重金属污染耕地修复试点是否降低了化肥的施用量？——基于合成控制法的研究

龙云，邓可心，杨湘粤

（南华大学 经济管理与法学学院，湖南 衡阳 421001）

耕地作为农产品的载体，关乎国家食品质量和生态环境，一旦土壤质量受损，生态系统失衡，将使人类生存与发展受到威胁。我国很早就开始对耕地重金属污染进行监测，1997 年农业部调查了24 个省份，重金属超标的农产品播种面积达到污染物超标农产品总面积的八成。耕地重金属元素的来源之一就是化肥、农药和地膜等农用物资的长期不合理施用，调查发现，尽管我国农业耕地面积仅占世界农业耕地总面积的1/10，但化肥施用总量接近世界总量的1/3。依据《全国土壤污染状况调查公报》，局部耕地重金属污染呈加剧态势，尤其华南地区污染程度最为严重。近些年有关重金属污染超标导致的诸如“镉米”“砷超标”等食品安全问题，引起了社会对耕地污染的普遍担忧。

我国颁布了一系列耕地重金属污染防治政策文件，2011 年《重金属污染综合防治“十二五”规划》，逐步建立起耕地重金属污染防治体系，主要聚焦重金属污染源监管以及风险评估；2014 年在湖南省长沙、株洲、湘潭（以下简称长株潭）地区开展重金属污染耕地修复试点工作；2016 年颁布《土壤污染防治行动计划》提出耕地重金属防治工作要以保证农产品质量和居民生活健康为核心；2021 年生态环境部发布《关于进一步加强重金属污染防控的意见（征求意见稿）》，向社会团体及个人征集意见和建议。不断探索完善耕地重金属污染防治体系，对于保证农产品质量安全与耕地环境修复具有重要意义。

然而公共政策的实施是一个动态过程，政策治理的效果也会根据人文地理差异或不确定因素呈现复杂性，政策落实后效果如何？是否实现了预期目标？仍有待进一步研究证实。基于此，本文采用“合成控制法”（synthetic control methods）以湖南省长株潭重金属污染耕地修复试点政策作为研究对象，对试点地区化肥减施效果进行量化评估，以期为完善耕地重金属污染治理和农业绿色可持续发展政策体系提供借鉴与参考。

1 文献综述

关于耕地重金属污染治理政策效应，学术界做了很多研究，一方面是宏观政策效果评估，张利瑞等[1]研究发现兰州市耕地表层土壤重金属存在危害生态环境和人体健康的风险；范翔宇等[2]以长株潭地区为研究主体，探究开展重金属污染耕地治理政策是否推进了农业绿色发展，结果表明其显著促进了区域绿色发展；也有研究表明治理政策存在负面效应，黄杰生等[3]基于对湖南省重金属治理试点的调查访谈，认为试点引入的“第三方治理”模式对治理修复效果起制约作用；童星星等[4]利用长株潭重金属污染耕地修复治理试点区的微观数据实证分析了不同修复主体的实施效果，研究表明企业在政策落地率、实施时效、实施质量上效果最好，而农户实施效果较差。另一方面是政策微观效应，主要分析政策实施与农户响应之间的关系，探索如何进一步完善政策达到治理耕地污染的最终目标，俞振宁等[5]围绕湖南省茶陵县推行的重金属污染耕地休耕制度，发现农户对休耕制度信任度主要受到政府执行认知以及制度功能认知和制度预期的影响；周力等[6]实证发现江西、湖南省重金属污染耕地修复治理试点通过技术溢出使农户对耕地修复技术的采用量得以提升；李颖明等[7]基于湖南省湘潭市重金属污染耕地修复试点的调查研究发现政府推广措施对农户参与耕地修复行为具有重要影响，试点项目的建设对农户绿色生产行为影响显著。总体上，政府的治理政策在重金属污染防治与耕地修复中发挥着主导作用。

