常向陽++魏昭穎

摘要：當前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥利用效率低下，水肥一體化技術(shù)作為一項資源節(jié)約型技術(shù)，近年來受到國家重視。以設施蔬菜為研究對象，以山東省濰坊市為例，基于隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，采用單要素測算方法，研究了設施蔬菜中水肥一體化技術(shù)的化肥利用效率與該技術(shù)被采納的影響因素。結(jié)果表明，農(nóng)戶技術(shù)效率平均值為0.71，化肥利用效率大大低于技術(shù)效率，平均值僅為0.21，水肥一體化技術(shù)采納戶相對于未采納戶技術(shù)效率和化肥利用效率都有明顯提升，化肥利用效率提高更為顯著，平均值提高到0.42；設施蔬菜種植收入占農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的比例對技術(shù)采納有關(guān)鍵的正向影響。因此應從專職設施蔬菜種植戶開始，加大水肥一體化技術(shù)推廣力度，并發(fā)揮好各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織的引導作用。

關(guān)鍵詞：設施蔬菜；水肥一體化技術(shù)；化肥利用效率；采納

中圖分類號： F323.3文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2017）09-0324-04

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中水資源以及化肥的大量使用對我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展起到了極大的推動作用。我國水資源嚴重緊缺，每年農(nóng)業(yè)灌溉用水缺口超過300億m3，因缺水約有667萬hm2農(nóng)田得不到灌溉。2014年主要糧食作物化肥利用率只有35.2%[1]。2000—2014年，農(nóng)業(yè)用水量一直占用水總量的60%以上。1978年我國化肥施用量僅884萬t，至2014年已達到 5 996萬t，并且呈逐年增長趨勢[2]。長期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，化肥過量施用、水資源浪費等問題日趨嚴重。近年來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素過量使用問題逐漸受到國家和社會的關(guān)注。2014年中央一號文件《關(guān)于全面深化農(nóng)村改革加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見》，提出建立農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展長效機制?；蔬^量施用的問題在設施農(nóng)業(yè)中尤為突出。此外，由于近年來一些地區(qū)連續(xù)干旱，資源的高效利用成為農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展的重要保障，因此要素節(jié)約技術(shù)推廣十分重要。水肥一體化技術(shù)是指利用管道灌溉系統(tǒng)，將肥料溶解在水中，同時進行灌溉與施肥，適時、適量地滿足農(nóng)作物對水分和養(yǎng)分的需求，實現(xiàn)水肥同步管理和高效利用的節(jié)水農(nóng)業(yè)技術(shù)[3]。2016年農(nóng)業(yè)部印發(fā)了《推進水肥一體化實施方案（2016—2020年）》，以加快推廣水肥一體化技術(shù)建設，并制定了新增推廣面積、節(jié)水節(jié)肥的具體目標，旨在建立資源節(jié)約的農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展體系。

近年來，國內(nèi)學者對農(nóng)戶的可持續(xù)發(fā)展農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的研究主要集中在保護性耕作技術(shù)、測土配方技術(shù)、綠色農(nóng)藥等方面。在農(nóng)戶技術(shù)采納行為的影響因素研究中，國外學者從農(nóng)戶視角開展的農(nóng)業(yè)技術(shù)選擇影響因素的研究較多。Schultz認為，制度是影響農(nóng)戶接受新技術(shù)速度的重要解釋變量。Rogers認為，農(nóng)戶采納新技術(shù)行為的時間分布符合“S”曲線，在不同階段具有不同的采納行為決策[4]。國內(nèi)學者從20世紀80年代中期開始對農(nóng)戶技術(shù)選擇進行定性研究，主要是運用理論分析與對比分析。目前國內(nèi)關(guān)于農(nóng)戶技術(shù)選擇的研究集中在定量方面。實證方面的研究主要分為2種，一種是從采納結(jié)果的角度來分析采納行為，另一種是從農(nóng)戶采納創(chuàng)新的速度與強度角度去探討。但是目前國內(nèi)的技術(shù)采納和效率研究主要集中在糧食作物，并且對于水肥一體化技術(shù)的經(jīng)濟學研究還較少。今后5～10年，設施農(nóng)業(yè)將迎來高速發(fā)展期。山東省濰坊市是我國最大的大棚蔬菜生產(chǎn)與交易基地[5]。本研究在傳統(tǒng)設施農(nóng)業(yè)發(fā)展較為成熟的狀態(tài)下，分析濰坊市設施蔬菜中番茄的水肥一體化技術(shù)的化肥利用效率與該技術(shù)被采納的影響因素，旨在探討該項技術(shù)的當前采納現(xiàn)狀與效率，并為該項節(jié)水節(jié)肥技術(shù)的農(nóng)業(yè)推廣提供政策參考。

