聶振芳　葉　露

社會(huì)化服務(wù)能否促進(jìn)化肥減量化？——基于2018年江西省510戶農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)

聶振芳1葉露2

（1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)江西南昌330045；2.西安交通大學(xué)陜西西安710049）

化肥的過量使用不僅增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，還會(huì)造成面源污染。因此，減少化肥的用量已然成為推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要舉措。文章基于2018年江西省510戶農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)，采用普通最小二乘法（OLS）和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，分析研究社會(huì)化服務(wù)的參與對(duì)化肥施用量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：社會(huì)化服務(wù)抑制農(nóng)戶化肥減量，因受細(xì)碎化和社會(huì)化服務(wù)主體的制約，未能有效達(dá)到減量化的目的；隨著社會(huì)化服務(wù)參與程度的加深，農(nóng)戶種植規(guī)模越大，越能達(dá)到農(nóng)戶化肥施用減量的目的；控制變量中的土地特征及村莊特征、家庭特征等對(duì)農(nóng)戶化肥施用量均具有顯著影響。啟示：（1）正確引導(dǎo)社會(huì)化服務(wù)的組織目標(biāo)，減少化肥施用量；（2）加強(qiáng)農(nóng)戶彼此之間的合作，將細(xì)碎耕地規(guī)模化，發(fā)揮機(jī)械化農(nóng)業(yè)的耕作優(yōu)勢(shì)，轉(zhuǎn)變農(nóng)戶傳統(tǒng)的通過施肥增加產(chǎn)量的觀念，構(gòu)建綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)。

農(nóng)業(yè)；社會(huì)化服務(wù)；化肥減量；調(diào)節(jié)效應(yīng)

化肥作為重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，是糧食的“糧食”。20世紀(jì)80年代以來(lái)，我國(guó)糧食產(chǎn)量實(shí)現(xiàn)多年持續(xù)增長(zhǎng)，化肥在保障糧食安全、促進(jìn)農(nóng)作物增收方面起著不可替代的作用。但僅靠使用化肥推動(dòng)糧食增產(chǎn)是不可持續(xù)、無(wú)法長(zhǎng)久的，化肥的過度、盲目使用容易造成耕地板結(jié)、土壤酸化，影響農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。減少化肥施用次數(shù)和劑量，防止水土流失，科學(xué)地選擇化肥，提高化肥有效利用率，是實(shí)現(xiàn)化肥減施增效的有效途徑。為此，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部在2015年下發(fā)《到2020年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》，并提出目標(biāo)：到2020年，化肥利用率達(dá)到40%以上，比2013年提高7個(gè)百分點(diǎn)，力爭(zhēng)實(shí)現(xiàn)農(nóng)作物化肥使用量零增長(zhǎng)。因此，推進(jìn)科學(xué)施肥以及有效控制化肥使用量成為當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中刻不容緩需要解決的問題。

