孙 毅, 唐俊杰, 宋燕平

(安徽农业大学 经济管理学院,合肥 230036)

耕地是保障人类赖以生存的根本命脉,是维系经济与社会发展的基础资源,对耕地进行有效保护是事关国计民生的首要问题[1],耕地资源安全事关国家粮食安全和社会稳定大局[2]。如今,耕地资源安全面临着前所未有的压力与挑战,耕地数量和质量均出现了不同程度的下降[3]。一方面,耕地流失速度明显加快,耕地面积1996—2008年下降832万hm2,2009—2016年下降46万hm2;另一方面,中国耕地平均质量持续下降,全国耕地平均质量等别评价结果表明,2008年全国耕地平均质量等别是9.80,2013—2015年下降至9.96[4]。其主要原因是我国农业发展中存在水、土地和化肥农药等农业资源的超量使用,导致了水土流失、面源污染等问题,严重影响了耕地资源安全和农业可持续发展[5]。通过调查发现,2018年,我国3种粮食作物(稻谷、小麦、玉米)化肥的平均投入经济纵横达到374 kg/hm2,这是国际上公认的化肥施用安全上限225 kg/hm2的1.66倍[6],化肥的过量使用会导致土壤质量下降、环境污染等一系列问题,影响到我国的可持续发展和绿色健康发展[7]。为了提高耕地质量,我国始终实行“世界上最严格的耕地保护制度”[8],《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十三个五年规划的建议》提出“探索实行耕地轮作休耕制度试点”,将耕作制度的调整上升到国家战略高度[9];党的十九大报告将“扩大轮作休耕试点,健全耕地草原森林河流湖泊休养生息制度”作为加大生态系统保护力度,建设美丽中国的主要构成部分,耕地轮作休耕受到前所未有的重视[10]。Feizabady等[11]指出,不同的轮作模式能够改变春小麦株高,影响小麦生物产量。Chen等[12]利用能值分析方法评价了稻虾轮作、稻麦轮作和水稻单作等3种模式的环境效应和可持续性。黑杰等[13]指出,相比于姜菜轮作下的旱地轮作,水旱轮作下的姜稻轮作模式,更有助于进一步改善土壤团聚体的稳定性,保证相对高效的土壤碳、氮的养分利用。金雯晖等[14]指出,轮作通过水肥管理、底物添加等不同措施对土壤团聚体稳定性、养分含量、利用效率等方面进行调节,被认为是改良土壤结构、保持土壤肥力的重要措施。轮作可以改善土壤结构,增加有机质含量,提高土壤持水能力和透气性,从而使耕地保护的目标得以更好地实现。但是,目前关于轮作是否有利于化肥的减量施用的研究较少。

该研究基于540户种植农户的实地调查数据,利用多元回归模型探析作物轮作对农户化肥施用量的影响因素,采用倾向得分匹配(PSM)这一准自然实验研究方法建立反事实研究框架,探究作物轮作对农户化肥施用量的影响效应,并对不同农户之间的差异进行了实证分析,能够为政府部门进一步地、更好地制定出推动肥料减量增效的政策、构建新型多元化轮作体系、缓解资源压力、确保农业绿色可持续发展提供了新思路,并为决策提供参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 农户进行作物轮作对化肥施用量的影响

作物轮作,亦叫作物换茬,或将二者合称为作物轮作换茬。轮作制是在同一块田地上,有顺序地在季节间或年际间轮换种植不同的作物或复种组合的种植方式。作物轮作是我国农业生产体制改革的一个重要内容,同时也是我国农业生产中的一项精细耕作和土地利用协调的传统经验。作物轮作是一种重要的增产和提高效益的技术,在国际上已经得到了广泛的应用[15]。可以说,在全球的农业发展中,轮作起着举足轻重的作用。作物轮作作为一种可持续的农业技术[16],它可以通过多方面的方式促进化肥减量。1) 轮作可以通过增加土壤生物多样性来促进农户化肥减施。通过引入不同作物,可以改变土壤中的微生物种类和数量,这些微生物可以帮助作物吸收养分,提高土壤结构,降低农户对作物补充营养的需求[17]。这样一来,土壤的生命力、肥力和水分利用能力都会得到提高。土壤的肥力提高,会减少农户对化肥的依赖[18]。2) 轮作可以通过“绿肥”来促进化肥减量。由于大部分作物都需在耕种前开垦耕地,因此可以考虑将其中的某些作物运用为绿肥,比如豆类、田菁、羊草等。绿肥不仅能改善耕地结构,其根系也可以增强土地稳定性,吸引多种有益的微生物。同时,绿肥中富含的有机物质可以作为肥料去促进农作物的生长,降低农户的生产成本,从而达到化肥减量的目的[19]。因此,从理论上讲,作物轮作对化肥减量会产生积极影响。

