耕地細(xì)碎化、耕地質(zhì)量認(rèn)知與化肥施用效率
——基于湖北省水稻種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)

蔡嘯宇，張俊飚，王璇

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070，2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070，3.湖北生態(tài)文明建設(shè)研究院，湖北 武漢 430070）

化肥作為農(nóng)業(yè)科技成果的結(jié)晶之一，為解決新中國(guó)成立以來(lái)所面臨的糧食短缺及人民溫飽問(wèn)題提供了強(qiáng)有力的保障，同時(shí)也組成了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素中的核心部分。然而隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中對(duì)化肥要素投入的依賴逐步上漲，越來(lái)越多的學(xué)者開(kāi)始關(guān)注到化肥過(guò)量施用所帶來(lái)的負(fù)面影響。隨著國(guó)家化肥減量增效政策的深入實(shí)施，化肥施用強(qiáng)度提高對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)化肥施用量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)正在下降[1]，過(guò)量施用化肥不僅會(huì)損害土地肥力、降低土壤微生物活性[2]，同時(shí)還是農(nóng)村面源污染的主要來(lái)源之一[3]。我國(guó)目前所面臨的化肥施用過(guò)量問(wèn)題已十分嚴(yán)峻，2015年原國(guó)家農(nóng)業(yè)部發(fā)布的《到2020年化肥使用量“零增長(zhǎng)”行動(dòng)方案》中指出，中國(guó)的農(nóng)作物化肥折純施用量達(dá)到了328.5 kg/hm2，遠(yuǎn)高于世界120 kg/hm2的水平。化肥的科學(xué)施用越來(lái)越受到國(guó)家的重視，如2019年中央一號(hào)文件強(qiáng)調(diào)要“加大農(nóng)業(yè)面源污染治理力度，開(kāi)展農(nóng)業(yè)節(jié)肥節(jié)藥行動(dòng)，實(shí)現(xiàn)化肥農(nóng)藥使用量負(fù)增長(zhǎng)”。國(guó)家關(guān)于農(nóng)戶施肥調(diào)控政策也從“增量增產(chǎn)”逐步演變到“減量增效”[4]。

目前，關(guān)于耕地細(xì)碎化、耕地質(zhì)量認(rèn)知以及化肥施用，諸多學(xué)者在不同領(lǐng)域開(kāi)展了有關(guān)的研究，主要集中在以下四個(gè)方面：第一，不同要素對(duì)化肥施用量的影響。這一部分研究多關(guān)注于農(nóng)戶自身資源稟賦的變化對(duì)化肥施用行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)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[5]，農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度越高，越傾向于施用更多化肥以避免潛在的產(chǎn)量損失[6]，而穩(wěn)定轉(zhuǎn)入土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)或土地轉(zhuǎn)入呈連片化特征，經(jīng)營(yíng)規(guī)模與地塊規(guī)模的同步擴(kuò)張會(huì)帶來(lái)地塊層面的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，能顯著降低農(nóng)戶化肥施用強(qiáng)度[7-8]。

第二，宏觀層面計(jì)算化肥施用效率。該類研究從技術(shù)效率角度衡量化肥施用效率，史常亮等[9]使用夏普里值分解方法考察了全國(guó)25省的耕地細(xì)碎化對(duì)農(nóng)戶化肥使用效率的影響方向及程度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在化肥使用上存在著較高的技術(shù)無(wú)效率，王萍萍和韓一軍[10]在計(jì)算小麥、水稻主產(chǎn)區(qū)的化肥施用技術(shù)效率，并對(duì)其進(jìn)行空間相關(guān)性和收斂性研究分析后發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中化肥施用的技術(shù)效率嚴(yán)重低下，但是不管在時(shí)間上還是空間上都呈現(xiàn)出了不斷趨同的現(xiàn)象。

第三，耕地細(xì)碎化程度對(duì)生產(chǎn)效率或技術(shù)效率的影響。由于不同國(guó)家和地區(qū)在地形、氣候、政策、資源稟賦等方面的顯著差異，關(guān)于耕地細(xì)碎化程度對(duì)生產(chǎn)效率或技術(shù)效率的影響方向在國(guó)際國(guó)內(nèi)研究中均存在較大的分歧。Lon等[11]使用緬甸4個(gè)村莊為樣本，研究發(fā)現(xiàn)耕地細(xì)碎化與水稻生產(chǎn)率之間存在負(fù)向關(guān)系；Todorova和Lulcheva[12]發(fā)現(xiàn)了保加利亞土地制度改革后，導(dǎo)致耕地細(xì)碎化程度不斷增加，并對(duì)耕地產(chǎn)量、生產(chǎn)效率、生產(chǎn)成本都造成了顯著的負(fù)向影響；鄒偉和張曉媛[13]選用江蘇省微觀農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模有助于提高化肥施用效率。而Tchale[14]則認(rèn)為耕地細(xì)碎化反而能夠提高耕地生產(chǎn)效率，這主要是由于選取耕地平均地塊大小來(lái)作為衡量耕地細(xì)碎化標(biāo)準(zhǔn)造成的，其運(yùn)用馬拉維國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)分析得到該國(guó)農(nóng)戶耕地細(xì)碎化程度與生產(chǎn)效率存在正向關(guān)系，即使控制了耕地類型、質(zhì)量以及其他投入要素，該關(guān)系仍是顯著的。Niroula和Thapa[15]同樣認(rèn)為細(xì)碎化的耕地能夠使農(nóng)戶進(jìn)行多樣化的種植并平衡各生產(chǎn)要素的投入比例。

