農藥使用強度及作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的門檻效應

聶 彎，楊濱鍵

（1.中國社會科學院研究生院，北京 102488；2.貴州民族大學商學院，貴州 貴陽 550025）

農作物病蟲害是困擾農業生產的一項重大難題，《中國農業年鑒》顯示，近年來我國農作物病蟲害發生面積逐年增加，由2003年的2.99億hm2次上升到2015年的3.44億hm2次，每年以1.431%的增速增長。2006—2015年，全國農作物病蟲害發生面積每年均超過3.4億hm2次。農作物病蟲害發生面積不斷增加給農業生產造成極大威脅，而施用農藥防治病蟲害導致的生態環境問題也日益凸顯。學術界對這些問題從不同視角開展了針對性的研究，取得了豐碩的成果。在國外研究中，學者從宏觀和微觀、經濟學和分子生物學等視角對病蟲害，農藥，農作物生長、成熟及產量，人類疾病，物種多樣性，氣候變化之間的關系進行了全面深入的研究［1-5］。國內也有學者從氣象因素、農藥因素以及農作物多樣性等方面對農作物病蟲害的影響因素進行了較全面的研究［6-9］，為后續研究提供了有益借鑒。但已有文獻關于農作物病蟲害發生面積影響因素的研究集中在氣候因素方面，對農藥使用強度影響農作物病蟲害發生面積的研究主要以定性分析為主，實證研究二者之間定量關系的文獻并不多，而有關作物多樣性對農作物病蟲害發生面積定量分析的文章也偏少。受限于計量經濟學的發展，以往學者并未對農藥使用強度和農作物多樣性的不同節點對農作物病蟲害發生面積的影響進行專門研究。鑒于此，本研究基于已有研究成果，采用面板門檻模型研究除西藏自治區外我國大陸30個省（市、自治區）的農藥使用強度和農作物多樣性與農作物病蟲害發生面積之間的非線性關系，并探求農作物病蟲害發生面積在不同的門檻農藥使用強度和門檻農作物多樣性下的變化特征，以期為我國農作物病蟲害防治提供依據。

“門檻效應”最初是指根據“環境庫茲涅茨假說”，隨著經濟增長，環境質量先惡化后改善，在此變化過程中存在所謂的“門檻效應”，即經濟增長與環境污染之間并不總是線性關系，而是在經濟發展初期階段環境質量隨經濟增長而下降，當經濟增長越過某一特定的“轉折點”時，環境質量將隨經濟增長而得到改善。該模型最初主要用于宏觀經濟研究，后來經過學者的不斷探索，逐漸延伸到微觀經濟領域。

達爾文曾指出，持續大面積種植單一作物來抵制某一種病蟲害，會造成沉重的選擇壓力。因此，一種降低選擇壓力的可靠方式就是規劃適度的作物多樣性以抵制病蟲害。另一種觀點認為，作物多樣性的減少會增加不穩定性，因此招致病蟲害的攻擊［10］，進而增加病蟲害的暴發［11］。這意味著作物多樣性水平有可能影響農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積的防治作用。早在1979年，很少甚至不使用農藥時，農作物生態系統擁有豐富的植物和動物群落，此時物種的豐富度大于害蟲，進而可以有效控制病蟲害的發生［12］。可見，農藥使用強度有可能影響到作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的抵制作用。

本研究認為，農作物病蟲害發生面積受農藥使用強度水平、作物多樣性水平的影響，并且在農藥使用強度水平和作物多樣性水平的不同節點上存在差異，從而使得農藥使用強度、作物多樣性對農作物病蟲害發生面積存在非線性影響。

農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積的作物多樣性門檻效應主要通過以下渠道產生：（1）一種廣泛種植的作物品種具有特定的抗性基因，在病蟲害的毒性出現之前，可以通過輪流種植其他不同抗性基因的作物品種，減少對農藥使用的依賴，增強農藥抵制農作物病蟲害的效用。研究發現，利用作物輪種時間上的多樣性可以在某個時期大面積種植某種作物［13］。這種方法已經成功地用于抵制黃飛蟲［14］。（2）在同一塊土地上種植不同的作物品種，由于每個品種的抗性基因和易感性基因存在差異，從而大大減輕了病蟲害防治壓力，進而減少農藥的使用，增強了抵制農作物病蟲害的抗性。Barrion等［15］研究發現，大多數農民種植的農田都有一個主要品種，并且由于其他原因而保留了其他不同品種，避免了害蟲發生。