基于上述分析,提出研究假说:H1,作物轮作有利于化肥减量化,即作物轮作对化肥施用量具有负向影响。

1.2 农业服务对农户进行作物轮作减施化肥的调节作用

由于城乡一体化建设和农业机械化的广泛应用,农业社会化服务在近年来得到了迅速的发展,俨然成了适应现阶段小农户的现代农业发展需求,以及农业规模化生产经营模式的重要渠道。而农业社会化服务受地方政府部门的过度干预,针对性不强,影响不大,对于农业发展而言,效果不佳。我国农业技术服务的供需不足和失衡的现象,对当前我国农业发展产生逆向影响[20]。农业社会化服务组织是营利性的商业组织,受信息不对称推动,诱发赚取更高利润的投机行为,选择以提高化肥材料费的方式对固定支出进行补贴[21],反而使化肥的施用量有所增加[22]。事实上,社会化服务中交易费用是不可忽视的,不同资源禀赋的农户所采取的社会化服务环节各不相同,极大影响了其亲环境行为[23],交易费用导致的农业生产性服务合约种类与稳定性不同,可引起农户收益与生产效率的差异[24]。农资销售商会在商业化的潮流下,通过各种策略促进农资销售[25]。伴随着服务组织的商品化,社会化服务并不能有效地减少投入品的数量,相反,还会导致出现滥用投入品的情况[26],其原因在于:农资服务的逐利动机,有诱发投机取巧行为的可能。对于主要服务为投入品供应和销售信息的组织来说,为了达到销售的目的,他们会对投入品的作用进行过度强调,这就有可能导致农民购买和使用的数量过多[27]。由于服务商与农业生产资料经营销售人员在某些方面存在互利关系,加上社会服务机构本身具有逐利性,会错误宣传,误导农民过量施用化肥[28],从而帮助他们获利。这样,社会化服务的介入,使农作物化肥的施用量反而增加了。根据理性人的假设,农户进行农业生产的目标是追求利润最大化[29],同时,农业效益问题也是影响农民生产积极性的关键性问题[30],因此,农户可能会根据农业生产资料经营销售人员所提供的片面性或者是错误的化肥指导信息,为了取得虚假的“更高产量”使得服务支出增加,即使轮作的化肥减量效应在不同农户群体保持一致,购买服务支出越多的农户也会增加化肥的施用量。

基于上述分析,提出研究假说:H2,购买服务支出越多在作物轮作与化肥施用量之间起着正向调节作用。

2 样本数据

2.1 数据来源

该研究利用的是2020年中国乡村振兴综合调查(CRRS)的农户调查数据。2020年CRRS项目课题组在全国范围内按照多阶段分层随机抽样原则,就2019年农村人口与土地经营、粮食生产等情况开展问卷调查。该研究的分析中,剔除了一些异常和缺失的观察值之后,540个农户样本最终被使用。

2.2 变量选取

1) 因变量,基于已有数据,该研究选用化肥投入总量作为被解释变量,以问卷中“化肥总投入量(kg/hm2)”来进行测度。

2) 核心自变量,轮作是该研究的关键解释变量,通过询问农户“您是否对耕地进行了轮作?(1=是;0=否)”来测度。

3) 控制变量,影响农户化肥施用水平的因素较为繁杂,为了尽可能地控制其他因素的影响,保证实证结果的可靠性,参考相关研究[31-32],从户主特征(性别、年龄、与同龄人相比健康状况、受教育程度和政治面貌)、家庭特征(获得农业补贴金额和家庭年收入情况)、生产特征(经营总面积、经营耕地地块数和最大3块地离住所平均距离)和外部特征(受灾情况)4个方面选取。根据对变量的选取,该研究从相关变量的定义、均值、标准误3个角度进行了描述性统计分析(表1)。