第四，耕地質(zhì)量認(rèn)知產(chǎn)生差異的原因。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶自身?xiàng)l件是農(nóng)戶耕地質(zhì)量認(rèn)知最主要的直接影響因素，社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素和自然資源稟賦對(duì)農(nóng)戶耕地質(zhì)量認(rèn)知的直接影響效度依次減弱[16]。劉洪斌和呂杰[17]通過(guò)構(gòu)建理論計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型發(fā)現(xiàn)土地調(diào)整次數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、農(nóng)戶參與技術(shù)培訓(xùn)的次數(shù)和家庭中農(nóng)業(yè)收入的比例是導(dǎo)致農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護(hù)認(rèn)知行為差異的主要原因。

值得注意的是，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中施用的化肥除了會(huì)被作物吸收外，還有一部分會(huì)流失在土壤中[18]，若直接選用化肥施用量作為評(píng)價(jià)化肥施用效果會(huì)使結(jié)果出現(xiàn)偏誤，而選用將傳統(tǒng)的“單投入”擴(kuò)展至“多投入”結(jié)構(gòu)的化肥施用效率作為評(píng)價(jià)化肥使用效果的代理變量則更精確[19]。此外，已有的研究表明，經(jīng)濟(jì)作物化肥施用強(qiáng)度顯著高于糧食作物化肥施用強(qiáng)度，如若混合考慮，可能會(huì)導(dǎo)致所測(cè)得的效率值偏低。但即使是同樣分類的糧食作物，水稻、小麥、玉米的生長(zhǎng)周期與生長(zhǎng)環(huán)境要求卻不盡相同[20]，盡管這類糧食作物均存在化肥過(guò)量施用的現(xiàn)象[21-22]，但農(nóng)戶仍然會(huì)根據(jù)不同作物的需求差異化的施用化肥，而不是選擇“一刀切”[23]，也會(huì)造成化肥效率值測(cè)算出現(xiàn)偏誤。因此選擇區(qū)分不同作物進(jìn)行研究是保障實(shí)證結(jié)果準(zhǔn)確的前提。

綜上所述，既有文獻(xiàn)鮮有將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不同投入要素納入同一框架下進(jìn)行研究，耕地作為化肥施用的直接受體，耕地的相應(yīng)特征理應(yīng)在研究中被充分考慮。此外，由于地理、氣候、政策等諸多自然、人為因素的影響，不同地區(qū)的化肥施用效率存在較大的差異，實(shí)際分析時(shí)應(yīng)該細(xì)化到作物的品種和產(chǎn)區(qū)，得出的結(jié)論與對(duì)策才更具有建設(shè)性意義，這正是本研究的創(chuàng)新點(diǎn)。湖北省坐擁江漢平原，是中國(guó)水稻的主要產(chǎn)區(qū)之一，2017年湖北省水稻產(chǎn)量為1.93×107t，水稻播種面積為2.37×106hm2，分別占全國(guó)的7.70%和9.06%。研究湖北省調(diào)研區(qū)內(nèi)化肥施用現(xiàn)狀、總結(jié)化肥施用存在的問(wèn)題和誤區(qū)，對(duì)綜合優(yōu)化化肥要素投入配置以及促進(jìn)我國(guó)水稻產(chǎn)業(yè)良性發(fā)展具有重要意義。基于上述分析，本文選用湖北省水稻種植農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，以化肥施用效率來(lái)評(píng)價(jià)農(nóng)戶化肥施用效果，并綜合考慮了耕地細(xì)碎化程度與耕地質(zhì)量認(rèn)知對(duì)化肥施用效率的影響。首先建立計(jì)量模型測(cè)算化肥施用效率，其次分析影響化肥施用效率的因素并對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后得出相應(yīng)的結(jié)論和政策啟示，以期對(duì)未來(lái)相關(guān)部門(mén)化肥施用結(jié)構(gòu)調(diào)整、實(shí)現(xiàn)化肥施用量負(fù)增長(zhǎng)的目標(biāo)并推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供參考與借鑒。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 耕地細(xì)碎化與化肥施用效率

耕地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最重要的投入要素，其細(xì)碎化程度將會(huì)對(duì)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥投入決策產(chǎn)生十分重要的影響。耕地在空間上的分散不僅增加了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力往返不同地塊之間的時(shí)間損耗、變相降低了單位地塊的用工投入，同時(shí)還提高了農(nóng)用機(jī)械作業(yè)的時(shí)間與難度、降低了機(jī)械的作業(yè)效率，進(jìn)一步提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的總成本。農(nóng)戶作為追求自身收益最大化的理性經(jīng)濟(jì)人，在短期內(nèi)無(wú)法改變現(xiàn)有耕地分布狀況的前提條件下，會(huì)選擇將自身?yè)碛械霓r(nóng)業(yè)投入資源進(jìn)行內(nèi)部重新配置，即存在通過(guò)增加化肥要素投入以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力相對(duì)不足和替代費(fèi)用高昂的機(jī)械要素投入的動(dòng)機(jī)。另一方面，耕地細(xì)碎化增加了農(nóng)戶的監(jiān)督成本與因氣候等不確定因素導(dǎo)致減產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)，出于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的考量，農(nóng)戶傾向于加大化肥要素的投入[6]。

