我國化肥施用量影響因素研究

曠愛萍，謝凱承

（廣西師范大學馬克思主義學院，廣西桂林 541006）

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)取得迅速發(fā)展，在此期間，化肥對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展做出了重要的貢獻。但是粗放型的發(fā)展方式也存在諸多問題，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)嚴重依賴生產(chǎn)要素的投入，化肥施用存在過量[1-4]和施肥效率低下[5]等問題，造成了嚴重的農(nóng)業(yè)面源污染和生態(tài)環(huán)境的破壞[6]。據(jù)統(tǒng)計，我國化肥使用量為531.9 kg/hm2，約是世界平均水平的3.9 倍[7]。與此同時，我國化肥對糧食增長的貢獻率也從20世紀80年代的30%～40%下降到目前的10%左右[8]。2020年，水稻、小麥、玉米三大糧食作物化肥利用率為40.2%，比2015年提高了5 個百分點；有機肥施用面積超過5.5 億畝次，配方肥占三大糧食作物施用總量的60%以上。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部每年在全國300 個縣開展化肥減量增效示范，在233 個重點縣開展有機肥替代化肥試點。在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展大背景下，我國出臺了一系列政策方針來促進化肥減量增效。2015年工業(yè)和信息化部下發(fā)了《推進化肥行業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的指導意見》，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部出臺了《到2020年化肥使用量零增長行動方案》，2017年啟動實施“果菜茶有機肥替代化肥行動”“東北地區(qū)秸稈處理行動”等“農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展五大行動”。這些政策的出臺極大地促進了節(jié)肥增效技術(shù)的應用，為我國農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展提供了保障，我國化肥減量勢在必行。

早期的研究重點主要集中在化肥施用量和糧食產(chǎn)量的關(guān)系與化肥施用過量的問題上[9-11]。隨著經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)的發(fā)展，人們生活水平不斷提升，對農(nóng)產(chǎn)品的需求日益多元化。在此背景下，對化肥的研究工作主要集中研究種植結(jié)構(gòu)變化和化肥使用量變動的關(guān)系。對于種植結(jié)構(gòu)和化肥使用量變動的相關(guān)研究主要是從兩個方面展開的：一是對化肥變化量進行分解，如石文香等[12]將化肥使用量分解為化肥結(jié)構(gòu)效應、化肥強度效應、產(chǎn)出效應和種植規(guī)模效應，欒江等[13]將化肥使用量分解為農(nóng)作物播種面積、種植結(jié)構(gòu)和施肥強度，王珊珊等[14]將化肥使用量分解為化肥施用強度和播種面積；二是構(gòu)建計量模型研究各因素對化肥使用量的影響，如龔琦等[15]構(gòu)建計量模型研究了收入因素、種植結(jié)構(gòu)、人口因素、勞動力因素、農(nóng)貿(mào)因素、農(nóng)業(yè)技術(shù)因素和農(nóng)業(yè)政策因素對化肥使用量的影響，趙明正等[16]構(gòu)建面板計量模型分析了人口數(shù)量、耕地面積、地形因素、糧食安全等對化肥使用量的影響。

有關(guān)數(shù)據(jù)表明，自2015年化肥“零增長”行動實施以來，化肥使用量出現(xiàn)歷史性下降，分析有哪些因素影響著化肥使用量的變化，對農(nóng)業(yè)碳排放減排和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展均有重要意義。總體而言，現(xiàn)有文獻對我國化肥使用量變化的驅(qū)動因素分解進行了深入的分析，并得到很多重要的結(jié)論，但仍存在一些需改進之處：多數(shù)研究止步于驅(qū)動因素分解層次，但僅對化肥使用量進行驅(qū)動因素分解還不能了解影響化肥使用量變化的內(nèi)部原因；化肥使用量變化表面上看與施肥強度、播種面積、種植結(jié)構(gòu)等因素相關(guān)，但這些因素是經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、種植結(jié)構(gòu)、技術(shù)因素等因素變化導致的。為此，本研究采用對數(shù)平均迪氏指數(shù)法（logarithmic mean divisia index，LMDI）方法從全國和區(qū)域兩個維度測算2000—2020年各驅(qū)動因素對化肥使用量的影響，并借鑒趙明正等[16]的相關(guān)研究方法以及研究時段的選取，利用2009—2020年間我國27 個省份（除京津滬藏，以及港澳臺地區(qū)外）的面板數(shù)據(jù)分析各因素對化肥的影響作用；為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，對于可能存在的極端值、遺漏變量以及內(nèi)生性問題，進行穩(wěn)健性檢驗。鑒于各因素之間也可能存在交互作用，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提升可能與經(jīng)濟發(fā)展水平、種植結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在一定的互補性或替代作用，因此，在基準回歸模型的基礎上，對各因素之間可能存在的交互作用進行了檢驗及分析深層次原因，以期找到當前化肥減量的真正原因，為化肥減量政策提供一定的理論基礎。

