农业分工有利于化肥减量施用吗？

梁志会　张露　刘勇

摘要 促进农户的化肥减量施用是改善农业面源污染、推动农业可持续发展的重要举措。已有研究重点关注农地流转及由此实现的农地规模经营对化肥减量化的影响，普遍忽视农业分工的减量贡献。本文通过构建 “农业分工-内生技术进步-化肥减量施用”理论分析框架，阐明了农业横向分工与纵向分工促进化肥减量施用的作用机理，然后结合2017年对江汉平原983个水稻种植户调查数据，运用线性回归模型与分位数回归模型进行实证检验。结果表明：农业横向分工和纵向分工均能够显著降低水稻种植户的化肥施用量;对于化肥施用量处于低位分布的农户，纵向分工的减施效应相对较强;对于化肥施用量处于高位分布的农户，横向分工的减施效应更为明显。考虑宏观农业化肥减量化政策冲击和模型潜在的内生性等问题后，上述结论仍然稳健。进一步的影响机理挖掘发现，横向分工与纵向分工分别通过人力资本积累、迂回技术引进效应促进实现农户化肥减量施用。在农业家庭经营参与分工经济的过程中，横向分工及其区域专业连片化所表达的市场容量是纵向分工深化、知识外溢与人力资本积累的重要条件。由此，当微观农户开展横向专业化分工并演进为区域专业连片化生产时，横向分工的人力资本积累效应和纵向分工的迂回技术引进效应将得到强化，进而显著促进农户化肥减量施用。本文的政策含义是：优化作物生产布局，强化农业横向分工，特别是区域专业连片化、组织化生产，形成小农户与大农业生产格局;培育多样化农业生产委托代理市场，鼓励农业家庭经营卷入分工经济。

关键词 横向分工;纵向分工;化肥减量化;水稻生产

中图分类号 F321.1

文献标识码 A 文章编号 1002-2104（2020）01-0150-10 DOI：10.12062/cpre.20190818

化肥投入对中国粮食增产的贡献高达40%，为解决中国粮食安全问题做出巨大贡献[1]。然而，化肥过量施用、利用效率低下现象普遍存在[2]。2015年全国农作物亩均折纯化肥用量为21.9 kg，远高于每亩8 kg的世界平均水平，且化肥的平均利用率仅为33%[3]。过量和低效的化肥施用不仅会降低农产品质量、威胁食品安全，也会加剧土壤、水体污染和增加温室气体排放[4]。有鉴于此，继2015年农业部颁布《到2020年化肥使用量零增长行动方案》后，2019年中央一号文件再次强调，深入推进农业化肥减量化行动，促进农业可持续发展。

农户是化肥减量施用的行为主体。已有文献将农地经营规模视为影响农户化肥施用行为决策的重要因素[5-6]。其基本逻辑是：土地规模或者地块规模的有限性，可能诱致农户偏好通过密集的化肥投入以提高土地生产率[5]。而推进农地流转与集中、促进农地规模经营，既有助于实现资源优化配置[7]，也能够激励农户采纳新技术[8]，从而实现化肥减量目标[5]。然而长期实践表明，农地流转并未对中国细碎化的家庭经营格局带来根本性改观。2017年农地经营规模在0.67 hm2以上的农户仅占农户总数的14.8%，较之于2015年仅上升0.5%，且自2014年起，全国家庭承包流转面积增速逐年回落[9]。可见，通过推动农地流转实现农业规模经营，继而实现要素优化配置，促进化肥减量化是一个相对缓慢的过程，短期内难以有效达到预期目标。