隨著農(nóng)業(yè)的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的社會(huì)化服務(wù)也在不斷更新完善。與此同時(shí)，眾多研究學(xué)者認(rèn)為，在現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，原本相對(duì)獨(dú)立的社會(huì)化服務(wù)與化肥施用被巧妙地聯(lián)系起來(lái)，并且這兩者的結(jié)合在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中也越來(lái)越普遍[1]。社會(huì)化服務(wù)與化肥施用相結(jié)合，一方面，傳統(tǒng)的經(jīng)營(yíng)主體和產(chǎn)業(yè)的分工方式在社會(huì)化服務(wù)的參與下被調(diào)整。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在社會(huì)化服務(wù)的作用下，生產(chǎn)方式被運(yùn)用得更加科學(xué)、高效以及專業(yè)，也因此降低了農(nóng)作物的化肥施用量[2-3]。社會(huì)化服務(wù)也促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)觀念的轉(zhuǎn)變，由傳統(tǒng)的小農(nóng)生產(chǎn)向?qū)I(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)變[4]。盲目追求高產(chǎn)的生產(chǎn)觀念被摒棄，種植農(nóng)戶不再盲目以化肥的過量施用來(lái)?yè)Q取農(nóng)作物的高產(chǎn)，轉(zhuǎn)而向綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)變，從而提高了農(nóng)作物對(duì)化肥的利用率。通過專業(yè)、高效的生產(chǎn)方式促進(jìn)農(nóng)作物化肥減量化[5]，從而促進(jìn)了農(nóng)業(yè)資源利用效率的提高、農(nóng)居環(huán)境的改善以及農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[6]。另一方面，有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)作物化肥施用量受社會(huì)化服務(wù)的影響并不明顯[7-8]。甚至有很多文獻(xiàn)表明，由于服務(wù)商與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料經(jīng)營(yíng)銷售人員在某些方面存在著互利關(guān)系以及社會(huì)服務(wù)機(jī)構(gòu)本身具有逐利性，會(huì)錯(cuò)誤宣傳并誤導(dǎo)農(nóng)戶過量施用化肥[9]，從而有助于其牟利。如此，社會(huì)化服務(wù)的介入反而增加了農(nóng)作物化肥的施用量[1,10]。也就是說(shuō)，農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)與化肥施用量之間存在著微弱的正相關(guān)關(guān)系，即社會(huì)化服務(wù)個(gè)數(shù)的增加，也會(huì)使農(nóng)戶化肥施用量明顯增多[11]。農(nóng)戶受教育程度、年齡、地形、播種面積、作物類型、人均收入、土地質(zhì)量和采納社會(huì)化服務(wù)的個(gè)數(shù)等因素都是造成這種負(fù)相關(guān)的主要原因，也是現(xiàn)有文獻(xiàn)中導(dǎo)致研究結(jié)果異質(zhì)性的重要原因。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)與農(nóng)作物化肥減量化的關(guān)系并未得到相對(duì)一致的結(jié)論。研究的實(shí)際適用性不強(qiáng)的主要原因，可能在于研究的對(duì)象及方法過于單一。在實(shí)際生活中，情境因素的改變往往對(duì)變量之間的關(guān)系影響很大，比如農(nóng)戶的戶主特征、家庭特征、村莊特征、土地特征等因素都會(huì)對(duì)農(nóng)作物化肥減量化產(chǎn)生不一樣的影響。鑒于此，本研究將繼續(xù)深入探究農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)與農(nóng)作物化肥施用量之間存在的真實(shí)相關(guān)性，并進(jìn)一步運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）對(duì)影響樣本農(nóng)戶化肥施用量的戶主特征、家庭特征、村莊特征、土地特征等方面進(jìn)行分析。農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的哪些特征會(huì)對(duì)農(nóng)作物減量化產(chǎn)生影響、農(nóng)戶參與社會(huì)化服務(wù)是否能夠有效促進(jìn)其化肥減量施用是本研究重點(diǎn)探討的問題。文章也將從農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)這一視角出發(fā)，揭示不同農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)與農(nóng)作物化肥減量之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)機(jī)制及其潛在效果，以期對(duì)現(xiàn)有的文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充和完善。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本次研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自江西省2018年“中國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略智庫(kù)數(shù)據(jù)平臺(tái)建設(shè)項(xiàng)目”的入戶調(diào)查，首先從江西省隨機(jī)抽取了12個(gè)縣，進(jìn)而從每個(gè)樣本縣分層隨機(jī)選取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再?gòu)拿總€(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)以地形及區(qū)域分布隨機(jī)抽樣3個(gè)行政村，每個(gè)村隨機(jī)抽取10戶農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)查。本次調(diào)查所選取的樣本縣覆蓋了江西省贛北、贛中和贛南地區(qū)。此次調(diào)查一共收集了1 080份農(nóng)戶數(shù)據(jù)。根據(jù)研究?jī)?nèi)容所需的種植戶數(shù)據(jù)，剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失以及無(wú)效問卷，最終得到510份有效的種植戶樣本數(shù)據(jù)。

1.2 變量定義

1.2.1 因變量

根據(jù)紀(jì)龍等[12]（2018）的思路，本研究因變量選取的是畝均化肥施用量（kg/畝）。考慮到以實(shí)際化肥施用量作為被解釋變量可能存在測(cè)量誤差問題，因此利用農(nóng)戶種植生產(chǎn)的畝均化肥施用量的折純量測(cè)度化肥施用量。折純量指的是把氮肥、磷肥、鉀肥分別按含氮、含五氧化二磷、含氧化鉀的百分之一百成分進(jìn)行折算后的數(shù)量。

