化肥農(nóng)藥施用增產(chǎn)不增收的實(shí)證檢驗(yàn)與現(xiàn)實(shí)證據(jù)

張宗軍，石 響，令 濤

1 引言

我國幾千年的歷史表明社會(huì)穩(wěn)定的基礎(chǔ)在于農(nóng)民，農(nóng)民安居樂業(yè)的根本在于糧食。隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)入新常態(tài)和國外挑戰(zhàn)不斷凸顯，穩(wěn)住農(nóng)業(yè)基本盤、發(fā)揮“三農(nóng)”壓艙石的作用就顯得至關(guān)重要。同時(shí)，保持農(nóng)民收入持續(xù)快速增長，不斷縮小城鄉(xiāng)收入差距也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的主要目標(biāo)。然而，與農(nóng)民收入最為密切相關(guān)的無疑就是農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高不僅是提高農(nóng)民收入的途徑之一，也是維護(hù)國家糧食安全戰(zhàn)略的重要保障①。隨著科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，形形色色的增產(chǎn)手段被應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的過程當(dāng)中，而化肥與農(nóng)藥作為一種物化的技術(shù)形式，作為“綠色革命”的標(biāo)志之一②，在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中得到了廣泛運(yùn)用，是使用量最大，使用面最廣的增產(chǎn)手段，被人們喻為“糧食的糧食”。

化肥農(nóng)藥施用對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的提升作用在理論上達(dá)成了普遍共識(shí)。也有部分成果關(guān)注到了要素投入對農(nóng)民收入的影響情況。Qianl[1]觀察到影響農(nóng)民收入增長的因素主要有人力資本供給、農(nóng)業(yè)發(fā)展模式、自然災(zāi)害和氣候條件以及政府的支農(nóng)政策等。張改清[2]的研究表明政府提高糧食收購價(jià)格，可以有效保護(hù)農(nóng)民種糧積極性，間接影響農(nóng)戶收入。李子涵[3]研究發(fā)現(xiàn)我國有將近一半的農(nóng)戶存在灌溉投入嚴(yán)重不足但化肥過量施用的問題，如果降低生產(chǎn)的平均要素成本，可以顯著提高農(nóng)民收入。趙起德等[4]指出農(nóng)民收入的持續(xù)增加需要技術(shù)進(jìn)步、制度創(chuàng)新和規(guī)模經(jīng)營的協(xié)同作用。周益波[5]認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化表現(xiàn)出一定的增收效應(yīng)，促進(jìn)了農(nóng)民總收入的提高；另外還發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化具有收入分配效應(yīng)，縮小了農(nóng)民內(nèi)部的收入差距，中低收入農(nóng)民從中獲益更多。李雪[6]的研究發(fā)現(xiàn)耕地面積、非農(nóng)就業(yè)、產(chǎn)品價(jià)格對農(nóng)戶收入提升影響較大，且影響程度有增加的趨勢。侯曉康[7]指出農(nóng)業(yè)收入在平均水平以上的農(nóng)戶對測土配方施肥技術(shù)的接受度更強(qiáng)，該技術(shù)可使農(nóng)業(yè)收入年均提高8%。呂屹云等[8]認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對科技進(jìn)步和農(nóng)戶收入增加均有推動(dòng)作用，但科技投入?yún)s對農(nóng)戶收入增加具有抑制作用。蔣浩東等[9]指出種植經(jīng)濟(jì)作物更有利于農(nóng)民收入的增加，進(jìn)而反過來又促進(jìn)種植結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。郗曼等[10]發(fā)現(xiàn)國家貧困縣對上級(jí)財(cái)政的依賴程度越大，對農(nóng)民收入水平提升的抑制作用也越大。