1 研究方法與數(shù)據(jù)

1.1 LMDI 指數(shù)分解法

LMDI 指數(shù)分解法可以將一段時間內(nèi)環(huán)境污染變化的影響因素全部分解開來，并能夠同時將多個相關(guān)因素完全分解，且具有沒有殘差的優(yōu)勢。因此，LMDI 指數(shù)分解法也常被用于碳排放、霧霾等與環(huán)境相關(guān)的研究中?；适侵匾霓r(nóng)業(yè)碳排放碳源，同時也造成了嚴重的環(huán)境污染。因此本研究參考趙明正等[16]的分省模型分解方法對我國化肥使用量進行如下分解，見公式

式中，C為化肥使用量，單位為萬t；gland為糧食作物播種面積；land為農(nóng)作物播種面積；PI為化肥施用強度；AI為種植結(jié)構(gòu)。

采用LMDI 指數(shù)分解法加和分解方式對上式進行進一步分解，以量化各因素對碳排放的影響大小，具體為

為更好地體現(xiàn)各驅(qū)動因素對化肥使用量的階段性特征和區(qū)域性差異，本研究選用2000—2020年的相關(guān)數(shù)據(jù)將化肥使用量分解為化肥施用強度、種植結(jié)構(gòu)和農(nóng)作物播種面積3 個因素，將全國分為南部沿海經(jīng)濟區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、東北綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟區(qū)8 個區(qū)域，既考慮了省份間的同質(zhì)性，也考慮了區(qū)域間的差異性，從全國和區(qū)域兩個方面測算這3 個因素對化肥使用量的影響作用。另外，為便于體現(xiàn)化肥使用量因素分解結(jié)果的階段性變化特征，以5年為一個時間段將其分為4 個階段：2001—2005年為第一階段，2006—2010年為第二階段，2011—2015年為第三階段，2016—2020年為第四階段。前3 個階段考查化肥“零增長”行動實施前各因素對化肥使用量的影響作用，第4 階段考查化肥“零增長”行動的實施效果。

1.2 化肥使用量影響因素分析和模型構(gòu)建

化肥作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不可或缺的生產(chǎn)要素，化肥使用量變化是多種因素共同作用的結(jié)果，這些因素可能還相互影響。這些因素主要是：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平。隨著經(jīng)濟水平的提高，人們對農(nóng)產(chǎn)品的需求增加使得農(nóng)業(yè)播種面積擴大，人們對農(nóng)產(chǎn)品的需求日益多樣化擴大了非糧食作物的種植比例；經(jīng)濟發(fā)展會促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進步，提高化肥的利用效率和產(chǎn)出效益；經(jīng)濟發(fā)展會推進城市化進程，大量人口由農(nóng)村涌入城市帶來飲食結(jié)構(gòu)的調(diào)整和人口結(jié)構(gòu)的變動。（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。不同的產(chǎn)業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素需求不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整會導致農(nóng)業(yè)投入品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，進而影響化肥的施用水平。（3）種植結(jié)構(gòu)。不同農(nóng)作物對化肥的需求不同，因而種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整會影響化肥使用量的動態(tài)調(diào)整。（4）技術(shù)因素。農(nóng)業(yè)技術(shù)水平提升能夠提高化肥利用效率，減少在施肥過程中對土地和環(huán)境的污染；科技創(chuàng)新是解決農(nóng)業(yè)農(nóng)村環(huán)境污染和促進農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，在綠色發(fā)展的道路上，化肥減量增效仍有待加強。