表1 变量选取及基本描述性统计

3 模型设定

3.1 构建基准回归模型

在考虑到被解释变量取值特征的情况下,对作物轮作对农户施肥水平的影响进行实证分析时,采用多元线性回归模型(OLS),具体设定如下:

Fertilizer=α0+α1X1+α2Control+ε,

(1)

式中,Fertilizer代表农户化肥总投入量(kg/hm2);X1表示是否进行了轮作,取1时表示样本农户进行了作物轮作,反之则取0;Control表示可能影响到的控制变量,包括户主特征(性别、年龄、与同龄人相比健康状况、受教育程度和政治面貌),家庭特征(获得农业补贴金额、和家庭年收入情况),生产特征(经营总面积、经营耕地地块数和最大3块地离住所平均距离),外部特征(受灾情况)。α0为常数项,α1、α2为待估计系数,ε为随机扰动项。

3.2 构建调节效应模型

为了更好地研究作物轮作对施肥水平的影响机制,构建如下调节效应模型:

Fertilizer =α0+α1X1+α2X1×X2+α3X2+α4Control+ε,

(2)

式中,X1表示是否进行了轮作;X2表示农业生产购买服务支出;X1×X2表示是否轮作与农业生产购买服务支出的交互项。Control表示可能影响到的控制变量,包括户主特征(性别、年龄、与同龄人相比健康状况、受教育程度和政治面貌),家庭特征(获得农业补贴金额、和家庭年收入情况),生产特征(经营总面积、经营耕地地块数和最大3块地离住所平均距离),外部特征(受灾情况)。α0为常数项,α1、α2、α3、α4为待估计系数,ε为随机扰动项。当α2显著时,α2>0则说明农业生产购买服务支出具有正向推动作用,α2<0则说明农业生产购买服务支出具有逆向抑制作用;当α2不显著时则不存在调节效应。

4 实证结果分析

运用stata15.0软件对模型进行估计。在回归之前,采用方差膨胀因子( VIF) 对所有变量进行多重共线性检验(表2)。各变量的方差膨胀因子最大为2.48,均值为1.34,说明不存在多重共线性问题。

4.1 作物轮作对化肥减施的基准回归分析

表2的(1)和(2)报告了作物轮作对化肥减施的估计结果。不难发现,不论是采用普通标准误,还是是否加入控制变量,关键解释变量作物轮作的系数值均为负,且均通过5%统计水平的显著性检验。这表明作物轮作对化肥减量具有显著的促进作用,说明作物轮作可提高我国肥料利用率,实现农业绿色可持续发展。综上所述,研究假说H1得到验证。此外,在加入控制变量后,作物轮作的系数值有所减少,说明若未考虑控制变量的影响则会一定程度上低估作物轮作对化肥减量的促进作用。

控制变量的影响方面。家庭年收入对化肥施用具有显著负向影响。可能的原因是,农户的家庭年收入水平较高,对风险越有较高的抵抗能力[33],并且高收入家庭可能更注重环保和生态,合理施用化肥的可能性也就越高,最终表现为减少化肥的施用量。农民健康状况越差对施肥量的影响为正向,这可能是由于身体状况不佳的农民需要更多的收获和收入来支撑自己和家庭的开支,这种压力可能迫使他们增加施肥量以获得更高的产量和利润。气候灾害对植物的生长和发育产生不利影响,比如洪涝灾害会引起植株死亡和叶片腐烂等问题,而干旱则会造成植物生长缓慢或部分枯萎,这些都会导致植物的营养需求降低,从而导致植物对肥料的需求减少。