基于此，本研究提出假設(shè)1：

H1：耕地細(xì)碎化程度提高會(huì)增加農(nóng)戶化肥要素的投入，進(jìn)而降低化肥施用的效率。

1.2 耕地質(zhì)量認(rèn)知與化肥施用效率

根據(jù)認(rèn)知心理學(xué)及其相關(guān)理論，認(rèn)知是個(gè)體對(duì)信息進(jìn)行加工的過(guò)程，而決策是信息處理過(guò)程，決策行為取決于認(rèn)知行為，不同的農(nóng)戶因認(rèn)知能力、思維、自身經(jīng)驗(yàn)以及知識(shí)儲(chǔ)備的差異，對(duì)“耕地質(zhì)量”這一概念的認(rèn)知程度也不盡相同，進(jìn)而導(dǎo)致決策的差異性[24]。20世紀(jì)70年代，在農(nóng)業(yè)技術(shù)相對(duì)落后的背景下，為了實(shí)現(xiàn)耕者有其田，“肥瘦搭配”的均分地權(quán)制度應(yīng)運(yùn)而生。一方面，農(nóng)戶作為追逐自身收益最大化的理性經(jīng)濟(jì)人，會(huì)將絕大多數(shù)精力和管理投入到相對(duì)肥沃的耕地上，期望以相對(duì)較低的投入就能換來(lái)較高的產(chǎn)出，此時(shí)要素在肥沃耕地的配置上更趨于合理。另一方面，由于農(nóng)戶對(duì)化肥投入相關(guān)知識(shí)儲(chǔ)備不足，其施用化肥強(qiáng)度多依據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)驗(yàn)和習(xí)慣，一部分農(nóng)戶在購(gòu)買(mǎi)高質(zhì)量化肥后仍按照過(guò)去經(jīng)驗(yàn)或其他農(nóng)戶的一般做法施肥[25]。若農(nóng)戶認(rèn)為耕地貧瘠，則其傾向于大量施用化肥以期能夠在短期內(nèi)改善耕地質(zhì)量，從而提高作物產(chǎn)量獲得期望收益。而關(guān)于耕地是否肥沃或貧瘠很大程度取決于農(nóng)戶自身的主觀判斷，這種對(duì)耕地質(zhì)量的認(rèn)知或評(píng)價(jià)將會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)于耕地的化肥施用量。

基于此，本研究提出假設(shè)2：

H2：農(nóng)戶的耕地質(zhì)量認(rèn)知會(huì)影響化肥要素投入決策，進(jìn)而影響化肥施用的效率。

2 研究方法

2.1 模型設(shè)定

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)環(huán)境變化十分敏感，容易受到天氣、自然災(zāi)害等隨機(jī)因素的影響，而隨機(jī)前沿法（SFA）相較于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法Data Envelopment Analysis（DEA）能夠有效區(qū)分隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)與非技術(shù)效率[9]。本文運(yùn)用超越對(duì)數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)對(duì)稻農(nóng)化肥施用效率進(jìn)行測(cè)算，由于一步法使用時(shí)需滿足非效率項(xiàng)分布必須服從正態(tài)截尾分布的苛刻條件[26]，故本文選用兩步法估計(jì)，在忽略技術(shù)效率影響因素的前提下，估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)效率值，并且對(duì)技術(shù)效率的影響因素進(jìn)行回歸分析[27]。在本文回歸分析中，先利用隨機(jī)前沿模型回歸取得非效率項(xiàng)FEE的估計(jì)值，然后運(yùn)用CLAD模型分析外生性因素對(duì)FEE的影響。

Aigner等[28]與Meeusen和van den Broeck[29]獨(dú)立提出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，其具體形式如下：

式中：yi代表第i個(gè)農(nóng)戶的水稻總產(chǎn)量；t(·)代表農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，表現(xiàn)為具體設(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)形式；xij代表第i個(gè)農(nóng)戶除化肥投入外的第j種投入要素向量，fi代表第i個(gè)農(nóng)戶的化肥投入要素向量；β為待估計(jì)參數(shù)向量；νi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，且νi～N(0,σ2)，代表農(nóng)戶不可控因素及測(cè)量誤差的影響；ui為非負(fù)數(shù)的技術(shù)效率損失值。

隨機(jī)前沿理論通過(guò)測(cè)算實(shí)際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出之間的差距，從而計(jì)算出技術(shù)效率，這些差距主要是由于技術(shù)非效率引起的，具體測(cè)算公式為：

式中：TEi取值為0～1，表示第i個(gè)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率，Xi為生產(chǎn)函數(shù)中的變量集合，E(·)為數(shù)學(xué)期望值。

