。結(jié)果表明，化肥投入量存在顯著空間正相關(guān)性，1978～2016年，化肥投入量Moran's I平均值為0.143，均在5%顯著性水平下通過檢驗，表明我國各區(qū)域化肥投入量受相鄰地區(qū)影響，在空間地理位置上呈空間集聚。

表2 1978～2016年化肥投入量的空間相關(guān)性檢驗

圖1 1978～2016年化肥投入量空間相關(guān)性趨勢

為更好觀察全局莫蘭指數(shù)變化情況，根據(jù)表2結(jié)果繪制Moran's I指數(shù)趨勢圖。由圖1可知，在改革開放初期，化肥投入量空間相關(guān)性不明顯，從1980 年開始，該空間相關(guān)性處于平穩(wěn)上升階段，但上升幅度較小，在1991年和1998年分別經(jīng)歷兩次下降。2000～2016年，該空間相關(guān)性處于快速上升階段。

全域莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果顯示化肥投入量整體呈顯著空間正相關(guān)性，但全域莫蘭指數(shù)無法顯示各局域間化肥投入量的空間集聚性和空間相關(guān)性，為進一步檢驗各區(qū)域化肥投入量空間相關(guān)性，選擇2016 年30 省份區(qū)域數(shù)據(jù)作局域莫蘭指數(shù)檢驗（LISA），同時使用莫蘭散點圖（MSP）予以呈現(xiàn)（見圖2）。2016 年我國30 省份區(qū)域化肥投入量多數(shù)位于一、三象限，呈現(xiàn)高-高集聚和低-低集聚，說明各區(qū)域間化肥投入量具有較強正空間相關(guān)性，相鄰區(qū)域化肥使用聯(lián)系日益密切，農(nóng)民個體知識積累、風(fēng)險規(guī)避等因素在相鄰地區(qū)間傳導(dǎo)。

圖2 2016年農(nóng)業(yè)化肥投入的Moran散點圖

（二）空間計量模型設(shè)定

為檢驗化肥投入量對糧食產(chǎn)量影響，根據(jù)經(jīng)典柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，首先構(gòu)建普通形式糧食產(chǎn)量面板模型：

式（7）中，ait表示地區(qū)差異固定影響，a1、a2、a3和a4分別表示各影響因素對糧食產(chǎn)量影響參數(shù)，εit表示隨機干擾項。

在考慮空間影響因素后，為研究相鄰地區(qū)間化肥投入量相互影響關(guān)系，以及控制變量對糧食產(chǎn)量影響，空間杜賓模型（SDM）更適合本文分析，最終建立SDM模型表達式如下：

式（8）中，β1、β2、β3和β4為解釋變量和控制變量空間影響待估計參數(shù)，μi表示地區(qū)個體效應(yīng)；λt表示時間效應(yīng)；εit表示隨機擾動項，W表示空間權(quán)重矩陣，εit～iid(0,δ2)與μi不相關(guān)。

在空間杜賓模型（SDM）估計前，需作LR檢驗驗證空間杜賓模型（SDM）是否會退化成空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），通過檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，LR Spatial lag 和LR Spatial error 的值分別為338.4 和115.54，顯著性均在1%以下，說明空間杜賓模型（SDM）不會退化成空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），實證分析采用空間杜賓模型（SDM）合理。在確定使用SDM模型后，對該模型作Hausman 檢驗，確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，SDM 模型檢驗值為43.59，通過1%顯著性檢驗，確定采用固定效應(yīng)模型。

（三）模型估計結(jié)果與分析

1.基準(zhǔn)空間溢出效應(yīng)分析

在空間計量模型中，不僅需考慮解釋變量對被解釋變量影響，還需考慮各區(qū)域間被解釋變量相互影響關(guān)系，即空間溢出效應(yīng)。首先回歸分析數(shù)據(jù)整體，檢驗結(jié)果見表3，化肥投入量對糧食產(chǎn)量空間溢出效應(yīng)不明顯。因為盡管空間杜賓模型（SDM）中包括被解釋變量和解釋變量的空間相關(guān)項及解釋變量的非空間相關(guān)項，但解釋變量的空間相關(guān)項和非空間相關(guān)項均未全部反映解釋變量的空間效應(yīng)。