研究方法方面，现有文献中学者们采用的研究方法主要为OLS 回归与Tobit 回归[6]、多元有序Logistic 回归[8-9]、Probit 模型[7]以及建立结构方程模型[5]等来分析政策治理与农户响应之间的联系；关于政策评估多以定性分析为主，黄杰生等[3]、肖建华等[10]、凌佳亨等[11]则基于实地观察与调研定性分析了重金属污染耕地治理的政策效应，范翔宇等[2]采用的是“双重差分法”，这一方法要求处理组与对照组拥有相同的时间趋势，存在一定局限性，作为双重差分法的拓展，近些年合成控制法在政策科学领域应用较为广泛，根据数据来选择线性组合以寻找“试点地区”的反事实替身，通过比较研究得出“处理效应”。

综上，当前众多学者研究了耕地重金属污染政策对宏观生态环境、人体健康、绿色发展以及不同修复主体等的影响效应和微观农户制度信任度、耕地修复行为的影响，但较少涉及化肥减施效应的测度和检验，而研究模型和方法多采用Logit、Tobit 和DID 等，但这些方法对于准确评估政策效应仍存在局限性，因此，本文采用ABADIE 等[12]提出的合成控制法（SCM）对长株潭地区重金属污染耕地修复政策的化肥减施效应进行评估，是对既有研究的有效补充，也能为进一步优化重金属污染耕地治理政策提供理论支持。

2 政策背景及数据

文章选取2009—2019 年42 个州市的平衡面板数据作为研究样本评估湖南省重金属污染耕地修复试点的政策效应，其中处理组为湖南省长沙、株洲、湘潭3 个市，对照组39 个市①对照组的39 个市，包括湖南省11 个市：衡阳、邵阳、岳阳、常德、张家界、益阳、郴州、永州、怀化、娄底、湘西；湖北省10 个市：武汉、黄石、十堰、荆州、宜昌、鄂州、荆门、孝感、咸宁、随州；四川省18 个市：成都、自贡、攀枝花、泸州、德阳、绵阳、广元、遂宁、内江、乐山、南充、眉山、宜宾、广安、达州、雅安、巴中、资阳。，包括湖南省11 个市、湖北省10 个市和四川省18 个市。选择的依据在于：一是依据2011 年《重金属污染综合防治“十二五”规划》，湖南、四川、湖北等14 个省份均为耕地重金属污染灾区[10]；二是湖南、四川、湖北3 个省在自然地理环境上具有相似特征，农业资源禀赋差异相对较小；三是某些区和自治州与省内其他各市的特征存在很大差距，加入模型对数据拟合的贡献值较低，所以剔除了某些自治州。

本文被解释变量参考已有文献和政府政策内容选取了化肥施用量，采用各市级单位每年化肥施用总量（折纯量，万吨）的实际值[13-15]。选择农作物总播种面积、人均农业产值、作物种植结构、农业机械投入强度、农村居民人均纯收入、城乡居民收入差距、单位面积（粮食作物）产量作为预测控制变量[16]。数据来源于湖南、湖北、四川2009—2019 年省级、市级《统计年鉴》以及各级市政府《国民经济与社会发展统计公报》。

目前我国重金属污染耕地主要分布于华南地区，尤其矿产资源丰富的省市，污染区域则集中在大中城市郊区和南方酸性水稻土区等，湘江流域一直是重金属污染的重灾区，长沙、株洲、湘潭所在河段更为严重。2014年农业部、财政部印发《〈湖南重金属污染耕地修复及农作物种植结构调整试点2014 年实施方案〉的意见》，将长株潭地区设为重金属污染耕地修复综合治理试点区域，试点包括170 万亩重金属污染超标耕地，政府通过宏观调控投入专项资金用于耕地重金属污染治理，相关政策内容如表1 所示[17]。首先，经济上补偿，提供农资和服务采购补贴，鼓励农户施用绿色有机肥、叶面肥，对分类休耕轮作农户进行补贴和调整种植结构等措施，能够有效提高农户绿色生产的积极性，直接促进农户化肥用量的减施行为；其次，认知上强化，成立严密的组织考核体系开展试点修复工作，强调重金属科研检测，有利于增强农户对耕地重金属污染认知，促使农户主动减施化肥用量，间接抑制农户的化肥施用不合理行为；最后，技术上创新，推广“VIP”和“VIP+n”的修复模式，对重金属污染耕地土壤环境进行改良，以及“第三方治理”等将有效控制试点区域化肥施用总量[18]。基于上述各项措施政策实施和生效的时间，本文选取2014 年作为政策冲击的时间点，比较湖南省长株潭和其他地区在政策实施前后化肥施用量的情况。