模型如下

本研究的被解釋變量為化肥使用量，解釋變量為經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、種植結(jié)構(gòu)和技術(shù)因素。在模型中，下標i和t分別表示省區(qū)和年份。lnferit為化肥使用量取對數(shù)；lnpgdpit為經(jīng)濟發(fā)展水平取對數(shù)，用以考查經(jīng)濟發(fā)展的影響；lnpstructurit為糧食作物播種面積在農(nóng)作物播種面積中的比值的對數(shù)，用以考查種植結(jié)構(gòu)對化肥使用量的影響；lnistructurit為種植業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)牧漁林業(yè)總產(chǎn)值比值的對數(shù)，用以考查農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對化肥使用量的影響；lntechit為不變價格的種植業(yè)產(chǎn)值與化肥使用量的折純量的比值的對數(shù)，表征化肥的產(chǎn)出效率，用以考查技術(shù)因素對化肥使用量的影響；Hitw為其他控制變量；γw為控制變量的估計系數(shù)；μi為固定效應；εit為隨機擾動項。在控制變量中，本研究使用農(nóng)村人口在總?cè)丝诘恼急缺硎救丝诮Y(jié)構(gòu)（lnpural），使用林業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)牧漁林業(yè)產(chǎn)值中的比重的對數(shù)表示地形因素（lnforestry），使用農(nóng)作物播種面積表示播種面積（lnland，千公頃）。各變量的統(tǒng)計性表述見表1。

表1 變量指標描述

1.3 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源主要有兩個：一是構(gòu)建LMDI模型所需的數(shù)據(jù)，如化肥使用量、糧食作物播種面積和農(nóng)作物播種面積，來源于2000—2020年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》；二是構(gòu)建面板模型所需的數(shù)據(jù)，如化肥使用量、糧食作物播種面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)村人口占比、經(jīng)濟發(fā)展水平、種植業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)牧漁林業(yè)產(chǎn)值，來源于2009—2020年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。

2 研究結(jié)果與分析

2.1 LDMI 模型分解結(jié)果

由表2 可知，從全國來看，化肥施用強度是化肥使用量增加的主要促進因素，其促進作用先增加后減少；農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)是化肥使用量增加的主要抑制因素；農(nóng)作物播種面積在第一階段和第二階段對化肥使用量增加起抑制作用，在后兩個階段起促進作用?；适┯脧姸群娃r(nóng)作物播種面積在第四階段對化肥使用量的促進作用均比第三階段小，說明化肥“零增長”行動實施效果顯著。

表2 全國及8 個經(jīng)濟區(qū)的分解結(jié)果

從八大經(jīng)濟區(qū)來看，除東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)和北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)外，其他各區(qū)化肥施用強度都在前三階段對化肥使用量增加起促進作用且逐漸增強；東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)在第一階段促進作用最強，之后逐漸減弱。對于農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，南部沿海經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)、大西北綜合經(jīng)濟區(qū)與全國在4 個階段均起抑制作用；東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)和北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)均只在第四階段起促進作用；黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)在后2 個階段、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)在后3 個階段起促進作用；東北綜合經(jīng)濟區(qū)在4 個階段都起促進作用。對于農(nóng)作物播種面積，只有長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)與全國一樣，在前2 個階段起抑制作用，在后2 個階段起促進作用；南部沿海經(jīng)濟區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)和北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)在4 個階段都起抑制作用；東北綜合經(jīng)濟區(qū)和大西北綜合經(jīng)濟區(qū)在4 個階段都起促進作用；黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)在后3 個階段起促進作用。

對于南部沿海經(jīng)濟區(qū)、東部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)和北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)等經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)和農(nóng)作物播種面積都對化肥使用量增加有抑制作用。對于東北綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)和黃

河中游綜合經(jīng)濟區(qū)這些主要糧食產(chǎn)地，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)和農(nóng)作物播種面積對于化肥使用量增加更多的是促進作用。對于大西南綜合經(jīng)濟區(qū)和大西北綜合經(jīng)濟區(qū)等欠發(fā)達地區(qū)，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)起抑制作用，而農(nóng)作物播種面積在大多數(shù)階段起促進作用。除南部沿海經(jīng)濟區(qū)、大西南綜合經(jīng)濟區(qū)和大西北綜合經(jīng)濟區(qū)外，其他各區(qū)化肥施用強度對化肥使用量增加的促進作用都在第四階段降低。