但針對化肥和農(nóng)藥投入與農(nóng)民經(jīng)營性收入之間關(guān)系的研究非常少。因此，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的宏觀引導(dǎo)政策與農(nóng)民化肥農(nóng)藥施用決策之間的良性互動(dòng)，就必須考慮化肥和農(nóng)藥減量施用與農(nóng)民經(jīng)濟(jì)利益之間的關(guān)系。也就是說，從宏觀上不僅要確定化肥農(nóng)藥施用與糧食產(chǎn)量之間的定量關(guān)系，更要確定其與農(nóng)民收入之間的定量關(guān)系。為此，本文分別就化肥農(nóng)藥對糧食單位產(chǎn)量和農(nóng)民經(jīng)營凈收入的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，為引導(dǎo)化肥農(nóng)藥減量施用，推動(dòng)農(nóng)業(yè)面源污染治理和實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)碳中和、碳達(dá)峰提供一定的理論支撐。

2 研究方法

2.1 變量選擇與作用機(jī)理

2.1.1 被解釋變量

(1)糧食單位面積理論產(chǎn)量

化肥和農(nóng)藥的施用對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響最終體現(xiàn)在產(chǎn)量上面，已有的研究往往以實(shí)際產(chǎn)量作為被解釋變量，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的弱質(zhì)性使其很容易受到自然災(zāi)害的影響，化肥農(nóng)藥投入對產(chǎn)量的增收效果往往被自然災(zāi)害削弱，致使以實(shí)際產(chǎn)量作為被解釋變量得出的結(jié)論有一定的偏差，甚至改變產(chǎn)量變化的方向。為了更準(zhǔn)確地反映化肥農(nóng)藥投入的增產(chǎn)效果，本文根據(jù)各地區(qū)歷年糧食作物的實(shí)際單位產(chǎn)量進(jìn)行模擬回歸，從而得出理論產(chǎn)量，也就是在科技進(jìn)步、生產(chǎn)條件優(yōu)化趨勢下，不考慮災(zāi)害侵?jǐn)_之后的產(chǎn)量，用YLit表示i地區(qū)t年度的理論產(chǎn)量；用ΔYLit表示i地區(qū)t年度受災(zāi)害影響導(dǎo)致的產(chǎn)量損失；用YSit表示i地區(qū)t年度的實(shí)際產(chǎn)量；作物產(chǎn)量還可能會(huì)受其他非災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)影響產(chǎn)生一定的波動(dòng)，用σit表示。因此，農(nóng)作物單產(chǎn)序列的表達(dá)公式可以確定為YLit=YSit+ΔYLit+σit，在實(shí)際計(jì)算中由于σit較小且難以測度可以忽略，則YLit=YSit+ΔYLit。選擇最顯著的回歸方程獲取理論產(chǎn)量，最終以理論產(chǎn)量(YL)作為被解釋變量。

(2)農(nóng)民經(jīng)營凈收入

居民收入通常用居民可支配收入來衡量。但是，改革開放以來，農(nóng)民的收入來源不斷拓展，形成了經(jīng)營收入、工資收入、財(cái)產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移收入四大渠道。經(jīng)營性收入比較合理地反映了農(nóng)民來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收入狀況，化肥農(nóng)藥的施用也只能對經(jīng)營凈收入產(chǎn)生較大的影響，對其他三個(gè)渠道的收入基本沒有影響，因此，選取農(nóng)村居民人均經(jīng)營凈收入(Net income from production, NIP)作為衡量化肥農(nóng)藥投入對農(nóng)民收入影響的關(guān)鍵指標(biāo)。考慮到通貨膨脹因素的影響，以農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民人均經(jīng)營凈收入進(jìn)行平減處理。

2.1.2 解釋變量

本文以單位播種面積的化肥施用折純量(Fertilizer dosage per unit area，F(xiàn)U)和農(nóng)藥施用量(Pesticide dosage per unit area，PU)作為核心解釋變量?；署B(yǎng)分濃度高，肥效快，主要通過改善土壤肥力來實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)效果。農(nóng)藥的施用主要針對的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中病、蟲、草的危害，通過噴灑來維護(hù)農(nóng)作物健康，人為地為農(nóng)作物提供良好的生長環(huán)境。

