化肥农药施用增产不增收的实证检验与现实证据

张宗军，石 响，令 涛

1 引言

我国几千年的历史表明社会稳定的基础在于农民，农民安居乐业的根本在于粮食。随着国内经济增长进入新常态和国外挑战不断凸显，稳住农业基本盘、发挥“三农”压舱石的作用就显得至关重要。同时，保持农民收入持续快速增长，不断缩小城乡收入差距也是乡村振兴战略的主要目标。然而，与农民收入最为密切相关的无疑就是农业的产出，农业产出的提高不仅是提高农民收入的途径之一，也是维护国家粮食安全战略的重要保障①。随着科学技术的进步，形形色色的增产手段被应用于农业生产的过程当中，而化肥与农药作为一种物化的技术形式，作为“绿色革命”的标志之一②，在现代农业生产中得到了广泛运用，是使用量最大，使用面最广的增产手段，被人们喻为“粮食的粮食”。

化肥农药施用对农产品产量的提升作用在理论上达成了普遍共识。也有部分成果关注到了要素投入对农民收入的影响情况。Qianl[1]观察到影响农民收入增长的因素主要有人力资本供给、农业发展模式、自然灾害和气候条件以及政府的支农政策等。张改清[2]的研究表明政府提高粮食收购价格，可以有效保护农民种粮积极性，间接影响农户收入。李子涵[3]研究发现我国有将近一半的农户存在灌溉投入严重不足但化肥过量施用的问题，如果降低生产的平均要素成本，可以显著提高农民收入。赵起德等[4]指出农民收入的持续增加需要技术进步、制度创新和规模经营的协同作用。周益波[5]认为农业机械化表现出一定的增收效应，促进了农民总收入的提高；另外还发现农业机械化具有收入分配效应，缩小了农民内部的收入差距，中低收入农民从中获益更多。李雪[6]的研究发现耕地面积、非农就业、产品价格对农户收入提升影响较大，且影响程度有增加的趋势。侯晓康[7]指出农业收入在平均水平以上的农户对测土配方施肥技术的接受度更强，该技术可使农业收入年均提高8%。吕屹云等[8]认为区域经济增长对科技进步和农户收入增加均有推动作用，但科技投入却对农户收入增加具有抑制作用。蒋浩东等[9]指出种植经济作物更有利于农民收入的增加，进而反过来又促进种植结构的转变。郗曼等[10]发现国家贫困县对上级财政的依赖程度越大，对农民收入水平提升的抑制作用也越大。

但针对化肥和农药投入与农民经营性收入之间关系的研究非常少。因此，要实现农业绿色生产的宏观引导政策与农民化肥农药施用决策之间的良性互动，就必须考虑化肥和农药减量施用与农民经济利益之间的关系。也就是说，从宏观上不仅要确定化肥农药施用与粮食产量之间的定量关系，更要确定其与农民收入之间的定量关系。为此，本文分别就化肥农药对粮食单位产量和农民经营净收入的数量关系进行了实证分析，为引导化肥农药减量施用，推动农业面源污染治理和实现农业碳中和、碳达峰提供一定的理论支撑。

2 研究方法

2.1 变量选择与作用机理

2.1.1 被解释变量

(1)粮食单位面积理论产量

化肥和农药的施用对农业生产的影响最终体现在产量上面，已有的研究往往以实际产量作为被解释变量，但农业生产的弱质性使其很容易受到自然灾害的影响，化肥农药投入对产量的增收效果往往被自然灾害削弱，致使以实际产量作为被解释变量得出的结论有一定的偏差，甚至改变产量变化的方向。为了更准确地反映化肥农药投入的增产效果，本文根据各地区历年粮食作物的实际单位产量进行模拟回归，从而得出理论产量，也就是在科技进步、生产条件优化趋势下，不考虑灾害侵扰之后的产量，用YLit表示i地区t年度的理论产量；用ΔYLit表示i地区t年度受灾害影响导致的产量损失；用YSit表示i地区t年度的实际产量；作物产量还可能会受其他非灾害风险影响产生一定的波动，用σit表示。因此，农作物单产序列的表达公式可以确定为YLit=YSit+ΔYLit+σit，在实际计算中由于σit较小且难以测度可以忽略，则YLit=YSit+ΔYLit。选择最显著的回归方程获取理论产量，最终以理论产量(YL)作为被解释变量。

