劉艷，馬賢磊，石曉平

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095）

中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量穩(wěn)居世界首位，這對(duì)于保障國(guó)家糧食安全和重要農(nóng)產(chǎn)品供給發(fā)揮了重要作用。但是農(nóng)業(yè)面源污染以及環(huán)境安全問(wèn)題日益凸顯，使得中國(guó)農(nóng)業(yè)持續(xù)增產(chǎn)與質(zhì)量提升的要素約束趨緊[1]。如何將農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展之路，將成為我國(guó)實(shí)現(xiàn)從農(nóng)業(yè)大國(guó)向農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。大量研究表明，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)普遍存在化肥過(guò)量投入現(xiàn)象，導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全問(wèn)題與農(nóng)業(yè)環(huán)境污染[2-3]。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部2015年出臺(tái)《到2020年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》之后，統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)稻谷、小麥和玉米作物的化肥投入折純量仍然在緩慢上漲，從2015年的361.5 kg/hm2增加到2020年的382.5 kg/hm2。截至2020年底，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體中約有2.6億戶(hù)經(jīng)營(yíng)規(guī)模不足0.7 hm2和0.3億戶(hù)2 hm2以?xún)?nèi)的小農(nóng)戶(hù)，占到農(nóng)戶(hù)總量的95.8%。那么，如何有效減少小農(nóng)戶(hù)的化肥投入將是推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。

傳統(tǒng)觀念中小農(nóng)戶(hù)同時(shí)作為化肥購(gòu)買(mǎi)、施用的決策者與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)剩余的所有者，那么，在以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)的情況下，必然導(dǎo)致過(guò)量施肥成為一種普遍現(xiàn)象[2,4-5]。同時(shí)，土地細(xì)碎化、信息不對(duì)稱(chēng)、資金稟賦約束也是限制小農(nóng)戶(hù)提升施肥技術(shù)與化肥利用效率的重要因素。2020年，我國(guó)玉米、小麥和水稻的農(nóng)機(jī)服務(wù)作業(yè)費(fèi)用為2 313.0元/hm2，占物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)用的32.9%?？梢?jiàn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化服務(wù)在全國(guó)范圍內(nèi)得到了快速發(fā)展，其提供的農(nóng)機(jī)施肥作業(yè)可能替代小農(nóng)戶(hù)成為化肥的直接施用者。農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)不僅是帶動(dòng)施肥技術(shù)提升的作業(yè)者，也可能是化肥供給者和技術(shù)信息的傳播者，從而成為推動(dòng)小農(nóng)戶(hù)減少化肥投入的有效工具。

學(xué)術(shù)界已經(jīng)關(guān)注到了土地托管、服務(wù)外包等較農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)而言，更為廣泛的農(nóng)業(yè)相關(guān)服務(wù)對(duì)化肥投入的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，服務(wù)主體具有通過(guò)減少化肥投入來(lái)幫助農(nóng)戶(hù)獲得產(chǎn)品溢價(jià)以積累自身聲譽(yù)資本、響應(yīng)農(nóng)業(yè)政策以獲得補(bǔ)貼與貸款的行為動(dòng)機(jī)[6-7]，使得服務(wù)主體同時(shí)具備化肥減量化的內(nèi)驅(qū)力與競(jìng)爭(zhēng)力，以及降低采購(gòu)成本、精準(zhǔn)作業(yè)等優(yōu)勢(shì)，能夠?qū)崿F(xiàn)化肥的減量投入[8]。但是，既有研究并未就其對(duì)化肥投入的影響在理論分析、研究結(jié)果等方面得出一致結(jié)論[9]。梳理已有研究，可以發(fā)現(xiàn)兩個(gè)有待深入分析和完善之處。其一，已有研究未能聚焦在直接與化肥投入相關(guān)的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，其或是使用包含了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多數(shù)環(huán)節(jié)的托管服務(wù)導(dǎo)致其驗(yàn)證缺少針對(duì)性，又或是使用含糊的服務(wù)外包而難以確定其是否包含了施肥服務(wù)。譬如，以農(nóng)機(jī)服務(wù)的總花費(fèi)作為核心自變量時(shí)，此時(shí)包括了收割、運(yùn)輸?shù)戎T多在施肥之后的農(nóng)機(jī)服務(wù)類(lèi)型，難以認(rèn)定其對(duì)此前的化肥投入具有直接影響。其二，現(xiàn)有研究對(duì)于服務(wù)供給者與需求者的特征刻畫(huà)有待細(xì)化，降低了研究結(jié)論的針對(duì)性與適用性。例如，新型經(jīng)營(yíng)主體與小農(nóng)戶(hù)的服務(wù)需求不盡相同，而個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)與農(nóng)資經(jīng)銷(xiāo)商提供施肥服務(wù)的初衷也有所差異。這使得籠統(tǒng)地分析與驗(yàn)證往往僅是捕捉到了部分影響。