2.1.3 控制變量

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的其他要素對糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收也有著重大影響，作用方式和投入效果也有所差異。(1)柴油(Diesel consumption，簡稱DC)在增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率方面起著重要作用，將此作為衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中能源投入的指標(biāo)。(2)農(nóng)業(yè)機(jī)械化(Level of agricultural mechanization，LOM)有效提升土地產(chǎn)糧能力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收，用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。(3)水分是農(nóng)作物生產(chǎn)的基礎(chǔ)，灌溉水平(Irrigation level，IL)的提高在一定程度上緩解了我國水資源分配不均和農(nóng)作物水分需求不充足等問題。(4)勞動(dòng)力投入是各個(gè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個(gè)重要要素，隨著我國城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，吸納了農(nóng)村大量勞動(dòng)力，在一定程度上影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，由此用城鎮(zhèn)化率(Rural labor force，RLF)來衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中勞動(dòng)力的投入狀況。(5)商品價(jià)格會(huì)影響供需關(guān)系，同樣化肥和農(nóng)藥的價(jià)格在一定程度上影響農(nóng)戶的用量決策，并因投入成本的變化而影響到農(nóng)產(chǎn)品的最終收益。以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)(production price index，PPI)來衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的變動(dòng)情況。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)除了受直接的投入要素影響外，還受到其他間接因素的影響。(1)財(cái)政(Financial support，F(xiàn)S)對于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)各個(gè)領(lǐng)域投資進(jìn)行了補(bǔ)貼，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件得到了改善，從而促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的提高或者農(nóng)民收入的增加。(2)農(nóng)民收入水平(Disposable income，DIC)決定著農(nóng)民投入生產(chǎn)要素的能力和程度，體現(xiàn)在農(nóng)作物產(chǎn)量的日益提高。(3)受教育水平(Department of education，DOE)可以提高農(nóng)民文化素質(zhì)，有助于轉(zhuǎn)變農(nóng)民的生產(chǎn)理念和生產(chǎn)方式，從而進(jìn)行科學(xué)合理的種植，最終影響到產(chǎn)量的提升和收入的增加。(4)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Gross Domestic Product，GDP)往往對農(nóng)業(yè)的發(fā)展有著重大影響，地區(qū)發(fā)展水平越高，能夠給農(nóng)業(yè)提供更加完善的市場體系，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格更加合理，市場需求也更為豐富明確，在宏觀上也為農(nóng)民增收做出導(dǎo)向。(5)種植結(jié)構(gòu)(Planting structure，PS)從大的層面可以分為糧食作物和經(jīng)濟(jì)作物兩大類，這兩種作物由于生長特點(diǎn)、經(jīng)濟(jì)價(jià)值、風(fēng)險(xiǎn)狀況等方面存在很大不同，因此在化肥農(nóng)藥施用和對農(nóng)戶收入影響方面存在一定差異,本文以糧食作物種植面積占農(nóng)作物種植總面積的比例來衡量。

2.1.4 作用機(jī)理

各變量之間的作用機(jī)理如圖1所示，化肥、農(nóng)藥、機(jī)械、灌溉、燃油和勞動(dòng)力作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要投入要素，對作物單位產(chǎn)量起著直接的影響，但農(nóng)戶最終的經(jīng)營收入狀況取決于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和價(jià)格的雙重作用。而農(nóng)民可支配收入、財(cái)政支農(nóng)力度、教育水平、生產(chǎn)資料價(jià)格又在很大程度決定了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改進(jìn)狀況和農(nóng)民對生產(chǎn)要素投入的積極性，其中生產(chǎn)資料價(jià)格以成本形式影響到了農(nóng)民的經(jīng)營性凈收入。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則在宏觀上影響區(qū)域內(nèi)農(nóng)民收入、政府財(cái)政、教育投入和價(jià)格水平，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)改變社會(huì)對農(nóng)產(chǎn)品的需求偏好，影響農(nóng)業(yè)的種植結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對農(nóng)民經(jīng)營性收入產(chǎn)生影響。

