我国农业化肥施用强度的变动趋势与影响因素——基于省级面板数据的实证分析

祝宏辉， 王 彦

(石河子大学经济与管理学院，新疆石河子 832000)

改革开放以来，我国农业逐步由传统农业向现代农业转变，作为现代农业不可或缺的投入要素，化肥从1978年开始便呈现供不应求的趋势。1978年我国农业化肥的施用量仅有884万t，而至2015年我国化肥施用量已高达6 022.6万t；从1980年起，平均每隔5年增长679万t。然而，不断增长的化肥投入在增产保质的同时也给农业的持续发展带来困难和挑战。因此，近年来我国的农业政策力图扭转这种趋势。2016年，中央一号文件就明确指出，要实施化肥“零增长”行动；2016年，国务院印发的《全国农业现代化规划(2016—2020年)》和《“十三五”生态环境保护规划》均明确提出，要开展化肥“零增长”行动，争取在2020年实现化肥使用量“零增长”的目标；2017年，中央一号文件提出要深入推进化肥“零增长”行动；2017年，农业部出台的《农业部关于推进农业供给侧结构性改革的实施意见》指出，我国在2016年化肥使用量首次接近“零增长”，并强调要进一步减少化肥使用量。从当前我国农业发展的宏观政策中可以研判，我国化肥使用量会逐步实现“零增长”。然而，我国农业化肥的使用量是继续保持当前的高位水平，还是回落到一个更低的水平，这是事关我国农业发展的一项重要命题，笔者试图从化肥施用强度的角度来探讨这一命题。

学术界对我国农业化肥的研究也从未间断。改革开放之初，相关学者研究发现，我国农业化肥总量不足难以满足农业增产的需求，继续增施化肥仍有很大的潜在收益[1]。然而化肥的施用对农作物增产有多大的促进作用尚须商榷。部分学者认为，化肥施用量与粮食产量的增长不成比例，化肥施用的增产效果并不理想[2]。随后，也有学者从更多年份的数据中研究发现，化肥对我国农业增产的作用是显著的[3-4]。20世纪80—90年代，我国农业发展过程中出现了化肥使用效益下降的问题。因为化肥本身也是农业生产的投入要素，为了降低生产成本，提升化肥施用的经济效益，相关学者提出，要注重施肥的水平和结构，强调合理施肥[5]；张桐提出，继续增施化肥并且注重经济效益的折衷建议[6]。2000年以后，史常亮等研究发现，我国农业发展存在过量施肥的问题[7]。长期以来，化肥的不断增施产生了农业面源污染的问题[8]。仇焕广等针对我国过量施肥的原因进行了研究，认为农户风险规避、户主受教育程度及劳动力成本等是影响化肥施用强度的重要因素[9]。虞伟等从化肥减量的角度对解决我国过量施肥的问题进行研究[10]。

近年来，随着我国农业面源污染问题的加重，化肥施用强度也愈发受到学术界的关注并成为直接研究对象，这些研究大致可分为跨区域比较和影响因素研究2类。龚琦等从收入、价格、种植结构等8个方面对影响化肥施用的因素进行了分析[11]；潘丹从农产品和区域2个层面对我国化肥施用强度变动的因素进行了分解分析[12]；王美兔等对我国化肥施用强度与粮食的进出口贸易、国内农产品价格指数、农业生产资料价格以及农民人均纯收入之间的相互关系进行了研究[13]；朱满德等探究了1994年以来化肥施用强度对早籼稻、中籼稻、晚籼稻、粳稻、小麦、玉米等6种粮食单产水平的影响[14]；耿仲钟等分析了我国2004—2013年间不同地区化肥施用强度的区域差异特征及其变化规律[15]。

已有文献针对我国农业化肥施用强度的探究具有重要价值，但仍存在改进空间：相关研究时间范围上跨度不长，缺乏对改革开放后至今我国化肥施用强度总体变动趋势的宏观分析；已有文献多从微观个体的角度分析化肥施用强度的影响因素，而对影响因素的宏观分析较少。基于此，笔者将在改革开放至今的更长时间范围内对我国农业化肥施用强度的变动趋势展开分析，同时从宏观的角度对影响我国农业化肥施用强度的因素进行实证分析。