3 估计方法介绍

为了合理估计重金属污染耕地修复政策对试点区域化肥施用量的影响效应，本文采用合成控制法（SCM）来构造“试点地区”的反事实替身，通过与试点地区的真实情况进行效果对比来估计政策效应。采用“双重差分法（DID）”进行政策评估时，需考虑其潜在的平行趋势假定，即假定二者所处宏观环境随时间变化具有相同的趋势，但政策干预后的时间趋势本质上是不可观测的，使得准确估计政策效果难度较大。而合成控制法对“双重差分”的改进就在于可以有效克服处理组与对照组之间的偏差问题，其基本思路是：将不受政策影响的地区作为对照组，基于政策实施前处理组与对照组可观测的实际情况，赋予对照组每个地区相应权重，使加权对照组可以拟合出处理组的实际情况（虚拟），当拟合效果与实际情况基本接近时，就可以使用这一组权重向量构建政策实施后处理组的反事实替身，以估计政策的“处理效应”。

合成控制法的优点在于通过数据驱动选择最优的线性组合权重来构造反事实状态，可以效应避免样本主观选择造成的偏差，另外，对每一个经济个体进行合成控制，清晰的反映其对合成反事实对照组的贡献，能够有效避免过分外推。

近些年合成控制法被学者们广泛应用，ABADIE 等[12]首次运用合成控制法（SCM）研究西班牙巴斯克地区恐怖活动是否会影响当地经济的增长；ABADIE 等[19-20]基于合成控制法的思想研究美国加州控烟政策对加州烟草消费的影响效果，以及关于德国统一对原西德经济的影响研究,三篇文章对合成控制法的基本思路做了详细的解读，使这一研究方法逐渐被熟知。国内许多学者运用合成控制法也做了相关研究，刘甲炎等[21]以2011 年重庆市房产税试点作为实验对象，估计房产税政策对重庆房价的影响效应；苏冶等[22]采用合成控制法研究了通货膨胀目标制政策对新兴市场国家的通货膨胀率的影响情况；张俊[23]基于合成控制法评估了2008 年奥运会的举办对北京空气质量的影响效应；佟大建等[24]基于2009—2019 年市级面板数据研究了2013 年在阜新和丽水等六市设立扶贫改革试验区的减贫效应；谢晗进等[25]以江西、福建等5 省生态文明先行示范区作为自然试验，采用合成控制法评估其对空气质量的改善成效。

4 政策试点对“长株潭”化肥施用量的影响

经过Synth 程序包执行模型运算，合成控制组的线性拟合结果如表2 所示，合成长沙的合成控制组中衡阳所占权重最大，另外攀枝花和荆门也具有重要作用；对于合成株洲，由六个城市拟合，其中攀枝花贡献权重最大，其次为随州、岳阳、衡阳、资阳和荆门；合成湘潭中仍然攀枝花权重最大，然后是衡阳、鄂州、随州和荆门。攀枝花、衡阳和荆门在三个合成控制组中都有贡献值，可见，这三个城市的农业经济发展状况和农业资源禀赋与长株潭有较多相似特征。