農藥使用強度影響作物多樣性與農作物病蟲害發生面積關系的門檻效應主要通過以下渠道產生：（1）農藥使用強度的降低將促進病蟲害天敵的生存和發展，進而使得作物多樣性的抗性得以發揮，從而降低農作物病蟲害的發生面積。Schoenly等［16］構建了菲律賓主要害蟲的捕食者和寄生蜂的復合網絡，并且利用該網絡研究了菲律賓5種不同的灌溉水稻生態系統，發現捕食者和寄生蜂包括10個層級、57個食肉家庭和40個寄生家庭，其中33個物種是已知害蟲同翅目的天敵，有效預防了病蟲害的發生。（2）農作物輪作對農藥使用強度的需求小于休耕對農藥使用強度的需求，并且農藥使用強度較低的輪作農作物中，天敵的數量更多，進而減少了病蟲害的發生。Nanseki等［17］研究發現，一年四輪作水稻地區的農藥使用強度比較適度，有的地區甚至不使用農藥，但是病蟲害的發生面積卻更小。

1 模型構建及變量選取

1.1 門檻模型

采用Hansen［18］提出的面板門檻回歸模型進行回歸分析，以兩區制面板門檻回歸模型為例，可以將模型簡潔表示為：

使用兩步法對該模型進行估計。首先，給定γ的取值，用OLS對方程進行一致估計，得到估計系數以及殘差平方和RSS（γ）。其次，選擇，使得SSR（）最小，該值即為最優門檻值。相應地，模型對應的參數值也隨之確定。

在確定門檻值和參數后，需要進一步對門檻效應的顯著性和門檻估計值的真實性進行檢驗。首先針對門檻效應的顯著性，其模型檢驗的假設為：。在原假設下構造LM統計量：。式中，分別為原假設下及備擇假設下的殘差平方和，為備擇假設下回歸殘差的方差。由于在原假設下γ不可識別，因此LM統計量不服從標準的χ2分布，因此可以通過“自抽樣法”（Bootstrap）模擬其漸進分布，并構造對應的P值。如果原假設成立，但是，即模型不存在門檻效應，此時的方程退化為一般的線性方程。如果原假設成立，并且，則表示模型存在門檻效應，可進一步對門檻估計值的真實性進行檢驗［19］。真實性檢驗的原假設為：相應的LR統計量為。在顯著性水平α上，當時，接受原假設。

通過一系列實證檢驗，排除交叉項對農作物病蟲害發生面積影響的非線性關系，發現農藥使用強度及作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的影響具有顯著的區間效應，最終將農藥使用強度和作物多樣性作為門檻變量，構建面板門檻模型，其中，農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積影響的門檻模型為：

式中，i代表地區，t代表年份，代表個體效應，代表時間效應，代表一組對農作物病蟲害發生面積有影響的控制變量，為相應的系數向量，為估計參數，農藥使用強度nyqd為門檻變量，為待估算的門檻值，為指標函數，表示第個省份第t年的隨機誤差項。

生物多樣性對農作物病蟲害發生面積影響的門檻模型為：式中，為個體效應，為時間效應，為一組對農作物病蟲害發生面積有影響的控制變量，為相應的系數向量，為估計參數，生物多樣性dyx為門檻變量，v為待估算的門檻值，

1.2 變量選取與數據來源

1.2.1 農作物病蟲害發生面積（fsl） 選取當年農作物病蟲害發生面積作為農作物病蟲害發生面積的衡量指標［20］。數據均來自2004—2014年《中國農業年鑒》。由于西藏地區的數據缺失嚴重，故將其剔除。

1.2.2 農藥使用強度（nyqd） 用當年農作物農藥使用量除以當年農作物播種面積來衡量［21］。數據均來自2004—2014年《中國農村統計年鑒》。

1.2.3 作物多樣性（dyx） 采用Shannon信息指數作為作物多樣性指數［22］，計算公式為為指標函數，表示隨機擾動項，其中i、t分別表示第i（i=1,2,…30）個省（市、自治區）和第t（t=2003,…2013）年。，式中，H代表多樣性指數，Pi代表第i種作物的面積比例，為確保形式上的一致，規定InO=O 。多樣性指數越大，說明該省（市、自治區）農作物種植的種類越多，并且各種作物面積分布越均勻，反之則說明該省（市、自治區）農作物種植的種類越少，各種作物面積分布越不均勻。相關數據均來自2004—2014年《中國農業年鑒》。