圖1 各變量之間的作用機(jī)理

2.2 數(shù)據(jù)來源與說明

本文采用我國31個(gè)省、市、自治區(qū)的平衡面板數(shù)據(jù)，樣本期間為1999—2018年，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和Wind數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)包含了我國所有的農(nóng)業(yè)種植地區(qū)，年度上分析了21世紀(jì)以來的變化情況，總體針對性強(qiáng)、覆蓋面高，具有良好的代表性。需要說明的是，1999—2006年尚未披露農(nóng)林水務(wù)的財(cái)政支出指標(biāo)，所以1999—2002年的財(cái)政支農(nóng)資金用財(cái)政支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和財(cái)政農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出之和來代替，2003—2006年數(shù)據(jù)用財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與財(cái)政林業(yè)支出之和來代替；其次，2012年后國家統(tǒng)計(jì)局不再披露農(nóng)村人均純收入指標(biāo)數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)為農(nóng)村居民人均可支配收入，轉(zhuǎn)化前后統(tǒng)計(jì)口徑變化甚微，不影響實(shí)證檢驗(yàn)；第三，北京市、天津市、上海市和重慶市的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)缺失，本文分別以其相鄰的河北省、江蘇省和四川省的相關(guān)數(shù)據(jù)替代。

通過對變量序列數(shù)據(jù)分析看出,糧食作物單產(chǎn)量與農(nóng)民經(jīng)營性收入都保持著平穩(wěn)較快增長,而化肥與農(nóng)藥則出現(xiàn)先增長后下降的趨勢。如表1所示,從所選時(shí)期內(nèi)的變量統(tǒng)計(jì)描述看出,各變量的最小值、均值、最大值之間有一定的平衡性,各變量總體形成趨勢,可以用來真實(shí)反映所研究問題。

表1 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述

2.3 模型構(gòu)建

基于上述變量的選擇，本文采用了靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，同時(shí)對絕對量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對數(shù)處理，以此來緩解模型的自相關(guān)和異方差問題，增強(qiáng)了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，也保持了所有變量量綱的一致性，最終將模型設(shè)定為如下的產(chǎn)量回歸模型和收入回歸模型：

lnYLit=β0+β1lnFUit+β2lnPUit+β3lnLOMit+β4lnDCit+β5lnFSit+β6lnDICit+β7lnILit+β8DOEit+β9RLFit+γi+δt+εit

lnNIPit=α0+α1lnFUit+α2lnPUit+α3lnLOMit+α4lnFSit+α5lnGDPit+α6lnILit+α7DOEit+α8PSit+α9RLFit+α10PPIit+γi+δt+εit

模型中i代表地區(qū)，t代表時(shí)間，α0、β0表示常數(shù)項(xiàng)，αj、βj表示回歸系數(shù)；YLit表示為第i個(gè)地區(qū)第t年的糧食單產(chǎn)量；NIPit表示為第i個(gè)地區(qū)第t年的農(nóng)民經(jīng)營性收入；FUit、PUit分別表示第i個(gè)地區(qū)第t年的化肥施用量和農(nóng)藥施用量兩個(gè)核心解釋變量；其他變量均表示的是控制變量；γi和δt分別表示個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

回歸前需要對模型中的各個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，常用的方法就是單位根檢驗(yàn)，具體有LLC檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)等四種方法。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，發(fā)現(xiàn)部分變量原序列不平穩(wěn)，對原序列做一階差分后繼續(xù)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)除個(gè)別序列在5%的顯著性水平平穩(wěn)外，其他序列均在1%的顯著性水平上平穩(wěn)，說明各變量之間是一階單整的。在此基礎(chǔ)上分別使用MPP檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)三種方法，對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示，顯示各變量序列之間存在協(xié)整關(guān)系。由此，確保了后續(xù)面板回歸的有效性。

表2 變量單位根檢驗(yàn)

表3 面板協(xié)整檢驗(yàn)