1模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1.1化肥利用效率的模型構(gòu)建

采用Reinhard等的單要素效率測算方法[6-7]和Battese等的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型[8]來評估化肥利用效率及技術(shù)效率，化肥的利用效率以技術(shù)效率為基礎，假設Yi是第i個農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，那么隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)（SFA）模型可以表示為：

式中：i=1，2，3，…，N，表示第i個農(nóng)戶；Xij表示第i個農(nóng)戶除化肥投入量之外的第j種投入要素；Fi表示化肥施用量；β為待估參數(shù)；υi～N（0，σ2v），υi是隨機誤差項，反映不可控因素對產(chǎn)量的隨機影響；μi服從半正態(tài)分布，并且獨立于Xij和υi，當μi=0時，生產(chǎn)技術(shù)有效。所以第i個農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率水平（TEi）表示為：

農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)效率衡量的是現(xiàn)有產(chǎn)出與實際產(chǎn)出之間的差距，也就是在現(xiàn)有技術(shù)水平下能夠達到的最大產(chǎn)出能力。本研究的f（*）采用對數(shù)形式的C-D函數(shù)，具體模型如下：

式中：Yi為第i個農(nóng)戶蔬菜總產(chǎn)值；j=1，2，3，…，N，包括種子、農(nóng)膜、農(nóng)藥、化肥、水電、機械和人工投入費。通過極大似然估計法對參數(shù)進行估計[9]，假設σ2=σ2μ+σ2υ，γ=σ2μ/σ2，則化肥利用效率（FEi）如下：

1.2技術(shù)選擇的影響因素模型

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納屬于離散選擇問題，因變量是二分類變量，因此該部分選擇概率模型Logistic模型。模型設定如下：

式中：y代表農(nóng)戶水肥一體化技術(shù)的采納行為，當農(nóng)戶選擇該技術(shù)時，y=1，反之y=0；P表示農(nóng)戶選擇該技術(shù)的概率；Xi（i=1，2，…，n）為自變量中影響農(nóng)戶采納技術(shù)的因素。y是變量Xi（i=1，2，…，n）的線性組合，即：

式中：bi（i=1，2，…，n）為第i個解釋變量的回歸系數(shù)。對 p/（1-p） 進行對數(shù)變換，得到Logistic模型的表達式為：

式中：β0為常數(shù)項；βj為各自變量系數(shù)，反映自變量對因變量的影響方向及影響程度。

1.3數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自于本課題組2016年4月對山東省濰坊市農(nóng)戶的實地調(diào)研。具體調(diào)研地點為濰坊市壽光市稻田鎮(zhèn)、紀臺鎮(zhèn)，每鎮(zhèn)隨機選擇5村，共調(diào)研285份，剔除數(shù)據(jù)缺失及本研究關(guān)鍵變量的錯誤信息數(shù)據(jù)，最終獲得有效問卷260份，問卷有效率 91.2%。

2實證分析及其結(jié)果

2.1變量說明及描述性分析

在測度化肥利用效率時，投入產(chǎn)出模型中變量依次為種子、農(nóng)膜、農(nóng)藥、化肥、水電、機械、人工成本。本研究中人工成本僅包括雇工成本。在生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)采納影響因素模型中，具體變量設置如表1。

