輪作對農戶化肥減施的影響研究

孫 毅, 唐俊杰, 宋燕平

(安徽農業大學 經濟管理學院,合肥 230036)

耕地是保障人類賴以生存的根本命脈,是維系經濟與社會發展的基礎資源,對耕地進行有效保護是事關國計民生的首要問題[1],耕地資源安全事關國家糧食安全和社會穩定大局[2]。如今,耕地資源安全面臨著前所未有的壓力與挑戰,耕地數量和質量均出現了不同程度的下降[3]。一方面,耕地流失速度明顯加快,耕地面積1996—2008年下降832萬hm2,2009—2016年下降46萬hm2;另一方面,中國耕地平均質量持續下降,全國耕地平均質量等別評價結果表明,2008年全國耕地平均質量等別是9.80,2013—2015年下降至9.96[4]。其主要原因是我國農業發展中存在水、土地和化肥農藥等農業資源的超量使用,導致了水土流失、面源污染等問題,嚴重影響了耕地資源安全和農業可持續發展[5]。通過調查發現,2018年,我國3種糧食作物(稻谷、小麥、玉米)化肥的平均投入經濟縱橫達到374 kg/hm2,這是國際上公認的化肥施用安全上限225 kg/hm2的1.66倍[6],化肥的過量使用會導致土壤質量下降、環境污染等一系列問題,影響到我國的可持續發展和綠色健康發展[7]。為了提高耕地質量,我國始終實行“世界上最嚴格的耕地保護制度”[8],《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十三個五年規劃的建議》提出“探索實行耕地輪作休耕制度試點”,將耕作制度的調整上升到國家戰略高度[9];黨的十九大報告將“擴大輪作休耕試點,健全耕地草原森林河流湖泊休養生息制度”作為加大生態系統保護力度,建設美麗中國的主要構成部分,耕地輪作休耕受到前所未有的重視[10]。Feizabady等[11]指出,不同的輪作模式能夠改變春小麥株高,影響小麥生物產量。Chen等[12]利用能值分析方法評價了稻蝦輪作、稻麥輪作和水稻單作等3種模式的環境效應和可持續性。黑杰等[13]指出,相比于姜菜輪作下的旱地輪作,水旱輪作下的姜稻輪作模式,更有助于進一步改善土壤團聚體的穩定性,保證相對高效的土壤碳、氮的養分利用。金雯暉等[14]指出,輪作通過水肥管理、底物添加等不同措施對土壤團聚體穩定性、養分含量、利用效率等方面進行調節,被認為是改良土壤結構、保持土壤肥力的重要措施。輪作可以改善土壤結構,增加有機質含量,提高土壤持水能力和透氣性,從而使耕地保護的目標得以更好地實現。但是,目前關于輪作是否有利于化肥的減量施用的研究較少。

該研究基于540戶種植農戶的實地調查數據,利用多元回歸模型探析作物輪作對農戶化肥施用量的影響因素,采用傾向得分匹配(PSM)這一準自然實驗研究方法建立反事實研究框架,探究作物輪作對農戶化肥施用量的影響效應,并對不同農戶之間的差異進行了實證分析,能夠為政府部門進一步地、更好地制定出推動肥料減量增效的政策、構建新型多元化輪作體系、緩解資源壓力、確保農業綠色可持續發展提供了新思路,并為決策提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 農戶進行作物輪作對化肥施用量的影響

作物輪作,亦叫作物換茬,或將二者合稱為作物輪作換茬。輪作制是在同一塊田地上,有順序地在季節間或年際間輪換種植不同的作物或復種組合的種植方式。作物輪作是我國農業生產體制改革的一個重要內容,同時也是我國農業生產中的一項精細耕作和土地利用協調的傳統經驗。作物輪作是一種重要的增產和提高效益的技術,在國際上已經得到了廣泛的應用[15]。可以說,在全球的農業發展中,輪作起著舉足輕重的作用。作物輪作作為一種可持續的農業技術[16],它可以通過多方面的方式促進化肥減量。1) 輪作可以通過增加土壤生物多樣性來促進農戶化肥減施。通過引入不同作物,可以改變土壤中的微生物種類和數量,這些微生物可以幫助作物吸收養分,提高土壤結構,降低農戶對作物補充營養的需求[17]。這樣一來,土壤的生命力、肥力和水分利用能力都會得到提高。土壤的肥力提高,會減少農戶對化肥的依賴[18]。2) 輪作可以通過“綠肥”來促進化肥減量。由于大部分作物都需在耕種前開墾耕地,因此可以考慮將其中的某些作物運用為綠肥,比如豆類、田菁、羊草等。綠肥不僅能改善耕地結構,其根系也可以增強土地穩定性,吸引多種有益的微生物。同時,綠肥中富含的有機物質可以作為肥料去促進農作物的生長,降低農戶的生產成本,從而達到化肥減量的目的[19]。因此,從理論上講,作物輪作對化肥減量會產生積極影響。