(2)农民经营净收入

居民收入通常用居民可支配收入来衡量。但是，改革开放以来，农民的收入来源不断拓展，形成了经营收入、工资收入、财产收入和转移收入四大渠道。经营性收入比较合理地反映了农民来自农业生产的收入状况，化肥农药的施用也只能对经营净收入产生较大的影响，对其他三个渠道的收入基本没有影响，因此，选取农村居民人均经营净收入(Net income from production, NIP)作为衡量化肥农药投入对农民收入影响的关键指标。考虑到通货膨胀因素的影响，以农村消费价格指数为标准对农民人均经营净收入进行平减处理。

2.1.2 解释变量

本文以单位播种面积的化肥施用折纯量(Fertilizer dosage per unit area，FU)和农药施用量(Pesticide dosage per unit area，PU)作为核心解释变量。化肥养分浓度高，肥效快，主要通过改善土壤肥力来实现增产效果。农药的施用主要针对的是农业生产中病、虫、草的危害，通过喷洒来维护农作物健康，人为地为农作物提供良好的生长环境。

2.1.3 控制变量

农业生产中的其他要素对粮食增产和农民增收也有着重大影响，作用方式和投入效果也有所差异。(1)柴油(Diesel consumption，简称DC)在增加农业生产效率方面起着重要作用，将此作为衡量农业生产中能源投入的指标。(2)农业机械化(Level of agricultural mechanization，LOM)有效提升土地产粮能力，进而促进农民增收，用农业机械总动力来衡量农业机械化水平。(3)水分是农作物生产的基础，灌溉水平(Irrigation level，IL)的提高在一定程度上缓解了我国水资源分配不均和农作物水分需求不充足等问题。(4)劳动力投入是各个产业发展的一个重要要素，随着我国城镇化的快速推进，吸纳了农村大量劳动力，在一定程度上影响了农业生产，由此用城镇化率(Rural labor force，RLF)来衡量农业生产中劳动力的投入状况。(5)商品价格会影响供需关系，同样化肥和农药的价格在一定程度上影响农户的用量决策，并因投入成本的变化而影响到农产品的最终收益。以农业生产资料价格指数(production price index，PPI)来衡量农业生产成本的变动情况。

农业生产除了受直接的投入要素影响外，还受到其他间接因素的影响。(1)财政(Financial support，FS)对于农村基础设施建设和农业各个领域投资进行了补贴，使农业生产条件得到了改善，从而促进了粮食产量的提高或者农民收入的增加。(2)农民收入水平(Disposable income，DIC)决定着农民投入生产要素的能力和程度，体现在农作物产量的日益提高。(3)受教育水平(Department of education，DOE)可以提高农民文化素质，有助于转变农民的生产理念和生产方式，从而进行科学合理的种植，最终影响到产量的提升和收入的增加。(4)经济发展水平(Gross Domestic Product，GDP)往往对农业的发展有着重大影响，地区发展水平越高，能够给农业提供更加完善的市场体系，农产品价格更加合理，市场需求也更为丰富明确，在宏观上也为农民增收做出导向。(5)种植结构(Planting structure，PS)从大的层面可以分为粮食作物和经济作物两大类，这两种作物由于生长特点、经济价值、风险状况等方面存在很大不同，因此在化肥农药施用和对农户收入影响方面存在一定差异,本文以粮食作物种植面积占农作物种植总面积的比例来衡量。

2.1.4 作用机理

各变量之间的作用机理如图1所示，化肥、农药、机械、灌溉、燃油和劳动力作为农业生产的主要投入要素，对作物单位产量起着直接的影响，但农户最终的经营收入状况取决于农产品产量和价格的双重作用。而农民可支配收入、财政支农力度、教育水平、生产资料价格又在很大程度决定了农业生产条件的改进状况和农民对生产要素投入的积极性，其中生产资料价格以成本形式影响到了农民的经营性净收入。地区经济发展水平则在宏观上影响区域内农民收入、政府财政、教育投入和价格水平，同时，经济发展水平会改变社会对农产品的需求偏好，影响农业的种植结构，进而对农民经营性收入产生影响。

图1 各变量之间的作用机理

2.2 数据来源与说明

本文采用我国31个省、市、自治区的平衡面板数据，样本期间为1999—2018年，数据来源于《中国农业统计年鉴》《中国统计年鉴》和Wind数据库。数据包含了我国所有的农业种植地区，年度上分析了21世纪以来的变化情况，总体针对性强、覆盖面高，具有良好的代表性。需要说明的是，1999—2006年尚未披露农林水务的财政支出指标，所以1999—2002年的财政支农资金用财政支援农村生产支出和财政农业综合开发支出之和来代替，2003—2006年数据用财政农业支出与财政林业支出之和来代替；其次，2012年后国家统计局不再披露农村人均纯收入指标数据，转为农村居民人均可支配收入，转化前后统计口径变化甚微，不影响实证检验；第三，北京市、天津市、上海市和重庆市的农业生产资料价格指数缺失，本文分别以其相邻的河北省、江苏省和四川省的相关数据替代。

