農業分工有利于化肥減量施用嗎？

梁志會　張露　劉勇

摘要?促進農戶的化肥減量施用是改善農業面源污染、推動農業可持續發展的重要舉措。已有研究重點關注農地流轉及由此實現的農地規模經營對化肥減量化的影響，普遍忽視農業分工的減量貢獻。本文通過構建 “農業分工-內生技術進步-化肥減量施用”理論分析框架，闡明了農業橫向分工與縱向分工促進化肥減量施用的作用機理，然后結合2017年對江漢平原983個水稻種植戶調查數據，運用線性回歸模型與分位數回歸模型進行實證檢驗。結果表明：農業橫向分工和縱向分工均能夠顯著降低水稻種植戶的化肥施用量;對于化肥施用量處于低位分布的農戶，縱向分工的減施效應相對較強;對于化肥施用量處于高位分布的農戶，橫向分工的減施效應更為明顯。考慮宏觀農業化肥減量化政策沖擊和模型潛在的內生性等問題后，上述結論仍然穩健。進一步的影響機理挖掘發現，橫向分工與縱向分工分別通過人力資本積累、迂回技術引進效應促進實現農戶化肥減量施用。在農業家庭經營參與分工經濟的過程中，橫向分工及其區域專業連片化所表達的市場容量是縱向分工深化、知識外溢與人力資本積累的重要條件。由此，當微觀農戶開展橫向專業化分工并演進為區域專業連片化生產時，橫向分工的人力資本積累效應和縱向分工的迂回技術引進效應將得到強化，進而顯著促進農戶化肥減量施用。本文的政策含義是：優化作物生產布局，強化農業橫向分工，特別是區域專業連片化、組織化生產，形成小農戶與大農業生產格局;培育多樣化農業生產委托代理市場，鼓勵農業家庭經營卷入分工經濟。

關鍵詞?橫向分工;縱向分工;化肥減量化;水稻生產

中圖分類號?F321.1

文獻標識碼?A?文章編號?1002-2104（2020）01-0150-10?DOI：10.12062/cpre.20190818

化肥投入對中國糧食增產的貢獻高達40%，為解決中國糧食安全問題做出巨大貢獻[1]。然而，化肥過量施用、利用效率低下現象普遍存在[2]。2015年全國農作物畝均折純化肥用量為21.9 kg，遠高于每畝8 kg的世界平均水平，且化肥的平均利用率僅為33%[3]。過量和低效的化肥施用不僅會降低農產品質量、威脅食品安全，也會加劇土壤、水體污染和增加溫室氣體排放[4]。有鑒于此，繼2015年農業部頒布《到2020年化肥使用量零增長行動方案》后，2019年中央一號文件再次強調，深入推進農業化肥減量化行動，促進農業可持續發展。

農戶是化肥減量施用的行為主體。已有文獻將農地經營規模視為影響農戶化肥施用行為決策的重要因素[5-6]。其基本邏輯是：土地規模或者地塊規模的有限性，可能誘致農戶偏好通過密集的化肥投入以提高土地生產率[5]。而推進農地流轉與集中、促進農地規模經營，既有助于實現資源優化配置[7]，也能夠激勵農戶采納新技術[8]，從而實現化肥減量目標[5]。然而長期實踐表明，農地流轉并未對中國細碎化的家庭經營格局帶來根本性改觀。2017年農地經營規模在0.67 hm2以上的農戶僅占農戶總數的14.8%，較之于2015年僅上升0.5%，且自2014年起，全國家庭承包流轉面積增速逐年回落[9]。可見，通過推動農地流轉實現農業規模經營，繼而實現要素優化配置，促進化肥減量化是一個相對緩慢的過程，短期內難以有效達到預期目標。