基于上述分析,提出研究假說:H1,作物輪作有利于化肥減量化,即作物輪作對化肥施用量具有負向影響。

1.2 農業服務對農戶進行作物輪作減施化肥的調節作用

由于城鄉一體化建設和農業機械化的廣泛應用,農業社會化服務在近年來得到了迅速的發展,儼然成了適應現階段小農戶的現代農業發展需求,以及農業規?；a經營模式的重要渠道。而農業社會化服務受地方政府部門的過度干預,針對性不強,影響不大,對于農業發展而言,效果不佳。我國農業技術服務的供需不足和失衡的現象,對當前我國農業發展產生逆向影響[20]。農業社會化服務組織是營利性的商業組織,受信息不對稱推動,誘發賺取更高利潤的投機行為,選擇以提高化肥材料費的方式對固定支出進行補貼[21],反而使化肥的施用量有所增加[22]。事實上,社會化服務中交易費用是不可忽視的,不同資源稟賦的農戶所采取的社會化服務環節各不相同,極大影響了其親環境行為[23],交易費用導致的農業生產性服務合約種類與穩定性不同,可引起農戶收益與生產效率的差異[24]。農資銷售商會在商業化的潮流下,通過各種策略促進農資銷售[25]。伴隨著服務組織的商品化,社會化服務并不能有效地減少投入品的數量,相反,還會導致出現濫用投入品的情況[26],其原因在于:農資服務的逐利動機,有誘發投機取巧行為的可能。對于主要服務為投入品供應和銷售信息的組織來說,為了達到銷售的目的,他們會對投入品的作用進行過度強調,這就有可能導致農民購買和使用的數量過多[27]。由于服務商與農業生產資料經營銷售人員在某些方面存在互利關系,加上社會服務機構本身具有逐利性,會錯誤宣傳,誤導農民過量施用化肥[28],從而幫助他們獲利。這樣,社會化服務的介入,使農作物化肥的施用量反而增加了。根據理性人的假設,農戶進行農業生產的目標是追求利潤最大化[29],同時,農業效益問題也是影響農民生產積極性的關鍵性問題[30],因此,農戶可能會根據農業生產資料經營銷售人員所提供的片面性或者是錯誤的化肥指導信息,為了取得虛假的“更高產量”使得服務支出增加,即使輪作的化肥減量效應在不同農戶群體保持一致,購買服務支出越多的農戶也會增加化肥的施用量。

基于上述分析,提出研究假說:H2,購買服務支出越多在作物輪作與化肥施用量之間起著正向調節作用。

2 樣本數據

2.1 數據來源

該研究利用的是2020年中國鄉村振興綜合調查(CRRS)的農戶調查數據。2020年CRRS項目課題組在全國范圍內按照多階段分層隨機抽樣原則,就2019年農村人口與土地經營、糧食生產等情況開展問卷調查。該研究的分析中,剔除了一些異常和缺失的觀察值之后,540個農戶樣本最終被使用。

2.2 變量選取

1) 因變量,基于已有數據,該研究選用化肥投入總量作為被解釋變量,以問卷中“化肥總投入量(kg/hm2)”來進行測度。

2) 核心自變量,輪作是該研究的關鍵解釋變量,通過詢問農戶“您是否對耕地進行了輪作?(1=是;0=否)”來測度。

3) 控制變量,影響農戶化肥施用水平的因素較為繁雜,為了盡可能地控制其他因素的影響,保證實證結果的可靠性,參考相關研究[31-32],從戶主特征(性別、年齡、與同齡人相比健康狀況、受教育程度和政治面貌)、家庭特征(獲得農業補貼金額和家庭年收入情況)、生產特征(經營總面積、經營耕地地塊數和最大3塊地離住所平均距離)和外部特征(受災情況)4個方面選取。根據對變量的選取,該研究從相關變量的定義、均值、標準誤3個角度進行了描述性統計分析(表1)。