隨機(jī)前沿法常見(jiàn)的生產(chǎn)函數(shù)形式主要有柯布—道格拉斯（Cobb-Douglas，C-D）生產(chǎn)函數(shù)與超越對(duì)數(shù)（Trans-log）生產(chǎn)函數(shù)等，盡管C-D生產(chǎn)函數(shù)在計(jì)算與解釋方面存在優(yōu)勢(shì)，但它使用的前提假定了不同農(nóng)戶間的產(chǎn)出彈性為定值和替代彈性為1，條件較為固定，不能很好的反應(yīng)出不同農(nóng)戶之間決策能力的異質(zhì)性帶來(lái)的產(chǎn)出差異[30]。因此，本文在實(shí)際估計(jì)中選用替代彈性可變的、形式相對(duì)靈活的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)以克服C-D生產(chǎn)函數(shù)中希克斯中性技術(shù)進(jìn)步假定的缺陷[31]，模型具體形式為：

式中：產(chǎn)出變量yi定義為第i個(gè)農(nóng)戶的水稻總產(chǎn)量；xij、xik表示為第i個(gè)農(nóng)戶除化肥投入外的第j種、第k種投入變量，包括耕地、勞動(dòng)和機(jī)械費(fèi)用總投入；fi表示第i個(gè)農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)中施用化肥的總量；其余變量為各自變量的平方項(xiàng)與交互項(xiàng)。通過(guò)已有研究，采用Kopp和Smith[32]提出的非徑向概念來(lái)計(jì)算化肥施用效率，即保持投入要素與產(chǎn)出水平不變，以可能達(dá)到的最低化肥施用量fi l代替實(shí)際化肥施用量fi，并假定技術(shù)效率損失為零，（3）式可改寫(xiě)為：

將（5）式看為一元二次方程并求解得：

（6）式解答出效率值有正負(fù)兩個(gè)值，根據(jù)化肥效率定義，應(yīng)舍去負(fù)值取正值。

由（6）式計(jì)算出的化肥施用效率值介于0～1之間，屬于受限因變量，為探尋影響化肥施用效率的因素及避免估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文首先選擇采用Tobit模型進(jìn)行回歸，運(yùn)用極大似然估計(jì)法（MLE）對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。模型形式如下：

式中：ti為受限因變量，即農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)過(guò)程中的化肥施用效率；si為影響化肥施用效率的變量集合；ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于Tobit模型回歸結(jié)果對(duì)分布的依賴性很強(qiáng)，因此本文在使用Tobit模型回歸的基礎(chǔ)上，經(jīng)檢驗(yàn)后選擇更加穩(wěn)健的歸并最小離差法（Censored Least Absolute Deviations，CLAD）模 型，即使在非正態(tài)與異方差的情況下也能得到一致估計(jì)結(jié)果。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2018年對(duì)湖北省武漢市、鄂州市、黃岡市、荊門(mén)市4市6區(qū)縣農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，調(diào)研人員采用隨機(jī)抽樣對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一的訪談，剔除掉無(wú)效、關(guān)鍵變量缺失問(wèn)卷，共獲得有效問(wèn)卷549份。其中武漢市選取江夏區(qū)與黃陂區(qū)，問(wèn)卷總占比為49.00%；鄂州市選取鄂城區(qū)與梁子湖區(qū)，問(wèn)卷占比為17.12%；荊門(mén)市選取京山市，問(wèn)卷占比為13.84%；黃岡市選取團(tuán)風(fēng)縣，問(wèn)卷占比為20.04%，具體調(diào)查樣本地理分布如表1所示。

表1 調(diào)查問(wèn)卷地理分布情況Table 1 Geographical distribution of the questionnaire

2.3 變量選取與賦值

2.3.1 化肥施用效率 運(yùn)用隨機(jī)前沿方法測(cè)算化肥施用效率值，生產(chǎn)函數(shù)中產(chǎn)出變量選用稻農(nóng)一年的水稻總產(chǎn)量，單位為kg；投入變量主要選擇耕地、勞動(dòng)力、化肥以及機(jī)械投入費(fèi)用。其中耕地投入指農(nóng)戶實(shí)際經(jīng)營(yíng)的耕地面積，包括自家承包耕地與流轉(zhuǎn)承包耕地；勞動(dòng)力投入指水稻生產(chǎn)過(guò)程中參與勞動(dòng)力總和；化肥投入指在水稻生產(chǎn)過(guò)程中施用的化肥總量；機(jī)械投入費(fèi)用是在水稻生產(chǎn)過(guò)程中運(yùn)用機(jī)械耕地、收割所支出的費(fèi)用總和。

