城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的影響*
——基于中介效應(yīng)的分析

祝 偉，祁麗霞，王瑞梅※

（1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2.華北水利水電大學(xué)公共管理學(xué)院，河南 鄭州 450045）

0 引言

農(nóng)藥和化肥是重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，在保障糧食安全和重要農(nóng)產(chǎn)品有效供給中發(fā)揮了不可替代的作用。與此同時，也存在農(nóng)藥、化肥過量施用、盲目施用等問題，帶來了生產(chǎn)成本增加、食品安全和環(huán)境污染。據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織（FAO）數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)藥和化肥用量占全球總用量的比重分別為43%和28%，但種植面積僅占全球總種植面積的8.64%，單位面積的農(nóng)藥、化肥用量（即施用強(qiáng)度）遠(yuǎn)高于世界平均水平。為推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，有效控制農(nóng)藥、化肥用量，保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安全、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全和生態(tài)環(huán)境安全，促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，2015年原農(nóng)業(yè)部制定了《到2020年農(nóng)藥使用量零增長行動方案》和《到2020年化肥使用量零增長行動方案》。隨后國家印發(fā)的《關(guān)于創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》、《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022 年）》和近年的“中央一號文件”都明確提到農(nóng)藥、化肥減量問題，足見其重要性和緊迫性。推進(jìn)農(nóng)藥、化肥減量增效，是促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)發(fā)展的重要舉措。

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是新時代做好“三農(nóng)”工作的總抓手。堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展，推動新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展，堅持鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化雙輪驅(qū)動，是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的基本原則和方略。隨著我國城鎮(zhèn)化進(jìn)入快速發(fā)展與質(zhì)量提升的新階段，城鎮(zhèn)地區(qū)輻射帶動鄉(xiāng)村的能力進(jìn)一步增強(qiáng)，城鎮(zhèn)化對農(nóng)村勞動力、土地資源、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)等方面都產(chǎn)生著深刻的影響。那么，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥和化肥的使用有怎樣的影響？其影響機(jī)理是怎樣的？在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下，準(zhǔn)確地回答上述問題，在理論與實踐上都頗具意義。

已有研究對城鎮(zhèn)化與農(nóng)藥、化肥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入之間的關(guān)系進(jìn)行了有益的探索。在我國快速城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入強(qiáng)度顯著增加，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染日益嚴(yán)重[1]。Jiang 和Li[2]研究發(fā)現(xiàn)，城市化通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥的使用水平，加劇了農(nóng)業(yè)面源污染。薛蕾等[3]分析了城鎮(zhèn)化對化肥流失、畜禽廢棄物等農(nóng)業(yè)面源污染的影響，結(jié)果表明隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，全國層面的農(nóng)業(yè)面源污染呈現(xiàn)出先增長后降低的“倒U 型”趨勢，地區(qū)之間存在差異。欒健、韓一軍[4]研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對化肥面源污染的影響逐漸由擴(kuò)張效應(yīng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量效應(yīng)主導(dǎo)，即從促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)橐种啤橇x根等[5]則指出，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)面源污染有正向直接影響。其他一些研究則探討了城鎮(zhèn)化帶來的某一方面的變化對農(nóng)藥、化肥使用的影響。例如，勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移促使農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入更多的化肥，加重了化肥施用的面源污染[6,7]；兼業(yè)農(nóng)戶普遍存在增加短期資本投入以彌補(bǔ)勞動力投入的不足，從而造成農(nóng)業(yè)面源污染問題的加重[6,7]。

已有文獻(xiàn)分析了城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入的影響，然而缺少對城鎮(zhèn)化影響農(nóng)藥、化肥使用的機(jī)制的剖析與檢驗；此外，已有研究所使用的數(shù)據(jù)多為省級面板數(shù)據(jù)，地區(qū)間差異大且樣本量較小。因此，文章以2000—2018 年河南省106 個縣為研究對象，分別探討城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的影響，并通過分析農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與居民收入水平的中介效應(yīng)，檢驗城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的影響機(jī)制。該文的邊際貢獻(xiàn)在于：為城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入的影響研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，并增加對其影響機(jī)制的檢驗。