1.2.4 農村居民家庭人均純收入（sr） 選取當年農村居民家庭人均純收入的對數來衡量［23］。數據均來自2004—2014年《中國統計年鑒》。由于《中國統計年鑒》在2015年之后沒有繼續公布農村居民家庭人均純收入這個指標值，因此，本研究的最終樣本數據為2003—2013年除西藏自治區外我國大陸外30個省（市、自治區）的相關數據。

2 實證結果及分析

2.1 模型各變量的描述性統計

將模型中各變量的具體數值導入Stata14.0，即可得到各變量的均值、標準差、最小值、最大值等基本情況，結果見表1。

表1 變量的描述性統計

從表1可以看出，農作物病蟲害發生面積對數的平均值為9.0174，農藥使用強度對數的平均值為2.1685，作物多樣性平均值為1.0408，農村居民家庭人均純收入的對數的平均值為8.4737，顯示出我國農作物病蟲害發生面積較高，農作物多樣性較低、農村居民家庭人均純收入較低等客觀現實。

2.2 門檻效應檢驗

為了確定農藥使用強度、作物多樣性的門檻值個數，分別在存在雙重門檻、存在單一門檻、不存在門檻等假設條件下對式（2）和式（3）進行估計，由此可以得到F統計量。通過“自抽樣法”（Bootstrap）得出的P值確定各門檻變量的門檻值及個數。本研究將Bootstrap次數設置為300次，并結合相應結果依次進行三重門檻、雙重門檻以及單一門檻檢驗，具體結果見表2。

表2 門檻效應檢驗

從表2可以看出，以農藥使用強度為門檻變量的單一門檻和雙重門檻檢驗結果均非常顯著，對應的P值分別為0.0000和0.0333，三重門檻的檢驗結果則不顯著，對應的P值為0.8100。因此，本研究將選取農藥使用強度為門檻變量的雙重門檻模型，對農藥使用強度、作物多樣性和農作物病蟲害發生面積的關系進行分析。以作物多樣性為門檻變量的單一門檻檢驗結果非常顯著，對應的P值為0.0000，雙重門檻和三重門檻的檢驗結果均不顯著，其中雙重門檻對應的P值為0.4867。因此，本研究將選取作物多樣性為門檻變量的單一門檻模型，對農藥使用強度、作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的關系進行分析。

根據門檻模型的原理，門檻估計值是似然比檢驗統計量LR為零時的γ取值，在以農藥使用強度為門檻變量的雙門檻模型中，估計值分別1.9740和3.2978，在作物多樣性為門檻變量的單門檻模型中，估計值為1.0845，據此，我們繪制了相應的似然比函數圖（圖1～圖3），其中，門檻變量的似然比用實線代表，而5%顯著水平的臨界值（7.35）則用虛線代表，以農藥使用強度和作物多樣性為門檻變量的門檻估計值及相應的置信區間見表3。

圖1 農藥使用強度第一門檻估計值真實性檢驗

圖2 農藥使用強度第二門檻估計值真實性檢驗

圖3 作物多樣性單門檻估計值真實性檢驗

表3 門檻值的估計結果

2.3 門檻值區域劃分

基于2013年全國農作物病蟲害發生面積，繪制各省域劃分的地圖（圖4）。由于農藥使用強度存在兩個門檻值，可以根據門檻值將我國各省（市、自治區）劃分為3個區間（表4）。從表4可以看出，2003年，包括內蒙古、黑龍江、吉林、四川4個糧食主產地區在內的14個地區沒有跨過農藥使用強度第一個門檻值。農藥使用強度大于1.9740而跨越第一個門檻值的地區有包括河南、安徽、河北等9個糧食主產區在內的16個省（市、自治區）。此外，當年沒有任何地區跨越第二個農藥使用強度門檻值。這可能與當年農村居民家庭收入總體偏低有關。2013年，農藥使用強度在第一個門檻值內的地區減少到9個，其中，內蒙古、四川和黑龍江3個糧食主產區的農藥使用強度仍然保持在第一個門檻值內，但是吉林省的農藥使用強度已經跨過了第一個門檻值。此外，跨過農藥使用強度第一個門檻值，但是沒有跨越第二個門檻值的省份增加到20個。同年，海南省的農藥使用強度甚至跨越了第二個門檻值。出現這種現象的原因可能是農村居民家庭收入的增加使得農民有能力購買更多農藥等投入品投入到農業生產中。總體而言，農藥使用強度超過門檻值的省份總體趨勢不斷增加，說明我國農業生產對農藥投入品的依賴越來越強。鑒于農藥使用強度對作物多樣性影響農作物病蟲害發生面積存在門檻效應的事實，海南、吉林、云南、天津、山西、甘肅等地需要圍繞加強農作物生物多樣性保護意識、倡導使用高效低毒環境友好型農藥、多途徑幫助農民增收等方面下功夫，以實現經濟發展與生態環境建設的“雙贏”。