2.3.2 化肥施用效率影響因素 土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中最重要的投入要素，其規(guī)模、性狀的差異自然影響了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。由于自然地理因素和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制對(duì)耕地地塊面積、耕地質(zhì)量進(jìn)行分割，導(dǎo)致耕地呈現(xiàn)細(xì)碎化、質(zhì)量不等化分布的特征[33-34]。現(xiàn)有的研究表明，耕地細(xì)碎化將降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的配置效率，不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)戶收入[35]，同時(shí)也增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本[36]。本文關(guān)注的核心解釋變量分別為耕地細(xì)碎化程度與耕地質(zhì)量認(rèn)知。就耕地細(xì)碎化程度而言，現(xiàn)有研究多采用地塊數(shù)、平均地塊規(guī)模、戶均經(jīng)營(yíng)面積等單變量作為衡量耕地細(xì)碎化程度的指標(biāo)；也有不少學(xué)者采用辛普森指數(shù)（Simpson’s Index）作為耕地細(xì)碎化程度的衡量指標(biāo)，其在一定程度上彌補(bǔ)了用單變量衡量耕地細(xì)碎化程度的不足，故本文選用辛普森指數(shù)作為衡量耕地細(xì)碎化程度的指標(biāo)。辛普森指數(shù)具體的定義如下：

式中：n代表農(nóng)戶地塊數(shù)，ai代表各地塊面積，由上式可以看出，SI值介于0～1之間，且SI數(shù)值越接近1，其代表農(nóng)戶耕地的細(xì)碎化程度越高。

就耕地質(zhì)量認(rèn)知而言，農(nóng)戶在長(zhǎng)期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中積累了豐富的經(jīng)驗(yàn)，能夠?qū)Ω氐馁|(zhì)量做出較為準(zhǔn)確的判斷，耕地質(zhì)量變化會(huì)影響其化肥使用。因此本文選取農(nóng)戶對(duì)耕地肥力、耕地肥力變化趨勢(shì)兩個(gè)指標(biāo)的認(rèn)知狀況，作為衡量耕地質(zhì)量認(rèn)知的 指標(biāo)。

關(guān)于控制變量的選擇，考慮到調(diào)研區(qū)實(shí)際情況和農(nóng)戶的異質(zhì)性是造成農(nóng)戶行為差異的重要因素，本文選取以下控制變量：灌排條件、耕地流轉(zhuǎn)情況、農(nóng)戶個(gè)人及家庭特征。耕地灌排條件對(duì)水稻的生長(zhǎng)具有直接影響作用，不方便的灌排條件可能會(huì)導(dǎo)致水稻減產(chǎn)，促使農(nóng)戶加大化肥施用以規(guī)避預(yù)期損失；不穩(wěn)定的耕地流轉(zhuǎn)可能會(huì)使農(nóng)戶增施化肥以追求短期利益最大化，從而規(guī)避耕地流轉(zhuǎn)環(huán)境不確定性帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)；農(nóng)戶個(gè)體特征包括農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度、務(wù)農(nóng)年限、技術(shù)培訓(xùn)參與次數(shù)；農(nóng)戶家庭特征包括家庭人均收入、務(wù)農(nóng)人口、非農(nóng)收入占比。

2.4 樣本描述性分析

各變量解釋及描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。在本文關(guān)注的核心變量中，辛普森指數(shù)平均值為0.70，其中高于均值的農(nóng)戶樣本數(shù)達(dá)到了341個(gè)，占比達(dá)62.11%，說(shuō)明農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)耕地的細(xì)碎化程度比較嚴(yán)重；農(nóng)戶對(duì)耕地肥力、耕地肥力變化的主觀認(rèn)知均值較為接近中值，說(shuō)明該地區(qū)耕地質(zhì)量情況較為樂(lè)觀、穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件整體較好。在農(nóng)戶家庭及個(gè)人特征變量方面，農(nóng)戶平均年齡為58.84歲，其中年齡超過(guò)50歲的農(nóng)戶占比達(dá)到了81.65%，年齡最大的農(nóng)戶甚至達(dá)到了90歲，年齡低于40歲的農(nóng)戶占比只有4.14%，說(shuō)明從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力老齡化嚴(yán)重。農(nóng)戶受教育程度均值為1.60年，即樣本農(nóng)戶主要是小學(xué)、初中文化，文化程度普遍較低。農(nóng)戶務(wù)農(nóng)年限平均值為36.95年，務(wù)農(nóng)年限較長(zhǎng)，說(shuō)明樣本農(nóng)戶務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)豐富，對(duì)耕地質(zhì)量的認(rèn)知更加準(zhǔn)確。家庭非農(nóng)收入占比平均值為0.66，說(shuō)明被調(diào)查樣本農(nóng)戶兼業(yè)化程度較高。

表2 變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果分析

超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示，回歸結(jié)果中λ值為1.6435，無(wú)效率項(xiàng)u在復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)中占據(jù)了主導(dǎo)地位，而不是測(cè)量誤差和隨機(jī)干擾項(xiàng)，LR檢驗(yàn)值為28.63，通過(guò)了LR檢驗(yàn)，故使用隨機(jī)前沿函數(shù)模型方法估計(jì)是合理的。模型中的部分參數(shù)具有統(tǒng)計(jì)的顯著性，通過(guò)計(jì)算得出稻農(nóng)的化肥施用效率均值為63.85%。