实际上，古典经济学认为，规模经济内生于分工经济[10]。农业家庭经营卷入分工经济，规模经营可以表达为服务规模经营，这与农地规模经营并行不悖[11]。考察分工经济对农业生产影响的研究指出，参与农业分工是为小农户有机衔接现代农业的重要路径[11]。因为农业分工不仅有助于提高粮食作物播种面积和产量[11-12]，而且对农业生产效率与成本改进同样具有积极影响[13]。甚至有研究指出，农业分工，尤其是农业社会化服务的发展，将有助于土地要素的优化配置，推动农地规模经营[14];也將有助于家庭代际分工发展，实现劳动力资本的配置效率改进[15]。可见，农业分工对农业生产要素配置产生重要影响。然而鲜少有研究聚焦农业分工对化肥要素投入的影响，并探究其作用机理。由此，本文致力于揭示农业横向分工与纵向分工影响农户化肥减量施用的内在逻辑和实证证据，以期在丰富已有文献的同时，为农业化肥减量提供新的政策逻辑。

1 逻辑线索

1.1 农业分工与化肥减量化的关系假说

分工所表达的规模报酬递增来源于农户专业化程度加深，同时要求不同个体或产业间形成交换关系，利用产业间的互补与合作延长迂回生产链条，以改善最终产品的生产效率。可见，专业化水平（横向分工）和生产迂回度（纵向分工）是分工的核心维度[10-11]。其中，农业横向分工指农户通过减少生产经营项目种类数或扩大部分种养品种规模所形成的农业专业化生产，农业纵向分工则表达为主要生产环节的服务外包[11]。专业化生产有利于获得减量知识积累与减量技术创新，而购买服务的迂回方式同样可能将新要素（如生物质肥料）与新技术（如测土配方肥）引入生产。

据此，提出本文的核心假说：农业横向分工与纵向分工深化对农户化肥减量化施用具有显著的积极影响。

1.2 农业分工驱动化肥减量化的关联性推论

人力资本对农户化肥减量化施用具有重要推动作用[16]，而横向专业化则被认为是人力资本积累的重要途径[17]。这一方面表现为内部的人资部积累效应，即专业化有利于节约工作转换时间，促进知识和技能的积累，并为专用工具的创造提供可能，成为经济增长的源泉[18]。具体表现为：专业化水平的高低决定了知识的积累速度、个体的技术获取能力，以及规模报酬递增[19]。正是由于专用性人力资本具有规模报酬递增趋势，专业化导致具有相同禀赋的个体同样有动力对专用性技能进行投资[17]。Schultz[20]就曾指出，农业专业化有利于农户专用性人力资本积累。另一方面，表现为知识、技术和能力等所表达的人力资本具有外溢效应[21]。生产者之间的技术与创新扩散、模仿与创造（学习效应）[22]，使得任何技能水平的主体在人力资本丰富的环境中都更具生产力[23]。

据此，提出推论1：农业横向分工通过人力资本积累促进农业化肥减量化施用。

分工为专用工具的发明创造了有利条件，由此成为改进生产效率的关键[18]。实际上，“专用工具”的创造属于迂回生产范畴，是资本能够提高劳动生产率的内在原因[24]。因此，延长生产迂回度成为获取分工经济效益的又一途径[10，25]。生产性服务外包作为迂回生产的重要形式，具有典型的纵向分工性质[17]。生产性服务多为资本和知识密集型服务，本质上充当了人力资本和知识资本的传送器，将这两种能极大提高最终增加值的资本导入生产过程当中[26]。甚至有观点指出，生产性服务主体相当于一个专家的集合体，接受服务主体的服务等同于将新技术、知识引入生产中[27]。在农业领域，生产性服务能够有效解决分散农户在要素市场中面临的交易风险，减少其信息搜寻成本;而农业技术受体由农户转变为专业服务主体，在降低技术推广门槛的同时，有助于农业技术的自主创新[28]。