表2 合成控制组各市权重组合

表3 所示为2014 年重金属污染耕地修复试点设立之前长沙、株洲、湘潭与其合成控制组之间一些预测变量的对比结果，对于结果变量即化肥施用量，长沙、株洲和湘潭三市与合成的长株潭差异较小，差异度分别为2.1%、6.3%、6.5%，表明合成控制组对政策试点之前的长株潭三市的化肥施用量拟合效果较好；在所选取的预测变量中，合成长沙、合成株洲、合成湘潭的拟合值与其真实值都比较接近，可以说很好的拟合了真实的变化路径，其差距与长株潭的真实变量和42 城市的平均真实变量的差距更小一些。因此，合成控制法比较好地拟合了长株潭在试点之前的特征，该方法适宜于评估重金属污染耕地修复试点的效果。

表3 预测变量拟合值对比

图1 为重金属污染耕地修复政策试点设立前后长沙与合成长沙化肥施用量变化路径，图中垂直虚线代表政策试点推行的时间（2014 年）。由图1 可见，在重金属污染耕地修复政策试点设立之前，合成长沙和长沙化肥施用量较为接近，拟合值在真实值附近波动，2014 年以后长沙的化肥施用量显著降低，除2015 年化肥施用量有短暂的小幅增长，长沙的化肥施用量一直低于合成长沙；图2 为重金属污染耕地修复政策试点的净效应，即试点设立前后合成长沙和长沙化肥施用量的差值。观察图2可以发现，试点设立之前，二者差值在0 值附近呈较大波动性，2015 年后差值明显大于0，即合成长沙的化肥施用量大于长沙的化肥施用量，表明试点设立后，长沙的化肥施用量保持下降的趋势，重金属污染耕地修复政策试点的设立使得2014—2019 年长沙的化肥施用量比合成长沙的化肥施用量降低了约2.02%。

图1 合成长沙与长沙化肥施用量对比

图2 合成长沙与长沙化肥施用量差值

图3 为重金属污染耕地修复政策试点设立前后株洲与合成株洲化肥施用量变化路径，由图3 可见，在试点设立之前合成株洲较好的复制了株洲的化肥施用量变化路径，试点设立当年（2014）二者即发生明显偏理，株洲的化肥施用量急剧下降，并且一直保持下降趋势，表明试点政策效果明显，化肥施用量得到了很好的控制；图4 中，试点设立之前株洲与合成株洲的化肥施用量差值一直在0 值附近波动，在试点设立之后，2014—2019 年合成株洲与株洲的化肥施用量差值均为正，重金属污染耕地修复政策试点的设立使得2014—2019 年株洲的化肥施用量比合成株洲的化肥施用量降低了约5.96%。

图3 合成株洲与株洲化肥施用量对比

图4 合成株洲与株洲化肥施用量差值

图5 为重金属污染耕地修复政策试点设立前后湘潭与合成湘潭化肥施用量变化路径，由图5 可见，合成湘潭与湘潭的化肥施用量变化路径在试点设立前差别不大，始终呈现起伏交错的状态，并未发生明显的偏离，2014 年设立试点之后，湘潭的化肥施用量与合成湘潭出现明显偏离，实际化肥施用量显著降低；图6 中湘潭与合成湘潭的化肥施用量差值一直为正值，重金属污染耕地修复政策试点的设立使得2014—2019 年间湘潭的化肥施用量比合成湘潭的化肥施用量降低了约6.04%。

图5 合成湘潭与湘潭化肥施用量对比

图6 合成湘潭与湘潭化肥施用量差值

综合以上实证结果，政策效果存在地区异质性，长沙的化肥施用量下降幅度明显低于株洲和湘潭。农业资源禀赋、农业经济发展水平、地方政府政策力度、绿色生产技术、综合治理方法等对耕地修复效果均会产生影响。首先，与株洲、湘潭相比，长沙市作为省会城市原有基础实力更强，绿色农业发展更早、速度更快，农业生态化、绿色化水平较高，农业产业基地与科技示范园等建设成果显著[26-29]，因此2014 年湖南省重金属污染耕地修复政策试点的作用空间有限，可能导致化肥减施效果相对较小的结果；其次，株洲和湘潭市历史遗留土壤环境污染问题比较严峻，被称为“有色金属之乡”，土壤污染程度较长沙更为恶劣，尤其镉污染现象最为严重，2013 年株洲“镉米”事件即敲响警钟，因此，2014 年湖南省重金属污染耕地修复政策试点对株洲和湘潭的治理效果更为明显，化肥减施成效较为显著。