3.2 化肥農(nóng)藥增產(chǎn)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

產(chǎn)量回歸模型的結(jié)果如表4所示，四種情形下的回歸系數(shù)與顯著性存在一定的差異，需要選擇最優(yōu)模型。F統(tǒng)計(jì)量用于檢驗(yàn)所有的個(gè)體效應(yīng)在整體上的顯著性，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值越大、P值越小則說明固定效應(yīng)模型比混合OLS模型更可取，檢驗(yàn)的F值為454.34，P值為0，選擇固定效應(yīng)模型。LM統(tǒng)計(jì)量用來選擇混合OLS模型和隨機(jī)模型，檢驗(yàn)的LM值為4448.07，P值為0，拒絕了混合OLS模型。固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)側(cè)重點(diǎn)有所不同，每一個(gè)個(gè)體中有一部分不隨時(shí)間改變的不可觀測效應(yīng)，如果這部分跟自變量相關(guān)，則選擇固定效應(yīng)，否則選擇隨機(jī)效應(yīng)，具體用Hausman檢驗(yàn)在這兩種模型中進(jìn)行選擇，chi2的值為33.14，P值為0.0003，由此應(yīng)進(jìn)行固定效應(yīng)模型估計(jì)。固定效應(yīng)模型只能反映隨時(shí)間變化的變量的信息，不隨時(shí)間變化的變量信息會(huì)被自動(dòng)遺漏，為此加入時(shí)間的虛擬變量，經(jīng)過檢驗(yàn)顯示存在時(shí)間效應(yīng)，最終選擇雙向固定效應(yīng)模型。實(shí)證結(jié)果表明：(1)化肥施用對農(nóng)作物單位產(chǎn)量有顯著的增產(chǎn)作用，化肥施用量每增加1%，農(nóng)作物單位產(chǎn)量將增加7.06%，說明化肥施用確實(shí)能夠通過提高土壤肥力、改變作物特質(zhì)從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)量的增加；(2)農(nóng)藥施用對農(nóng)作物增產(chǎn)影響較大，農(nóng)藥使用量每增加1%時(shí)，農(nóng)作物產(chǎn)量將增加3.25%，說明農(nóng)藥施用通過降低病蟲害侵?jǐn)_從而減少了產(chǎn)量損失。

表4 產(chǎn)量模型回歸結(jié)果

3.3 化肥農(nóng)藥增收效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

收入回歸模型實(shí)證中，F(xiàn)檢驗(yàn)值為89.95,P值為0，拒絕混合回歸模型，選擇固定效應(yīng)模型；LM檢驗(yàn)值為3124.44，P值為0，拒絕混合回歸模型，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型；Hausman檢驗(yàn)值為19.99，P值為 0.018，拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的假設(shè)，表明應(yīng)對因變量和自變量建立固定效應(yīng)模型。加入時(shí)間的虛擬變量后，結(jié)果顯示時(shí)間效應(yīng)不明顯，最終選擇固定效應(yīng)模型。表5的實(shí)證結(jié)果表明：(1)當(dāng)化肥增加1%的施用時(shí)，農(nóng)民經(jīng)營凈收入將增加10.7%，但不顯著。(2)當(dāng)農(nóng)藥增加1%的施用時(shí)，農(nóng)民經(jīng)營凈收入將減少11.3%，顯著性水平很高。由此說明化肥的施用對農(nóng)民的增收效果不明顯，而農(nóng)藥的施用更帶來農(nóng)民收入的減少。