据此，提出推论2：农业纵向分工通过迂回技术引进促进农户化肥减量化施用。

分工深化受制于市场容量[10，18]，而市场容量具有横向交易密度和纵向交易频率两个维度的含义[11] 。囿于作物生产特性，交易频率不易改变，因而提高交易密度，即发展横向专业化，开展连片化生产，成为扩大市场容量以深化分工的关键[11]。具体来说，地理空间内横向分工趋同性越高，表现为农业生产集中度与连片化程度越高，则服务市场容量越大;具备充足的市场容量才可能诱导服务主体进入，并提供不同环节的服务，继而达成减量的规模经济性[11]。与此同时，同一行业在地理空间上的集聚则有利于信息、技能和新技术等在厂商之间的传播和扩散，换言之，知识溢出主要发生在同一行业的厂商之间[29]。一项针对美国的研究发现，相比于多样化，专业化集聚的知识溢出更为显著[30]。

据此，提出推论3：在专业化生产水平较低的区域，横向分工的人力资本外溢效应、纵向分工的迂回技术引进效应将会受限，导致专业化与分工的化肥减施效应趋减。

2 数据、变量与模型

2.1 数据来源

本文的数据来源于课题组2017年6—8月份在江汉平原水稻主产区的农户问卷调查。具体在水稻主产区内选取9个地级市中的9个县（区、市）展开抽样调查。每个样本县（区、市）随机抽取2～3个乡镇（街道、管理区），然后在每个样本乡镇（街道、管理区）随机抽取2～3个行政村，最后在每个样本行政村随机选择20位农户进行问卷调查。为了解受访农户农业生产的真实情况，受访对象均为前一年（2016年）从事过农业生产的农户。本次调查一共发放问卷1 000份，剔除空白、漏答关键信息的问卷后，共计获得有效问卷983份。

2.2 变量选择及其定义

2.2.1 被解释变量

本文选取农户生产实际化肥投入量（kg/0.067hm2）作为被解释变量。考虑到不同作物品种的化肥施用量存在显著差异，本文仅考察农户水稻种植过程中的化肥投入。

2.2.2 核心解释变量

（2）纵向分工。农业生产中纵向分工通常被用以表达农户将生产环节（如整地、插秧、收割和植保等）部分或全部外包[11]。据此，本文用农户是否将关键生产环节外包表征其纵向分工状况。

2.2.3 其他控制变量

为避免遗漏变量进而导致模型估计偏误，本文首先控制了农户经营决策者个体特征，如性别、年龄、受教育年限、健康状况和风险偏好等，将上述变量作为农户人力资本的代理变量[20]。然后，兼业状况、农业劳动力数量和家庭总收入等家庭特征被纳入实证模型中，这些变量集中反映了农户家庭的财富水平与劳动力资源禀赋。在生产特征中，本文控制了经营规模、土地质量、农业保险和商品化率等变量，从而考虑到农户生产条件差异可能造成的冲击。进一步地，考虑到农业生产投入要素之间存在替代性或互补性，模型中控制了劳动力和化肥两类投入要素的价格。此外，区域间不可观测因素（如气候和病虫害等）同样可能对化肥投入产生影响，因此本文引入地区虚拟变量进而控制区域固定效应。变量描述性统计见表1。

3 实证结果与分析

3.1 农户分工对化肥施用量的影响

表2报告了基准模型（2）的回归结果。其中，模型（1）（3）（5）为未控制区域虚拟变量的OLS估计结果，模型（2）（4）（6）则在此基础上控制区域虚拟变量。结果显示，在控制区域固定效应前后，模型估计结果在影响方向和显著性水平未发生显著变化，这从侧面验证了模型估计结果的稳健性。模型（6）在拟合优度上较其他模型均有所提升，据此，本文针对模型（6）的估计结果展开分析。可以发现，农业横向分工、纵向分工的系数分别-0.172、-0.093，且分别在5%、1%的水平上显著。在纳入横向分工后，纵向分工的负向影响增强。恰如前文所述，横向分工促进纵向分工深化，提高了农业生产迂回度，因而在纳入横向分工后，纵向分工的影响效应增强。这说明，农户参与横向分工，提高作物专业化种植水平，或卷入纵向分工，提高农业生产的迂回度，均有利于实现化肥减量化施用。据此，本文的核心假说得到了验证。