5 稳健性检验

为证实上述实证分析的政策效果统计上显著，本文基于ABADIE 等[12,19-20]提出的一种类似统计中秩检验的排序检验方法，该方法的基本思想在于：分别假设控制组中的城市在2014 年设立了政策试点，然后对其进行和长株潭一样的合成控制分析，如果控制组城市的化肥施用量与合成样本的化肥施用量之间也存在很大的差距，和长株潭的情况类似，那就表明合成控制法并没有给出合理的证据表明政策试点对控制长株潭化肥施用量有显著影响，如果长株潭与合成样本之间的化肥施用量差异真的来源于土壤修复与治理试点政策的实施（即实证分析结果有效），那么实证分析中所得到的化肥施用量差值应该远大于安慰剂检验中控制组城市得到的差值。

基于上述排序检验方法的思想，对控制组中39 个城市都进行了安慰剂检验，分别计算每个城市的化肥施用量与合成样本的化肥施用量之间的差值。需要说明的是，如果在土壤修复与治理试点设立（2014 年）之前，控制组中合成样本的拟合效果就不理想，即MSPE或者RMSPE 值比较大，即使政策后期得到的较大的化肥施用量差值也不能反映该政策的实施效果，因此参考ABADIE 等[12,19-20]的做法，本文在做安慰剂检验时去掉了2014 年之前控制组与合成样本化肥施用量差值大于4倍的12 个控制组城市，估计结果见图7～图9。

图7 长沙和其他城市预测误差分布图

图8 株洲和其他城市预测误差分布图

如图7～图9 所示，实线分别代表长沙、株洲、湘潭三市的净效应，虚线为剔除部分城市后的27 个控制组其他城市的净效应，可以看出长沙、株洲和湘潭的变动程度在2014 年以前和其他城市的差距并不大，说明合成控制法的拟合效果良好，但在2014 年后长沙、株洲、湘潭三市与其他城市的差距开始拉开，即实线分布于虚线的外部。这表明重金属污染耕地修复政策试点对长株潭的化肥施用量有一定的影响，也表明只有1/27,即3.7%的概率出现长株潭与合成样本化肥施用量同样的变动程度，相当于传统统计推断的显著性水平，因此，可以认为长株潭化肥施用量的降低在5%的水平上是显著的。

经过上述稳健性检验，可以表明重金属污染耕地修复政策试点对长株潭的化肥施用量产生了影响，与长株潭潜在的化肥施用量增长趋势相比有一定程度的下降。

6 结论

本文基于2014 年在长沙、株洲、湘潭设立的重金属污染耕地修复试点这一政策，运用合成控制法分析了政策实施对化肥施用量的影响，实证检验结果验证了前文假设，通过安慰剂检验证明了实证结果是稳健可信的。研究表明：（1）重金属污染耕地修复政策试点设立之前，合成控制组较好的复制了长株潭三地的化肥施用量变化路径，三地的化肥施用量均呈下降趋势。（2）政策效果存在地区异质性，长沙的化肥施用量下降幅度明显低于株洲和湘潭。

基于上述分析，本文得出如下启示：湖南省长沙、株洲、湘潭重金属污染耕地修复政策试点可以作为耕地修复、化肥管控的模板，为我国重金属污染耕地的修复提供了可复制可推广的治理路径，但试点经验的借鉴必须结合当地具体实际有选择性的推广和落实，制定和实施差异化的政策；另外亟需加快耕地重金属污染地区农业绿色化、产业化建设，推进农业科技进步，提升生态绿色农业的整体发展水平，同时关注和加强工业源重金属污染治理才能有效推动农业土壤环境的净化和优化。