表1 變量選取及基本描述性統計

3 模型設定

3.1 構建基準回歸模型

在考慮到被解釋變量取值特征的情況下,對作物輪作對農戶施肥水平的影響進行實證分析時,采用多元線性回歸模型(OLS),具體設定如下:

Fertilizer=α0+α1X1+α2Control+ε,

(1)

式中,Fertilizer代表農戶化肥總投入量(kg/hm2);X1表示是否進行了輪作,取1時表示樣本農戶進行了作物輪作,反之則取0;Control表示可能影響到的控制變量,包括戶主特征(性別、年齡、與同齡人相比健康狀況、受教育程度和政治面貌),家庭特征(獲得農業補貼金額、和家庭年收入情況),生產特征(經營總面積、經營耕地地塊數和最大3塊地離住所平均距離),外部特征(受災情況)。α0為常數項,α1、α2為待估計系數,ε為隨機擾動項。

3.2 構建調節效應模型

為了更好地研究作物輪作對施肥水平的影響機制,構建如下調節效應模型:

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

(2)

式中,X1表示是否進行了輪作;X2表示農業生產購買服務支出;X1×X2表示是否輪作與農業生產購買服務支出的交互項。Control表示可能影響到的控制變量,包括戶主特征(性別、年齡、與同齡人相比健康狀況、受教育程度和政治面貌),家庭特征(獲得農業補貼金額、和家庭年收入情況),生產特征(經營總面積、經營耕地地塊數和最大3塊地離住所平均距離),外部特征(受災情況)。α0為常數項,α1、α2、α3、α4為待估計系數,ε為隨機擾動項。當α2顯著時,α2>0則說明農業生產購買服務支出具有正向推動作用,α2<0則說明農業生產購買服務支出具有逆向抑制作用;當α2不顯著時則不存在調節效應。

4 實證結果分析

運用stata15.0軟件對模型進行估計。在回歸之前,采用方差膨脹因子( VIF) 對所有變量進行多重共線性檢驗(表2)。各變量的方差膨脹因子最大為2.48,均值為1.34,說明不存在多重共線性問題。

4.1 作物輪作對化肥減施的基準回歸分析

表2的(1)和(2)報告了作物輪作對化肥減施的估計結果。不難發現,不論是采用普通標準誤,還是是否加入控制變量,關鍵解釋變量作物輪作的系數值均為負,且均通過5%統計水平的顯著性檢驗。這表明作物輪作對化肥減量具有顯著的促進作用,說明作物輪作可提高我國肥料利用率,實現農業綠色可持續發展。綜上所述,研究假說H1得到驗證。此外,在加入控制變量后,作物輪作的系數值有所減少,說明若未考慮控制變量的影響則會一定程度上低估作物輪作對化肥減量的促進作用。

控制變量的影響方面。家庭年收入對化肥施用具有顯著負向影響?？赡艿脑蚴?農戶的家庭年收入水平較高,對風險越有較高的抵抗能力[33],并且高收入家庭可能更注重環保和生態,合理施用化肥的可能性也就越高,最終表現為減少化肥的施用量。農民健康狀況越差對施肥量的影響為正向,這可能是由于身體狀況不佳的農民需要更多的收獲和收入來支撐自己和家庭的開支,這種壓力可能迫使他們增加施肥量以獲得更高的產量和利潤。氣候災害對植物的生長和發育產生不利影響,比如洪澇災害會引起植株死亡和葉片腐爛等問題,而干旱則會造成植物生長緩慢或部分枯萎,這些都會導致植物的營養需求降低,從而導致植物對肥料的需求減少。