控制變量中，(1)當(dāng)農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力增加1%時(shí)，農(nóng)民收入增加 12.5%，且影響顯著，說明機(jī)械化程度的提高，取代了部分手工農(nóng)具，耕作方式變得更加便捷高效，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力得到進(jìn)一步釋放，有助于農(nóng)民增收的實(shí)現(xiàn)。(2)當(dāng)?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值每增加1%時(shí)，農(nóng)民收入增加44.5%，說明一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，能夠給農(nóng)業(yè)提供更加完善的市場體系，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格更加合理，市場需求也更為豐富明確。(3)灌溉水平(人均灌溉面積)作用顯著，有效灌溉面積每增加1%，農(nóng)民收入將增加30.4%，說明灌溉水平的提升在一定程度上改善了農(nóng)作物生長的自然條件，提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，進(jìn)而增加了農(nóng)民收入。(4)城鎮(zhèn)化率每增加1%，農(nóng)民收入減少0.57%，作用顯著，原因在于城鎮(zhèn)化發(fā)展占用了大量耕地,縮減了耕種面積，同時(shí)大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，最終影響了農(nóng)民經(jīng)營收入的提高。(5)種植結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入增長影響很小，且不顯著。糧食作物的生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較小但經(jīng)濟(jì)價(jià)值也較低，經(jīng)濟(jì)作物的經(jīng)濟(jì)價(jià)值較高而種植風(fēng)險(xiǎn)也更大，兩大類作物此消彼長，使二者較小的結(jié)構(gòu)變化在長期內(nèi)對農(nóng)戶收入的影響不明顯。(6)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)每增加1%，農(nóng)民收入將減少0.46%，作用顯著，原因在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料在使用效率不高的情況下又以成本投入的方式制約著農(nóng)民收入的增長。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

目前為止關(guān)于如何進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)還沒有一個(gè)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，只能根據(jù)研究視角和目標(biāo)的不同選擇適合的方法，本文采用改變計(jì)量方法使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差重新進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表4、表5所示。產(chǎn)量模型中各解釋變量回歸系數(shù)和作用方向均未發(fā)生變化，只有部分解釋變量顯著性有所下降，但在10%顯著性水平上解釋力均未發(fā)生改變。收入模型中各解釋變量回歸系數(shù)和作用方向均未發(fā)生變化，部分解釋變量顯著性有所下降，但核心解釋變量的解釋力并未發(fā)生變化。由此可見，化肥與農(nóng)藥對糧食產(chǎn)量、農(nóng)民經(jīng)營性收入的影響關(guān)系是穩(wěn)健的、可靠的，這也更好地驗(yàn)證了本文得出的化肥農(nóng)藥施用增產(chǎn)不增收的結(jié)論。

表5 收入模型回歸結(jié)果

4 化肥農(nóng)藥投入增產(chǎn)不增收的現(xiàn)實(shí)證據(jù)與政策建議

通過化肥農(nóng)藥施用對糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析結(jié)果綜合對比，可以得出如下結(jié)論：化肥與農(nóng)藥對農(nóng)作物產(chǎn)量的產(chǎn)出彈性分別為7.06%和3.25%，說明其對農(nóng)作物增產(chǎn)具有顯著的積極作用。同時(shí)，隨著化肥農(nóng)藥使用的負(fù)面效應(yīng)日漸突出，2015年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部制定了兩個(gè)“零增長方案”③，化肥和農(nóng)藥施用強(qiáng)度開始逐年降低，在其他農(nóng)業(yè)科技手段快速發(fā)展的環(huán)境下，化肥農(nóng)藥對農(nóng)作物產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率大幅度降低，甚至為負(fù)值?；试隽渴┯脤r(nóng)民收入影響雖然為正但是不顯著，農(nóng)藥增量施用更是對農(nóng)民收入產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。由此，本文得出化肥農(nóng)藥使用增產(chǎn)不增收的結(jié)論。換言之，降低化肥農(nóng)藥的施用量并不直接對農(nóng)民經(jīng)營性收入帶來重大影響，這是農(nóng)作物生產(chǎn)成本與市場價(jià)格雙重作用的結(jié)果。實(shí)際上，1999—2018年期間內(nèi)全國兩大油料作物(花生、油菜籽)和三大糧食作物(小麥、稻谷和玉米)的收益(產(chǎn)值與成本之差)一直處于波動(dòng)徘徊狀態(tài)，甚至兩大油料作物從2013年開始、三大糧食作物從2015年開始出現(xiàn)了入不敷出的情形，農(nóng)民經(jīng)營凈收入無法獲得提升。④伴隨著農(nóng)村市場化改革的持續(xù)推進(jìn)，農(nóng)民成為追求收益最大化的經(jīng)營主體，從而種糧的成本收益成為農(nóng)民取舍的關(guān)鍵影響因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益率低下會(huì)嚴(yán)重影響著農(nóng)民的種糧積極性，也會(huì)影響到農(nóng)民進(jìn)行綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的行為決策。因此，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)民經(jīng)營性收入的不斷增加、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的穩(wěn)步提高和農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的逐步推進(jìn)，需要在經(jīng)濟(jì)激勵(lì)政策和工程技術(shù)支持方面雙管齊下。