2.2 化肥使用量影響因素模型的面板回歸結(jié)果

2.2.1 面板回歸結(jié)果分析

基于本研究模型檢驗結(jié)果，使用固定效應模型效果更好，并使用穩(wěn)健標準誤，回歸結(jié)果見表3。第（1）列是在沒有加入控制變量情況下，所有系數(shù)均通過顯著性檢驗，經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)為正，種植結(jié)構(gòu)和技術(shù)因素系數(shù)為負。第（2）列僅考慮經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和種植結(jié)構(gòu)，同時加入播種面積、地形因素、人口結(jié)構(gòu)3 個控制變量情況后，各變量與顯著性并未發(fā)生明顯改變。第（3）列僅考慮技術(shù)因素，同時加入所有控制變量后，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提升有助于減少化肥使用量的結(jié)論得到驗證。第（4）列加入所有變量和控制變量后，回歸結(jié)果在系數(shù)符號和顯著性與第（1）（2）列一致，表明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性以及技術(shù)因素與經(jīng)濟發(fā)展水平、種植結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不存在多重共線性。以第（4）列的回歸結(jié)果作為基準回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)顯著且為正（P<0.01），說明經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與化肥使用量存在正相關(guān)性；種植結(jié)構(gòu)和技術(shù)因素系數(shù)顯著且為負（P<0.01），說明糧食作物種植比例與化肥使用量變化存在負相關(guān)關(guān)系，測土配方等化肥減量增效技術(shù)的推廣和先進施肥器具等技術(shù)因素可以有效減少化肥使用量。

各地區(qū)由于不同的地形地貌和氣候環(huán)境條件，在農(nóng)作物種植和化肥使用量上也存在區(qū)域性的差異，將各省份分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)，分別對糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)進行分析有助于研究各省份化肥使用量的區(qū)域性差異。為考查各因素對糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)化肥使用量的影響作用，分別對兩者進行回歸，結(jié)果見表3 的第（5）列和第（6）列。在分別考慮糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的情況下，各系數(shù)與顯著性并未發(fā)生明顯改變。糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)僅在系數(shù)值大小上表現(xiàn)出差異。第（6）列中經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)因素的系數(shù)絕對值大于第（5）列，說明在非糧食主產(chǎn)區(qū)具有很高的減肥潛力，可以通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提升農(nóng)業(yè)技術(shù)水平來減少化肥使用量。綜合上述回歸結(jié)果，大多數(shù)解釋變量顯著性和符號一致，表明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 模型回歸結(jié)果

2.2.2 內(nèi)生性問題

本研究使用核心解釋變量的滯后項和歷史變量作為工具變量，使用兩階段最小二乘法來解決模型的內(nèi)生性問題。歷史變量主要是1989年的耕地面積、1989年農(nóng)用大型拖拉機數(shù)量，時間滯后變量與內(nèi)生變量的當期密切相關(guān)，但由于前期變量所表征事務已經(jīng)發(fā)生、取值已成固定，因而不會與當期的誤差項相關(guān)。另外，經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、種植結(jié)構(gòu)和技術(shù)因素還與一些歷史變量相關(guān)。長時期滯后的耕地面積和農(nóng)業(yè)大型拖拉機數(shù)量與農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)技術(shù)水平有聯(lián)系，但長時期滯后的歷史變量并不會對當期化肥使用量產(chǎn)生直接影響，符合選擇工具變量的要求[17]。1 個階段為5年，估計結(jié)果見表4。第（1）列為同時使用滯后3 個階段的經(jīng)濟發(fā)展水平和滯后5 個階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為工具變量進行估計的結(jié)果；第（2）列為同時使用滯后3 個階段的地形因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為工具變量進行估計的結(jié)果；第（3）列為同時使用滯后1 個階段的種植結(jié)構(gòu)、滯后5 個階段的技術(shù)因素以及1989年的耕地面積和1989年農(nóng)用大型拖拉機數(shù)量作為工具變量進行估計的結(jié)果；第（4）列為同時使用滯后1 個階段的技術(shù)因素、滯后5 個階段的經(jīng)濟發(fā)展水平和1989年農(nóng)用大型拖拉機數(shù)量作為工具變量進行估計的結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，Sargan 檢驗的統(tǒng)計量和伴隨概率都接受了所有工具變量均有效的原假設，同時也證明工具變量選擇的合理性。結(jié)果表明，在控制潛在的內(nèi)生性問題之后，回歸結(jié)果依然在系數(shù)符號和顯著性上與表3 第（4）列回歸結(jié)果保持一致。