因此，本文從農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的角度出發(fā)，并聚焦于其對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響，在理論分析中探討了“農(nóng)機(jī)”與“服務(wù)”機(jī)制，刻畫(huà)了因施肥服務(wù)主體的類(lèi)型、農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、施肥階段的差異導(dǎo)致影響的異質(zhì)性，并利用1 758份小農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。關(guān)于農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入影響的分析與驗(yàn)證，能夠?qū)θ绾螠p少化肥投入以推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有所啟示。與已有文獻(xiàn)相比，本文有兩點(diǎn)貢獻(xiàn)：一是聚焦于農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響，使得研究結(jié)果的應(yīng)用更具針對(duì)性，有助于厘清推廣農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)與微觀農(nóng)戶(hù)層面化肥投入零增長(zhǎng)目標(biāo)之間的關(guān)系。二是分析與檢驗(yàn)了不同類(lèi)型農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)主體帶來(lái)的異質(zhì)性影響，為推動(dòng)化肥減量與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展尋找有效工具與政策抓手。

1 理論分析與假說(shuō)

1.1 “農(nóng)機(jī)效應(yīng)”

農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)提供的農(nóng)業(yè)機(jī)械化施肥帶來(lái)施肥技術(shù)與作業(yè)效率的提升，稱(chēng)之為“農(nóng)機(jī)效應(yīng)”。一方面，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)可以在不增加小農(nóng)戶(hù)農(nóng)機(jī)投資約束的前提下實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化施肥，帶來(lái)作業(yè)效率的提升。相較于小農(nóng)戶(hù)原有的人工、畜力、或者小型農(nóng)機(jī)具作業(yè)的施肥方式而言，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)提供的機(jī)械化作業(yè)可以提升施肥的作業(yè)效率，并通過(guò)對(duì)施肥深度、均勻度的改善以提高化肥的有效利用率[10]。由此，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)可能通過(guò)降低同等土壤養(yǎng)分濃度下的化肥需求量，從而減少小農(nóng)戶(hù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的化肥投入。另一方面，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)具有農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣作用。農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)所能提供的測(cè)土配方施肥等需要規(guī)模供給或依托于新型農(nóng)機(jī)作業(yè)的技術(shù)供給[11]，能夠緩解小農(nóng)戶(hù)自身在更新施肥技術(shù)時(shí)所面臨的約束，帶動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)的傳播并降低農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的交易成本[12]。

因此，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)具有降低小農(nóng)戶(hù)采用新型施肥技術(shù)的交易成本、獲取農(nóng)業(yè)分工帶來(lái)的效率提升作用，并對(duì)我國(guó)基層農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系加以補(bǔ)充，促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納，從而減少化肥的過(guò)量投入。據(jù)此提出文章的研究假說(shuō)1：農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用能夠減少小農(nóng)戶(hù)的化肥投入。

1.2 “服務(wù)效應(yīng)”

除了由農(nóng)機(jī)作業(yè)帶來(lái)的影響之外，不同類(lèi)型的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)主體由于農(nóng)機(jī)類(lèi)型、組織化程度、作業(yè)人員等特征的差異而影響小農(nóng)戶(hù)的化肥投入，稱(chēng)之為“服務(wù)效應(yīng)”。梳理已有研究中的農(nóng)機(jī)服務(wù)主體類(lèi)型并結(jié)合作者的調(diào)研，將農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)主體依據(jù)組織化程度分為個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)和專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織兩類(lèi)，以下將分別探討其對(duì)于小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響。

個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)主要為擁有農(nóng)機(jī)的農(nóng)戶(hù)，在農(nóng)機(jī)自用的基礎(chǔ)上，并為本村或鄰近區(qū)域內(nèi)的其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者提供農(nóng)機(jī)作業(yè)服務(wù)，以提升自有農(nóng)機(jī)的利用效率與增加家庭收入。此時(shí)，個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)與服務(wù)需求者均為農(nóng)戶(hù)，并且通常位于相同或相鄰的區(qū)域內(nèi)。這使得個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)與小農(nóng)戶(hù)所能接觸的農(nóng)業(yè)培訓(xùn)、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣與化肥信息是較為同質(zhì)的。因此，個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)提供的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)于小農(nóng)戶(hù)化肥投入的減少效應(yīng)，主要是來(lái)自于施肥技術(shù)和作業(yè)效率方面的提升。專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織通常是由專(zhuān)業(yè)農(nóng)技人員與多類(lèi)型農(nóng)業(yè)機(jī)械組成的，具有多類(lèi)型服務(wù)供給以及跨區(qū)作業(yè)的能力與經(jīng)驗(yàn)。相較于個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)而言，專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織更可能具備大馬力農(nóng)機(jī)和新型農(nóng)機(jī)具，其具備科學(xué)的施肥知識(shí)并積累了豐富的施肥經(jīng)驗(yàn)[5]。使得專(zhuān)業(yè)的施肥服務(wù)組織在施肥技術(shù)的應(yīng)用、施肥人員的技術(shù)水平、服務(wù)的組織化程度等方面具備相對(duì)優(yōu)勢(shì)，并可能向小農(nóng)戶(hù)傳遞更為專(zhuān)業(yè)的化肥知識(shí)和施肥經(jīng)驗(yàn)。