表3 基準(zhǔn)空間估計結(jié)果

借鑒Lesage 等（2009）和Elhorat（2010）的做法，利用偏微分方程將選取各解釋變量對糧食產(chǎn)量綜合影響分成直接影響和空間溢出效應(yīng)。直接影響是指解釋變量變化對本地區(qū)被解釋變量產(chǎn)生影響的程度；空間溢出效應(yīng)則指本地區(qū)解釋變量變化對其他區(qū)域被解釋變量影響的程度；總效應(yīng)為直接影響和空間溢出效應(yīng)相疊。直接影響、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)具體計算方法如下：

首先，給出空間杜賓模型的一般形式如式（9）所示：

其次，對式（9）中空間杜賓模型一般形式中被解釋變量向量Y，求第k個解釋變量的偏微分方程，可導(dǎo)出偏導(dǎo)數(shù)矩陣，如式（10）所示：

式（10）中，第k個解釋變量的直接效應(yīng)為矩陣中主對角線各元素平均值；

第k個解釋變間接效應(yīng)為矩陣中除主對角線元素之外所有元素平均值

估計各自變量直接影響、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)檢驗結(jié)果見表4，化肥投入量對本地區(qū)糧食產(chǎn)量直接影響顯著，空間溢出效應(yīng)不顯著，這與實際情況存在差異，可能是面板數(shù)據(jù)時間跨度較長影響估值。我國從改革開放初期至今，不論化肥總產(chǎn)量和化肥投入量及各區(qū)域糧食產(chǎn)量均發(fā)生巨大變化。因此，需通過時間和空間維度分別回歸分析。

表4 各自變量的直接影響、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

2.時間維度的空間溢出效應(yīng)分析

1978～2016年近40年間，我國經(jīng)歷過糧食流通體制改革、供銷社轉(zhuǎn)型等政策調(diào)整，農(nóng)村交通運輸、信息網(wǎng)絡(luò)等不斷完善，化肥總產(chǎn)量不斷提升，說明我國農(nóng)村內(nèi)部生產(chǎn)環(huán)境與外部生產(chǎn)環(huán)境均發(fā)生變化。因此，有必要從時間維度分析化肥投入量對糧食產(chǎn)量空間溢出效應(yīng)。將樣本數(shù)據(jù)劃分為1978～1987、1988～1997、1998～2007、2008～2016年4個時段分別回歸分析，結(jié)果見表5。

觀察核心解釋變量結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1978～1987年，化肥投入量對本地區(qū)糧食產(chǎn)量影響及空間溢出效應(yīng)不顯著，一方面此階段我國整體化肥產(chǎn)量較低，另一方面受供銷社農(nóng)資發(fā)放控制影響，化肥整體用量較少。1988～1997年，化肥投入量對本地區(qū)糧食產(chǎn)量影響及空間溢出效應(yīng)開始提升，該階段不僅化肥產(chǎn)量顯著提升，且供銷社對化肥控制程度降低，農(nóng)產(chǎn)品市場體系逐步健全。1998～2007年，化肥投入量影響明顯增加，但觀察顯著性和系數(shù)發(fā)現(xiàn)，化肥投入量對本地區(qū)糧食產(chǎn)量影響大于空間溢出效應(yīng)，主要是農(nóng)村集市數(shù)量雖不斷增加，但受限于當(dāng)時糧食流通體制及自然災(zāi)害破壞，農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性受影響，從而影響化肥投入量。2008～2016年，化肥投入量對本地區(qū)糧食產(chǎn)量影響及空間溢出效應(yīng)顯著，主要是該階段糧食生產(chǎn)對化肥依賴性顯著增強，且農(nóng)村交通、網(wǎng)絡(luò)等方面發(fā)展，拓寬農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟輻射邊界，農(nóng)業(yè)資源、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體在地區(qū)間流動性增強，地區(qū)間農(nóng)民信息交往頻繁。