實際上，古典經濟學認為，規模經濟內生于分工經濟[10]。農業家庭經營卷入分工經濟，規模經營可以表達為服務規模經營，這與農地規模經營并行不悖[11]。考察分工經濟對農業生產影響的研究指出，參與農業分工是為小農戶有機銜接現代農業的重要路徑[11]。因為農業分工不僅有助于提高糧食作物播種面積和產量[11-12]，而且對農業生產效率與成本改進同樣具有積極影響[13]。甚至有研究指出，農業分工，尤其是農業社會化服務的發展，將有助于土地要素的優化配置，推動農地規模經營[14];也將有助于家庭代際分工發展，實現勞動力資本的配置效率改進[15]。可見，農業分工對農業生產要素配置產生重要影響。然而鮮少有研究聚焦農業分工對化肥要素投入的影響，并探究其作用機理。由此，本文致力于揭示農業橫向分工與縱向分工影響農戶化肥減量施用的內在邏輯和實證證據，以期在豐富已有文獻的同時，為農業化肥減量提供新的政策邏輯。

1?邏輯線索

1.1?農業分工與化肥減量化的關系假說

分工所表達的規模報酬遞增來源于農戶專業化程度加深，同時要求不同個體或產業間形成交換關系，利用產業間的互補與合作延長迂回生產鏈條，以改善最終產品的生產效率。可見，專業化水平（橫向分工）和生產迂回度（縱向分工）是分工的核心維度[10-11]。其中，農業橫向分工指農戶通過減少生產經營項目種類數或擴大部分種養品種規模所形成的農業專業化生產，農業縱向分工則表達為主要生產環節的服務外包[11]。專業化生產有利于獲得減量知識積累與減量技術創新，而購買服務的迂回方式同樣可能將新要素（如生物質肥料）與新技術（如測土配方肥）引入生產。

據此，提出本文的核心假說：農業橫向分工與縱向分工深化對農戶化肥減量化施用具有顯著的積極影響。

1.2?農業分工驅動化肥減量化的關聯性推論

人力資本對農戶化肥減量化施用具有重要推動作用[16]，而橫向專業化則被認為是人力資本積累的重要途徑[17]。這一方面表現為內部的人資部積累效應，即專業化有利于節約工作轉換時間，促進知識和技能的積累，并為專用工具的創造提供可能，成為經濟增長的源泉[18]。具體表現為：專業化水平的高低決定了知識的積累速度、個體的技術獲取能力，以及規模報酬遞增[19]。正是由于專用性人力資本具有規模報酬遞增趨勢，專業化導致具有相同稟賦的個體同樣有動力對專用性技能進行投資[17]。Schultz[20]就曾指出，農業專業化有利于農戶專用性人力資本積累。另一方面，表現為知識、技術和能力等所表達的人力資本具有外溢效應[21]。生產者之間的技術與創新擴散、模仿與創造（學習效應）[22]，使得任何技能水平的主體在人力資本豐富的環境中都更具生產力[23]。

據此，提出推論1：農業橫向分工通過人力資本積累促進農業化肥減量化施用。

分工為專用工具的發明創造了有利條件，由此成為改進生產效率的關鍵[18]。實際上，“專用工具”的創造屬于迂回生產范疇，是資本能夠提高勞動生產率的內在原因[24]。因此，延長生產迂回度成為獲取分工經濟效益的又一途徑[10，25]。生產性服務外包作為迂回生產的重要形式，具有典型的縱向分工性質[17]。生產性服務多為資本和知識密集型服務，本質上充當了人力資本和知識資本的傳送器，將這兩種能極大提高最終增加值的資本導入生產過程當中[26]。甚至有觀點指出，生產性服務主體相當于一個專家的集合體，接受服務主體的服務等同于將新技術、知識引入生產中[27]。在農業領域，生產性服務能夠有效解決分散農戶在要素市場中面臨的交易風險，減少其信息搜尋成本;而農業技術受體由農戶轉變為專業服務主體，在降低技術推廣門檻的同時，有助于農業技術的自主創新[28]。