因此，相較于個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)主要通過(guò)“農(nóng)機(jī)效應(yīng)”影響小農(nóng)戶(hù)的化肥投入而言，專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織具有保障農(nóng)時(shí)、提升作業(yè)效率的優(yōu)勢(shì)，以及避免因化肥市場(chǎng)信息混亂導(dǎo)致過(guò)量施肥的“服務(wù)效應(yīng)”。據(jù)此，提出研究假說(shuō)2：由專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織提供的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)能夠進(jìn)一步減少小農(nóng)戶(hù)的化肥投入。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

為獲取能夠反映農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)作業(yè)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入影響的真實(shí)、有效數(shù)據(jù)，課題組于2018年2月在位于華北平原的河北省邯鄲市開(kāi)展了農(nóng)戶(hù)和村莊調(diào)研。當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)以小規(guī)模家庭經(jīng)營(yíng)的糧食種植為主，并且農(nóng)機(jī)服務(wù)早有發(fā)展。此外，已有研究發(fā)現(xiàn)在當(dāng)?shù)刂饕魑镄←満陀衩椎姆N植過(guò)程中，長(zhǎng)期且普遍地存在著過(guò)量施肥現(xiàn)象[13-14]。

調(diào)研采取了分層隨機(jī)抽樣的方法，在邯鄲市的雞澤、曲周、邱縣和肥鄉(xiāng)縣（區(qū)）內(nèi)，將鄉(xiāng)鎮(zhèn)依據(jù)其管轄的行政村數(shù)量劃分為3組：1-10，11-20和21個(gè)村及以上，分別隨機(jī)抽取2、4和6個(gè)行政村。村內(nèi)抽樣則是依據(jù)村委會(huì)提供的戶(hù)主名單隨機(jī)抽取16戶(hù)進(jìn)行入戶(hù)調(diào)研。調(diào)研收集了農(nóng)戶(hù)和行政村兩個(gè)層面的數(shù)據(jù)，其中，農(nóng)戶(hù)層面調(diào)研了包括農(nóng)戶(hù)的家庭基本特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的物質(zhì)與服務(wù)等要素投入情況、家庭資源稟賦狀況等；村級(jí)層面涉及了包括村莊土地、勞動(dòng)力等資源稟賦以及農(nóng)機(jī)服務(wù)發(fā)展的整體情況。調(diào)研獲取了1 833份從事農(nóng)業(yè)種植并且經(jīng)營(yíng)規(guī)模不超過(guò)2 hm2的小農(nóng)戶(hù)樣本，在剔除掉29戶(hù)在小麥或玉米的種植過(guò)程中未使用化肥、17戶(hù)種植結(jié)構(gòu)不一致和29戶(hù)非機(jī)械施肥的樣本之后，共計(jì)獲取了1 758份有效樣本。

2.2 模型設(shè)定

為了識(shí)別農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響，本研究參照已有研究構(gòu)建了小農(nóng)戶(hù)化肥投入的決策方程[15-16]，具體設(shè)定如下：

式中：Fi表示i農(nóng)戶(hù)的化肥投入；Si是虛擬變量，衡量小農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，其中Si=1表示小農(nóng)戶(hù)采用了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，未采用時(shí)為Si=0。Xi是一系列影響該農(nóng)戶(hù)化肥投入的控制變量。α和β是待估參數(shù)。ε為殘差項(xiàng)。

假設(shè)小農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)是隨機(jī)分配的，那么基于公式(1)的OLS回歸結(jié)果將是有效且無(wú)偏的。然而，小農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)并非是隨機(jī)的，無(wú)法將其視為一個(gè)外生變量，需要糾正選擇偏差以免得到有偏估計(jì)。與此同時(shí)，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用是諸多因素共同作用的結(jié)果，包括可觀測(cè)和無(wú)法觀測(cè)的因素，并且這些因素可能同時(shí)影響到小農(nóng)戶(hù)的化肥投入決策。另外，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用并非是隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)，無(wú)法得到反事實(shí)的相關(guān)信息以區(qū)別因果關(guān)系，而本研究主題需要區(qū)分農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)時(shí)的化肥投入差異。

