祝宏輝， 王 彥

(石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆石河子 832000)

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)逐步由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)不可或缺的投入要素，化肥從1978年開(kāi)始便呈現(xiàn)供不應(yīng)求的趨勢(shì)。1978年我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥的施用量?jī)H有884萬(wàn)t，而至2015年我國(guó)化肥施用量已高達(dá)6 022.6萬(wàn)t；從1980年起，平均每隔5年增長(zhǎng)679萬(wàn)t。然而，不斷增長(zhǎng)的化肥投入在增產(chǎn)保質(zhì)的同時(shí)也給農(nóng)業(yè)的持續(xù)發(fā)展帶來(lái)困難和挑戰(zhàn)。因此，近年來(lái)我國(guó)的農(nóng)業(yè)政策力圖扭轉(zhuǎn)這種趨勢(shì)。2016年，中央一號(hào)文件就明確指出，要實(shí)施化肥“零增長(zhǎng)”行動(dòng)；2016年，國(guó)務(wù)院印發(fā)的《全國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化規(guī)劃(2016—2020年)》和《“十三五”生態(tài)環(huán)境保護(hù)規(guī)劃》均明確提出，要開(kāi)展化肥“零增長(zhǎng)”行動(dòng)，爭(zhēng)取在2020年實(shí)現(xiàn)化肥使用量“零增長(zhǎng)”的目標(biāo)；2017年，中央一號(hào)文件提出要深入推進(jìn)化肥“零增長(zhǎng)”行動(dòng)；2017年，農(nóng)業(yè)部出臺(tái)的《農(nóng)業(yè)部關(guān)于推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施意見(jiàn)》指出，我國(guó)在2016年化肥使用量首次接近“零增長(zhǎng)”，并強(qiáng)調(diào)要進(jìn)一步減少化肥使用量。從當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的宏觀政策中可以研判，我國(guó)化肥使用量會(huì)逐步實(shí)現(xiàn)“零增長(zhǎng)”。然而，我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥的使用量是繼續(xù)保持當(dāng)前的高位水平，還是回落到一個(gè)更低的水平，這是事關(guān)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的一項(xiàng)重要命題，筆者試圖從化肥施用強(qiáng)度的角度來(lái)探討這一命題。

學(xué)術(shù)界對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥的研究也從未間斷。改革開(kāi)放之初，相關(guān)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥總量不足難以滿足農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的需求，繼續(xù)增施化肥仍有很大的潛在收益[1]。然而化肥的施用對(duì)農(nóng)作物增產(chǎn)有多大的促進(jìn)作用尚須商榷。部分學(xué)者認(rèn)為，化肥施用量與糧食產(chǎn)量的增長(zhǎng)不成比例，化肥施用的增產(chǎn)效果并不理想[2]。隨后，也有學(xué)者從更多年份的數(shù)據(jù)中研究發(fā)現(xiàn)，化肥對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)的作用是顯著的[3-4]。20世紀(jì)80—90年代，我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展過(guò)程中出現(xiàn)了化肥使用效益下降的問(wèn)題。因?yàn)榛时旧硪彩寝r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入要素，為了降低生產(chǎn)成本，提升化肥施用的經(jīng)濟(jì)效益，相關(guān)學(xué)者提出，要注重施肥的水平和結(jié)構(gòu)，強(qiáng)調(diào)合理施肥[5]；張桐提出，繼續(xù)增施化肥并且注重經(jīng)濟(jì)效益的折衷建議[6]。2000年以后，史常亮等研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展存在過(guò)量施肥的問(wèn)題[7]。長(zhǎng)期以來(lái)，化肥的不斷增施產(chǎn)生了農(nóng)業(yè)面源污染的問(wèn)題[8]。仇煥廣等針對(duì)我國(guó)過(guò)量施肥的原因進(jìn)行了研究，認(rèn)為農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、戶主受教育程度及勞動(dòng)力成本等是影響化肥施用強(qiáng)度的重要因素[9]。虞偉等從化肥減量的角度對(duì)解決我國(guó)過(guò)量施肥的問(wèn)題進(jìn)行研究[10]。