通过对变量序列数据分析看出,粮食作物单产量与农民经营性收入都保持着平稳较快增长,而化肥与农药则出现先增长后下降的趋势。如表1所示,从所选时期内的变量统计描述看出,各变量的最小值、均值、最大值之间有一定的平衡性,各变量总体形成趋势,可以用来真实反映所研究问题。

表1 数据的统计描述

2.3 模型构建

基于上述变量的选择，本文采用了静态面板数据模型，同时对绝对量指标数据进行了取对数处理，以此来缓解模型的自相关和异方差问题，增强了数据的平稳性，也保持了所有变量量纲的一致性，最终将模型设定为如下的产量回归模型和收入回归模型：

lnYLit=β0+β1lnFUit+β2lnPUit+β3lnLOMit+β4lnDCit+β5lnFSit+β6lnDICit+β7lnILit+β8DOEit+β9RLFit+γi+δt+εit

lnNIPit=α0+α1lnFUit+α2lnPUit+α3lnLOMit+α4lnFSit+α5lnGDPit+α6lnILit+α7DOEit+α8PSit+α9RLFit+α10PPIit+γi+δt+εit

模型中i代表地区，t代表时间，α0、β0表示常数项，αj、βj表示回归系数；YLit表示为第i个地区第t年的粮食单产量；NIPit表示为第i个地区第t年的农民经营性收入；FUit、PUit分别表示第i个地区第t年的化肥施用量和农药施用量两个核心解释变量；其他变量均表示的是控制变量；γi和δt分别表示个体和时间效应，εit为误差项。

3 实证检验与结果分析

3.1 单位根检验与协整检验

回归前需要对模型中的各个序列进行平稳性检验，常用的方法就是单位根检验，具体有LLC检验、PP检验、IPS检验、ADF检验等四种方法。检验结果如表2所示，发现部分变量原序列不平稳，对原序列做一阶差分后继续检验，发现除个别序列在5%的显著性水平平稳外，其他序列均在1%的显著性水平上平稳，说明各变量之间是一阶单整的。在此基础上分别使用MPP检验、PP检验和ADF检验三种方法，对变量进行协整检验，结果如表3所示，显示各变量序列之间存在协整关系。由此，确保了后续面板回归的有效性。

表2 变量单位根检验

表3 面板协整检验

3.2 化肥农药增产效应的实证检验与结果分析

产量回归模型的结果如表4所示，四种情形下的回归系数与显著性存在一定的差异，需要选择最优模型。F统计量用于检验所有的个体效应在整体上的显著性，F统计量值越大、P值越小则说明固定效应模型比混合OLS模型更可取，检验的F值为454.34，P值为0，选择固定效应模型。LM统计量用来选择混合OLS模型和随机模型，检验的LM值为4448.07，P值为0，拒绝了混合OLS模型。固定效应和随机效应侧重点有所不同，每一个个体中有一部分不随时间改变的不可观测效应，如果这部分跟自变量相关，则选择固定效应，否则选择随机效应，具体用Hausman检验在这两种模型中进行选择，chi2的值为33.14，P值为0.0003，由此应进行固定效应模型估计。固定效应模型只能反映随时间变化的变量的信息，不随时间变化的变量信息会被自动遗漏，为此加入时间的虚拟变量，经过检验显示存在时间效应，最终选择双向固定效应模型。实证结果表明：(1)化肥施用对农作物单位产量有显著的增产作用，化肥施用量每增加1%，农作物单位产量将增加7.06%，说明化肥施用确实能够通过提高土壤肥力、改变作物特质从而实现产量的增加；(2)农药施用对农作物增产影响较大，农药使用量每增加1%时，农作物产量将增加3.25%，说明农药施用通过降低病虫害侵扰从而减少了产量损失。