為了解決上述問(wèn)題，本研究采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（Endogenous Switching Regression）估計(jì)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥減量的影響。內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型綜合考慮了由可觀測(cè)和不可觀測(cè)變量所導(dǎo)致的選擇偏差[17]，該方法是在估計(jì)農(nóng)戶(hù)由于采用技術(shù)、購(gòu)買(mǎi)服務(wù)、參加培訓(xùn)或農(nóng)業(yè)組織所帶來(lái)影響時(shí)的常用估計(jì)方法[18-22]。其估計(jì)過(guò)程分為兩個(gè)階段，方程設(shè)定如下：

其中，式（2）是第一階段的選擇方程，采用Probit模型識(shí)別影響小農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的因素，并計(jì)算逆米爾斯比率λi1和λi0，其分別對(duì)應(yīng)小農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)和不采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)情況下的修正系數(shù)；式（3）和（4）是第二階段的結(jié)果方程，分別估計(jì)采用和未采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)組內(nèi)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響因素，并加入逆米爾斯比率以修正由不可觀測(cè)變量導(dǎo)致的選擇偏差，以避免因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生問(wèn)題對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。

式中：S*i是農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的潛變量，S*i>0時(shí)Si=1；S*i<0時(shí)Si=0。Zi是影響小農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的相關(guān)變量，其可能與影響化肥投入的控制變量Xi存在部分重疊，但需要包含工具變量以保證方程可識(shí)別，即加入影響農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用而又不直接影響化肥投入的變量。γ為對(duì)應(yīng)的待估計(jì)系數(shù)，μi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。Fi1和Fi0分別表示小農(nóng)戶(hù)在采用和未采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)情況下的化肥投入。β為待估系數(shù)，εi1和εi0是隨機(jī)誤差項(xiàng)。協(xié)方差項(xiàng)目為σμ1=cov(μi,εi1)和σμ0=cov(μi,εi0)，并進(jìn)一步計(jì)算ρ1=σ2μ1/σμσi1和ρ0=σ2μ0/σμσi0，表示選擇方程和結(jié)果方程協(xié)方差的相關(guān)系數(shù)。

在獲得估計(jì)參數(shù)后，結(jié)合反事實(shí)推斷分析，可以得到小農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)化肥投入在處理組的平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect on Treated，ATT)。使用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)組小農(nóng)戶(hù)在事實(shí)情形下的化肥投入期望，減去在反事實(shí)情形下的化肥投入期望，即采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)組的小農(nóng)戶(hù)在未采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)時(shí)的化肥投入期望值，如下：

2.3 變量選擇

首先是因變量和自變量的設(shè)定。為了識(shí)別農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響，在內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的兩階段估計(jì)中，分別使用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用和化肥投入作為選擇方程和結(jié)果方程的因變量。前者選用二值虛擬變量來(lái)表征小農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，并涉及到底肥與追肥不同階段的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用決策；后者參考已有研究對(duì)化肥投入的衡量，并結(jié)合研究區(qū)以冬小麥與夏玉米為主的種植結(jié)構(gòu)，使用了在不同農(nóng)戶(hù)之間具有可比性的單位面積土地的化肥成本來(lái)衡量化肥投入強(qiáng)度[16]。

其次是工具變量的選擇。為了保證內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的可識(shí)別，本研究在選擇方程中加入影響農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用，而不影響化肥投入的三個(gè)工具變量。其一，引入了“同群效應(yīng)”變量，使用農(nóng)戶(hù)所在村其他農(nóng)戶(hù)的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用率來(lái)表征，強(qiáng)調(diào)本村其他農(nóng)戶(hù)的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用情況會(huì)通過(guò)社會(huì)互動(dòng)影響到小農(nóng)戶(hù)自身是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，但并不會(huì)直接影響到小農(nóng)戶(hù)的化肥投入?！巴盒?yīng)”在已有研究中常用于評(píng)估技術(shù)采納、參與行為等決策影響的工具變量[22-23]。其二，使用小農(nóng)戶(hù)所在村的農(nóng)機(jī)戶(hù)數(shù)量作為工具變量。農(nóng)機(jī)戶(hù)數(shù)量的多少反映了村內(nèi)農(nóng)機(jī)服務(wù)市場(chǎng)的供給情況，直接影響小農(nóng)戶(hù)能否及時(shí)獲取農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，但是并不會(huì)直接作用于小農(nóng)戶(hù)的化肥投入決策。其三，引入了家庭經(jīng)營(yíng)的土地塊數(shù)作為工具變量。小農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)土地的塊數(shù)是土地細(xì)碎化的重要衡量指標(biāo)，能夠通過(guò)影響農(nóng)業(yè)機(jī)械的應(yīng)用而作用于農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用。但是，土地細(xì)碎化程度并不意味著土壤養(yǎng)分的高低和家庭土地經(jīng)營(yíng)總規(guī)模的大小，因而不會(huì)直接影響小農(nóng)戶(hù)的化肥投入。在理論層面，以上變量在外生條件上均符合工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)。