近年來(lái)，隨著我國(guó)農(nóng)業(yè)面源污染問(wèn)題的加重，化肥施用強(qiáng)度也愈發(fā)受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注并成為直接研究對(duì)象，這些研究大致可分為跨區(qū)域比較和影響因素研究2類。龔琦等從收入、價(jià)格、種植結(jié)構(gòu)等8個(gè)方面對(duì)影響化肥施用的因素進(jìn)行了分析[11]；潘丹從農(nóng)產(chǎn)品和區(qū)域2個(gè)層面對(duì)我國(guó)化肥施用強(qiáng)度變動(dòng)的因素進(jìn)行了分解分析[12]；王美兔等對(duì)我國(guó)化肥施用強(qiáng)度與糧食的進(jìn)出口貿(mào)易、國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格以及農(nóng)民人均純收入之間的相互關(guān)系進(jìn)行了研究[13]；朱滿德等探究了1994年以來(lái)化肥施用強(qiáng)度對(duì)早秈稻、中秈稻、晚秈稻、粳稻、小麥、玉米等6種糧食單產(chǎn)水平的影響[14]；耿仲鐘等分析了我國(guó)2004—2013年間不同地區(qū)化肥施用強(qiáng)度的區(qū)域差異特征及其變化規(guī)律[15]。

已有文獻(xiàn)針對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的探究具有重要價(jià)值，但仍存在改進(jìn)空間：相關(guān)研究時(shí)間范圍上跨度不長(zhǎng)，缺乏對(duì)改革開(kāi)放后至今我國(guó)化肥施用強(qiáng)度總體變動(dòng)趨勢(shì)的宏觀分析；已有文獻(xiàn)多從微觀個(gè)體的角度分析化肥施用強(qiáng)度的影響因素，而對(duì)影響因素的宏觀分析較少。基于此，筆者將在改革開(kāi)放至今的更長(zhǎng)時(shí)間范圍內(nèi)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的變動(dòng)趨勢(shì)展開(kāi)分析，同時(shí)從宏觀的角度對(duì)影響我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的因素進(jìn)行實(shí)證分析。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的測(cè)算方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

化肥施用強(qiáng)度一般是指單位播種面積化肥施用量，本研究根據(jù)此定義來(lái)測(cè)算我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥的施用強(qiáng)度，測(cè)算模型如下：

式中：I表示化肥施用強(qiáng)度；F表示化肥施用量；A表示農(nóng)作物播種總面積；N表示氮肥施用量；P表示磷肥施用量；K表示鉀肥施用量；C表示復(fù)合肥施用量；i表示地區(qū)；t表示年份。測(cè)算化肥施用強(qiáng)度所涉及的數(shù)據(jù)均出自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》《改革開(kāi)放30年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編》《新中國(guó)農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計(jì)資料》等。

1.2 農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度影響因素的模型構(gòu)建與變量選擇

化肥施用強(qiáng)度反映單位播種面積土地上的化肥投入水平，而在我國(guó)現(xiàn)行農(nóng)地制度下，無(wú)論是全國(guó)、區(qū)域還是農(nóng)戶，其擁有的耕地面積都是相對(duì)穩(wěn)定的，化肥施用強(qiáng)度與化肥施用量存在著必然的聯(lián)系。根據(jù)要素市場(chǎng)理論，要素需求屬于派生需求，生產(chǎn)者對(duì)要素需求是否強(qiáng)烈取決于消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的需求是否強(qiáng)烈；就化肥而言，投入化肥主要是為了保障產(chǎn)量從而滿足消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，而農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)者就是一定數(shù)量的人，人口數(shù)量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)需求產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響化肥的施用強(qiáng)度，因此用人口數(shù)量衡量市場(chǎng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求程度。要素投入水平也取決于生產(chǎn)者的收益狀況；就化肥而言，化肥投入水平與農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出水平密切相關(guān)；農(nóng)民收入水平?jīng)Q定了農(nóng)民對(duì)化肥的購(gòu)買能力。此外，要素的市場(chǎng)需求還受到要素價(jià)格的影響；因此，化肥價(jià)格對(duì)化肥施用強(qiáng)度也有調(diào)節(jié)作用?；诖?，本研究選取化肥施用量、人口數(shù)量、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出水平、農(nóng)民收入水平以及化肥價(jià)格等因素作為影響我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的宏觀因素進(jìn)行實(shí)證研究，并設(shè)立如下多元回歸模型：