1 理論框架

農(nóng)藥和化肥都是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中重要的投入要素，農(nóng)民對農(nóng)藥和化肥的需求是一種派生需求。在投入要素需求函數(shù)中，投入要素需求是農(nóng)產(chǎn)品價格的增函數(shù)，是自身價格的減函數(shù)。在實際的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，除了價格之外，還有很多因素會影響農(nóng)民對農(nóng)藥和化肥的需求。對于農(nóng)藥來說，農(nóng)業(yè)勞動力相對稀缺是導(dǎo)致農(nóng)藥需求增加的主要原因之一，病害壓力和抗病品種的有效性也影響農(nóng)藥的需求。對于化肥來說，農(nóng)業(yè)用地的相對稀缺是化肥需求擴(kuò)大的一個主要原因，更直接的原因包括發(fā)展互補(bǔ)的、對肥料有反應(yīng)的高產(chǎn)種子和灌溉系統(tǒng)的改善[9]。此外，經(jīng)營規(guī)模、技術(shù)進(jìn)步、補(bǔ)貼政策、環(huán)境規(guī)制、教育培訓(xùn)等都會影響農(nóng)民對農(nóng)藥和化肥的需求[10-12]。

根據(jù)已有研究可知，城鎮(zhèn)化可能通過以下4種途徑影響農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度：①城鎮(zhèn)化對農(nóng)村勞動力的影響。隨著青壯年農(nóng)民大量進(jìn)城務(wù)工，我國農(nóng)村勞動力老齡化開始凸顯[13]。這一方面引致農(nóng)業(yè)化學(xué)投入品、農(nóng)業(yè)機(jī)械等要素對勞動力的替代[14,15]，即對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度有正向影響；但另一方面，農(nóng)村勞動力減少和老齡化也促進(jìn)了農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，而農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度有負(fù)向影響[16-21]。因此，農(nóng)村勞動力的減少對農(nóng)藥和化肥的使用具有兩個方向的影響。②城鎮(zhèn)居民規(guī)模的迅速擴(kuò)大，使得食物需求總量攀升，而且對蔬菜、水果、肉、蛋、奶類食物的需求增長更快[22]。食物需求總量的升高和食物需求結(jié)構(gòu)的變化，都會導(dǎo)致農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的變化[5,23]。③城鎮(zhèn)化引致的居民收入水平和受教育水平提高，會促進(jìn)社會食品安全觀念提升，消費者對無公害、綠色、有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品的需求增加，從而激勵農(nóng)民減少農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度[5,23]。④城鎮(zhèn)化導(dǎo)致越來越多的耕地被占用，高質(zhì)量農(nóng)田受到巨大威脅[24]，致使出現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品供需缺口，而在目前的生產(chǎn)水平下，供需缺口在很大程度上需要通過增加農(nóng)藥、化肥等要素的使用來解決[23]。綜上所述，城鎮(zhèn)化可能通過4 種途徑影響農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度，其影響機(jī)理如圖1所示。

2 變量定義與數(shù)據(jù)來源

該文的被解釋變量為農(nóng)藥施用強(qiáng)度和化肥施用強(qiáng)度，用各縣（市）的農(nóng)藥使用量與農(nóng)作物總播種面積的比值表示農(nóng)藥施用強(qiáng)度，用化肥使用量與農(nóng)作物總播種面積的比值表示化肥施用強(qiáng)度。這里的施用強(qiáng)度為各縣（市）所有作物平均的施用強(qiáng)度，考慮到不同作物的施用強(qiáng)度不同，在模型中加入糧食作物播種面積比重，以控制種植結(jié)構(gòu)的影響。

該文的核心解釋變量為城鎮(zhèn)化水平，用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬俊樘剿鞒擎?zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的影響機(jī)制，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，該文選擇農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和居民收入水平作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。其中，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模以農(nóng)作物總播種面積與種植業(yè)勞動力人數(shù)的比值表示；居民收入水平以人均GDP 指數(shù)表示。需要說明的是，該文對城鎮(zhèn)化水平和居民收入水平指數(shù)作滯后一期處理。這樣處理主要是基于兩方面的考慮：其一，農(nóng)民主要依據(jù)上一年的市場情況作出生產(chǎn)決策；其二，如果采用當(dāng)年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸面臨潛在的內(nèi)生性問題，作滯后一期處理則可以減少潛在的內(nèi)生性問題的影響[25]。

為提高回歸估計值獲得因果解釋的可能性以及提高估計精度,該文在模型中引入了相關(guān)的控制變量，包括：糧食作物播種面積的比重，以糧食作物播種面積與農(nóng)作物總播種面積的比值表示，用來控制種植結(jié)構(gòu)的影響；有效灌溉面積比重，以有效灌溉面積與農(nóng)作物總播種面積的比值表示，用來控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和條件的影響；成災(zāi)面積比重，以成災(zāi)面積與農(nóng)作物總播種面積的比值表示，用來控制自然災(zāi)害的影響；財政支農(nóng)支出，以農(nóng)林水事務(wù)支出（用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)平減）來衡量，用來控制政府對農(nóng)支出的影響；農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重，用來控制國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