最后是控制變量的設(shè)定。參考現(xiàn)有研究中對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入影響因素的識(shí)別以及研究區(qū)域的現(xiàn)實(shí)情況，分別從家庭的土地稟賦數(shù)量和質(zhì)量、勞動(dòng)力與資金稟賦、主要決策人特征以及區(qū)域特征四個(gè)方面選擇小農(nóng)戶(hù)化肥投入和農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用的控制變量[24-26]。上述的因變量、自變量、工具變量和控制變量的定義與描述性分析結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)分析Table 1 Definition and statistical description of variables

3 實(shí)證結(jié)果分析

實(shí)證部分通過(guò)對(duì)“農(nóng)機(jī)效應(yīng)”與“服務(wù)效應(yīng)”的識(shí)別，以驗(yàn)證農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響。具體的實(shí)證思路設(shè)計(jì)如下：1）內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果，分別為全樣本和采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的子樣本，以驗(yàn)證農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用以及不同服務(wù)主體對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響。2）處理效應(yīng)分析，計(jì)算小農(nóng)戶(hù)是否采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)以及不同類(lèi)型服務(wù)主體對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的平均處理效應(yīng)（ATT）；3）對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；4）異質(zhì)性分析，結(jié)合小農(nóng)戶(hù)的“小”，分析農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)不同規(guī)模小農(nóng)戶(hù)化肥減量的影響，同時(shí)考慮施肥作業(yè)的特點(diǎn)，驗(yàn)證不同施肥階段的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥減量的影響。

3.1 內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果

3.1.1 采用農(nóng)機(jī)施肥樣本的估計(jì)結(jié)果 表2呈現(xiàn)了采用農(nóng)機(jī)施肥樣本的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計(jì)結(jié)果。首先，分析第一階段選擇方程的估計(jì)結(jié)果，即對(duì)于農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用的影響因素識(shí)別。小農(nóng)戶(hù)家庭擁有拖拉機(jī)顯著地降低了其采用服務(wù)的可能性，而擁有田間管理農(nóng)機(jī)顯著地促進(jìn)了服務(wù)的采用。結(jié)合實(shí)際情況分析，小農(nóng)戶(hù)擁有拖拉機(jī)可以使用自有農(nóng)機(jī)施肥，這與農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)之間具有直接替代關(guān)系，故呈現(xiàn)了顯著的負(fù)向相關(guān)性。但是，田間管理機(jī)械主要涉及到灌溉、噴藥等環(huán)節(jié)所需要的水泵、噴藥機(jī)等，說(shuō)明小農(nóng)戶(hù)擁有非施肥環(huán)節(jié)所需的農(nóng)業(yè)機(jī)械與施肥環(huán)節(jié)的服務(wù)采用之間具有正向相關(guān)性。在戶(hù)主特征中，男性作為戶(hù)主時(shí)顯著地增加了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用的可能性，這符合男性的性格更愿意接收新興事物的觀點(diǎn)。此外，工具變量中同群效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)顯著且為正向，說(shuō)明同村其他農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)自身的服務(wù)采用具有顯著的促進(jìn)作用，也驗(yàn)證了工具變量的適用性。而土地細(xì)碎化與農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)供給的代表變量并未顯著，可能的原因?yàn)檗r(nóng)機(jī)服務(wù)對(duì)于樣本中多數(shù)農(nóng)戶(hù)而言是可獲取的，故減弱了影響。

表2 采用農(nóng)機(jī)施肥樣本的ESR估計(jì)結(jié)果Table 2 ESR estimation results for samples used machinery for fertilizer application

其次，分析第二階段結(jié)果方程的估計(jì)結(jié)果，即在修正了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)采用的選擇偏差之后，分別估計(jì)采用和未采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響因素。其中，戶(hù)主的非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷在兩種情況下均顯著地增加了化肥投入。這符合現(xiàn)有研究中發(fā)現(xiàn)務(wù)農(nóng)機(jī)會(huì)成本增加時(shí)農(nóng)戶(hù)選擇增加化肥投入以替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入的結(jié)論[27]。除此之外，對(duì)已有灌溉設(shè)施的滿(mǎn)意、村莊到縣城的距離、土地確權(quán)均在小農(nóng)戶(hù)使用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)時(shí)顯著地增加了化肥投入，而戶(hù)主作為村干部時(shí)顯著地減少化肥投入。