第一，提高化肥農(nóng)藥利用率，發(fā)揮減量不減效的作用。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部測算，2019年我國三大糧食作物化肥利用率為39.2%，比2015年的35.2%提高了4個(gè)百分點(diǎn)；2019年農(nóng)藥利用率為39.8%，比2015年的36.6%提升了3.2個(gè)百分點(diǎn)。

而目前歐美發(fā)達(dá)國家糧食作物氮肥利用率在50%～65%，高出我國10～25個(gè)百分點(diǎn)；歐美發(fā)達(dá)國家糧食作物農(nóng)藥利用率在50%～60%，高出我國10～20個(gè)百分點(diǎn)?？梢?，中國化肥的利用率相對偏低。另外，中國農(nóng)戶的化肥施用更多是一種經(jīng)驗(yàn)性的習(xí)慣行為，是早期生產(chǎn)條件和時(shí)代背景下缺乏生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)的結(jié)果。因此，在施肥過程中要根據(jù)不同地區(qū)、不同土壤條件、不同作物需求，制定施肥標(biāo)準(zhǔn)，推進(jìn)精準(zhǔn)施肥，改變以往粗放式的生產(chǎn)習(xí)慣，提高化肥農(nóng)藥的利用率，達(dá)到減量不減效的效果。

第二，嚴(yán)格把控農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，化解增產(chǎn)不增收的困境。增產(chǎn)不增收的情形其實(shí)存在于我國歷史各個(gè)時(shí)期，尤其是隨著工業(yè)化的不斷深化，農(nóng)民更是面臨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的雙重?cái)D壓，產(chǎn)生了投入與產(chǎn)出不平衡的現(xiàn)象。因此，健全農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格監(jiān)測系統(tǒng)顯得格外必要，一方面通過政府干預(yù)減小通貨膨脹給農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格帶來的負(fù)面影響，減輕市場波動(dòng)對農(nóng)民勞動(dòng)成果的侵蝕；另一方面通過行政監(jiān)管強(qiáng)化對人為操縱市場、制造農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格異常波動(dòng)等侵害農(nóng)戶利益的行為進(jìn)行嚴(yán)厲打擊和懲處；三是通過政府支持引導(dǎo)，減少農(nóng)產(chǎn)品的流通環(huán)節(jié)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益不斷向農(nóng)民回籠。

第三，優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)資金的使用結(jié)構(gòu)與效率，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)改革提供激勵(lì)。多年來各級(jí)政府不斷強(qiáng)化對“三農(nóng)”事項(xiàng)的財(cái)政投入，不論是資金數(shù)額還是占整個(gè)財(cái)政收入的比重都有了很大的提升，但財(cái)政支農(nóng)資金的使用效果卻不盡人意。政府不僅要做支農(nóng)資金的投入者，更應(yīng)該是其管理者，一是調(diào)整財(cái)政資金的使用結(jié)構(gòu)，增加在水利工程、灌溉技術(shù)、農(nóng)業(yè)科技、防災(zāi)抗災(zāi)、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等項(xiàng)目的資金投入，充分發(fā)揮這些項(xiàng)目的長效作用和撬動(dòng)功能；同時(shí)降低各種直接農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金，避免其作為經(jīng)濟(jì)收入被農(nóng)民直接消費(fèi)，而無法發(fā)揮放大效應(yīng)和溢出效應(yīng)。二是深入推進(jìn)涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合使用的步伐，集合資金重點(diǎn)突破，提高涉農(nóng)資金的使用效率，降低涉農(nóng)資金使用中的尋租、浪費(fèi)、腐敗等現(xiàn)象。三是在土地確權(quán)基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立耕地流轉(zhuǎn)的制度保障體系，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，增強(qiáng)機(jī)械設(shè)備管理和操作的可能性，提高農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營水平。