表4 各因素對化肥使用量影響的兩階段最小二乘法估計結(jié)果

2.2.3 面板模型穩(wěn)健性檢驗

本研究從考慮極端值、遺漏變量等方面進行穩(wěn)健性檢驗。在考慮極端值方面，本研究在化肥使用量雙邊縮尾與雙邊截尾基礎上進行回歸分析，回歸結(jié)果見表5 第（1）列和第（2）列。在考慮遺漏變量方面，本研究在表4 第（4）列的基礎上控制了農(nóng)業(yè)勞動力人口進行分析。表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，在考慮極端值、遺漏變量等問題后，各因素系數(shù)值和顯著性依然與表3 第（4）列結(jié)果一致，本研究基準回歸結(jié)果依然較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.2.4 技術(shù)因素與其他因素交互作用的進一步分析

根據(jù)前文分析，技術(shù)因素與經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和種植結(jié)構(gòu)在影響化肥使用量的過程中可能具有一定的互補性，二者一起發(fā)揮作用。為詳細考查農(nóng)業(yè)技術(shù)水平與其他因素的協(xié)同作用機制對化肥使用量的影響，本研究在計量模型中分別引入技術(shù)因素與其他因素的交互項進行分析。各交互項的回歸結(jié)果見表6。第（1）列顯示技術(shù)因素與經(jīng)濟發(fā)展水平的交互項系數(shù)顯著且為負（P<0.01），說明農(nóng)業(yè)技術(shù)水平在減少化肥使用量的同時，也促進了經(jīng)濟發(fā)展向著集約型方向轉(zhuǎn)變。第（2）列顯示技術(shù)因素與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的交互項系數(shù)顯著且為負（P<0.01），說明農(nóng)業(yè)技術(shù)水平與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在一定的互補性，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提升促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，兩者共同作用對化肥使用量起抑制作用。第（3）列技術(shù)因素與種植結(jié)構(gòu)的交互項系數(shù)顯著且為負（P<0.01），說明技術(shù)因素與種植結(jié)構(gòu)調(diào)整存在減少化肥使用量的過程中存在替代作用，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提升在提高糧食作物單位產(chǎn)量保障基本口糧的同時，促進經(jīng)濟作物的種植，而經(jīng)濟作物相對于糧食作物需要施用更多的化肥，從而造成了化肥減量的擠出效應。

表6 技術(shù)因素與其他因素的交叉效應回歸結(jié)果

3 結(jié)論與討論

在全國層面上，化肥施用強度對化肥使用量增長起促進作用，種植結(jié)構(gòu)對化肥使用量增長起抑制作用，播種面積在后兩個階段對化肥使用量增長起促進作用，且化肥施用強度和播種面積在第四階段即化肥“零增長”行動實施期間，相對于上一階段其促進作用明顯減弱。從區(qū)域?qū)用嫔?，東北綜合經(jīng)濟區(qū)、北部沿海綜合經(jīng)濟區(qū)、黃河中游綜合經(jīng)濟區(qū)、長江中游綜合經(jīng)濟區(qū)等糧食主產(chǎn)區(qū)表現(xiàn)出與其他地區(qū)不同的特點，如這些糧食主產(chǎn)區(qū)在第四階段化肥施用強度對化肥使用量增長的促進作用都出現(xiàn)減弱；種植結(jié)構(gòu)對化肥使用量的影響出現(xiàn)了不同于全國的特征，在后面2 個階段起促進作用。