最后，關(guān)注內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的檢驗(yàn)結(jié)果。LR檢驗(yàn)、σμ1、σμ0和ρ0系數(shù)的顯著，拒絕了選擇方程和結(jié)果方程之間相互獨(dú)立的原假設(shè)，說(shuō)明有必要進(jìn)行內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計(jì)。并且，變量之間方差膨脹因子（Variance Inflation Factor, VIF）的均值僅為1.1，不能認(rèn)為變量間存在嚴(yán)重的多重共線性。

3.1.2 采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)樣本的估計(jì)結(jié)果 表3呈現(xiàn)了在采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)樣本中的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計(jì)結(jié)果。選擇方程的結(jié)果呈現(xiàn)了小農(nóng)戶(hù)選擇個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)或是專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織進(jìn)行施肥服務(wù)的影響因素。其中，擁有存款的家庭更可能選擇專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織，而擁有田間管理農(nóng)機(jī)的家庭更可能選擇個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)。一個(gè)可能的解釋是擁有農(nóng)機(jī)的小農(nóng)戶(hù)自身也是農(nóng)機(jī)戶(hù)，那么在采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)時(shí)更可能選擇熟悉的其他農(nóng)機(jī)戶(hù)，而經(jīng)濟(jì)相對(duì)寬裕的家庭傾向于購(gòu)買(mǎi)服務(wù)品質(zhì)更有保障的專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織。此外，工具變量中同群效應(yīng)變量的估計(jì)結(jié)果與前文保持一致，說(shuō)明同村其他農(nóng)戶(hù)普遍采用何種農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)主體時(shí)，小農(nóng)戶(hù)傾向于選擇相同類(lèi)型。村內(nèi)農(nóng)機(jī)戶(hù)數(shù)量多說(shuō)明村內(nèi)由個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)提供服務(wù)的供給充足，增加了小農(nóng)戶(hù)選擇個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)的可能性。

表3 采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)樣本的ESR估計(jì)結(jié)果Table 3 ESR estimation results for samples used machinery fertilizer application services (MFAS)

就結(jié)果方程而言，在采用專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織提供農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的小農(nóng)戶(hù)中，良好的灌溉設(shè)施、充裕的資金促使其增加化肥投入，而戶(hù)主的非農(nóng)經(jīng)歷和土地確權(quán)減少了化肥投入。對(duì)于使用個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)施肥的小農(nóng)戶(hù)而言，戶(hù)主是村干部時(shí)顯著地降低了化肥投入，而戶(hù)主的非農(nóng)經(jīng)歷、村莊到縣城的距離和土地確權(quán)情況顯著的增加了化肥投入。整體而言，由不同類(lèi)型服務(wù)主體提供農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)時(shí)，小農(nóng)戶(hù)化肥投入決策的影響因素差異較大。這符合理論分析中強(qiáng)調(diào)的二者對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入影響的不同機(jī)制。

最后，關(guān)注模型檢驗(yàn)結(jié)果。LR檢驗(yàn)、σμ1、σμ0和ρ1系數(shù)的顯著，表明了小農(nóng)戶(hù)在選擇不同農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)主體時(shí)也存在選擇偏差，需要使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型。此時(shí)，VIF均值依然為1.1，同樣不能認(rèn)為各變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性。

3.2 “農(nóng)機(jī)效應(yīng)”與“服務(wù)效應(yīng)”的驗(yàn)證

根據(jù)公式（5），計(jì)算不同情況下的平均處理效應(yīng)（ATT），以識(shí)別農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響效應(yīng)。首先在1 758戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥的樣本中，計(jì)算小農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)其化肥投入成本的平均處理效應(yīng)（ATT）。隨后，在1 675戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的樣本中，計(jì)算專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織相較于個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)而言，對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入成本的平均處理效應(yīng)（ATT），分別用于識(shí)別“農(nóng)機(jī)效應(yīng)”和“服務(wù)效應(yīng)”。

表4報(bào)告了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的平均處理效應(yīng)（ATT）。第2行結(jié)果表明：在農(nóng)機(jī)施肥的樣本中，小農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)其化肥投入的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。這表明1 657戶(hù)采用了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的小農(nóng)戶(hù)比其在選擇家庭自有農(nóng)機(jī)施肥的反事實(shí)情況下，顯著地降低了單位面積土地上的化肥投入成本。據(jù)此，研究假說(shuō)1中關(guān)于農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的“農(nóng)機(jī)效應(yīng)”能夠減少小農(nóng)戶(hù)化肥投入的推斷得到了驗(yàn)證。第3行的估計(jì)結(jié)果表明：在采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的樣本中，338戶(hù)選擇專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織提供農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的小農(nóng)戶(hù)相較于其在選擇個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)的情況下能夠進(jìn)一步減少化肥投入。并且平均處理效應(yīng)（ATT）在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。據(jù)此，研究假說(shuō)2中的關(guān)于專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織相較于個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)而言，能夠進(jìn)一步減少小農(nóng)戶(hù)化肥投入的“服務(wù)效應(yīng)”得到了驗(yàn)證。