lnFAIi,t=a+b1lnFICi,t+b2lnPOPi,t+b3lnGYPi,t+b4lnCi,t+b5lnCFPi,t+mi,t。

式中：i表示省份；t表示年份；FAI表示被解釋變量化肥施用強(qiáng)度；FIC表示農(nóng)業(yè)化肥施用量，其值為年內(nèi)化肥施用總量；POP表示人口數(shù)量，其值為總?cè)丝跀?shù)，它用來(lái)衡量年內(nèi)一地區(qū)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求程度，從而間接衡量年內(nèi)該地區(qū)對(duì)化肥的需求程度；GYP表示單位面積糧食產(chǎn)量，它用來(lái)表示農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出水平；INC表示農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營(yíng)純收入，它用來(lái)衡量農(nóng)民的收入水平，表示農(nóng)民對(duì)化肥的購(gòu)買能力；CFP表示農(nóng)業(yè)化肥價(jià)格，其值為化肥價(jià)格指數(shù)。變量所涉及的數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省(區(qū)、市)統(tǒng)計(jì)年鑒。

2 我國(guó)整體和各省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的測(cè)算與分析

2.1 我國(guó)整體農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的測(cè)算與分析

從表1可以看出，1979年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度不斷上升，1980—1997年，全國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度平均每年增幅達(dá)10.3 kg/hm2；1998—2014年，全國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度平均每年增幅為5.75 kg/hm2；2015年化肥施用強(qiáng)度值比2014年低0.42 kg/hm2，達(dá)到361.99 kg/hm2，然而這一數(shù)值仍是2012年美國(guó)的3倍。1995年我國(guó)化肥施用強(qiáng)度達(dá)到239.77 kg/hm2，此后，我國(guó)化肥施用強(qiáng)度一直處于 225 kg/hm2的安全施肥標(biāo)準(zhǔn)之上。

2.2 我國(guó)各省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的測(cè)算與分析

使用1979—2015年各省化肥施用總量和農(nóng)作物播種總面積2項(xiàng)面板數(shù)據(jù)，測(cè)算出了1979—2015年全國(guó)各省農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度平均值(表2)。

表1 1979—2015年全國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度測(cè)算結(jié)果

表2 1979—2015年全國(guó)各省(區(qū)、市)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度

注：氮肥、磷肥、鉀肥和復(fù)合肥施用量因部分年份統(tǒng)計(jì)資料缺失為1985—2015年間的平均值，海南省時(shí)間范圍是1988—2015年，重慶市時(shí)間范圍是1997—2015年。東部、中部和西部地區(qū)的劃分依據(jù)為地域分布。下同。

從平均值看，1979—2015年，我國(guó)由東向西化肥施用強(qiáng)度呈“東部地區(qū)高、中部地區(qū)次之、西部地區(qū)低”的空間分布規(guī)律，但中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)大省諸如河南省、湖北省及陜西等省份的化肥施用強(qiáng)度與東部沿海省份一樣也超過(guò)了全國(guó)平均值。東部地區(qū)的化肥施用強(qiáng)度從1990年開(kāi)始超過(guò)安全施肥標(biāo)準(zhǔn)，中部和西部地區(qū)分別在1996、2005年超過(guò)安全施肥標(biāo)準(zhǔn)。為體現(xiàn)全國(guó)及各地區(qū)化肥施用強(qiáng)度的變動(dòng)趨勢(shì)，將我國(guó)及東部、中部、西部三大地區(qū)的化肥施用強(qiáng)度變動(dòng)趨勢(shì)見(jiàn)圖1。