圖4 基于2013年農作物病蟲害發生面積的我國省域劃分

進一步考慮作物多樣性門檻值對應的區間分布情況（表5），在分析樣本初期，包括河南、江蘇、山東等6個糧食主產省份跨越了作物多樣性門檻，接近糧食主產省份的一半。可能受氣候變暖等因素影響，2013年僅有江西、湖南和湖北3個糧食主產省份跨越了作物多樣性門檻。河南、江蘇、山東由高區間落到了低區間，可能原因是政府的補貼政策向少數幾種糧食作物（如玉米）傾斜所致。黑龍江、吉林、遼寧、內蒙古、河北、安徽和四川等省份的作物多樣性仍處在第一區間。總體而言，我國各省份的作物多樣性處于較低水平，13個糧食主產區的作物多樣性水平更低，說明我國農作物結構性失衡不僅對農業經濟發展產生重大影響，同時也對作物多樣性的減少和農作物病蟲害發生面積的增加產生重要影響，因此各地應圍繞加大力度推進農業供給側結構性改革、加強生物多樣性保護等方面努力。作物多樣性的保護和增加是一項長期持續的工程，短期內難以獲得作物多樣性的“跨越式”增加。

表4 不同年份各省份跨越農藥使用強度門檻情況

表5 不同年份各省份跨越作物多樣性門檻情況

2.4 門檻回歸結果

通過上述檢驗發現，農藥使用強度、作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的影響呈非線性關系，根據農藥使用強度的兩個門檻值，可以將作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的影響劃分為3個區間，分別為小于農藥使用強度第一個門檻值的區間、大于農藥使用強度第一個門檻值小于第二個門檻值的區間和大于農藥使用強度第二個門檻值的區間，并進行門檻回歸估計，結果見表6。同理，由于作物多樣性存在一個門檻值，可以將農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積的影響劃分為兩個區間，分別為大于作物多樣性門檻值區間和小于作物多樣性門檻值區間，然后進行門檻回歸分析，結果見表7。

表6 以農藥使用強度為門檻值的門檻回歸結果

表7 以作物多樣性為門檻值的門檻回歸結果

從表6可以看出，農村居民家庭人均純收入與農作物病蟲害發生面積負相關。當農藥使用強度低于1.9740時，作物多樣性的增加將抑制農作物病蟲害發生面積。隨著農藥使用強度超過1.9740的臨界水平，作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的影響仍然為負，但不顯著。隨著農藥使用強度的進一步提升，作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的影響顯著為負，并且影響程度更大，表現為此區間內生物多樣性的系數絕對值大于農藥使用強度小于1.9740時的對應系數值。出現上述現象的主要原因是，在農藥使用強度較低水平下，增加作物種類的多樣性能增強作物的自動調節能力，從而緩解了農作物病蟲害的發生面積。但當農藥使用強度過大時，病蟲害的抗藥性會增強，而作物種類多樣性增加抑制農作物病蟲害發生的作用小于病蟲害抗藥性增強促進農作物病蟲害發生的作用，進而導致農作物病蟲害發生面積更大。

從表7可以看出，農村居民家庭人均純收入與農作物病蟲害發生面積負相關，說明我國農作物病蟲害發生面積還處于資本投入防治階段，隨著農村居民家庭人均純收入的增加，投入到防治農作物病蟲害發生中的資本將增加，農作物病蟲害發生面積會隨之減少。當作物多樣性越過1.0845的門檻值，農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積的影響將下降到作物多樣性水平處于門檻值內時的0.66倍。出現這種現象的主要原因是高的作物多樣性抑制農作物病蟲害的作用強于農藥使用強度增加對農作物病蟲害發生的促進作用。