該文數(shù)據(jù)來自歷年的《河南統(tǒng)計年鑒》以及河南省各地級市統(tǒng)計年鑒，涵蓋河南省106 個縣（市），數(shù)據(jù)年份范圍為2000—2018年，樣本量為2 014個，數(shù)據(jù)為平衡的面板數(shù)據(jù)。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。2000—2018 年河南省的農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)藥使用量、化肥使用量占全國的平均比重分別為8.57%、7.31%、11.35%，其農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度與全國平均水平的對比如圖2所示。

圖2 2000—2018年河南省農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度與全國平均水平的比較

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3 模型設(shè)定及檢驗

在前文分析及已有研究的基礎(chǔ)上，該文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。為了消除異方差的影響、提高估計的準(zhǔn)確度，選擇對數(shù)形式的回歸方程，模型設(shè)定為：

式（1）中，i和t分別表示第i個縣和第t年；Yit為被解釋變量，包括農(nóng)藥施用強(qiáng)度和化肥施用強(qiáng)度；Urbanit表示城鎮(zhèn)化水平；Zijt表示控制變量，包括糧食作物播種面積比重、有效灌溉面積比重、成災(zāi)面積比重、財政支農(nóng)支出和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比重；θi表示縣固定效應(yīng)，這里主要指土地質(zhì)量和降水、光照和氣溫等氣候因素；γt為時間趨勢項，用來控制可能存在的時間趨勢的影響；α0、α1、αj為待估計的參數(shù)；ε1it表示隨機(jī)誤差項。

為探索城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度和化肥施用強(qiáng)度的影響機(jī)制，借鑒溫忠麟等[26]闡述的中介效應(yīng)分析方法，該文構(gòu)建如下的中介效應(yīng)模型對各個中介變量進(jìn)行檢驗：

式（2）中，Mit表示中介變量，包括農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和居民收入水平；β0、β1、βj、γ0、γ1、γ2、γj為待估計的參數(shù)；ε2it和ε3it表示隨機(jī)誤差項；其他參數(shù)的含義與前文相同?？紤]到核心解釋變量與中介變量對被解釋變量的影響可能是非線性的，因此在模型的初始回歸中加入核心解釋變量與中介變量的二次項進(jìn)行檢驗。

根據(jù)中介效應(yīng)的定義[26]，α1為城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度或化肥施用強(qiáng)度的總效應(yīng)；β1為城鎮(zhèn)化對中介變量的效應(yīng)；γ1是在控制中介變量的影響后，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度或化肥施用強(qiáng)度的直接效應(yīng)；γ2是在控制城鎮(zhèn)化的影響后，中介變量對農(nóng)藥施用強(qiáng)度或化肥施用強(qiáng)度的效應(yīng)；中介效應(yīng)等于系數(shù)乘積β1γ2。

該文首先對變量進(jìn)行LLC 面板單位根檢驗（Levin-Lin-Chu unit-root test），以避免出現(xiàn)偽回歸，檢驗結(jié)果均拒絕面板包含單位根的原假設(shè)。為選擇合適的估計方法，該文先對式（1）進(jìn)行豪斯曼檢驗（Haus‐man test），以判斷選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型；再進(jìn)行組間異方差的沃爾德檢驗（Wald test），以判斷是否存在組間異方差；最后進(jìn)行組間同期相關(guān)的檢驗（Pesaran's test），以判斷是否存在組間同期相關(guān)。檢驗結(jié)果都表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型，存在組間異方差，存在組間同期相關(guān)。因此，該文采用組間異方差、組間同期相關(guān)穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤差的固定效應(yīng)模型，即面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差（Panel-Correction Stan‐dard Error，簡記為PCSE）的方法對模型進(jìn)行估計。

4 結(jié)果與分析

4.1 城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度的影響及中介效應(yīng)分析

城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度的影響的估計結(jié)果如表2所示。城鎮(zhèn)化和農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的二次項在10%的顯著性水平上不顯著，居民收入水平的二次項在5%的顯著性水平上顯著，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC），在模型中去掉城鎮(zhèn)化和農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的二次項。可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響（列3）。然而，這并不能說明城鎮(zhèn)化水平的提高必然帶來農(nóng)藥施用強(qiáng)度的降低，因為二者之間不是直接的因果關(guān)系。根據(jù)前文提出的城鎮(zhèn)化影響農(nóng)藥施用強(qiáng)度的理論框架，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度的影響通過多種效應(yīng)同時發(fā)生作用，其總效應(yīng)是多種效應(yīng)疊加后的最終呈現(xiàn)。