通過(guò)表3各變量參數(shù)估計(jì)值可計(jì)算出投入要素的產(chǎn)出彈性，并根據(jù)辛普森指數(shù)值順序排列按四分位點(diǎn)分區(qū)間列出，如表4所示。由表4可知，大多農(nóng)戶所經(jīng)營(yíng)的耕地細(xì)碎化程度比較高，辛普森指數(shù)超過(guò)0.5的農(nóng)戶占比達(dá)到了80.33%，且隨著耕地細(xì)碎化程度的不斷提高，農(nóng)戶化肥施用量呈現(xiàn)增加的趨勢(shì)。在耕地、勞動(dòng)、化肥、機(jī)械投入4種要素中，耕地投入的產(chǎn)出彈性最大，均值為1.16，即水稻種植面積每增加1%，水稻產(chǎn)量增長(zhǎng)1.16%，說(shuō)明增加水稻播種面積仍然是水稻增產(chǎn)的重要貢獻(xiàn)因素，該值隨著耕地細(xì)碎化程度的增加而增大，一定程度上說(shuō)明了耕地投入對(duì)增產(chǎn)的貢獻(xiàn)作用在細(xì)碎化程度高的耕地上更明顯；勞動(dòng)產(chǎn)出彈性在四個(gè)組別里均為負(fù)值，表明加大勞動(dòng)投入不僅不能促進(jìn)水稻增產(chǎn)，反而會(huì)減少水稻的產(chǎn)量，這與張曉恒和周應(yīng)恒[37]的研究結(jié)論相似，可能的原因是為追求水稻產(chǎn)量最大化，現(xiàn)有的勞動(dòng)力投入相對(duì)于地塊數(shù)不多的耕地已經(jīng)過(guò)剩，但對(duì)于地塊數(shù)相對(duì)較多，即細(xì)碎化程度更高的耕地，往往需要花費(fèi)更多的勞動(dòng)投入以兼顧所有地塊上作物的生產(chǎn)，這也一定程度上解釋了表4 中勞動(dòng)產(chǎn)出彈性隨著耕地細(xì)碎化程度的增加略有上升的現(xiàn)象；化肥產(chǎn)出彈性在四個(gè)組別中差距不大，均值為0.07，說(shuō)明化肥投入增加對(duì)水稻產(chǎn)量增加的促進(jìn)作用十分有限，這與調(diào)研區(qū)過(guò)量施用化肥的現(xiàn)象具有一定的聯(lián)系[38]；機(jī)械投入產(chǎn)出彈性在四組中幾乎為0，說(shuō)明運(yùn)用機(jī)械耕地、收割對(duì)產(chǎn)出的增加是有限的，可能的原因是調(diào)研區(qū)地形以丘陵、平原為主，許多稻農(nóng)的耕地由于地理環(huán)境因素的限制較為分散，耕地普遍較為細(xì)碎，平均地塊面積小，不利于農(nóng)用機(jī)械的規(guī)模化作業(yè)，使得機(jī)械投入帶來(lái)的邊際收益小于使用機(jī)械的邊際成本。

表3 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果Table 3 Stochastic frontier production function estimation results

表4 耕地細(xì)碎化程度與各要素產(chǎn)出彈性Table 4 Fragmentation degree of farmland and input-output elasticity

化肥施用效率均值僅為0.6385，農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)過(guò)程中施肥效率較低，并未達(dá)到最優(yōu)的化肥施用狀態(tài)，若完全消除效率損失，化肥施用效率仍有36.15%的提升空間。換言之，當(dāng)前農(nóng)戶在適量減少化肥投入的情況下，不僅不會(huì)帶來(lái)水稻產(chǎn)量的下 降，反而有利于提高化肥施用效率，可能的影響因素是多方面的，需要在后文用具體的實(shí)證模型進(jìn)一步分析。

3.2 CLAD模型回歸結(jié)果分析

為探究影響調(diào)研區(qū)稻農(nóng)化肥施用效率的影響因素并使回歸結(jié)果更準(zhǔn)確，本文在模型中加入了水稻單產(chǎn)變量，用于控制如氣溫、降水量和農(nóng)戶管理能力等其他不可觀測(cè)因素對(duì)效率的影響[39]。本文在使用Tobit模型回歸后，對(duì)模型擾動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)條件矩估計(jì)量為34.39，拒絕“擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布”的原假設(shè)，故使用在非正態(tài)情況下也適用的CLAD模型，Tobit模型與CLAD模型回歸結(jié)果如表5所示。整體對(duì)比兩模型回歸結(jié)果可知，CLAD模型的標(biāo)準(zhǔn)誤整體小于Tobit模型，對(duì)比本文所關(guān)注的核心變量，CLAD模型相較于Tobit模型在變量的顯著性水平上有了提高。進(jìn)一步說(shuō)明了使用Tobit模型估計(jì)結(jié)果存在一定的偏誤，故使用更為穩(wěn)健的CLAD模型。如果Tobit模型設(shè)定正確（滿足正態(tài)性和同方差性），則應(yīng)與CLAD模型估計(jì)結(jié)果相差不大，因此可以將CLAD模型視為對(duì)Tobit模型的設(shè)定檢驗(yàn)。

表5 Tobit與CLAD模型結(jié)果比較Table 5 Result comparison of the Tobit and the CLAD models