據此，提出推論2：農業縱向分工通過迂回技術引進促進農戶化肥減量化施用。

分工深化受制于市場容量[10，18]，而市場容量具有橫向交易密度和縱向交易頻率兩個維度的含義[11] 。囿于作物生產特性，交易頻率不易改變，因而提高交易密度，即發展橫向專業化，開展連片化生產，成為擴大市場容量以深化分工的關鍵[11]。具體來說，地理空間內橫向分工趨同性越高，表現為農業生產集中度與連片化程度越高，則服務市場容量越大;具備充足的市場容量才可能誘導服務主體進入，并提供不同環節的服務，繼而達成減量的規模經濟性[11]。與此同時，同一行業在地理空間上的集聚則有利于信息、技能和新技術等在廠商之間的傳播和擴散，換言之，知識溢出主要發生在同一行業的廠商之間[29]。一項針對美國的研究發現，相比于多樣化，專業化集聚的知識溢出更為顯著[30]。

據此，提出推論3：在專業化生產水平較低的區域，橫向分工的人力資本外溢效應、縱向分工的迂回技術引進效應將會受限，導致專業化與分工的化肥減施效應趨減。

2?數據、變量與模型

2.1?數據來源

本文的數據來源于課題組2017年6—8月份在江漢平原水稻主產區的農戶問卷調查。具體在水稻主產區內選取9個地級市中的9個縣（區、市）展開抽樣調查。每個樣本縣（區、市）隨機抽取2～3個鄉鎮（街道、管理區），然后在每個樣本鄉鎮（街道、管理區）隨機抽取2～3個行政村，最后在每個樣本行政村隨機選擇20位農戶進行問卷調查。為了解受訪農戶農業生產的真實情況，受訪對象均為前一年（2016年）從事過農業生產的農戶。本次調查一共發放問卷1 000份，剔除空白、漏答關鍵信息的問卷后，共計獲得有效問卷983份。

2.2?變量選擇及其定義

2.2.1?被解釋變量

本文選取農戶生產實際化肥投入量（kg/0.067hm2）作為被解釋變量。考慮到不同作物品種的化肥施用量存在顯著差異，本文僅考察農戶水稻種植過程中的化肥投入。

2.2.2?核心解釋變量

（2）縱向分工。農業生產中縱向分工通常被用以表達農戶將生產環節（如整地、插秧、收割和植保等）部分或全部外包[11]。據此，本文用農戶是否將關鍵生產環節外包表征其縱向分工狀況。

2.2.3?其他控制變量

為避免遺漏變量進而導致模型估計偏誤，本文首先控制了農戶經營決策者個體特征，如性別、年齡、受教育年限、健康狀況和風險偏好等，將上述變量作為農戶人力資本的代理變量[20]。然后，兼業狀況、農業勞動力數量和家庭總收入等家庭特征被納入實證模型中，這些變量集中反映了農戶家庭的財富水平與勞動力資源稟賦。在生產特征中，本文控制了經營規模、土地質量、農業保險和商品化率等變量，從而考慮到農戶生產條件差異可能造成的沖擊。進一步地，考慮到農業生產投入要素之間存在替代性或互補性，模型中控制了勞動力和化肥兩類投入要素的價格。此外，區域間不可觀測因素（如氣候和病蟲害等）同樣可能對化肥投入產生影響，因此本文引入地區虛擬變量進而控制區域固定效應。變量描述性統計見表1。

3?實證結果與分析

3.1?農戶分工對化肥施用量的影響

表2報告了基準模型（2）的回歸結果。其中，模型（1）（3）（5）為未控制區域虛擬變量的OLS估計結果，模型（2）（4）（6）則在此基礎上控制區域虛擬變量。結果顯示，在控制區域固定效應前后，模型估計結果在影響方向和顯著性水平未發生顯著變化，這從側面驗證了模型估計結果的穩健性。模型（6）在擬合優度上較其他模型均有所提升，據此，本文針對模型（6）的估計結果展開分析。可以發現，農業橫向分工、縱向分工的系數分別-0.172、-0.093，且分別在5%、1%的水平上顯著。在納入橫向分工后，縱向分工的負向影響增強。恰如前文所述，橫向分工促進縱向分工深化，提高了農業生產迂回度，因而在納入橫向分工后，縱向分工的影響效應增強。這說明，農戶參與橫向分工，提高作物專業化種植水平，或卷入縱向分工，提高農業生產的迂回度，均有利于實現化肥減量化施用。據此，本文的核心假說得到了驗證。