在控制相關(guān)變量后所有因素都顯著，經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對化肥使用量具有促進作用，技術(shù)因素和種植結(jié)構(gòu)對化肥使用量具有抑制作用。種植結(jié)構(gòu)抑制化肥使用量的增加，這一結(jié)論與龔琦等[15]和張衛(wèi)峰等[18]研究結(jié)果相同。種植結(jié)構(gòu)的變動主要體現(xiàn)為糧食作物播種面積的增加，而糧食作物相對于經(jīng)濟作物需要更好的化肥。技術(shù)因素對化肥使用量的增加起抑制作用，這一結(jié)論與龔琦等[15]、付浩然等[19]和楊莉莎等[20]研究結(jié)果相符，也進一步驗證了技術(shù)因素所選指標的合理性。無論是化肥減肥增效技術(shù)的推廣，還是先進施肥器具的使用，都能夠提高化肥利用效率，減少化肥的使用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對化肥使用量起促進作用，至今仍無人驗證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與化肥使用量的關(guān)系，但已有結(jié)論證明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)碳排放的正相關(guān)性[21-22]?；适侵匾霓r(nóng)業(yè)碳排放碳源之一，仍能充分說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對化肥使用量具有促進作用。模型在考慮極端值、遺漏變量以及內(nèi)生性問題情況下，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。技術(shù)因素與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展水平存在一定的互補性，兩者的交互作用抑制化肥的施用，技術(shù)因素和種植結(jié)構(gòu)則存在一定的替代作用，兩者的交互作用對化肥的施用起促進作用。

4 化肥減量增效的對策

4.1 調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化種植業(yè)結(jié)構(gòu)

積極優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，適當擴大畜牧業(yè)、漁業(yè)以及林業(yè)等低碳行業(yè)比重，實現(xiàn)農(nóng)林牧漁業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展。在保障糧食安全的基礎上，以市場為導向調(diào)整作物種植結(jié)構(gòu)，針對區(qū)域優(yōu)勢作物發(fā)展多類型的特色產(chǎn)業(yè)示范區(qū)。準確把握市場信息，根據(jù)需求調(diào)整投入和產(chǎn)出，充分發(fā)揮從城市回流的資金、技術(shù)和人才優(yōu)勢，推進農(nóng)村三產(chǎn)融合，進而推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級。

4.2 科學施用化肥，推廣節(jié)肥技術(shù)

基于當下市場經(jīng)濟和城鎮(zhèn)化進程的快速發(fā)展，大量農(nóng)村勞動力流出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域這一事實，以及土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化經(jīng)營的歷史趨勢，大力推廣利用節(jié)肥技術(shù)，應用先進機械設備，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式向標準化、規(guī)?；⒓s化轉(zhuǎn)變。完善農(nóng)業(yè)科研經(jīng)費投入機制，研發(fā)推廣高效緩釋肥料、生物肥料等新產(chǎn)品。科學施用化肥，綜合考慮農(nóng)作物的需肥量、需肥規(guī)律以及肥料的利用率等因素，調(diào)整不同化肥的施用比例，合理混合施用化肥和有機肥。因地制宜，合理耕作，通過適宜的耕作措施讓農(nóng)作物能夠充分吸收氮磷等化肥養(yǎng)分。采取秸稈覆蓋措施，減少徑流氮的流失，提高化肥利用效率。采用水稻-小麥、水稻-油菜、水稻-大蒜等輪作方式，確保土地用養(yǎng)結(jié)合，保證農(nóng)作物平衡利用土壤中的營養(yǎng)元素，調(diào)節(jié)土壤肥力。

4.3 構(gòu)建以基層供銷合作社為核心的“為農(nóng)服務”體系

基層供銷合作社的“為農(nóng)服務”是多方面的，尤其是能為農(nóng)戶提供專業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，推動測土配方施肥項目，提升科學施肥、配套施肥的水平。政府可以依靠基層供銷合作社建設農(nóng)化配套設施、建立示范田等對高效養(yǎng)分管理技術(shù)進行宣傳與示范，擴大減肥增效效果。肥料企業(yè)可以以基層供銷合作社為依托開展農(nóng)化培訓、試驗示范等農(nóng)化服務工作，打通科學施肥的“最后一公里”。政府、企業(yè)和科研單位作為為農(nóng)服務的主體，三者之間目前仍缺乏聯(lián)系，服務水平有待提高?；鶎庸╀N合作社作為直接服務于農(nóng)戶的主體與政府、企業(yè)和科研單位之間也有一定的聯(lián)系，為此，可以建立一個以供銷合作社為中心的為農(nóng)服務體系，保障化肥等農(nóng)資在研發(fā)、生產(chǎn)和科學施用的連貫性。