3.2.1 耕地細(xì)碎化與化肥施用效率 由回歸結(jié)果可知，代表耕地細(xì)碎化程度的代理變量辛普森指數(shù)有負(fù)向影響，且在1%的置信水平上顯著，即農(nóng)戶耕地細(xì)碎化程度越高會(huì)顯著降低化肥的施用效率。一方面本次調(diào)研區(qū)域位于湖北江漢平原水稻種植區(qū)，類似農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)等技術(shù)的推廣與實(shí)施較為成熟，但耕地的大量分散阻礙了現(xiàn)代農(nóng)用技術(shù)的推廣，降低了大規(guī)模經(jīng)營(yíng)帶來(lái)的收益，進(jìn)而提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本[40]；另一方面，農(nóng)村勞動(dòng)力的大量外流導(dǎo)致了參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)的農(nóng)戶相對(duì)數(shù)量不足，且農(nóng)村留守的多為年紀(jì)較大的中老年人，身體健康程度與體力都不如年輕人，面對(duì)細(xì)碎化的耕地，往往需要投入更多的勞動(dòng)成本才能兼顧到所有耕地的生產(chǎn)，避免水稻減產(chǎn)，而化肥要素投入在一定程度上可以作為勞動(dòng)要素的替代，從而導(dǎo)致了農(nóng)戶出現(xiàn)過(guò)量施用化肥的現(xiàn)象，降低了化肥的施用效率[41]，研究假說(shuō)H1得到證實(shí)。

3.2.2 耕地質(zhì)量認(rèn)知與化肥施用效率 作為耕地質(zhì)量認(rèn)知的代理變量，耕地肥力與耕地肥力變化評(píng)價(jià)顯著影響了化肥施用效率，且在1%的置信水平下顯著。可能的原因是農(nóng)戶常年經(jīng)營(yíng)耕地，對(duì)耕地質(zhì)量狀況有著較為準(zhǔn)確的判斷與感知，農(nóng)戶出于利潤(rùn)最大化的考慮，能夠根據(jù)耕地的肥沃程度調(diào)整化肥施用量，一方面可以減少自己的生產(chǎn)成本，提高種植收益，另一方面，當(dāng)農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)在適當(dāng)減少優(yōu)質(zhì)化肥投入不僅不會(huì)導(dǎo)致減產(chǎn)，反而卻能使得水稻獲得產(chǎn)量的提升后，農(nóng)戶會(huì)傾向于繼續(xù)調(diào)整化肥使用量以進(jìn)一步減少成本并增加收益，最終結(jié)果是化肥要素投入逐步趨向于合理化，化肥施用效率逐步提高，研究假說(shuō)H2得到證實(shí)。

3.2.3 控制變量與化肥施用效率 其他控制變量中，戶主性別正向顯著影響化肥施用效率；而戶主年齡則負(fù)向顯著影響化肥施用效率，這與黎孔清和馬豆豆[42]的研究結(jié)論一致。原因主要來(lái)源于兩方面，一是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，隨著勞動(dòng)力年齡的增加，體力受限，更傾向于使用大量化肥投入替代勞動(dòng)投入；二是年齡越大的農(nóng)戶思想更為傳統(tǒng)保守，不會(huì)輕易改變化肥施用習(xí)慣與行為，造成了化肥施用不合理、效率降低的現(xiàn)象。受教育程度與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入正向顯著影響化肥施用效率，農(nóng)戶受教育程度越高，對(duì)科學(xué)施用化肥的技能接受度更 高[43]，進(jìn)而對(duì)合理施用化肥的認(rèn)知更為全面，因此化肥施用效率越高；而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力與化肥同為水稻生長(zhǎng)的要素投入之一，勞動(dòng)投入要素的增加在一定程度減輕了農(nóng)戶過(guò)多投入化肥要素的傾向；人均年收入與是否存在耕地流轉(zhuǎn)皆負(fù)向顯著影響化肥施用效率，可能原因在于：本次調(diào)研區(qū)域中，人均年收入高的樣本集中于非農(nóng)就業(yè)比例較高的農(nóng)戶，為兼顧非農(nóng)就業(yè)，更傾向于采用一次多施的行為以節(jié)省農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，而存在流轉(zhuǎn)耕地時(shí)，由于當(dāng)前耕地契約流轉(zhuǎn)的不穩(wěn)定性，農(nóng)戶更傾向于追求短期利益最大化，即通過(guò)增施化肥的行為獲得產(chǎn)量的提升，從而降低了化肥施用的效率。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文已充分考慮模型設(shè)定偏誤問(wèn)題并盡力減弱，但為了減少不可觀測(cè)因素可能帶來(lái)的模型設(shè)定偏誤，同時(shí)檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用替換模型方法對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，將前文利用隨機(jī)前沿法測(cè)得的化肥施用效率樣本按等距比例分為5組并賦值1～5，運(yùn)用有序Probit模型對(duì)變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體回歸結(jié)果如表6所示。可以發(fā)現(xiàn)，改變模型后主要解釋變量的影響與前文保持一致，說(shuō)明了本文的回歸結(jié)果與結(jié)論是比較穩(wěn)健的。