表2 農(nóng)藥施用強(qiáng)度的回歸

為了檢驗城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度的作用機(jī)制，該文對式（2）（3）所示的中介效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。中介變量對城鎮(zhèn)化水平的回歸結(jié)果顯示（列1、列2），回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著，城鎮(zhèn)化對農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、居民收入水平均具有顯著的正向影響，與理論框架分析的預(yù)期一致。中介效應(yīng)的逐步檢驗和Sobel檢驗表明：農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的中介效應(yīng)顯著（P值為0.001）；居民收入水平的中介效應(yīng)顯著（P值為0.041）。

中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果表明：①在控制其他因素的情況下，城鎮(zhèn)化水平的提高顯著增加了農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模（列1），即城鎮(zhèn)化具有農(nóng)地規(guī)模效應(yīng)，這主要是通過農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移實現(xiàn)的；農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大顯著降低了農(nóng)藥施用強(qiáng)度（列4、列6），這是因為農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大有利于農(nóng)民對高效植保技術(shù)的采納[27,28]，從而提升農(nóng)藥的利用效率，減少農(nóng)藥使用量。②在控制其他因素的情況下，城鎮(zhèn)化顯著提高了居民收入水平（列2），即城鎮(zhèn)化具有收入效應(yīng)；而居民收入水平對農(nóng)藥施用強(qiáng)度的影響呈“倒U 型”變化趨勢（列5、列6），表明隨著居民收入水平的提高，農(nóng)藥施用強(qiáng)度呈現(xiàn)出先上升后下降的走勢，這符合環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）的假說[29]。通過求解一元二次函數(shù)的極值，得到拐點為人均GDP 指數(shù)769.79，2018 年有38 個縣已跨過拐點，即這些縣處于農(nóng)藥施用強(qiáng)度隨居民收入水平提高而下降的階段。除了繼續(xù)提高居民收入水平以使更多的縣跨過拐點外，還可以通過提高居民的環(huán)境保護(hù)意識、食品安全意識、餐飲節(jié)約意識，促進(jìn)居民選擇環(huán)境友好型食物、減少食物浪費，從需求側(cè)助推農(nóng)藥減量。

從其他控制變量來看，糧食種植面積比重對農(nóng)藥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，即與經(jīng)濟(jì)作物相比，糧食作物的農(nóng)藥施用強(qiáng)度較低。有效灌溉面積比重的回歸系數(shù)顯著為正，即隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平提高以及生產(chǎn)條件的改善，農(nóng)民對產(chǎn)出的預(yù)期更高，通過增加農(nóng)藥施用強(qiáng)度來減少病蟲草害帶來的損失風(fēng)險。成災(zāi)面積比重對農(nóng)藥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，財政支農(nóng)支出與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重的影響不顯著。

為了更全面地反映城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度的影響，該文進(jìn)行了面板分位數(shù)回歸，1/4、1/2、3/4 分位數(shù)的回歸結(jié)果如表3 所示（這里省略了控制變量的回歸結(jié)果，下同）?？梢钥闯觯S著分位數(shù)的增加，城鎮(zhèn)化的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)遞減的趨勢。這表明，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥施用強(qiáng)度較低的縣的影響更大。

表3 農(nóng)藥施用強(qiáng)度的分位數(shù)回歸

4.2 城鎮(zhèn)化對化肥施用強(qiáng)度的影響及中介效應(yīng)分析

城鎮(zhèn)化對化肥施用強(qiáng)度的影響的估計結(jié)果如表4所示。城鎮(zhèn)化和農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的二次項在10%的顯著性水平上不顯著，居民收入水平的二次項在1%的顯著性水平上顯著，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則，在模型中去掉城鎮(zhèn)化和農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的二次項。可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對化肥施用強(qiáng)度具有顯著的負(fù)向影響（列3），這是城鎮(zhèn)化對化肥施用強(qiáng)度的總效應(yīng)。

為檢驗農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、居民收入水平的中介效應(yīng)，對式（2）（3）所示的中介效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4 的列4～6 所示。中介效應(yīng)的逐步檢驗和Sobel 檢驗表明：農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的中介效應(yīng)顯著（P值為0.001）；居民收入水平的中介效應(yīng)顯著（P值為0.057）。