第四，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科技投入，抵消因化肥農(nóng)藥減量造成的產(chǎn)量損失。隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，財(cái)政和個(gè)人農(nóng)業(yè)資金投入提升空間不斷縮小，城鎮(zhèn)化發(fā)展使耕地面積和農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量還會(huì)不斷降低。未來較長時(shí)期內(nèi)農(nóng)業(yè)物化生產(chǎn)要素的投入將接近上限，這促使我們必須將農(nóng)業(yè)增產(chǎn)方式逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽靠萍紕?chuàng)新拉動(dòng)。需要加強(qiáng)優(yōu)良種子研發(fā)，在提高單產(chǎn)的同時(shí)增強(qiáng)抵御自然災(zāi)害的能力；深化施肥、施藥技術(shù)研究，提高化肥和農(nóng)藥利用率；推廣新型栽培種植技術(shù)，提升農(nóng)業(yè)種植的科學(xué)化、精準(zhǔn)化和規(guī)?；黄占肮?jié)水灌溉技術(shù)，打破國內(nèi)農(nóng)業(yè)“靠天吃飯”的硬約束；不斷完善轉(zhuǎn)基因技術(shù)，趨利避害做到量和質(zhì)雙突破。最終實(shí)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)由平面化向立體化、由機(jī)械化向智慧化、由常規(guī)化向生態(tài)化的轉(zhuǎn)變。

第五，推進(jìn)綠色農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展，達(dá)到環(huán)境治理與保障農(nóng)民收入的有機(jī)統(tǒng)一。一般的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)可以有效降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的不確定性，彌補(bǔ)農(nóng)民受災(zāi)損失，保障農(nóng)民收益。但面對我國面源污染的嚴(yán)峻形勢，化肥農(nóng)藥施用量的降低已成為必須，這也勢必影響到農(nóng)民的投入決策和經(jīng)濟(jì)收益。因此，我們需要在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品的設(shè)計(jì)當(dāng)中補(bǔ)償農(nóng)民因減少化肥農(nóng)藥施用而產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)利益損失，在農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保費(fèi)補(bǔ)貼上將綠色生產(chǎn)激勵(lì)的要素納入其中，將部分農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的綠色保費(fèi)補(bǔ)貼。以此，使農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)更好地發(fā)揮綠色興農(nóng)作用，推動(dòng)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施。

[注 釋]

① 習(xí)近平總書記在2013年中央農(nóng)村工作會(huì)議上的講話指出：“中國人的飯碗任何時(shí)候都要牢牢端在自己手上，我們的飯碗應(yīng)該主要裝中國糧”。

② 綠色革命是發(fā)達(dá)國家在第三世界國家開展的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)改革活動(dòng)。為了同18 世紀(jì)的“產(chǎn)業(yè)革命”相區(qū)別，稱之為“綠色革命”。這個(gè)活動(dòng)的主要內(nèi)容是培育和推廣高產(chǎn)糧食品種，增加化肥施用量，加強(qiáng)灌溉和管理，使用農(nóng)藥和農(nóng)業(yè)機(jī)械，以提高單位面積產(chǎn)量，增加糧食總產(chǎn)量。

③ 兩個(gè)“零增長方案”分別是《到2020年化肥使用量零增長行動(dòng)方案》和《到2020年農(nóng)藥使用量零增長方案》。

④ 數(shù)據(jù)根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫整理計(jì)算所得。