4.2 作物輪作對化肥減施的差異分析

根據前文的理論分析,購買服務支出在作物輪作對施肥水平的影響中具有調節效應,作物輪作對化肥減量施用效應會因農戶購買服務支出的程度不同而產生差異,基于此,該研究采用交互項的方式驗證購買服務支出在作物輪作對施肥水平的影響中是否具有調節效應(表2),加入輪作與購買服務支出的交互項(即“輪作×購買服務支出”)。由表2的(3)可知,“輪作×購買服務支出”的系數在1%的水平上顯著為正,表明與主效應(輪作對化肥施用量為負向影響)的作用方向相反,說明兩者存在相互抑制的關系,即農戶購買服務支出越多會負向調節輪作促使農戶減量施用化肥的作用。至此,購買服務支出的調節作用假設H2得到證實。

5 穩健性檢驗

進一步檢驗假設H1結論的穩健性。采用傾向得分匹配法,控制變量縮尾檢驗和隨機抽取樣本3種方法進行穩健性檢驗。

5.1 傾向得分匹配法

采用輪作農業生產技術是農戶的自選擇行為,有可能會出現自選擇偏誤問題,而傾向得分匹配法可以在一定程度上解決這一問題。根據PSM 的“反事實分析框架”,該文將樣本分為采用輪作農業生產技術和未采用輪作農業生產技術進行匹配估計,以減少估計偏差[34]。同時,定義農戶采用農業生產技術的平均處理效應(ATT)為:

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

(3)

式中,Y1i表示采用輪作農業生產技術農戶的化肥使用情況(Y0i表示未采用輪作農業生產技術農戶的化肥使用情況)。將研究樣本限定在采用輪作農業生產技術組(Di=1),并測算農戶在采用輪作農業生產技術與未采用農業輪作生產技術2種狀態下的化肥使用差異值。然而,現實中只能觀測到每個農戶在采用農業輪作技術狀態下的化肥使用情況。從而需要構造未采用輪作農業生產技術的農戶若采用輪作農業生產技術的反事實假設。其中,處理組采用輪作農業生產技術后化肥總投入量為E(Y1i|Di=1),處理組未采用輪作農業生產技術后化肥總投入量為E(Y0i|Di=1),通過平均處理效應ATT,可以預測反事實框架下農戶是否參與輪作農業生產技術對化肥使用量的影響。

5.1.1 平衡性檢驗

Rosenbaum等(1983)認為,為使傾向匹配結果具有可靠性和說服力,要求匹配前后處理組與控制組在匹配變量上無明顯差異,標準化偏差越小,匹配效果會越好[35]。一般而言,查看匹配變量的標準化偏差不超過20%,若是,則可認為傾向值匹配可靠,反之,則效果不好。1) 觀察t統計量。由表3可知,處理組和對照組的控制變量在匹配后不存在系統性差異,P值均顯著大于0.1(P>0.1)。2) 觀察標準化偏差。匹配后的標準化偏差均在較大范圍內實現降低且低于10%,說明匹配后的結果相對有效。3) 匹配后的Pseudo-R2值顯著降低,從匹配前的0.019下降到0.005～0.011。并且LRchi2從匹配前的11.88下降到1.91～4.26,說明模型的總體擬合程度良好。從平衡性假設檢驗的結果可以發現,匹配控制變量分布一致,滿足平衡性假設,匹配結果是有效。

表3 匹配樣本的平衡性檢驗結果

5.1.2 共同支撐域檢驗

共同支撐域是檢驗傾向得分匹配效果的基礎性檢驗,不同的匹配方法有不同的共同支撐域和樣本損失量,共同支撐域范圍越大,則表明滿足共同支撐假設的樣本僅有極少量損耗[36]。該研究同時采用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配3種方法來展示匹配效果,給出了傾向得分匹配后處理組和對照組的密度函數圖(圖1)。由圖1可以看出,匹配后處理組和對照組的傾向得分分布重合區間較大,匹配結果的共同支撐域符合預期。

圖1 傾向得分匹配后處理組和對照組的密度函數圖

5.2 縮尾后回歸

為保證估計結果的穩健性,采用縮尾處理進行進一步檢驗,即借鑒周法法[37]對存在異常值的控制變量進行5%分位上雙邊縮尾。對獲得農業補貼金額、經營總面積、最大3塊地離住所平均距離和家庭年收入進行5%縮尾后,重新使用新樣本進行回歸分析,以減弱異常極端值對研究結果的影響(表4)。經縮尾處理后的結果沒有發生實質性變化,與前文結論保持一致,輪作對施肥水平具有顯著的負相關關系,且回歸結果在5%水平上顯著。