表4 产量模型回归结果

3.3 化肥农药增收效应的实证检验与结果分析

收入回归模型实证中，F检验值为89.95,P值为0，拒绝混合回归模型，选择固定效应模型；LM检验值为3124.44，P值为0，拒绝混合回归模型，选择随机效应模型；Hausman检验值为19.99，P值为 0.018，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。加入时间的虚拟变量后，结果显示时间效应不明显，最终选择固定效应模型。表5的实证结果表明：(1)当化肥增加1%的施用时，农民经营净收入将增加10.7%，但不显著。(2)当农药增加1%的施用时，农民经营净收入将减少11.3%，显著性水平很高。由此说明化肥的施用对农民的增收效果不明显，而农药的施用更带来农民收入的减少。

控制变量中，(1)当农业机械动力增加1%时，农民收入增加 12.5%，且影响显著，说明机械化程度的提高，取代了部分手工农具，耕作方式变得更加便捷高效，农业生产力得到进一步释放，有助于农民增收的实现。(2)当地区生产总值每增加1%时，农民收入增加44.5%，说明一个地区的经济发展水平越高，能够给农业提供更加完善的市场体系，农产品价格更加合理，市场需求也更为丰富明确。(3)灌溉水平(人均灌溉面积)作用显著，有效灌溉面积每增加1%，农民收入将增加30.4%，说明灌溉水平的提升在一定程度上改善了农作物生长的自然条件，提高了农业产出，进而增加了农民收入。(4)城镇化率每增加1%，农民收入减少0.57%，作用显著，原因在于城镇化发展占用了大量耕地,缩减了耕种面积，同时大量农村劳动力向城镇转移，最终影响了农民经营收入的提高。(5)种植结构对农民收入增长影响很小，且不显著。粮食作物的生产风险较小但经济价值也较低，经济作物的经济价值较高而种植风险也更大，两大类作物此消彼长，使二者较小的结构变化在长期内对农户收入的影响不明显。(6)农业生产资料价格指数每增加1%，农民收入将减少0.46%，作用显著，原因在于农业生产资料在使用效率不高的情况下又以成本投入的方式制约着农民收入的增长。

3.4 稳健性检验

目前为止关于如何进行稳健性检验还没有一个统一的标准，只能根据研究视角和目标的不同选择适合的方法，本文采用改变计量方法使用聚类稳健标准误差重新进行实证检验，回归结果如表4、表5所示。产量模型中各解释变量回归系数和作用方向均未发生变化，只有部分解释变量显著性有所下降，但在10%显著性水平上解释力均未发生改变。收入模型中各解释变量回归系数和作用方向均未发生变化，部分解释变量显著性有所下降，但核心解释变量的解释力并未发生变化。由此可见，化肥与农药对粮食产量、农民经营性收入的影响关系是稳健的、可靠的，这也更好地验证了本文得出的化肥农药施用增产不增收的结论。

表5 收入模型回归结果

4 化肥农药投入增产不增收的现实证据与政策建议

通过化肥农药施用对粮食产量和农民收入影响的实证分析结果综合对比，可以得出如下结论：化肥与农药对农作物产量的产出弹性分别为7.06%和3.25%，说明其对农作物增产具有显著的积极作用。同时，随着化肥农药使用的负面效应日渐突出，2015年农业农村部制定了两个“零增长方案”③，化肥和农药施用强度开始逐年降低，在其他农业科技手段快速发展的环境下，化肥农药对农作物产量的贡献率大幅度降低，甚至为负值。化肥增量施用对农民收入影响虽然为正但是不显著，农药增量施用更是对农民收入产生显著的负面影响。由此，本文得出化肥农药使用增产不增收的结论。换言之，降低化肥农药的施用量并不直接对农民经营性收入带来重大影响，这是农作物生产成本与市场价格双重作用的结果。实际上，1999—2018年期间内全国两大油料作物(花生、油菜籽)和三大粮食作物(小麦、稻谷和玉米)的收益(产值与成本之差)一直处于波动徘徊状态，甚至两大油料作物从2013年开始、三大粮食作物从2015年开始出现了入不敷出的情形，农民经营净收入无法获得提升。④伴随着农村市场化改革的持续推进，农民成为追求收益最大化的经营主体，从而种粮的成本收益成为农民取舍的关键影响因素，农业生产的收益率低下会严重影响着农民的种粮积极性，也会影响到农民进行绿色农业生产的行为决策。因此，要实现农民经营性收入的不断增加、农产品产量的稳步提高和农业绿色生产的逐步推进，需要在经济激励政策和工程技术支持方面双管齐下。

第一，提高化肥农药利用率，发挥减量不减效的作用。据农业农村部测算，2019年我国三大粮食作物化肥利用率为39.2%，比2015年的35.2%提高了4个百分点；2019年农药利用率为39.8%，比2015年的36.6%提升了3.2个百分点。