表6 Ordered Probit模型回歸結(jié)果Table 6 Ordered Probit model regression results

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文利用湖北省水稻種植戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用隨機(jī)前沿方法測(cè)算農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)過(guò)程中化肥施用效率，采用CLAD模型重點(diǎn)研究了耕地細(xì)碎化程度及耕地質(zhì)量認(rèn)知等變量對(duì)化肥施用效率的影響，并通過(guò)檢驗(yàn)驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。得出的結(jié)論如下：

1）被調(diào)研區(qū)樣本稻農(nóng)隨著耕地的細(xì)碎化程度提高存在化肥施用過(guò)量的現(xiàn)象，且化肥施用效率均值為0.6385，效率較低，仍具有較大的提升空間。

2）耕地細(xì)碎化程度較高的農(nóng)戶的化肥施用效率低于耕地細(xì)碎化程度較低的農(nóng)戶，耕地細(xì)碎化阻礙了機(jī)械服務(wù)與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的投入，使得化肥要素投入增加，在一定程度上降低了化肥施用效率，經(jīng)過(guò)模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，耕地細(xì)碎化程度對(duì)農(nóng)戶化肥施用效率具有負(fù)向影響。

3）農(nóng)戶對(duì)耕地質(zhì)量的認(rèn)知顯著影響了化肥施用效率，戶主性別、年齡、受教育程度、家庭人均年收入、是否存在土地流轉(zhuǎn)等對(duì)化肥施用效率同樣具有顯著影響，農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身利潤(rùn)最大化的需求，改變不同質(zhì)量耕地條件下化肥要素投入水平，使化肥施用效率得到提升。

4.2 政策建議

耕地細(xì)碎化程度、耕地質(zhì)量認(rèn)知是影響化肥施用效率的重要因素之一，為進(jìn)一步推進(jìn)湖北省水稻產(chǎn)業(yè)良性發(fā)展，確保化肥要素投入在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的合理使用，基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

1）加快耕地整合與耕地連片經(jīng)營(yíng)法律法規(guī)設(shè)立。湖北省坐擁江漢平原，是中國(guó)水稻的主產(chǎn)區(qū)之一，相對(duì)平坦的地形對(duì)推行鼓勵(lì)農(nóng)戶置換或互換分散地塊、促進(jìn)耕地連片政策的阻力較小，取得的成效較大；政府應(yīng)合理制定與耕地整合、置換相關(guān)的法律法規(guī)，如通過(guò)給予一定補(bǔ)貼或優(yōu)待等形式，加強(qiáng)農(nóng)戶參與耕地整合的意愿與動(dòng)機(jī)，打消農(nóng)戶顧慮并促進(jìn)耕地有序流轉(zhuǎn)，進(jìn)一步為構(gòu)建高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田、合理配置要素投入比例、農(nóng)業(yè)機(jī)械化作業(yè)提供良好的環(huán)境。

2）加速耕地細(xì)碎化治理實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)和制度創(chuàng)新的結(jié)合。政府與當(dāng)?shù)剞r(nóng)技推廣合作組織學(xué)習(xí)已有的耕地細(xì)碎化整治成功案列經(jīng)驗(yàn)，在繼續(xù)推行農(nóng)村耕地所有權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)、承包權(quán)“三權(quán)分置”的政策改革的基礎(chǔ)上，結(jié)合當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)，因地制宜，如湖北省京山市的“國(guó)寶橋米”招牌、鄂州市與黃岡市“蝦稻共生”、潛江市的“稻漁共作”等創(chuàng)新模式。具有針對(duì)性的開(kāi)展耕地細(xì)碎化綜合治理工作；同時(shí)應(yīng)尊重農(nóng)戶需求與意愿，并在治理過(guò)程中秉持公開(kāi)、公平、公正的原則，打消農(nóng)戶對(duì)耕地地塊調(diào)整而產(chǎn)生的憂慮。

3）加強(qiáng)引導(dǎo)糾正農(nóng)戶對(duì)化肥施用的錯(cuò)誤認(rèn)識(shí)以及對(duì)耕地質(zhì)量的合理認(rèn)知，并給予科學(xué)施用化肥的方法與指導(dǎo)。一方面，政府可與農(nóng)技站等農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣機(jī)構(gòu)開(kāi)展合作，定期為村民免費(fèi)開(kāi)展化肥知識(shí)講解與施用的技術(shù)培訓(xùn)，從理論知識(shí)上糾正農(nóng)戶的認(rèn)知偏差；另一方面，化肥生產(chǎn)商可在生產(chǎn)或銷售化肥過(guò)程中增加“施用說(shuō)明書(shū)”等科學(xué)指導(dǎo)小冊(cè)，從實(shí)際操作中進(jìn)一步提高農(nóng)戶對(duì)化肥施用的準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)，從而提高化肥施用效率。

4）積極推行農(nóng)業(yè)科學(xué)種植生產(chǎn)模式，保障耕地質(zhì)量穩(wěn)中有升。湖北省江漢平原作為水稻主產(chǎn)區(qū)之一，推行如作物輪作、休耕等科學(xué)生產(chǎn)模式，不僅有助于減少耕地營(yíng)養(yǎng)元素不合理流失，還能提高耕地質(zhì)量，有利于水稻生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。