考虑到OLS属于均值回归，若被解释变量的分布存在偏斜或者存在异常值，则将导致模型估计结果有偏。而分位数回归不仅能够缓解上述问题，而且能够将解释变量对被解释变量的影响在后者的整个分布上都显示出来[32]。表3的估计结果显示，随着分位数的增加，纵向分工对农户化肥投入量的负向影响先增强后减弱，在0.75分位数上纵向分工的系数不显著。而横向分工的负向影响随分位数的增加而增大，但是在0.1分位数上其影响系数未通过显著性检验。这说明，当农户化肥投入量处于低位分布时，纵向分工对其减量化施用的影响作用更强;农户化肥投入量处于高位分布时，横向分工对化肥减量化施用发挥更大的作用。上述分析仅是基于部分分位点上的结果，本文进一步描述了横向分工和纵向分工对农户全部化肥投入分位点上的边际影响变化情况（见图2）。结果表明，全方位点上的回归与上文的主要結论保持一致。

3.2 内生性检验

解释变量与被解释变量间的双向交互，或者测量误差、遗漏变量等问题，都可能造成模型的内生性，导致估计有偏。工具变量法是解决内生性问题的有效方法[33]。所寻找的工具变量需与内生变量（横向分工、纵向分工）高度相关，但又不直接影响被解释变量（化肥投入）。本文选择的第一个工具变量是耕地细碎化程度，用地块个数加以表征。土地分散化、细碎化导致农户经营多块互不相连的地块。这对横向分工的影响表现在：地块与其他农户地块紧靠，可能导致农户种植决策受到相邻地块作物品种的影响;同时，土地细碎化也可能使农户更倾向于采取多样化种植以应对自然风险、市场风险[34]。然而，耕地细碎化作为自然地理条件和制度安排产物，前者指山地与丘陵等地形的自然分割，后者指为确保公平性，中国农村承包地分配遵循“远近搭配、肥瘦均匀”原则，形成了土地细碎化的经营特征。因而，在本文的研究情景下耕地细碎化可以视为外生变量。据此，本文将其作为农户横向分工的工具变量。类似地，本文将地形作为纵向分工的工具变量。理由在于：地形会显著影响农业社会化服务市场的发展，是造成中国农业社会化服务（尤其是机械服务）发展呈现出区域性特征的主要原因[35];但是地形不会直接影响农户化肥投入，其通过农业社会化服务的可获得性、价格等间接影响农户化肥投入。

表4报告了工具变量法的估计结果。首先，DWH（Durbin-Wu-Hausman）检验的结果分别通过了1%、5%的显著性水平检验，拒绝了横向分工、纵向分工为外生变量的假设;其次，弱工具变量检验均通过了显著性检验，表明所选取的工具变量是有效的。回归（1）（3）的IV估计结果显示，农业横向分工、纵向分工显著降低农户化肥投入量，与基准回归模型一致。进一步利用对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）进行估计。回归的结果显示，相较于IV估计，LIML的系数估计值和显著性水平具有一致性，印证不存在弱工具变量。

3.3 稳健性检验

3.3.1 关键变量的测量问题

本文采用替代核心解释变量的方法进行稳健性检验。具体利用农户亩均外包服务费用作为纵向分工的替代变量。

因为亩均外包服务费用不仅反映农户是否参与纵向分工，而且在一定程度上反映其參与分工的程度。表5回归（1）的估计结果显示，农户亩均外包服务费用对化肥投入具有显著的负向影响，与前文的基本结论一致。同时，进一步表明农户参与纵向分工的程度越深，其化肥施用量越少。