1 数据来源与研究方法

1.1 农业化肥施用强度的测算方法与数据来源

化肥施用强度一般是指单位播种面积化肥施用量，本研究根据此定义来测算我国农业化肥的施用强度，测算模型如下：

式中：I表示化肥施用强度；F表示化肥施用量；A表示农作物播种总面积；N表示氮肥施用量；P表示磷肥施用量；K表示钾肥施用量；C表示复合肥施用量；i表示地区；t表示年份。测算化肥施用强度所涉及的数据均出自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国农业年鉴》《改革开放30年农业统计资料汇编》《新中国农业60年统计资料》等。

1.2 农业化肥施用强度影响因素的模型构建与变量选择

化肥施用强度反映单位播种面积土地上的化肥投入水平，而在我国现行农地制度下，无论是全国、区域还是农户，其拥有的耕地面积都是相对稳定的，化肥施用强度与化肥施用量存在着必然的联系。根据要素市场理论，要素需求属于派生需求，生产者对要素需求是否强烈取决于消费者对产品的需求是否强烈；就化肥而言，投入化肥主要是为了保障产量从而满足消费者对农产品的需求，而农产品的消费者就是一定数量的人，人口数量对农产品市场需求产生影响，进而影响化肥的施用强度，因此用人口数量衡量市场对农产品的需求程度。要素投入水平也取决于生产者的收益状况；就化肥而言，化肥投入水平与农产品的产出水平密切相关；农民收入水平决定了农民对化肥的购买能力。此外，要素的市场需求还受到要素价格的影响；因此，化肥价格对化肥施用强度也有调节作用。基于此，本研究选取化肥施用量、人口数量、农产品产出水平、农民收入水平以及化肥价格等因素作为影响我国农业化肥施用强度的宏观因素进行实证研究，并设立如下多元回归模型：

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表示被解释变量化肥施用强度；FIC表示农业化肥施用量，其值为年内化肥施用总量；POP表示人口数量，其值为总人口数，它用来衡量年内一地区对农产品的需求程度，从而间接衡量年内该地区对化肥的需求程度；GYP表示单位面积粮食产量，它用来表示农产品的产出水平；INC表示农村居民家庭人均经营纯收入，它用来衡量农民的收入水平，表示农民对化肥的购买能力；CFP表示农业化肥价格，其值为化肥价格指数。变量所涉及的数据均来自《中国统计年鉴》和各省(区、市)统计年鉴。

2 我国整体和各省(市、区)农业化肥施用强度的测算与分析

2.1 我国整体农业化肥施用强度的测算与分析

从表1可以看出，1979年以来，我国农业化肥施用强度不断上升，1980—1997年，全国农业化肥施用强度平均每年增幅达10.3 kg/hm2；1998—2014年，全国农业化肥施用强度平均每年增幅为5.75 kg/hm2；2015年化肥施用强度值比2014年低0.42 kg/hm2，达到361.99 kg/hm2，然而这一数值仍是2012年美国的3倍。1995年我国化肥施用强度达到239.77 kg/hm2，此后，我国化肥施用强度一直处于 225 kg/hm2的安全施肥标准之上。

2.2 我国各省(市、区)农业化肥施用强度的测算与分析

使用1979—2015年各省化肥施用总量和农作物播种总面积2项面板数据，测算出了1979—2015年全国各省农业化肥施用强度平均值(表2)。

表1 1979—2015年全国农业化肥施用强度测算结果

表2 1979—2015年全国各省(区、市)农业化肥施用强度

注：氮肥、磷肥、钾肥和复合肥施用量因部分年份统计资料缺失为1985—2015年间的平均值，海南省时间范围是1988—2015年，重庆市时间范围是1997—2015年。东部、中部和西部地区的划分依据为地域分布。下同。

从平均值看，1979—2015年，我国由东向西化肥施用强度呈“东部地区高、中部地区次之、西部地区低”的空间分布规律，但中西部地区的农业大省诸如河南省、湖北省及陕西等省份的化肥施用强度与东部沿海省份一样也超过了全国平均值。东部地区的化肥施用强度从1990年开始超过安全施肥标准，中部和西部地区分别在1996、2005年超过安全施肥标准。为体现全国及各地区化肥施用强度的变动趋势，将我国及东部、中部、西部三大地区的化肥施用强度变动趋势见图1。

从图1可以看出，1979—2015年，全国及东部、中部、西部三大地区化肥施用强度除在个别年份有小幅下降外总体呈上升趋势。东部地区强度值高于全国，中部地区略低于全国，西部地区最低。1979—1996年，我国东部沿海各省份的化肥施用强度值呈逐年递增趋势；1997—1998年东部地区强度值呈下降趋势，但下降幅度较小；1999—2007年又呈逐年递增态势，2007年达到峰值458.3 kg/hm2；2008—2015年强度值呈下降趋势，但仍保持在450 kg/hm2左右的高位水平。1979—2015年，中部和西部地区的变动趋势大致相同，中部地区仅在1999年和2000年连续2年小幅下降，西部地区则仅在1999年出现小幅下降。