表4 化肥施用強(qiáng)度的回歸

中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果表明：①城鎮(zhèn)化具有農(nóng)地規(guī)模效應(yīng)，城鎮(zhèn)化顯著增加農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模（列1），較大的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模有利于農(nóng)民對高效施肥技術(shù)的采納[27]，從而提升化肥的利用效率，顯著降低化肥施用強(qiáng)度（列4、列6）。②城鎮(zhèn)化具有收入效應(yīng)，城鎮(zhèn)化顯著提高居民收入水平（列2），而居民收入水平對化肥施用強(qiáng)度的影響呈“倒U型”變化趨勢（列5、列6），表明隨著居民收入水平的提高，化肥施用強(qiáng)度呈現(xiàn)出先上升后下降的走勢，符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的假說。通過求解一元二次函數(shù)的極值，得到拐點為人均GDP 指數(shù)191.63，2018 年所有縣均已跨過拐點，即所有縣均處于化肥施用強(qiáng)度隨居民收入水平提高而下降的階段。

從其他控制變量來看，糧食種植面積比重對化肥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，即與經(jīng)濟(jì)作物相比，糧食作物的化肥施用強(qiáng)度較低。有效灌溉面積比重的回歸系數(shù)顯著為正，即隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平提高以及生產(chǎn)條件的改善，農(nóng)民通過增加化肥投入提高產(chǎn)量。成災(zāi)面積比重對化肥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，財政支農(nóng)支出促進(jìn)化肥使用，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重的影響不顯著。

城鎮(zhèn)化對化肥施用強(qiáng)度的影響的分位數(shù)回歸結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，隨著分位數(shù)的增加，城鎮(zhèn)化的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)遞減的趨勢。這表明，與農(nóng)藥類似，城鎮(zhèn)化對化肥施用強(qiáng)度較低的縣的影響更大。

表5 化肥施用強(qiáng)度的分位數(shù)回歸

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述分析結(jié)果的穩(wěn)健性，該文分別利用隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）和工具變量法（IV）對中介效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。該文選取城鎮(zhèn)化水平的一階滯后項作為城鎮(zhèn)化水平的工具變量。從表6、7 所示的估計結(jié)果來看，不同估計方法所得結(jié)果與基準(zhǔn)模型的估計結(jié)果（表2、4）基本一致，這證明了該文的核心結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 農(nóng)藥施用強(qiáng)度的穩(wěn)健性檢驗

表7 化肥施用強(qiáng)度的穩(wěn)健性檢驗

5 結(jié)論與討論

該文基于2000—2018 年河南省106 個縣的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分別探討了城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的影響，并通過分析農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和居民收入水平的中介效應(yīng)，探索城鎮(zhèn)化影響農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的機(jī)制，主要結(jié)論包括以下四方面。

（1）城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的總效應(yīng)均為負(fù)。即從目前來看，新型城鎮(zhèn)化建設(shè)與農(nóng)藥、化肥減量在政策目標(biāo)上具有協(xié)同性。

（2）城鎮(zhèn)化具有顯著的農(nóng)地規(guī)模效應(yīng)，城鎮(zhèn)化通過農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移實現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，從而顯著降低農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度。

（3）城鎮(zhèn)化具有顯著的收入效應(yīng)，城鎮(zhèn)化通過提高居民收入水平對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度產(chǎn)生影響。超過1/3的縣處于農(nóng)藥施用強(qiáng)度隨居民收入水平提高而下降的階段，所有縣均處于化肥施用強(qiáng)度隨居民收入水平提高而下降的階段。

（4）分位數(shù)回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度較低的縣的影響更大。

因此，該文認(rèn)為：現(xiàn)階段推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)可以促進(jìn)農(nóng)藥、化肥減量；鼓勵農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)和聯(lián)耕聯(lián)種，可以充分發(fā)揮城鎮(zhèn)化的農(nóng)地規(guī)模效應(yīng)，降低農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度；持續(xù)增加居民收入，同時促進(jìn)居民選擇環(huán)境友好型食物、減少食物浪費，可以從需求側(cè)助推農(nóng)藥、化肥減量。

需要說明的是，因數(shù)據(jù)限制，該文僅就農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和居民收入水平的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，未能涵蓋其他潛在的中介變量。而且該文的被解釋變量為各縣平均的農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度，城鎮(zhèn)化對農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度的影響可能因作物不同而存在差異。未來可以通過獲取更詳細(xì)的數(shù)據(jù)加以分析，以驗證和拓展該文的結(jié)論。