而目前欧美发达国家粮食作物氮肥利用率在50%～65%，高出我国10～25个百分点；欧美发达国家粮食作物农药利用率在50%～60%，高出我国10～20个百分点。可见，中国化肥的利用率相对偏低。另外，中国农户的化肥施用更多是一种经验性的习惯行为，是早期生产条件和时代背景下缺乏生产技术指导的结果。因此，在施肥过程中要根据不同地区、不同土壤条件、不同作物需求，制定施肥标准，推进精准施肥，改变以往粗放式的生产习惯，提高化肥农药的利用率，达到减量不减效的效果。

第二，严格把控农产品价格，化解增产不增收的困境。增产不增收的情形其实存在于我国历史各个时期，尤其是随着工业化的不断深化，农民更是面临着农业生产成本和农产品价格的双重挤压，产生了投入与产出不平衡的现象。因此，健全农产品价格监测系统显得格外必要，一方面通过政府干预减小通货膨胀给农产品价格带来的负面影响，减轻市场波动对农民劳动成果的侵蚀；另一方面通过行政监管强化对人为操纵市场、制造农产品价格异常波动等侵害农户利益的行为进行严厉打击和惩处；三是通过政府支持引导，减少农产品的流通环节，促进农业生产收益不断向农民回笼。

第三，优化财政支农资金的使用结构与效率，为农业生产改革提供激励。多年来各级政府不断强化对“三农”事项的财政投入，不论是资金数额还是占整个财政收入的比重都有了很大的提升，但财政支农资金的使用效果却不尽人意。政府不仅要做支农资金的投入者，更应该是其管理者，一是调整财政资金的使用结构，增加在水利工程、灌溉技术、农业科技、防灾抗灾、农业保险等项目的资金投入，充分发挥这些项目的长效作用和撬动功能；同时降低各种直接农业补贴资金，避免其作为经济收入被农民直接消费，而无法发挥放大效应和溢出效应。二是深入推进涉农资金统筹整合使用的步伐，集合资金重点突破，提高涉农资金的使用效率，降低涉农资金使用中的寻租、浪费、腐败等现象。三是在土地确权基础上进一步建立耕地流转的制度保障体系，加强农村基础设施建设投入，增强机械设备管理和操作的可能性，提高农业规模化经营水平。

第四，加强农业科技投入，抵消因化肥农药减量造成的产量损失。随着国内经济进入新常态，财政和个人农业资金投入提升空间不断缩小，城镇化发展使耕地面积和农村劳动力数量还会不断降低。未来较长时期内农业物化生产要素的投入将接近上限，这促使我们必须将农业增产方式逐渐转变为依靠科技创新拉动。需要加强优良种子研发，在提高单产的同时增强抵御自然灾害的能力；深化施肥、施药技术研究，提高化肥和农药利用率；推广新型栽培种植技术，提升农业种植的科学化、精准化和规模化；普及节水灌溉技术，打破国内农业“靠天吃饭”的硬约束；不断完善转基因技术，趋利避害做到量和质双突破。最终实现我国农业由平面化向立体化、由机械化向智慧化、由常规化向生态化的转变。

第五，推进绿色农业保险发展，达到环境治理与保障农民收入的有机统一。一般的农业保险可以有效降低农业生产过程中的不确定性，弥补农民受灾损失，保障农民收益。但面对我国面源污染的严峻形势，化肥农药施用量的降低已成为必须，这也势必影响到农民的投入决策和经济收益。因此，我们需要在农业保险产品的设计当中补偿农民因减少化肥农药施用而产生的经济利益损失，在农业保险的保费补贴上将绿色生产激励的要素纳入其中，将部分农业直接补贴转化为农业保险的绿色保费补贴。以此，使农业保险更好地发挥绿色兴农作用，推动乡村振兴战略的实施。

[注 释]

① 习近平总书记在2013年中央农村工作会议上的讲话指出：“中国人的饭碗任何时候都要牢牢端在自己手上，我们的饭碗应该主要装中国粮”。

② 绿色革命是发达国家在第三世界国家开展的农业生产技术改革活动。为了同18 世纪的“产业革命”相区别，称之为“绿色革命”。这个活动的主要内容是培育和推广高产粮食品种，增加化肥施用量，加强灌溉和管理，使用农药和农业机械，以提高单位面积产量，增加粮食总产量。

③ 两个“零增长方案”分别是《到2020年化肥使用量零增长行动方案》和《到2020年农药使用量零增长方案》。

④ 数据根据Wind数据库整理计算所得。