從圖1可以看出，1979—2015年，全國(guó)及東部、中部、西部三大地區(qū)化肥施用強(qiáng)度除在個(gè)別年份有小幅下降外總體呈上升趨勢(shì)。東部地區(qū)強(qiáng)度值高于全國(guó)，中部地區(qū)略低于全國(guó)，西部地區(qū)最低。1979—1996年，我國(guó)東部沿海各省份的化肥施用強(qiáng)度值呈逐年遞增趨勢(shì)；1997—1998年?yáng)|部地區(qū)強(qiáng)度值呈下降趨勢(shì)，但下降幅度較?。?999—2007年又呈逐年遞增態(tài)勢(shì)，2007年達(dá)到峰值458.3 kg/hm2；2008—2015年強(qiáng)度值呈下降趨勢(shì)，但仍保持在450 kg/hm2左右的高位水平。1979—2015年，中部和西部地區(qū)的變動(dòng)趨勢(shì)大致相同，中部地區(qū)僅在1999年和2000年連續(xù)2年小幅下降，西部地區(qū)則僅在1999年出現(xiàn)小幅下降。

3 我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的影響因素分析

在對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度及變動(dòng)趨勢(shì)研究之后，進(jìn)一步找出影響化肥施用強(qiáng)度的因素，才能為降低化肥施用強(qiáng)度的對(duì)策提供依據(jù)。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)化肥的生產(chǎn)和流通體制以1998年為分水嶺，1998年以前我國(guó)的化肥生產(chǎn)和流通體制實(shí)行的是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)模式，1998年以后，國(guó)家放開(kāi)了對(duì)化肥生產(chǎn)和供應(yīng)的計(jì)劃指令性管理。這種管理體制的轉(zhuǎn)變對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥的生產(chǎn)與供應(yīng)有著重要影響，基于此，本研究將分別使用1979—1998年和1999—2015年2個(gè)不同階段的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)在2種不同生產(chǎn)流通體制下化肥施用強(qiáng)度的影響因素進(jìn)行分析。

3.1 1979—1998年我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度影響因素分析

3.1.1 變量的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn) 針對(duì)1979—1998年我國(guó)29個(gè)省份(不包括海南省和重慶市)的面板數(shù)據(jù)分析中，被解釋變量FAI和解釋變量FIC、POP、GYP、INC、CFP均有20×29=580個(gè)樣本。按照計(jì)量分析步驟，先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)時(shí)使用了含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的類型，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。LLC和Fisher-ADF 2種方法的檢驗(yàn)結(jié)果，6個(gè)序列的水平檢驗(yàn)不能拒絕有單位根的原假設(shè)，而一階差分均能在1%的顯著水平上拒絕有單位根的原假設(shè)。

表3 被解釋變量和解釋變量的單位根檢驗(yàn)(1979—1998)

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為一階差分檢驗(yàn)量的P值。本階段各年份價(jià)格指數(shù)以1979年為基期(1979年=100)。

模型涉及的6個(gè)序列均為一階單整，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。筆者綜合運(yùn)用Pedroni Residual Cointegration Test、Kao Residual Cointegration Test和Johansen Fisher Panel Cointegration Test進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)29個(gè)省份的FAI、FIC、POP、GYP、INC、CFP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.1.2 模型的回歸結(jié)果與分析 為消除數(shù)據(jù)波動(dòng)造成的影響，對(duì)原變量數(shù)據(jù)作取對(duì)數(shù)處理。本研究使用Stata14軟件對(duì)全國(guó)及三大地區(qū)的回歸模型進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果均拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型的假設(shè)，表明應(yīng)對(duì)因變量和自變量建立固定效應(yīng)模型。模型回歸結(jié)果(表4)表明，總體而言全國(guó)及三大區(qū)域固定效應(yīng)模型調(diào)整后的可決系數(shù)R2均大于 0.98，擬合程度較高，解釋變量對(duì)被解釋變量具有較強(qiáng)的說(shuō)服力。從全國(guó)看各解釋變量的顯著性水平較高，除CFP外其他解釋變量均在1%的水平上顯著。FIC、GYP、CFP的回歸系數(shù)在全國(guó)及三大地區(qū)的回歸模型中大體上為正值。POP的回歸系數(shù)在東部地區(qū)的回歸模型中為正值但不顯著，在中西部地區(qū)及全國(guó)范圍內(nèi)為負(fù)值。INC的回歸系數(shù)在西部地區(qū)的回歸模型中為負(fù)值且不顯著，在中東部地區(qū)及全國(guó)范圍內(nèi)為正值?；貧w結(jié)果表明，隨著化肥施用量的增加，化肥施用強(qiáng)度也上升。在本階段全國(guó)人口數(shù)量的增長(zhǎng)與化肥施用強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與實(shí)際不符，這是由于我國(guó)人口基數(shù)大，我國(guó)大宗農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的壓力始終存在[16-17]，增施化肥的需求仍很強(qiáng)烈。以單位面積糧食產(chǎn)量為代表的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的提高，會(huì)刺激農(nóng)戶增施化肥，從而導(dǎo)致化肥施用強(qiáng)度上升。本階段我國(guó)西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭人均經(jīng)營(yíng)純收入水平低于中東部地區(qū)及全國(guó)平均水平的背景下[18]，中東部地區(qū)農(nóng)民收入的增加提高了本地區(qū)農(nóng)民購(gòu)買化肥的能力，農(nóng)民收入水平對(duì)本地區(qū)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的上升具有正向作用，而西部地區(qū)農(nóng)民增施化肥的成本超過(guò)了農(nóng)民人均收入，農(nóng)民家庭人均經(jīng)營(yíng)純收入與化肥施用強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系?；蕛r(jià)格的回歸結(jié)果表明，在本階段國(guó)家對(duì)化肥的生產(chǎn)和流通采取行政指令管理方式的背景下，化肥價(jià)格對(duì)化肥施用強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用并不明顯，反而出現(xiàn)化肥價(jià)格調(diào)高和化肥施用強(qiáng)度上升的情況[19]。