1.2.2 核心自變量

根據(jù)謝琳等[11]（2020）的思路，本研究的核心自變量為種植戶采用社會(huì)化服務(wù)個(gè)數(shù)。該變量反映將整地、播種、灌溉、施肥、用藥、收割等生產(chǎn)環(huán)節(jié)進(jìn)行外包的程度，以實(shí)際外包的生產(chǎn)環(huán)節(jié)個(gè)數(shù)進(jìn)行測(cè)試，數(shù)值范圍為0～6。

1.2.3 控制變量

本研究的控制變量主要有戶主特征、家庭特征、土地特征和村莊特征等方面內(nèi)容。

1.3 模型設(shè)立

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，不同農(nóng)戶化肥使用量存在較大差異。文章運(yùn)用STATA15.1，定量分析社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶化肥減量化的影響機(jī)制。其方程式表達(dá)如下：

本研究重點(diǎn)關(guān)注社會(huì)化服務(wù)個(gè)數(shù)對(duì)化肥施用量的影響，以及在不同的種植規(guī)模、一系列控制變量下對(duì)化肥施用量的影響差異。因此，構(gòu)建了包含社會(huì)化服務(wù)、種植規(guī)模及社會(huì)化服務(wù)與種植規(guī)模的交互項(xiàng)的模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。包含交互項(xiàng)的模型表達(dá)式如下：

變量定義及其描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1。

表1變量定義及其描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

變量名稱變量定義平均值標(biāo)準(zhǔn)差 核心變量施用量折純量/kg畝均化肥施用量的折純量/kg/畝258.099843.161 社會(huì)化服務(wù)個(gè)數(shù)實(shí)際數(shù)量/個(gè)1.5600.999 土地特征種植規(guī)模農(nóng)作物種植面積/畝7.48322.042 轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例轉(zhuǎn)入耕地的比例/%16.10433.034 播種地塊數(shù)量用于播種地塊數(shù)量/塊8.63824.269 作物類型經(jīng)濟(jì)作物=0；糧食作物=10.7790.415 村莊特征地形平原=1；丘陵=2；山地=32.0510.680 與鄰村的經(jīng)濟(jì)水平差距小=1；一般=2；大=32.0020.692 家庭特征家庭人口數(shù)家庭總?cè)丝跀?shù)量/人4.7941.880 家中是否有成員當(dāng)過村干否=0；是=10.2580.438 實(shí)際務(wù)農(nóng)年限實(shí)際年限/年23.619.883 務(wù)工人數(shù)占勞動(dòng)力人數(shù)的比例務(wù)工人數(shù)占勞動(dòng)力人數(shù)的比例/%0.4860.280 戶主特征人均收入家庭總收入/家庭總?cè)丝?元17 277.02521 868.619 性別女=0；男=10.9540.211 年齡戶主的年齡/歲56.7879.706 教育水平小學(xué)及以下=1；初中=2；高中及中專=3；本科及以上=41.6270.706 健康狀況健康=1；一般=2；不健康=33.6311.066 觀測(cè)值510

2 模型運(yùn)算結(jié)果及分析

2.1 核心變量結(jié)果分析

文章運(yùn)用普通最小二乘法及調(diào)節(jié)模型研究江西省510戶農(nóng)戶化肥使用量的影響因素，從社會(huì)化服務(wù)、種植規(guī)模、戶主特征、家庭特征、村莊特征、土地特征等方面進(jìn)行分析。模型1為OLS回歸結(jié)果，模型2為加入社會(huì)化服務(wù)與種植規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型（如表2）。

在模型1中，社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶化肥施用量具有顯著的正向影響。這是由于農(nóng)戶在整地、播種、灌溉、施肥、用藥、收割等生產(chǎn)環(huán)節(jié)采用了社會(huì)化服務(wù)，雖然部分環(huán)節(jié)中會(huì)兼顧施肥，但社會(huì)化服務(wù)的提供商有可能同時(shí)還是農(nóng)資供應(yīng)商，為獲取經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)，會(huì)增加農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)環(huán)節(jié)的化肥使用量。種植規(guī)模對(duì)農(nóng)戶化肥施用量具有顯著的負(fù)向影響。這是因?yàn)檗r(nóng)作物種植規(guī)模越大，農(nóng)戶越有可能實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，節(jié)約化肥的使用，以達(dá)到化肥的減量化。