考慮到OLS屬于均值回歸，若被解釋變量的分布存在偏斜或者存在異常值，則將導致模型估計結果有偏。而分位數回歸不僅能夠緩解上述問題，而且能夠將解釋變量對被解釋變量的影響在后者的整個分布上都顯示出來[32]。表3的估計結果顯示，隨著分位數的增加，縱向分工對農戶化肥投入量的負向影響先增強后減弱，在0.75分位數上縱向分工的系數不顯著。而橫向分工的負向影響隨分位數的增加而增大，但是在0.1分位數上其影響系數未通過顯著性檢驗。這說明，當農戶化肥投入量處于低位分布時，縱向分工對其減量化施用的影響作用更強;農戶化肥投入量處于高位分布時，橫向分工對化肥減量化施用發揮更大的作用。上述分析僅是基于部分分位點上的結果，本文進一步描述了橫向分工和縱向分工對農戶全部化肥投入分位點上的邊際影響變化情況（見圖2）。結果表明，全方位點上的回歸與上文的主要結論保持一致。

3.2?內生性檢驗

解釋變量與被解釋變量間的雙向交互，或者測量誤差、遺漏變量等問題，都可能造成模型的內生性，導致估計有偏。工具變量法是解決內生性問題的有效方法[33]。所尋找的工具變量需與內生變量（橫向分工、縱向分工）高度相關，但又不直接影響被解釋變量（化肥投入）。本文選擇的第一個工具變量是耕地細碎化程度，用地塊個數加以表征。土地分散化、細碎化導致農戶經營多塊互不相連的地塊。這對橫向分工的影響表現在：地塊與其他農戶地塊緊靠，可能導致農戶種植決策受到相鄰地塊作物品種的影響;同時，土地細碎化也可能使農戶更傾向于采取多樣化種植以應對自然風險、市場風險[34]。然而，耕地細碎化作為自然地理條件和制度安排產物，前者指山地與丘陵等地形的自然分割，后者指為確保公平性，中國農村承包地分配遵循“遠近搭配、肥瘦均勻”原則，形成了土地細碎化的經營特征。因而，在本文的研究情景下耕地細碎化可以視為外生變量。據此，本文將其作為農戶橫向分工的工具變量。類似地，本文將地形作為縱向分工的工具變量。理由在于：地形會顯著影響農業社會化服務市場的發展，是造成中國農業社會化服務（尤其是機械服務）發展呈現出區域性特征的主要原因[35];但是地形不會直接影響農戶化肥投入，其通過農業社會化服務的可獲得性、價格等間接影響農戶化肥投入。

表4報告了工具變量法的估計結果。首先，DWH（Durbin-Wu-Hausman）檢驗的結果分別通過了1%、5%的顯著性水平檢驗，拒絕了橫向分工、縱向分工為外生變量的假設;其次，弱工具變量檢驗均通過了顯著性檢驗，表明所選取的工具變量是有效的。回歸（1）（3）的IV估計結果顯示，農業橫向分工、縱向分工顯著降低農戶化肥投入量，與基準回歸模型一致。進一步利用對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）進行估計。回歸的結果顯示，相較于IV估計，LIML的系數估計值和顯著性水平具有一致性，印證不存在弱工具變量。

3.3?穩健性檢驗

3.3.1?關鍵變量的測量問題

本文采用替代核心解釋變量的方法進行穩健性檢驗。具體利用農戶畝均外包服務費用作為縱向分工的替代變量。

因為畝均外包服務費用不僅反映農戶是否參與縱向分工，而且在一定程度上反映其參與分工的程度。表5回歸（1）的估計結果顯示，農戶畝均外包服務費用對化肥投入具有顯著的負向影響，與前文的基本結論一致。同時，進一步表明農戶參與縱向分工的程度越深，其化肥施用量越少。