3.2 1999—2015年我國(guó)農(nóng)業(yè)化肥施用強(qiáng)度的影響因素分析

3.2.1 變量的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn) 在針對(duì)1999—2015年我國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)分析中，被解釋變量和解釋變量均有17×31=527個(gè)樣本。使用同樣方法對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。從表5可以看出，6個(gè)序列的水平檢驗(yàn)不能拒絕有單位根的原假設(shè)，而一階差分均能在1%的顯著水平上拒絕有單位根的原假設(shè)。模型涉及的6個(gè)序列均為一階單整，表明可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本研究綜合運(yùn)用PedroniResidualCointegrationTest、Kao Residual Cointegration Test和Johansen Fisher Panel Cointegration Test進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)31個(gè)省份的FAI、FIC、POP、GYP、INC、CFP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.2.2 模型的回歸結(jié)果與分析 使用同樣方法，對(duì)全國(guó)及三大地區(qū)的回歸模型進(jìn)行了檢驗(yàn)與分析，回歸結(jié)果見(jiàn)表6。全國(guó)及三大區(qū)域固定效應(yīng)模型調(diào)整后的確定系數(shù)R2均在0.8以上，擬合程度較好。從全國(guó)看，各解釋變量的顯著性水平較高，除GYP外其他解釋變量均在1%的水平上顯著。FIC和GYP的回歸系數(shù)在全國(guó)及三大地區(qū)的回歸模型中均為正值。POP的回歸系數(shù)在中東部地區(qū)及全國(guó)的回歸模型中為正值，在西部地區(qū)為負(fù)值。INC的回歸系數(shù)在西部地區(qū)的回歸模型中為正值，在中東部地區(qū)及全國(guó)范圍內(nèi)為負(fù)值。CFP的回歸系數(shù)僅在中部地區(qū)為負(fù)值且不顯著，在東部、西部及全國(guó)范圍內(nèi)的回歸模型中為正值。

回歸分析結(jié)果表明，在本階段隨著化肥施用量的增加，化肥施用強(qiáng)度繼續(xù)上升；本階段中東部地區(qū)人口數(shù)量的增長(zhǎng)加大了本地區(qū)對(duì)糧食的需求水平，從而間接促使本地區(qū)化肥施用強(qiáng)度的上升，這種趨勢(shì)也代表著全國(guó)的總體情況；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的提高依然是刺激農(nóng)戶增施化肥的重要因素；在本階段中東部地區(qū)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的增加并沒(méi)有導(dǎo)致農(nóng)民繼續(xù)增施化肥，而西部地區(qū)農(nóng)民收入的增加則是導(dǎo)致化肥施用強(qiáng)度上升的因素；本階段化肥的生產(chǎn)和流通在市場(chǎng)機(jī)制的作用下，化肥價(jià)格對(duì)化肥施用強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用在中部地區(qū)有明顯的體現(xiàn)，中部地區(qū)化肥價(jià)格與該地區(qū)的化肥施用強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但從東部、西部及全國(guó)看，化肥價(jià)格對(duì)化肥施用強(qiáng)度沒(méi)有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。