在所調(diào)查的260個樣本中，采用水肥一體化技術(shù)與尚未采用該技術(shù)的農(nóng)戶分別為129、131戶。表2為各變量描述性統(tǒng)計，所調(diào)研樣本中絕大多數(shù)是夫妻兩人進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，占81.2%。58.5%的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動的全部收入來自種植設施蔬菜，90.8%的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的80%及以上來自設施蔬菜收入。樣本中種植面積平均為0.35 hm2，29.6%的農(nóng)戶從未參加過相關(guān)技術(shù)培訓。加入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織如合作社的占 53.1%，通過測試樣本中風險規(guī)避型的農(nóng)戶占69.2%。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出方面，產(chǎn)值的平均值為558 270元/hm2。種子費用平均為28 020元/hm2；農(nóng)膜投入平均為 37 305元/hm2；農(nóng)藥投入平均為26 685元/hm2；化肥投入平均為98 685元/hm2，最小值為4 500元/hm2，最大值為 225 000元/hm2；水電費用平均為8 880元/hm2；機械投入平均為7 860元/hm2；人工投入平均為9 120元/hm2。

2.2隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

表3給出了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果。技術(shù)無效率的方差占總方差的比例γ值為0.901 8，并且在1%水平上顯著，因此存在顯著的技術(shù)無效率，農(nóng)戶距離生產(chǎn)前沿面的差距主要來自技術(shù)無效率，有90%的因素可以通過技術(shù)效率的損失來解釋。投入要素中有顯著影響的種子、農(nóng)膜、化肥的產(chǎn)出彈性分別為0.307 1、-0.136 9、0.165 6，表明種子、農(nóng)膜、化肥 的投入每增加1%，設施蔬菜產(chǎn)值將分別變動0.31%、-0.14%、0.17%，其中農(nóng)膜的彈性為負，表明投入量過大，邊際報酬為負。

從整個樣本的技術(shù)效率及化肥利用效率可以看出，技術(shù)效率高于50%的農(nóng)戶占91.15%，樣本中技術(shù)效率的平均值為71%，最大值是96%，最小值為26%?；世眯蚀蟠蟮陀诩夹g(shù)效率，平均值為21%，其中最大值為77%，最小值為0。表明農(nóng)戶可以在維持現(xiàn)有產(chǎn)出和其他投入的條件下，減少79%的化肥投入，即表明當前依舊存在肥料過量的問題。

如表4所示，水肥一體化采納組與未采納組的技術(shù)效率平均值分別為77%、71%，化肥利用效率平均值分別為42%、15%?？梢钥闯?，采納水肥一體化技術(shù)的農(nóng)戶相對于沒有采納的農(nóng)戶而言，技術(shù)效率和化肥利用效率都有所提高，并且化肥利用效率顯著高于整體的效率值，該項技術(shù)的采用有利于化肥利用效率的提高。