3 我国农业化肥施用强度的影响因素分析

在对我国农业化肥施用强度及变动趋势研究之后，进一步找出影响化肥施用强度的因素，才能为降低化肥施用强度的对策提供依据。改革开放以来，我国化肥的生产和流通体制以1998年为分水岭，1998年以前我国的化肥生产和流通体制实行的是计划经济模式，1998年以后，国家放开了对化肥生产和供应的计划指令性管理。这种管理体制的转变对我国农业化肥的生产与供应有着重要影响，基于此，本研究将分别使用1979—1998年和1999—2015年2个不同阶段的省级面板数据，对在2种不同生产流通体制下化肥施用强度的影响因素进行分析。

3.1 1979—1998年我国农业化肥施用强度影响因素分析

3.1.1 变量的单位根检验和协整检验 针对1979—1998年我国29个省份(不包括海南省和重庆市)的面板数据分析中，被解释变量FAI和解释变量FIC、POP、GYP、INC、CFP均有20×29=580个样本。按照计量分析步骤，先对变量进行单位根检验，检验时使用了含有截距项和趋势项的类型，检验结果见表3。LLC和Fisher-ADF 2种方法的检验结果，6个序列的水平检验不能拒绝有单位根的原假设，而一阶差分均能在1%的显著水平上拒绝有单位根的原假设。

表3 被解释变量和解释变量的单位根检验(1979—1998)

注：括号内数据为一阶差分检验量的P值。本阶段各年份价格指数以1979年为基期(1979年=100)。

模型涉及的6个序列均为一阶单整，符合协整检验的前提条件。笔者综合运用Pedroni Residual Cointegration Test、Kao Residual Cointegration Test和Johansen Fisher Panel Cointegration Test进行协整检验，结果发现29个省份的FAI、FIC、POP、GYP、INC、CFP之间存在长期稳定的关系。

3.1.2 模型的回归结果与分析 为消除数据波动造成的影响，对原变量数据作取对数处理。本研究使用Stata14软件对全国及三大地区的回归模型进行了Hausman检验，结果均拒绝了随机效应模型的假设，表明应对因变量和自变量建立固定效应模型。模型回归结果(表4)表明，总体而言全国及三大区域固定效应模型调整后的可决系数R2均大于 0.98，拟合程度较高，解释变量对被解释变量具有较强的说服力。从全国看各解释变量的显著性水平较高，除CFP外其他解释变量均在1%的水平上显著。FIC、GYP、CFP的回归系数在全国及三大地区的回归模型中大体上为正值。POP的回归系数在东部地区的回归模型中为正值但不显著，在中西部地区及全国范围内为负值。INC的回归系数在西部地区的回归模型中为负值且不显著，在中东部地区及全国范围内为正值。回归结果表明，随着化肥施用量的增加，化肥施用强度也上升。在本阶段全国人口数量的增长与化肥施用强度呈负相关关系，这与实际不符，这是由于我国人口基数大，我国大宗农产品生产的压力始终存在[16-17]，增施化肥的需求仍很强烈。以单位面积粮食产量为代表的农业产出水平的提高，会刺激农户增施化肥，从而导致化肥施用强度上升。本阶段我国西部地区农村居民家庭人均经营纯收入水平低于中东部地区及全国平均水平的背景下[18]，中东部地区农民收入的增加提高了本地区农民购买化肥的能力，农民收入水平对本地区农业化肥施用强度的上升具有正向作用，而西部地区农民增施化肥的成本超过了农民人均收入，农民家庭人均经营纯收入与化肥施用强度呈负相关关系。化肥价格的回归结果表明，在本阶段国家对化肥的生产和流通采取行政指令管理方式的背景下，化肥价格对化肥施用强度的调节作用并不明显，反而出现化肥价格调高和化肥施用强度上升的情况[19]。