4.2 作物轮作对化肥减施的差异分析

根据前文的理论分析,购买服务支出在作物轮作对施肥水平的影响中具有调节效应,作物轮作对化肥减量施用效应会因农户购买服务支出的程度不同而产生差异,基于此,该研究采用交互项的方式验证购买服务支出在作物轮作对施肥水平的影响中是否具有调节效应(表2),加入轮作与购买服务支出的交互项(即“轮作×购买服务支出”)。由表2的(3)可知,“轮作×购买服务支出”的系数在1%的水平上显著为正,表明与主效应(轮作对化肥施用量为负向影响)的作用方向相反,说明两者存在相互抑制的关系,即农户购买服务支出越多会负向调节轮作促使农户减量施用化肥的作用。至此,购买服务支出的调节作用假设H2得到证实。

5 稳健性检验

进一步检验假设H1结论的稳健性。采用倾向得分匹配法,控制变量缩尾检验和随机抽取样本3种方法进行稳健性检验。

5.1 倾向得分匹配法

采用轮作农业生产技术是农户的自选择行为,有可能会出现自选择偏误问题,而倾向得分匹配法可以在一定程度上解决这一问题。根据PSM 的“反事实分析框架”,该文将样本分为采用轮作农业生产技术和未采用轮作农业生产技术进行匹配估计,以减少估计偏差[34]。同时,定义农户采用农业生产技术的平均处理效应(ATT)为:

ATT=E(Y1i|Di=1)-E(Y0i|Di=1)=E(Y1i-Y0i|Di=1),

(3)

式中,Y1i表示采用轮作农业生产技术农户的化肥使用情况(Y0i表示未采用轮作农业生产技术农户的化肥使用情况)。将研究样本限定在采用轮作农业生产技术组(Di=1),并测算农户在采用轮作农业生产技术与未采用农业轮作生产技术2种状态下的化肥使用差异值。然而,现实中只能观测到每个农户在采用农业轮作技术状态下的化肥使用情况。从而需要构造未采用轮作农业生产技术的农户若采用轮作农业生产技术的反事实假设。其中,处理组采用轮作农业生产技术后化肥总投入量为E(Y1i|Di=1),处理组未采用轮作农业生产技术后化肥总投入量为E(Y0i|Di=1),通过平均处理效应ATT,可以预测反事实框架下农户是否参与轮作农业生产技术对化肥使用量的影响。

5.1.1 平衡性检验

Rosenbaum等(1983)认为,为使倾向匹配结果具有可靠性和说服力,要求匹配前后处理组与控制组在匹配变量上无明显差异,标准化偏差越小,匹配效果会越好[35]。一般而言,查看匹配变量的标准化偏差不超过20%,若是,则可认为倾向值匹配可靠,反之,则效果不好。1) 观察t统计量。由表3可知,处理组和对照组的控制变量在匹配后不存在系统性差异,P值均显著大于0.1(P>0.1)。2) 观察标准化偏差。匹配后的标准化偏差均在较大范围内实现降低且低于10%,说明匹配后的结果相对有效。3) 匹配后的Pseudo-R2值显著降低,从匹配前的0.019下降到0.005～0.011。并且LRchi2从匹配前的11.88下降到1.91～4.26,说明模型的总体拟合程度良好。从平衡性假设检验的结果可以发现,匹配控制变量分布一致,满足平衡性假设,匹配结果是有效。

表3 匹配样本的平衡性检验结果

5.1.2 共同支撑域检验

共同支撑域是检验倾向得分匹配效果的基础性检验,不同的匹配方法有不同的共同支撑域和样本损失量,共同支撑域范围越大,则表明满足共同支撑假设的样本仅有极少量损耗[36]。该研究同时采用最近邻匹配、半径匹配和核匹配3种方法来展示匹配效果,给出了倾向得分匹配后处理组和对照组的密度函数图(图1)。由图1可以看出,匹配后处理组和对照组的倾向得分分布重合区间较大,匹配结果的共同支撑域符合预期。