2.3技術(shù)選擇的影響因素Logistic模型結(jié)果

表5給出了各變量對種植戶采納水肥一體化技術(shù)與否的影響方向與程度。

模型的χ2檢驗十分顯著，從模型擬合整體來看，結(jié)果理想。從具體的解釋變量來看：（1）設施蔬菜種植收入占農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的比例是影響農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)的重要因素。當農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的大部分來自于設施蔬菜種植時，設施蔬菜的收益對家庭收入的影響越大，因此農(nóng)戶對于設施蔬菜的投入與質(zhì)量保障的力度會增大，當水肥一體化技術(shù)能夠為設施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來收益時，收入占比越大的農(nóng)戶便更傾向于采納該項技術(shù)。（2）是否擔任過村干部、是否參加農(nóng)業(yè)組織、農(nóng)戶風險偏好程度是影響農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)的重要因素。是否擔任過村干部的變量系數(shù)為1.351，表明對技術(shù)采納有正向影響，作為村干部能夠更早、更直接地接觸新技術(shù)。參加農(nóng)業(yè)組織例如合作社的農(nóng)戶更傾向于采納該項技術(shù)，因為在農(nóng)業(yè)組織中可以及時有效地得到相關(guān)技術(shù)信息和指導，并且統(tǒng)銷的農(nóng)產(chǎn)品可能存在質(zhì)量要求，以及合作組織具有更強的議價能力，因此參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織的農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)的概率更大。風險偏好程度體現(xiàn)在農(nóng)戶接納新事物的程度，風險偏好型相對于風險規(guī)避型更能接受新的技術(shù)。（3）受教育程度、家庭勞動人口數(shù)、參加培訓次數(shù)是影響農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)的重要因素。模型結(jié)果顯示，受教育程度每提高1%，農(nóng)戶該項技術(shù)的采納率提高0.244，受教育程度高的農(nóng)戶能夠自主把握農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的整體狀況，并且能夠長遠考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益以及對于土地和環(huán)境的影響，因此能夠較早、較準確地選擇技術(shù)。家庭勞動人口數(shù)對技術(shù)采納的影響系數(shù)為負，即家庭勞動人口數(shù)每增加1%，技術(shù)采納率下降0.579，因為家庭勞動人口數(shù)的增加會降低農(nóng)戶對于節(jié)省人工技術(shù)的需求，而水肥一體化技術(shù)省時省力的效果相對明顯。參加培訓的次數(shù)每提高1%，水肥一體化技術(shù)的采納率提高0.41，參加培訓會增加對技術(shù)的了解，并且給予培訓的平臺可以增加農(nóng)戶之間的交流，更容易看到技術(shù)帶來的效果，加之對技術(shù)有了一定的把握，農(nóng)戶采納該技術(shù)的可能性會增加。（4）農(nóng)戶年齡和設施建設成本對農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)有影響。農(nóng)戶年齡越大，采納該項技術(shù)的可能性越小，隨著農(nóng)戶年齡增大，對于新事物的接受程度有所下降，并且存在一定的風險規(guī)避。設施蔬菜的種植設備如大棚的投入每增加1%，該項技術(shù)的采納率增加0.082，由于固定資產(chǎn)投入越大，農(nóng)戶其他投入就會相應被均攤，投入越大，對于產(chǎn)出的預期便會越大。（5）種植面積對農(nóng)戶采納水肥一體化影響不顯著?？赡苡捎谠O施大棚的建設規(guī)格標準，種植面積大意味著擁有的大棚數(shù)量多，無法在所有耕地上通用一項設備，因此對收益的影響具有不確定性。

3結(jié)論

本研究首先基于經(jīng)濟學投入產(chǎn)出的視角，利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)測算了壽光市260個設施蔬菜種植戶的水肥一體化技術(shù)的效率和化肥利用效率，之后借助Logistic模型分析了農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)的影響因素。本研究表明：（1）作為設施蔬菜種植重要地區(qū)，壽光市種植設施蔬菜的技術(shù)效率和化肥利用效率均值分別為0.71、0.21，相對較低。但有 85.4% 的農(nóng)戶技術(shù)效率高于0.50，最高為0.96?；世眯曙@著低于技術(shù)效率，有較大提升空間；（2）水肥一體化技術(shù)采納戶的技術(shù)效率和化肥利用效率高于未采納該技術(shù)的種植戶，其中化肥利用效率分別為0.42、0.15，提高更為明顯；（3）對于采納水肥一體化技術(shù)的影響因素，設施蔬菜種植收入占農(nóng)業(yè)收入的比例是影響水肥一體化技術(shù)采納的重要因素，所占比例越大，水肥一體化技術(shù)采納率越高。擔任過村干部、參加農(nóng)業(yè)組織以及風險偏好型的農(nóng)民，越能夠采納該技術(shù)。受教育程度和參加培訓次數(shù)是影響農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)的重要因素，并對該技術(shù)的采納具有正向影響。家庭勞動人口數(shù)、農(nóng)戶年齡對農(nóng)戶采納水肥一體化技術(shù)有負向影響，即家庭勞動人口數(shù)越多、年齡越大，越不會采納該技術(shù)。設施建設成本對技術(shù)采納為正向影響，而種植面積對農(nóng)戶采納水肥一體化的影響不顯著。