考慮到樣本中多數農戶以購買機械服務的形式參與縱向分工，是否意味著農業生產環節開展機械作業就能夠實現化肥減量施用？如果是，那么本文可能高估了農業分工效應。據此，本文利用農戶自購機械作為核心解釋變量替代縱向分工。表5回歸（2）的結果顯示，農戶自購機械對其化肥投入量并未產生顯著影響。這說明，農業縱向分工效應確實存在。此外，參照羅明忠和劉愷[46]的做法，本文采用作物種類集中度衡量（1/種植作物種類數）農戶橫向分工專業化程度。回歸結果如表5回歸（3）所示，其估計結果同樣驗證了前文的結論。

考慮到不同種類化肥所包含的營養元素比例存在差異，但是在其他條件不變的情況下，農作物對營養元素的需求量（化肥折純量）是固定的。然而，不同種類化肥相對價格變動、可獲得性等因素可能導致農戶化肥種類選擇與投入量存在差異，從而帶來變量測量誤差問題。基于此，本文利用化肥折純量作為被解釋變量重新估計基準模型。表5回歸（4）的結果顯示，模型估計結果并未改變本文的結論。

然而，農戶在成本約束條件下，其縱向分工（購買服務）支出可能會對其他投入形成“擠出效應”，導致其他要素投入呈減少趨勢。據此，表5回歸（5）利用農戶是否施用測土配方肥作為被解釋變量進行估計。結果表明，農戶橫向分工、縱向分工對測土配方肥施用行為均具有顯著的正向影響。可見，農業分工不僅抑制農戶化肥施用量，而且顯著增加了農戶施用測土配方肥等環境友好型肥料的概率。前文回歸結果的穩健性得到進一步驗證。

3.3.2?宏觀政策引起的偏差

2015年，農業部出臺《到2020年化肥使用量零增長行動方案》，并將長江中下游地區作為政策實施的重點區域，這恰好與本文的研究區域重合。考慮到宏觀政策可能對模型估計結果產生沖擊，本文首先計算出湖北省2015—2016年化肥施用量（折純量）的增長率。然后，計算各樣本縣2015—2016年化肥施用量（折純量）的增長率。最后，保留期間化肥施用量（折純量）的增長率為正數的樣本縣，對于增長率為負數的樣本，則僅保留大于湖北省總體增長率（-1.8%）的樣本縣，由此可以基本排除宏觀政策的干擾。表6回歸（1）（2）分別為納入控制變量前后的估計結果。納入控制變量后，模型的擬合優度顯著提升，橫向分工與縱向分工對農戶化肥投入量均具有顯著的負向影響。這表明，在剔除可能受到宏觀政策沖擊的樣本后，本文的基本結論依然成立。

4?進一步討論：農業分工實現化肥減量化的機制分析

4.1?農業橫向分工人力資本積累效應

健康狀況、教育程度以及培訓等是人力資本的重要表現形式，其中教育對農戶人力資本的提升尤為重要[16]。如果農戶參與橫向分工，提高專業化種植水平具有人力資本積累效應。根據人力資本積累的邊際遞減規律[37]，專業化生產對自身教育水平較低的農戶群體所產生的人力資本積累效果更大。實際上，農戶人力資本積累在很大程度上取決于其務農經歷的長短。因此，對于務農年限較長

的農戶而言，專業化生產的人力資本積累效果同樣相對要弱。根據上述邏輯推理，本文借鑒周廣肅[37]的處理方法，將受教育程度高于均值劃為高教育組，反之為低教育組，將務農年限高于均值劃為高務農年限組，反之為低務農年限。同時，考慮到農戶接受更多的正規教育通常需要推遲加入勞動力隊伍的時間。因此，本文設置農戶受教育年限與務農年限交叉項，并根據均值將樣本分組。表7的模型估計結果表明，橫向分工，即種植專業化對低教育組、低務農年限組和教育年限×務農年限（低）組農戶化肥投入的負向影響更強，而對高教育組、教育年限×務農年限（高）組農戶的影響不顯著。雖然橫向分工對高務農年限組的農戶化肥投入的負向影響系數顯著為負，但是在影響系數與顯著性水平上均弱于低務農年限組農戶。可見，農業橫向分工所表達的專業化種植具有人力資本積累效應，將有利于提高農戶農業生產管理技能，改進化肥等要素的利用效率，從而實現化肥減量化生產。推論1得到驗證。

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