表4 5%分位上雙邊縮尾處理后的估計結果

5.3 隨機抽取樣本

為進一步保證上述研究結論的穩健性,借鑒于艷麗[38]的研究方法,隨機抽取90%的數據作為新的樣本,對其進行重新回歸(表5)。

表5 隨機抽樣一次回歸結果分析

若回歸結果仍然顯著,則說明結果具有穩健性,反之則結果不具有穩健性。在進行多次隨機取樣后,輪作對施肥水平具有顯著的負相關關系,回歸結果與前文研究結論保持一致,說明結果具有穩健性。

6 結論及對策建議

該研究利用2020年中國鄉村振興綜合調查(CRRS)的農戶調查數據,實證分析了輪作對施肥水平的影響,結果表明,輪作能夠有效降低農戶化肥的施用量。這意味著要進一步實施化肥“零增長”戰略,并且在相同條件下,與傳統種植相比,輪作農業生產技術的普及十分必要。進一步分析發現,農戶購買服務支出正向調節輪作與化肥施用強度之間的關系,即農戶購買服務支出越多,農戶化肥施用量會顯著增加,從而導致土壤質量下降,生態環境惡化等一系列不利于農業可持續綠色發展的行為。

基于上述結論,可以得出以下政策啟示。

1) 建立科學的輪作制度。政府制定輪作制度時應多方面綜合考慮,根據不同地區的氣候、土壤和作物類型,來確定經濟環境雙贏的輪作方式,避免同一地塊上長期種植同一種作物,減少土壤病蟲害的發生,提高農產品產量和質量。同時,應注意不同作物之間的相互作用,合理安排輪作順序,避免影響后續作物的生長和產量。并根據輪作制度的不同提供相應的輪作耕作、種植、管理的配套技術。

2) 加強輪作宣傳與推廣。農戶是農業生產的主體,中國多數農戶由于受教育程度較低,對農業知識與技術缺乏認識,環境保護意識較差,因此開展與農戶有關的宣傳活動,既能提高農戶的思想觀念,又能有效宣傳輪作政策及輪作方法。可以采取以下方式進行宣傳和推廣:①以村、鎮或縣為單位,定期組織專題討論會,參會者可以包括農民、政府工作人員等;②通過相關的培訓,讓農民了解當地輪作的相關措施和政策,在此過程中,政府部門也能更好地了解農戶的思想和要求,從而為今后的工作改善提供一個可靠的基礎;③大力發展農村自發組織,可以有效輔助政府工作,同時能夠更好地滿足農戶的需求。

3) 在輪作中根據不同作物的施肥需求,合理施肥。例如,對于需要高氮肥的作物,可以在前一季度種植需要低氮肥的作物,并在其生長期間施入大量的有機肥料,以增加土壤的肥力和氮素含量,為后續種植高氮肥作物提供充足的養分。并且通過宣傳、推廣農戶對商品有機肥、生物有機肥的正確合理施用,正確推行測土配方施肥、秸稈還田綠肥還田工作,其意義重大。引導廣大農戶合理、科學地施肥,指導農戶如何降低肥料養分流失,使肥料的利用率達到最大化,調整化肥和有機肥的施用比例,氮、磷、鉀的平衡施肥比例,增加土壤肥力,避免肥料浪費,水土污染。

4) 科學落實補貼政策。①針對補貼政策單一、一刀切的問題,政府應該加強補貼的細化程度,進行差別化補償、精準補貼,對不同區域、不同作物品種,分別設定不同的補貼標準,避免出現多補和少補的情況;②精簡補貼的審批流程,盡可能做到政府和農戶之間的直接聯系,避免出現效率不高、貪污、挪用等現象的發生;③多樣化補貼方式,健全補貼評價制度,對農戶的需求進行多層次、多視角的精準分析。探索發展許多新的綠色農業補貼項目,最終實現農業綠色全要素生產率不斷提高。