表4 農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的平均處理效應(yīng)（ATT）Table 4 ATT of MFAS on fertilizer application of smallholders

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)以上估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，文章通過(guò)改變估計(jì)樣本的方法，再次檢驗(yàn)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥減量的影響。首先，從樣本中剔除了同時(shí)采用自有農(nóng)機(jī)施肥和農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的158份樣本。雖然損失了部分樣本，但是可以避免小農(nóng)戶(hù)在多次施肥作業(yè)中使用多種來(lái)源的農(nóng)機(jī)，可能對(duì)估計(jì)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)化肥投入的平均處理效應(yīng)（ATT）時(shí)造成的干擾。其次，去除了采用施肥服務(wù)供給方提供化肥的13份樣本，以避免農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)供給方在具有農(nóng)資供給功能時(shí)，可能為了農(nóng)資銷(xiāo)售利潤(rùn)最大化而建議小農(nóng)戶(hù)過(guò)量施肥的情況，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏誤。最后，使用限定后的1 587份樣本，再次利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計(jì)小農(nóng)戶(hù)采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)其化肥投入的影響，并計(jì)算了平均處理效應(yīng)（ATT）。

為節(jié)約篇幅，表5僅匯報(bào)了平均處理效應(yīng)（ATT）的結(jié)果。結(jié)合反事實(shí)的情況分析，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)仍然能夠顯著的減少小農(nóng)戶(hù)在單位面積土地上的化肥投入。并且在采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的樣本中，由專(zhuān)業(yè)施肥組織提供的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)能夠進(jìn)一步降低小農(nóng)戶(hù)的化肥投入。據(jù)此，調(diào)整樣本量之后的估計(jì)結(jié)果再次驗(yàn)證了研究假說(shuō)1和研究假說(shuō)2，佐證了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥減量投入具有“農(nóng)機(jī)效應(yīng)”和“服務(wù)效應(yīng)”的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的平均處理效應(yīng)（ATT）Table 5 ATT of robustness test

3.4 基于土地規(guī)模、施肥階段的異質(zhì)性分析

本文探討農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)于小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響，其中“小”對(duì)應(yīng)“土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模小”，這也是小農(nóng)戶(hù)區(qū)別于其他農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的基本特征。為此，有必要檢驗(yàn)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)化肥減量的影響是否因規(guī)模而異。除此之外，化肥施用通常遵循著“總量控制、分期調(diào)控”的原則進(jìn)行多次施肥[11,26]，因此，有必要分析不同施肥階段的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)可能對(duì)化肥總投入的差異影響。

3.4.1 不同土地規(guī)模 為了驗(yàn)證農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)化肥投入的影響可能因農(nóng)戶(hù)的土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模而存在差異，將樣本依據(jù)實(shí)際播種面積的中位數(shù)分為兩組，其面積均值分別為0.510 hm2和1.369 hm2，分別使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計(jì)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)兩組樣本中農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響。為了節(jié)約篇幅，省略了內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果，僅在表6的上半部分中匯報(bào)了平均處理效應(yīng)（ATT）的相關(guān)結(jié)果。農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)在兩個(gè)樣本中均比不采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的反事實(shí)情境下能夠有效地減少化肥投入，并且經(jīng)營(yíng)規(guī)模較大分組內(nèi)的化肥減少效應(yīng)更強(qiáng)。這說(shuō)明農(nóng)機(jī)服務(wù)的化肥減量影響具有一定規(guī)模效應(yīng)。