與模型1相比，模型2加入社會(huì)化服務(wù)與種植規(guī)模的交互項(xiàng)后，對(duì)農(nóng)戶化肥施用量具有負(fù)效應(yīng)。種植規(guī)模越大，農(nóng)戶越有可能采用社會(huì)化服務(wù)，其服務(wù)采用的種類越多，越有利于化肥的減量化。

2.2 控制變量結(jié)果分析

轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例對(duì)農(nóng)戶化肥施用量具有顯著的正向影響。轉(zhuǎn)入地的增多增加了農(nóng)戶的種植面積，農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性得到提高，生產(chǎn)過程中化肥的施用量也隨之增加。與鄰村的經(jīng)濟(jì)水平差距對(duì)農(nóng)戶化肥施用量具有顯著的負(fù)向影響。本村與鄰村的經(jīng)濟(jì)水平存在差距，差距越大表明經(jīng)濟(jì)效益越低，即農(nóng)戶收入越低，農(nóng)戶對(duì)用于生產(chǎn)活動(dòng)的化肥購(gòu)買欲望越低，一定程度上減少了化肥的使用。播種地塊數(shù)量對(duì)農(nóng)戶化肥施用量具有正向影響，因?yàn)椴シN地塊數(shù)量越多，農(nóng)戶的種植地塊越細(xì)碎，生產(chǎn)過程不宜采用社會(huì)化服務(wù)，因而化肥施用量越多，不易達(dá)成化肥減量化的目的。而家庭人口數(shù)與農(nóng)戶化肥施用量呈顯著的正相關(guān)，因?yàn)榧彝ト丝跀?shù)越多的農(nóng)戶，其家庭生活壓力越大，越可能通過增加化肥施用量來(lái)保證產(chǎn)量來(lái)獲取較多的經(jīng)濟(jì)收入。

其他控制變量中，戶主性別、年齡、健康狀況、教育水平這些變量并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這些并不是影響農(nóng)戶化肥施用量的關(guān)鍵性因素。

表2社會(huì)化服務(wù)對(duì)化肥施用量模型結(jié)果

變量模型1模型2標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤系數(shù) 核心變量社會(huì)化服務(wù)個(gè)數(shù)0.122***-0.0420.113***-0.04 社會(huì)化服務(wù)×種植規(guī)?！?0.006*-0.003 土地特征轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例0.006***-0.0010.006***-0.001 種植規(guī)模-0.127***-0.049-0.148***-0.049 播種地塊數(shù)量0.001-0.0030.009*-0.005 作物類型-0.038-0.116-0.063-0.115 村莊特征地形0.079-0.0530.084-0.052 與鄰村的經(jīng)濟(jì)水平差距-0.132***-0.045-0.116***-0.043 家庭特征家庭人口數(shù)0.044***-0.0160.045***-0.016 家中是否有成員當(dāng)過村干-0.026-0.078-0.04-0.077 實(shí)際務(wù)農(nóng)年限0.002-0.0030.0020.002 務(wù)工人數(shù)占勞動(dòng)力人數(shù)的比例0.036-0.1310.064-0.126 人均收入（取對(duì)數(shù)）-0.027-0.03-0.028-0.03 戶主特征性別0.088-0.130.114-0.121 年齡0.004-0.0040.005-0.004 教育水平0.016-0.0490.007-0.047 健康狀況-0.023-0.043-0.004-0.035 常數(shù)項(xiàng) 3.526***-0.4693.419***-0.441 觀測(cè)值 510510 R2 0.0910.112

注：***、**、*分別表示在1%、5%以及10%的顯著性水平上顯著。

2.3 分組結(jié)果

表3以村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為研究前提，分析化肥施用量的影響因素，得出如下結(jié)果：

（1）在模型4和5中，種植規(guī)模、社會(huì)化服務(wù)與種植規(guī)模的交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)戶化肥施用量呈顯著負(fù)向影響，與上述描述一致。

（2）轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例、播種地塊數(shù)量對(duì)農(nóng)戶化肥施用量的影響與模型1和模型2結(jié)果一致。

（3）在模型4中，地形對(duì)農(nóng)戶化肥施用量有顯著正效應(yīng)，即平原適合種植業(yè)發(fā)展，有利的地形會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)胤N植業(yè)規(guī)模發(fā)展，隨著規(guī)模逐漸擴(kuò)大，化肥使用量也隨之增加。