3.2 1999—2015年我国农业化肥施用强度的影响因素分析

3.2.1 变量的单位根检验和协整检验 在针对1999—2015年我国31个省份的面板数据分析中，被解释变量和解释变量均有17×31=527个样本。使用同样方法对相关变量进行单位根检验，检验结果见表5。从表5可以看出，6个序列的水平检验不能拒绝有单位根的原假设，而一阶差分均能在1%的显著水平上拒绝有单位根的原假设。模型涉及的6个序列均为一阶单整，表明可以进行协整检验。本研究综合运用PedroniResidualCointegrationTest、Kao Residual Cointegration Test和Johansen Fisher Panel Cointegration Test进行协整检验，结果发现31个省份的FAI、FIC、POP、GYP、INC、CFP之间存在长期稳定的关系。

3.2.2 模型的回归结果与分析 使用同样方法，对全国及三大地区的回归模型进行了检验与分析，回归结果见表6。全国及三大区域固定效应模型调整后的确定系数R2均在0.8以上，拟合程度较好。从全国看，各解释变量的显著性水平较高，除GYP外其他解释变量均在1%的水平上显著。FIC和GYP的回归系数在全国及三大地区的回归模型中均为正值。POP的回归系数在中东部地区及全国的回归模型中为正值，在西部地区为负值。INC的回归系数在西部地区的回归模型中为正值，在中东部地区及全国范围内为负值。CFP的回归系数仅在中部地区为负值且不显著，在东部、西部及全国范围内的回归模型中为正值。

回归分析结果表明，在本阶段随着化肥施用量的增加，化肥施用强度继续上升；本阶段中东部地区人口数量的增长加大了本地区对粮食的需求水平，从而间接促使本地区化肥施用强度的上升，这种趋势也代表着全国的总体情况；农业产出水平的提高依然是刺激农户增施化肥的重要因素；在本阶段中东部地区农民家庭经营收入的增加并没有导致农民继续增施化肥，而西部地区农民收入的增加则是导致化肥施用强度上升的因素；本阶段化肥的生产和流通在市场机制的作用下，化肥价格对化肥施用强度的调节作用在中部地区有明显的体现，中部地区化肥价格与该地区的化肥施用强度呈负相关关系，但从东部、西部及全国看，化肥价格对化肥施用强度没有负向的调节作用。

表4 全国及三大区域模型回归结果(1979—1998年)

注：(1)*、**、***分别表示显著性水平为10%、5%和1%；(2)OLS、FE和RE分别表示混合最小二乘法回归、固定效应回归和随机效应回归。列出OLS和RE回归结果作为参照。表6同。

表5 被解释变量和解释变量的单位根检验(1999—2015年)

注：本阶段各年份价格指数以1999年为基期(1999年=100)。

4 结论与讨论

在我国家庭联产承包经营体制下，单个农户的耕地面积有限，农民偏向于增施化肥以发挥其增产的作用，化肥施用量的不断增长导致化肥施用强度不断上升，农产品产出水平的提高成为诱导农户增施化肥的诱致性因素，而实际上已有研究已经证明当前农业化肥的增产效应已经大大下降，增施化肥反而造成土壤肥力下降并引发面源污染。然而，广大农户并没有认识到增施化肥的这种负外部性，其增施化肥的生产行为已经形成惯性。因此，要通过宣传教育的方式积极引导广大农户科学施肥，减少广大农户和农业经营组织过量投入化肥的盲目生产行为，从源头上减少化肥施用总量，降低化肥施用强度。

我国中东部地区人口数量的增长已经成为引发化肥施用强度上升的引致性因素。我国人口基数大，特别是中东部地区人口密度较大，人口对大宗农产品的刚需使得农业生产始终面临着较大的生产压力，这种压力最终会通过供求机制与价格信号致使农户在农业生产过程中力图获得最高产量，在这种利益的驱使下施用化肥会成为农户的必然选择，于是化肥施用量就必然也会是个基数较大的变量，这种供给紧张的农业生产形势极易引发化肥超标施用。尽管化肥对农产品的增产有着重要的作用，但不能单纯依靠增加化肥的投入来保障农产品的生产与供应，要更加重视和依靠新品种、新技术、新动能等多种农业生产技术来保障农产品的生产与供应，减轻农业生产对化肥的依赖。

表6 全国及三大区域模型回归结果(1999—2015年)

在对化肥的生产流通体制进行改革之后，化肥市场价格对化肥施用量的调节作用已经显现，但这种调节作用很不明显，因为在市场机制的作用下化肥市场也存在自发性和滞后性的问题[20]。在深化我国化肥市场体制改革时不能完全忽视政府的作用，政府相关部门要制定化肥产业发展规划，在保证化肥供需平衡和价格稳定的前提下，不断优化化肥的品种结构，引导我国化肥市场朝着健康、有序和良性的方向发展。