3.4.2 不同施肥階段：底肥和追肥 根據(jù)作物長(zhǎng)勢(shì)和種植經(jīng)驗(yàn)，農(nóng)戶(hù)在作物生長(zhǎng)階段可能進(jìn)行一或多次施肥，其中玉米和小麥的施肥主要分為底肥和追肥。前者主要發(fā)生在耕播階段，所以也被稱(chēng)為種肥，后者主要是在作物生長(zhǎng)中的養(yǎng)分需求旺盛時(shí)期的追加施肥。因此，本研究分別驗(yàn)證了底肥和追肥的農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響。為了節(jié)約篇幅，此處僅將平均處理效應(yīng)（ATT）的結(jié)果匯報(bào)在表6的下半部分內(nèi)。可以發(fā)現(xiàn)，小農(nóng)戶(hù)在底肥或追肥階段采用農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)均顯著地減少化肥投入，其中底肥階段的施肥服務(wù)對(duì)化肥投入的減少作用明顯大于追肥階段。結(jié)合研究的現(xiàn)實(shí)情況，可能的原因是農(nóng)戶(hù)的追肥施用率和追肥服務(wù)采用率均明顯低于底肥，即農(nóng)戶(hù)的化肥投入以底肥為主并且服務(wù)采用也以底肥施肥服務(wù)為主，使得底肥的施肥服務(wù)更能影響小農(nóng)戶(hù)在單位面積土地上的化肥投入強(qiáng)度。

表6 異質(zhì)性分析的平均處理效應(yīng)（ATT）Table 6 ATT of heterogeneity analysis

4 結(jié)論與政策建議

4.1 主要結(jié)論

本文分析與驗(yàn)證了農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥投入的影響，聚焦于農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系中與化肥投入直接相關(guān)的服務(wù)類(lèi)型，并關(guān)注于作為我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要主體的小農(nóng)戶(hù)。主要研究結(jié)論如下：

1）作為研究區(qū)域小農(nóng)戶(hù)的主要施肥方式，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的采用能夠有效地降低單位面積土地上的總化肥投入。

2）對(duì)比不同類(lèi)型的施肥服務(wù)主體發(fā)現(xiàn)，相較于個(gè)體農(nóng)機(jī)戶(hù)而言，專(zhuān)業(yè)服務(wù)組織在施肥技術(shù)、作業(yè)效率與信息傳播等方面的相對(duì)優(yōu)勢(shì)，使其能夠進(jìn)一步降低小農(nóng)戶(hù)的化肥投入。

3）農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)化肥投入的減量效應(yīng)，因小農(nóng)戶(hù)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模、化肥的施用階段而有所差異。因此，農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)對(duì)小農(nóng)戶(hù)化肥減量的影響具有一定的規(guī)模效應(yīng)，并且在底肥階段采用施肥服務(wù)比追肥階段的施肥服務(wù)具有更強(qiáng)的減肥效應(yīng)。

4.2 政策建議

基于農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)可以作為推動(dòng)小農(nóng)戶(hù)化肥減量有效工具的研究發(fā)現(xiàn)，文章以農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)為導(dǎo)向，提出以下政策建議：

其一，建議未來(lái)繼續(xù)推廣農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)，有效擴(kuò)大農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的作業(yè)規(guī)模以及底肥和追肥階段的施肥應(yīng)用。作為減少小農(nóng)戶(hù)化肥投入的有效工具，農(nóng)業(yè)服務(wù)采用率的提升和作業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張將持續(xù)貢獻(xiàn)于我國(guó)化肥投入零增長(zhǎng)的目標(biāo)與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的需求。

其二，在研究區(qū)域以及全國(guó)范圍內(nèi)積極提高農(nóng)機(jī)服務(wù)主體的組織化、專(zhuān)業(yè)化程度。農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)的專(zhuān)業(yè)化程度具有減少化肥投入的外溢效應(yīng)，建議進(jìn)一步完善農(nóng)機(jī)服務(wù)主體的組織結(jié)構(gòu)、不斷提升其專(zhuān)業(yè)化程度，并積極探索新的組織發(fā)展模式以提高服務(wù)主體的作業(yè)能力和作業(yè)效果，將是完善農(nóng)機(jī)服務(wù)乃至農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系的一個(gè)契機(jī)和途徑。

其三，拓展農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)與農(nóng)資聯(lián)合供給的服務(wù)模式，并完善農(nóng)機(jī)服務(wù)的監(jiān)督機(jī)制。農(nóng)業(yè)施肥服務(wù)主體的化肥供給功能在研究區(qū)域已初見(jiàn)端倪。通過(guò)農(nóng)機(jī)施肥服務(wù)主體供給化肥，能夠充分發(fā)揮服務(wù)主體的信息收集與傳播的優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)化肥施用的減量增效。同時(shí)，需要農(nóng)業(yè)主管部門(mén)、基層治理主體、農(nóng)戶(hù)合作組織等積極參與制定農(nóng)機(jī)服務(wù)的相關(guān)規(guī)則以及各區(qū)域內(nèi)化肥用量的參考標(biāo)準(zhǔn)，以制約農(nóng)機(jī)服務(wù)主體為追求營(yíng)銷(xiāo)利潤(rùn)最大化而過(guò)量推銷(xiāo)化肥的情況。

致謝：感謝南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院陳敏杰博士對(duì)本文提供的寶貴建議，文責(zé)由作者自負(fù)。