（4）在模型5中，家中是否有成員當(dāng)過村干部、農(nóng)戶受教育水平對(duì)農(nóng)戶化肥施用量有顯著負(fù)效應(yīng)。因?yàn)榇甯刹扛讓W(xué)習(xí)相關(guān)的農(nóng)業(yè)技術(shù)知識(shí)，從而減少化肥的使用；文化教育水平的提高，利于其掌握先進(jìn)種植生產(chǎn)技術(shù)，更懂得科學(xué)合理施肥，減少生產(chǎn)成本，提高農(nóng)業(yè)效益，從而減少化肥施用量。

表3以村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分組結(jié)果

變量模型3模型4模型5 核心變量社會(huì)化服務(wù)0.0530.0890.028 -0.061-0.057-0.076 社會(huì)化服務(wù)×種植規(guī)模0.020***0.013***0.015*** -0.006-0.004-0.005 土地特征種植規(guī)模-0.0890.216***0.331*** -0.06-0.069-0.114 作物類型-0.185-0.1340.255 -0.163-0.161-0.232 轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例0.008***0.006***0.005* -0.002-0.002-0.003 播種地塊數(shù)量0.012***0.019***0.059*** -0.004-0.006-0.018 家庭特征實(shí)際務(wù)農(nóng)年限-0.0060.011**0.002 -0.005-0.005-0.005 家中是否有成員當(dāng)過村干部0.213*0.002-0.378** -0.119-0.11-0.189 教育水平-0.0010.066-0.185* -0.067-0.07-0.103 健康0.0280.039-0.104 -0.053-0.051-0.082 年齡0.0070.008-0.006 -0.005-0.007-0.007 性別-0.0060.1730.007 -0.121-0.207-0.396 務(wù)工人數(shù)占勞動(dòng)力人數(shù)的比例0.112-0.0050.095 -0.177-0.181-0.238 家庭人口數(shù)0.0190.063**0.02 -0.024-0.025-0.031 人均收入（取對(duì)數(shù)）0.024-0.049-0.044 -0.033-0.045-0.055 村莊特征地形-0.0590.202**-0.071 -0.072-0.08-0.096 與鄰村的經(jīng)濟(jì)水平差距——— 常數(shù)項(xiàng) 3.297***2.447***4.873*** -0.62-0.617-0.75 觀測(cè)值 510510510 R2 0.2190.1670.431

注：***、**、*分別表示在1%、5%以及10%的顯著性水平上顯著。

3 結(jié)論及啟示

3.1 結(jié)論

文章基于2018年江西省510戶農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)，采用普通最小二乘法和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，研究分析社會(huì)化服務(wù)的參與程度對(duì)化肥施用量的影響。結(jié)果表明：（1）社會(huì)化服務(wù)個(gè)數(shù)的增加會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶化肥施用量的明顯增多，這是由于多數(shù)的社會(huì)服務(wù)機(jī)構(gòu)具有逐利性，會(huì)錯(cuò)誤宣傳和引導(dǎo)農(nóng)戶行為，進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)戶為了追求產(chǎn)量而選擇增加化肥施用量；（2）種植規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶減少化肥的施用量，這是由于種植面積越大，機(jī)械化和現(xiàn)代化程度越高，能夠提升農(nóng)田質(zhì)量，進(jìn)而降低農(nóng)戶對(duì)化肥的依賴程度，減少化肥施用量；（3）轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例與播種地塊數(shù)的增加會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶化肥施用量的增加，因?yàn)檗r(nóng)戶自有耕地的增加，短期之內(nèi)無(wú)法通過機(jī)械化的更新來(lái)促進(jìn)產(chǎn)量的提升，這時(shí)候往往會(huì)通過增加化肥的施用來(lái)維持和提高產(chǎn)量，所以會(huì)導(dǎo)致化肥施用量的增加；（4）與鄰村的經(jīng)濟(jì)水平差距的增大會(huì)減少農(nóng)戶化肥施用量，因?yàn)楸敬迮c鄰村的經(jīng)濟(jì)水平存在差距說(shuō)明了本村的經(jīng)濟(jì)狀況不佳，導(dǎo)致了村民沒有多余的資金用來(lái)購(gòu)買化肥，購(gòu)買欲望偏低，從而使得農(nóng)田中的化肥施用量相比以往出現(xiàn)減少，這樣能夠節(jié)約每畝地的耕種成本。