表5 時間維度估計結(jié)果

觀察控制變量結(jié)果發(fā)現(xiàn)在4個階段中，農(nóng)機投入量對糧食產(chǎn)量作用不斷提升，存在顯著空間溢出效應(yīng)，因為農(nóng)業(yè)機械存在普遍跨區(qū)作業(yè)情況，與伍駿騫（2017）結(jié)論一致；土地投入規(guī)模對糧食產(chǎn)量影響降低，空間溢出效應(yīng)不明顯，因我國耕地面積雖逐漸減少，但糧食單產(chǎn)量逐年提升，降低了土地影響程度；勞動力投入量對糧食產(chǎn)量影響雖有降低，但仍處于較高水平，因為農(nóng)機使用可以替代部分勞動力，但我國普遍是小農(nóng)作業(yè)，并未全面實現(xiàn)農(nóng)機作業(yè)，仍需投入一定數(shù)量勞動力保證生產(chǎn)。

3.空間維度的空間溢出效應(yīng)分析

我國農(nóng)業(yè)自然資源及糧食作物地域性差異顯著，農(nóng)作物需選擇適宜地區(qū)種植，而種植區(qū)域邊界會影響糧食地理輻射范圍（Norman等，1967）。為更準(zhǔn)確分析化肥投入量對糧食產(chǎn)量在各區(qū)域間空間溢出效應(yīng)，需從空間維度角度回歸分析。

（1）東部區(qū)、中部區(qū)與西部區(qū)

首先，將樣本數(shù)據(jù)按國家發(fā)改委對東部、中部、西部的劃分方法加以拆分，分別對三區(qū)域回歸分析，結(jié)果見表6?；释度肓繉Z食產(chǎn)量在中部區(qū)作用及空間溢出效應(yīng)最顯著，其次是東部區(qū)，最低為西部區(qū)，說明化肥投入量在中部區(qū)集中度最明顯，同時中部區(qū)多數(shù)為我國糧食產(chǎn)量大省。農(nóng)機投入量在三區(qū)域空間溢出效應(yīng)與化肥投入量完全相同，但作用不如化肥投入量明顯。勞動力投入量和土地投入規(guī)模對本地區(qū)作用最顯著的是東部區(qū)，其次為中部區(qū)和西部區(qū)，但從具體影響看，東部區(qū)和中部區(qū)土地投入規(guī)模高于勞動力投入量，而西部區(qū)勞動力投入量則大于土地投入規(guī)模；從二者空間溢出效應(yīng)看，勞動力投入量在中部區(qū)溢出效應(yīng)最明顯，其次是西部區(qū)和東部區(qū)，土地投入規(guī)模在中部區(qū)最顯著，其次是東部區(qū)和西部區(qū)。通過分析三區(qū)域估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量和控制變量對本地區(qū)影響和空間溢出效應(yīng)均受區(qū)域糧食產(chǎn)量影響。因此，可從我國各區(qū)域糧食產(chǎn)量劃分。

表6 東中西部區(qū)估計結(jié)果

（2）糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食平衡區(qū)與糧食主銷區(qū)

按照《國家糧食安全中心長期規(guī)劃綱要（2008～2020年）》劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本數(shù)據(jù)拆分為糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食平衡區(qū)與糧食主銷區(qū)，分別對三個區(qū)域作回歸分析，結(jié)果見表7。在本地區(qū)糧食產(chǎn)量影響中，不論化肥投入量，還是農(nóng)機投入量、勞動力投入量、土地投入規(guī)模，在糧食主產(chǎn)區(qū)作用均最顯著，其次為糧食平衡區(qū)和糧食主銷區(qū)。在空間溢出效應(yīng)中，化肥投入量對糧食產(chǎn)量空間溢出效應(yīng)大于農(nóng)機投入量，同時化肥投入量和農(nóng)機投入量在糧食主產(chǎn)區(qū)作用最明顯，其次為糧食平衡區(qū)和糧食主銷區(qū)；土地投入規(guī)模空間溢出效應(yīng)大于勞動力投入量，且土地投入規(guī)模、勞動力投入量在糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食平衡區(qū)、糧食主銷區(qū)的空間溢出效應(yīng)依次遞減。這表明化肥投入量及其他生產(chǎn)要素相互間的空間溢出效應(yīng)明顯影響各區(qū)域糧食產(chǎn)量。