考虑到样本中多数农户以购买机械服务的形式参与纵向分工，是否意味着农业生产环节开展机械作业就能够实现化肥减量施用？如果是，那么本文可能高估了农业分工效应。据此，本文利用农户自购机械作为核心解释变量替代纵向分工。表5回归（2）的结果显示，农户自购机械对其化肥投入量并未产生显著影响。这说明，农业纵向分工效应确实存在。此外，参照罗明忠和刘恺[46]的做法，本文采用作物种类集中度衡量（1/种植作物种类数）农户横向分工专业化程度。回归结果如表5回归（3）所示，其估计结果同样验证了前文的结论。

考虑到不同种类化肥所包含的营养元素比例存在差异，但是在其他条件不变的情况下，农作物对营养元素的需求量（化肥折纯量）是固定的。然而，不同种类化肥相对价格变动、可获得性等因素可能导致农户化肥种类选择与投入量存在差异，从而带来变量测量误差问题。基于此，本文利用化肥折纯量作为被解释变量重新估计基准模型。表5回归（4）的结果显示，模型估计结果并未改变本文的结论。

然而，农户在成本约束条件下，其纵向分工（购买服务）支出可能会对其他投入形成“挤出效应”，导致其他要素投入呈减少趋势。据此，表5回归（5）利用农户是否施用测土配方肥作为被解释变量进行估计。结果表明，农户横向分工、纵向分工对测土配方肥施用行为均具有显著的正向影响。可见，农业分工不仅抑制农户化肥施用量，而且显著增加了农户施用测土配方肥等环境友好型肥料的概率。前文回归结果的稳健性得到进一步验证。

3.3.2 宏观政策引起的偏差

2015年，农业部出台《到2020年化肥使用量零增长行动方案》，并将长江中下游地区作为政策实施的重点区域，这恰好与本文的研究区域重合。考虑到宏观政策可能对模型估计结果产生冲击，本文首先计算出湖北省2015—2016年化肥施用量（折纯量）的增长率。然后，计算各样本县2015—2016年化肥施用量（折纯量）的增长率。最后，保留期间化肥施用量（折纯量）的增长率为正数的样本县，对于增长率为负数的样本，则仅保留大于湖北省总体增长率（-1.8%）的样本县，由此可以基本排除宏观政策的干扰。表6回归（1）（2）分别为纳入控制变量前后的估计结果。纳入控制变量后，模型的拟合优度显著提升，横向分工与纵向分工对农户化肥投入量均具有显著的负向影响。这表明，在剔除可能受到宏观政策冲击的样本后，本文的基本结论依然成立。

4 进一步讨论：农业分工实现化肥减量化的机制分析

4.1 农业横向分工人力资本积累效应

健康状况、教育程度以及培训等是人力资本的重要表现形式，其中教育对农户人力资本的提升尤为重要[16]。如果农户参与横向分工，提高专业化种植水平具有人力资本积累效应。根据人力资本积累的边际递减规律[37]，专业化生产对自身教育水平较低的农户群体所产生的人力资本积累效果更大。实际上，农户人力资本积累在很大程度上取决于其务农经历的长短。因此，对于务农年限较长

的农户而言，专业化生产的人力资本积累效果同样相对要弱。根据上述逻辑推理，本文借鉴周广肃[37]的处理方法，将受教育程度高于均值划为高教育组，反之为低教育组，将务农年限高于均值划为高务农年限组，反之为低务农年限。同时，考虑到农户接受更多的正规教育通常需要推迟加入劳动力队伍的时间。因此，本文设置农户受教育年限与务农年限交叉项，并根据均值将样本分组。表7的模型估计结果表明，横向分工，即种植专业化对低教育组、低务农年限组和教育年限×务农年限（低）组农户化肥投入的负向影响更强，而对高教育组、教育年限×务农年限（高）组农户的影响不显著。虽然横向分工对高务农年限组的农户化肥投入的负向影响系数显著为负，但是在影响系数与显著性水平上均弱于低务农年限组农户。可见，农业横向分工所表达的专业化种植具有人力资本积累效应，将有利于提高农户农业生产管理技能，改进化肥等要素的利用效率，从而实现化肥减量化生产。推论1得到验证。

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