图1 倾向得分匹配后处理组和对照组的密度函数图

5.2 缩尾后回归

为保证估计结果的稳健性,采用缩尾处理进行进一步检验,即借鉴周法法[37]对存在异常值的控制变量进行5%分位上双边缩尾。对获得农业补贴金额、经营总面积、最大3块地离住所平均距离和家庭年收入进行5%缩尾后,重新使用新样本进行回归分析,以减弱异常极端值对研究结果的影响(表4)。经缩尾处理后的结果没有发生实质性变化,与前文结论保持一致,轮作对施肥水平具有显著的负相关关系,且回归结果在5%水平上显著。

表4 5%分位上双边缩尾处理后的估计结果

5.3 随机抽取样本

为进一步保证上述研究结论的稳健性,借鉴于艳丽[38]的研究方法,随机抽取90%的数据作为新的样本,对其进行重新回归(表5)。

表5 随机抽样一次回归结果分析

若回归结果仍然显著,则说明结果具有稳健性,反之则结果不具有稳健性。在进行多次随机取样后,轮作对施肥水平具有显著的负相关关系,回归结果与前文研究结论保持一致,说明结果具有稳健性。

6 结论及对策建议

该研究利用2020年中国乡村振兴综合调查(CRRS)的农户调查数据,实证分析了轮作对施肥水平的影响,结果表明,轮作能够有效降低农户化肥的施用量。这意味着要进一步实施化肥“零增长”战略,并且在相同条件下,与传统种植相比,轮作农业生产技术的普及十分必要。进一步分析发现,农户购买服务支出正向调节轮作与化肥施用强度之间的关系,即农户购买服务支出越多,农户化肥施用量会显著增加,从而导致土壤质量下降,生态环境恶化等一系列不利于农业可持续绿色发展的行为。

基于上述结论,可以得出以下政策启示。

1) 建立科学的轮作制度。政府制定轮作制度时应多方面综合考虑,根据不同地区的气候、土壤和作物类型,来确定经济环境双赢的轮作方式,避免同一地块上长期种植同一种作物,减少土壤病虫害的发生,提高农产品产量和质量。同时,应注意不同作物之间的相互作用,合理安排轮作顺序,避免影响后续作物的生长和产量。并根据轮作制度的不同提供相应的轮作耕作、种植、管理的配套技术。

2) 加强轮作宣传与推广。农户是农业生产的主体,中国多数农户由于受教育程度较低,对农业知识与技术缺乏认识,环境保护意识较差,因此开展与农户有关的宣传活动,既能提高农户的思想观念,又能有效宣传轮作政策及轮作方法。可以采取以下方式进行宣传和推广:①以村、镇或县为单位,定期组织专题讨论会,参会者可以包括农民、政府工作人员等;②通过相关的培训,让农民了解当地轮作的相关措施和政策,在此过程中,政府部门也能更好地了解农户的思想和要求,从而为今后的工作改善提供一个可靠的基础;③大力发展农村自发组织,可以有效辅助政府工作,同时能够更好地满足农户的需求。

3) 在轮作中根据不同作物的施肥需求,合理施肥。例如,对于需要高氮肥的作物,可以在前一季度种植需要低氮肥的作物,并在其生长期间施入大量的有机肥料,以增加土壤的肥力和氮素含量,为后续种植高氮肥作物提供充足的养分。并且通过宣传、推广农户对商品有机肥、生物有机肥的正确合理施用,正确推行测土配方施肥、秸秆还田绿肥还田工作,其意义重大。引导广大农户合理、科学地施肥,指导农户如何降低肥料养分流失,使肥料的利用率达到最大化,调整化肥和有机肥的施用比例,氮、磷、钾的平衡施肥比例,增加土壤肥力,避免肥料浪费,水土污染。

4) 科学落实补贴政策。①针对补贴政策单一、一刀切的问题,政府应该加强补贴的细化程度,进行差别化补偿、精准补贴,对不同区域、不同作物品种,分别设定不同的补贴标准,避免出现多补和少补的情况;②精简补贴的审批流程,尽可能做到政府和农户之间的直接联系,避免出现效率不高、贪污、挪用等现象的发生;③多样化补贴方式,健全补贴评价制度,对农户的需求进行多层次、多视角的精准分析。探索发展许多新的绿色农业补贴项目,最终实现农业绿色全要素生产率不断提高。