4政策建議

4.1加大水肥一體化技術(shù)的推廣力度

本研究發(fā)現(xiàn)，水肥一體化技術(shù)能夠有效地提高化肥利用效率，在農(nóng)業(yè)實踐中也發(fā)現(xiàn)有節(jié)省人工、減少棚內(nèi)濕度及病蟲害的作用，應該加大該技術(shù)推廣力度，相關(guān)農(nóng)業(yè)推廣部門應做到職責細分。通過建立水肥一體化技術(shù)示范區(qū)及示范戶等形式切實推廣。

4.2從專職設施蔬菜種植戶入手以點帶面展開宣傳

在農(nóng)民信息來源相對封閉的情況下，政府應加大宣傳力度，鑒于設施蔬菜種植收入占農(nóng)業(yè)收入比例對水肥一體化技術(shù)的正向影響，可以從大規(guī)模種植戶入手，以點帶面，提高技術(shù)宣傳的效率和針對性。

4.3完善農(nóng)戶農(nóng)業(yè)技術(shù)的培訓體系

水肥一體化技術(shù)的實施需要正確的使用方式才能達到預期效果，因此需要完善政府主導、社會參與的培訓體系，培訓內(nèi)容注重理論與實踐相結(jié)合，以切實提高農(nóng)民利益為目的，針對不同類型的農(nóng)戶需求開展不同形式的培訓，以鄉(xiāng)鎮(zhèn)為單位，落實到村，增強不同地區(qū)間的交流與合作。充分調(diào)動農(nóng)業(yè)院校與研究機構(gòu)的專業(yè)能力。

4.4發(fā)揮各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織的引導作用

通過扶持設施蔬菜專業(yè)合作社和種植大戶的形式，提高農(nóng)民的議價能力，降低水肥一體化技術(shù)設備的成本，并引導農(nóng)業(yè)合作組織規(guī)范和使用水肥一體化技術(shù)，提供組織平臺，有利于農(nóng)戶更好地交流和技術(shù)落實。

參考文獻：

[1]農(nóng)業(yè)部關(guān)于印發(fā)《推進水肥一體化實施方案（2016—2020年）》的通知[Z]. 中華人民共和國農(nóng)業(yè)部，2016.

[2]中華人民共和國統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒[M]. 北京：中國統(tǒng)計出版社，2015：400.

[3]佚名. 農(nóng)業(yè)部發(fā)布《水肥一體化技術(shù)指導意見》[J]. 中國農(nóng)技推廣，2013（3）：20-22.

[4]Rogers E M. Diffusion of innovation[M]. 4th ed. The Free Press，1995，51（6）：866-879.

[5]張震，劉學瑜. 我國設施農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀與對策[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2015（5）：64-70.

[6]Reinhard S，Lovell C A，Thijssen G. Econometric estimation of technical and environmental efficiency：an application to Dutch dairy farms[J]. American Journal of Agricultural Economics，1999，81（1）：44-60.

[7]耿獻輝，張曉恒，宋玉蘭. 農(nóng)業(yè)灌溉用水效率及其影響因素實證分析——基于隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)和新疆棉農(nóng)調(diào)研數(shù)據(jù)[J]. 自然資源學報，2014，29（6）：934-943.

[8]Battese G E，Coelli T J. A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data[J]. Empirical Economics，1995，20（2）：325-332.

[9]李靜，李晶瑜. 中國糧食生產(chǎn)的化肥利用效率及決定因素研究[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2011（5）：565-568.