表4 全國(guó)及三大區(qū)域模型回歸結(jié)果(1979—1998年)

注：(1)*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%；(2)OLS、FE和RE分別表示混合最小二乘法回歸、固定效應(yīng)回歸和隨機(jī)效應(yīng)回歸。列出OLS和RE回歸結(jié)果作為參照。表6同。

表5 被解釋變量和解釋變量的單位根檢驗(yàn)(1999—2015年)

注：本階段各年份價(jià)格指數(shù)以1999年為基期(1999年=100)。

4 結(jié)論與討論

在我國(guó)家庭聯(lián)產(chǎn)承包經(jīng)營(yíng)體制下，單個(gè)農(nóng)戶的耕地面積有限，農(nóng)民偏向于增施化肥以發(fā)揮其增產(chǎn)的作用，化肥施用量的不斷增長(zhǎng)導(dǎo)致化肥施用強(qiáng)度不斷上升，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出水平的提高成為誘導(dǎo)農(nóng)戶增施化肥的誘致性因素，而實(shí)際上已有研究已經(jīng)證明當(dāng)前農(nóng)業(yè)化肥的增產(chǎn)效應(yīng)已經(jīng)大大下降，增施化肥反而造成土壤肥力下降并引發(fā)面源污染。然而，廣大農(nóng)戶并沒(méi)有認(rèn)識(shí)到增施化肥的這種負(fù)外部性，其增施化肥的生產(chǎn)行為已經(jīng)形成慣性。因此，要通過(guò)宣傳教育的方式積極引導(dǎo)廣大農(nóng)戶科學(xué)施肥，減少?gòu)V大農(nóng)戶和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)組織過(guò)量投入化肥的盲目生產(chǎn)行為，從源頭上減少化肥施用總量，降低化肥施用強(qiáng)度。

我國(guó)中東部地區(qū)人口數(shù)量的增長(zhǎng)已經(jīng)成為引發(fā)化肥施用強(qiáng)度上升的引致性因素。我國(guó)人口基數(shù)大，特別是中東部地區(qū)人口密度較大，人口對(duì)大宗農(nóng)產(chǎn)品的剛需使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)始終面臨著較大的生產(chǎn)壓力，這種壓力最終會(huì)通過(guò)供求機(jī)制與價(jià)格信號(hào)致使農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中力圖獲得最高產(chǎn)量，在這種利益的驅(qū)使下施用化肥會(huì)成為農(nóng)戶的必然選擇，于是化肥施用量就必然也會(huì)是個(gè)基數(shù)較大的變量，這種供給緊張的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)形勢(shì)極易引發(fā)化肥超標(biāo)施用。盡管化肥對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的增產(chǎn)有著重要的作用，但不能單純依靠增加化肥的投入來(lái)保障農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)與供應(yīng)，要更加重視和依靠新品種、新技術(shù)、新動(dòng)能等多種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)來(lái)保障農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)與供應(yīng)，減輕農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)化肥的依賴。

表6 全國(guó)及三大區(qū)域模型回歸結(jié)果(1999—2015年)

在對(duì)化肥的生產(chǎn)流通體制進(jìn)行改革之后，化肥市場(chǎng)價(jià)格對(duì)化肥施用量的調(diào)節(jié)作用已經(jīng)顯現(xiàn)，但這種調(diào)節(jié)作用很不明顯，因?yàn)樵谑袌?chǎng)機(jī)制的作用下化肥市場(chǎng)也存在自發(fā)性和滯后性的問(wèn)題[20]。在深化我國(guó)化肥市場(chǎng)體制改革時(shí)不能完全忽視政府的作用，政府相關(guān)部門要制定化肥產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，在保證化肥供需平衡和價(jià)格穩(wěn)定的前提下，不斷優(yōu)化化肥的品種結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)我國(guó)化肥市場(chǎng)朝著健康、有序和良性的方向發(fā)展。