3 結論與建議

3.1 研究結論

在農作物病蟲害發生面積逐年增加、農藥使用強度不斷加大而作物多樣性逐年減少的嚴峻背景下，如何確保農業作為國民經濟基礎作用的地位不動搖是社會及學術界日益關注的重點議題。考慮到農藥使用強度和作物多樣性對農作物病蟲害發生面積有可能存在門檻效應，本研究利用我國大陸除西藏自治區外30個省市區2003—2013年的省級面板數據，結合Hansen提出的門檻檢驗方法，分析了上述兩個因素對農作物病蟲害發生面積的門檻效應，得出如下主要結論：

3.1.1 農藥使用強度對農作物多樣性的病蟲害發生面積的影響存在顯著的雙門檻效應 農藥使用強度越高，作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的制約作用越明顯。具體而言，當農藥使用強度沒有跨越第一個門檻值時，作物多樣性的增加將顯著減少農作物病蟲害發生面積。當農藥使用強度處在兩個門檻值之間時，作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的影響仍然為負但不顯著。而當農藥使用強度跨越第二個門檻值后，作物多樣性對農作物病蟲害發生面積的抑制作用比農藥使用強度未跨越第一個門檻時更強烈。從省級層面上看，2003年農藥使用強度未跨越第一門檻的地區數遠多于2013年未跨越農藥使用強度第一門檻的地區數。2013年，跨越農藥使用強度第一個門檻值的地區數由2003年的16個增加到20個，包括吉林省在內的10個糧食主產區均跨越了農藥使用強度第一個門檻值，海南省甚至跨越了農藥使用強度第二個門檻值。農藥使用強度超過門檻值的省份總體呈不斷增加趨勢。

3.1.2 作物多樣性對農藥使用強度的農作物病蟲害發生面積的影響存在顯著的門檻效應 作物多樣性未跨過第一個門檻值之前，農藥使用強度的增加將顯著增加農作物病蟲害發生面積，當作物多樣性越過了1.0845的門檻值，農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積的影響將下降到作物多樣性在門檻值內時的0.66倍。2003年，包括河南、江蘇、山東等6個糧食主產省份跨越了作物多樣性門檻。2013年，僅有江西、湖南和湖北3個糧食主產省份跨越了作物多樣性門檻，河南、江蘇、山東由高區間回落到低區間。總體而言，中國各省份的作物多樣性處于較低水平，13個糧食主產省份的作物多樣性水平更低，作物多樣性的減少不利于農作物病蟲害發生面積的減少。

3.2 對策建議

在農作物病蟲害方面，鑒于我國農作物病蟲害逐年增加的事實，各級植保部門要以“公共植保、綠色植保”理念為引領，強化農作物病蟲害防控的組織領導和監督，加強病蟲害監測預警與防治信息系統建設，加強各地區、各年份農作物病蟲害防治方法的總結和推廣，與此同時，積極爭取財政經費的支持，加強病蟲害應急防控隊伍建設。

在農藥使用強度方面，鑒于保持在農藥使用強度第一門檻值內的地區逐漸減少、海南省卻跨越了農藥使用強度第二個門檻值的事實，一方面，各級植保部門除了實現農業增產外，還應積極推廣節本增效的病蟲害防控技術和措施；另一方面，各級植保部門應積極引導農業生產者科學用藥，鼓勵用好藥、少用藥，并最終實現病蟲害綠色防控替代化學防治。

在生物多樣性保護方面，鑒于僅有江西、湖南和湖北3個糧食主產省份跨越了作物多樣性門檻值，河南、江蘇、山東由高區間落到了低區間，我國各地的作物多樣性水平總體上處于較低水平、13個糧食主產省份的作物多樣性水平更低的事實，各地應著手圍繞保護和增加作物多樣性而努力。作物多樣性水平較高的地區可適當將農藥使用強度標準控制在1.9740以內，以進一步降低高農藥使用強度對農作物病蟲害發生面積的促進作用。而對大多數作物多樣性水平較低的地區而言，應進一步加強作物多樣性保護意識，重視抗病蟲品種的區域布局，完善作物多樣性保護的法律法規。但鑒于作物多樣性的保護和增加是一項長期持續的工程，這些地區可首先著手完善抗病蟲品種的區域布局，適當降低農藥使用強度，進而完善作物多樣性保護的法律法規。另外，應加大力度推進農業供給側結構性改革，通過調整農作物生產結構發揮作物多樣性抑制農作物病蟲害的積極作用。