六、穩(wěn)健性檢驗

為檢驗化肥投入量對糧食產(chǎn)量空間溢出效應(yīng)穩(wěn)健性，通過構(gòu)建空間距離矩陣與空間經(jīng)濟矩陣替代空間鄰近矩陣，檢驗上述實證結(jié)果，所選空間杜賓模型（SDM）和估計方法與前文一致，檢驗結(jié)果見表8。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文實證結(jié)果最大區(qū)別在于某些變量系數(shù)發(fā)生變化，核心解釋變量顯著性和估計結(jié)果與上文研究結(jié)論一致，說明化肥投入量空間溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果具有可靠性和穩(wěn)健性。

表7 糧食主產(chǎn)區(qū)、平衡區(qū)、主銷區(qū)估計結(jié)果

七、結(jié)論與建議

本文利用1978～2016 年30 省份面板數(shù)據(jù)，在考慮空間因素基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間杜賓模型（SDM）研究化肥投入量對糧食產(chǎn)量空間溢出效應(yīng)，主要結(jié)論如下。（1）化肥投入量存在顯著空間相關(guān)性，這種相關(guān)性在近40年中處于平穩(wěn)上升趨勢，說明農(nóng)民個體的知識積累、風(fēng)險規(guī)避等因素在鄰近地區(qū)間相互傳導(dǎo)，相鄰區(qū)域間化肥使用聯(lián)系日益密切。（2）從時間維度看，化肥投入量空間溢出效應(yīng)在1998 年顯著提升，一方面，契合化肥總產(chǎn)量變化，另一方面，與農(nóng)村交通、網(wǎng)絡(luò)等改善相適應(yīng)。（3）從空間維度看，在區(qū)域地理位置上，化肥投入量空間溢出效應(yīng)最顯著的是中部區(qū)，其次為東部區(qū)和西部區(qū)，在區(qū)域糧食產(chǎn)量上，化肥投入量空間溢出效應(yīng)最顯著的是糧食主產(chǎn)區(qū)，其次為糧食平衡區(qū)和糧食主銷區(qū)，說明化肥投入量空間溢出效應(yīng)與糧食產(chǎn)量尤為密切。

基于上述研究結(jié)論，提出以下建議。（1）農(nóng)民個體知識積累、風(fēng)險規(guī)避等影響因素會在鄰近地區(qū)相互傳導(dǎo)，從而影響化肥投入量，應(yīng)在關(guān)注本地區(qū)化肥使用同時，關(guān)注相鄰省份化肥使用情況，加強地區(qū)間化肥使用的交流與溝通，發(fā)揮農(nóng)業(yè)技術(shù)協(xié)同效應(yīng)，實現(xiàn)區(qū)域間化肥使用科學(xué)化。（2）中部地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)化肥投入量空間溢出效應(yīng)最顯著，應(yīng)重點關(guān)注這兩個區(qū)域化肥使用，針對兩個區(qū)域制定化肥使用政策，尤其是糧食主產(chǎn)區(qū)，既要保證糧食產(chǎn)量，又要穩(wěn)步減少化肥投入量。（3）農(nóng)民個體因素會影響化肥投入量，應(yīng)將耕地細分化，根據(jù)土壤性質(zhì)、種植作物等設(shè)定化肥投入量最高限額，同時建立化肥使用監(jiān)督機制并逐級落實，避免農(nóng)民盲目增加化肥投入量。