3.2 啟示

（1）對(duì)于農(nóng)村社會(huì)化服務(wù)的設(shè)置需要在合理范圍內(nèi)，社會(huì)化服務(wù)的無(wú)限制增加反而會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶化肥施用量的不減反增，國(guó)家應(yīng)該正確引導(dǎo)社會(huì)化服務(wù)的組織目標(biāo)，限制各個(gè)地區(qū)社會(huì)化服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)量，使社會(huì)化服務(wù)在農(nóng)戶化肥施用當(dāng)中發(fā)揮正確的引導(dǎo)作用，減少化肥施用量。（2）農(nóng)戶本身也要加強(qiáng)彼此之間的合作，促進(jìn)細(xì)碎耕地的規(guī)模化，發(fā)揮機(jī)械化農(nóng)業(yè)的耕作優(yōu)勢(shì)，轉(zhuǎn)變農(nóng)民傳統(tǒng)的通過施肥增加產(chǎn)量的觀念，運(yùn)用機(jī)械化與規(guī)?；苿?dòng)的產(chǎn)量提升來(lái)替代化肥施用量增加所帶來(lái)的產(chǎn)量提升，構(gòu)建綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)。（3）積極發(fā)展本村經(jīng)濟(jì)，縮小與鄰村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，通過本村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，使農(nóng)戶有資金購(gòu)置農(nóng)用機(jī)械和改善耕種設(shè)備，也有更多的資本去購(gòu)買有機(jī)肥替代傳統(tǒng)的化肥，進(jìn)而能夠獲得更高的產(chǎn)量，改善本村的生態(tài)人文環(huán)境。

[1]陳思羽,李尚蒲.農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的影響因素——基于威廉姆森分析范式的實(shí)證研究[J].南方經(jīng)濟(jì),2014(12):105-110.

[2]張露,羅必良.農(nóng)業(yè)減量化及其路徑選擇:來(lái)自綠能公司的證據(jù)[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2019(10):9-12.

[3]楊高第,張露,岳夢(mèng),等.農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)可否促進(jìn)農(nóng)業(yè)減量化生產(chǎn)?———基于江漢平原水稻種植農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].世界農(nóng)業(yè),2020(5):85-95.

[4]郭清卉,李世平,李昊.基于社會(huì)規(guī)范視角的農(nóng)戶化肥減量化措施采納行為研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2018(10):50-55.

[5]楊普云,王凱,厲建萌,等.以農(nóng)藥減量控害助力農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展[J].植物保護(hù),2018,44(5):95-100.

[6]周家俊,周德.農(nóng)業(yè)機(jī)械投入對(duì)化肥減量化的作用效果研究[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技,2019,30(13):15-17,69.

[7]鄭鑫.丹江口庫(kù)區(qū)農(nóng)戶氮肥施用強(qiáng)度的影響因素分析[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2010(5):75-79.

[8]OBISESAN A A,AKINLADE R J,FAJIMI F O.Determinants of fertilizer use among smallholder food crop farmers in Ondo State,Nigeria[J].American Journal of Research Communication,2013,1(7):254-260.

[9]鄧文財(cái).化肥農(nóng)藥減量使用中存在問題與途徑措施[J].農(nóng)業(yè)科技通訊,2020(1):41-43.

[10]MARENYA P P,BARRETT C B.Soil quality and fertilizeruse rates among smallholder farmers in western Kenya[J].Agricultural Economics,2009,40(5):561-572.

[11]謝琳,廖佳華,李尚蒲.服務(wù)外包有助于化肥減量嗎?——來(lái)自薈萃分析的證據(jù)[J].南方經(jīng)濟(jì),2020(9):26-38.

[12]紀(jì)龍,徐春春,李鳳博.農(nóng)地經(jīng)營(yíng)對(duì)水稻化肥減量投入的影響[J].資源科學(xué),2018,40(12):2401-2413.

10.3969/j.issn.2095-1205.2021.12.22

F323.6

A

2095-1205(2021)12-60-05

聶振芳（1995- ），女，漢族，江西樟樹人，碩士，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展。