關(guān)鍵詞 地塊規(guī)模； 化肥投入； 化肥投入強(qiáng)度； 化肥投入效率； 機(jī)械作業(yè)

中圖分類號(hào) F321.1；F323.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1000-2421（2024）03-0027-12

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)取得了巨大發(fā)展，農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力不斷提升。FAO 的數(shù)據(jù)顯示，2021年，我國(guó)以全球7.79% 的耕地，養(yǎng)活了18.03% 的人口，糧食生產(chǎn)實(shí)現(xiàn)連續(xù)豐收，多年糧食產(chǎn)量穩(wěn)定在6.5億t 以上?；适寝r(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力，在改革開(kāi)放初期，化肥投入貢獻(xiàn)了超過(guò)1/3 的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)［1］。然而，在邊際報(bào)酬遞減規(guī)律的支配下，依靠增加化肥投入難以實(shí)現(xiàn)持續(xù)的產(chǎn)出增長(zhǎng)，“增施化肥不增產(chǎn)”的現(xiàn)象開(kāi)始顯現(xiàn)［2］，化肥投入強(qiáng)度大、效率低的問(wèn)題日益突出。投入強(qiáng)度方面，F(xiàn)AO 的數(shù)據(jù)顯示，2021 年單位播種面積農(nóng)用化肥折純量為319.11kg/hm2，是世界平均水平的2.58 倍，遠(yuǎn)超225 kg/hm2的國(guó)際公認(rèn)化肥使用安全上限。投入效率方面，2022 年，我國(guó)水稻、玉米、小麥三大糧食作物的化肥利用率為41.3%，相較于歐美發(fā)達(dá)國(guó)家糧食作物50%～60% 的氮肥利用率仍存在一定差距（http：//www.moa.gov.cn/ztzl/zyncgzh2022/pd2022/202212/t20221226_6417613.htm）。因此，早在2015 年，原農(nóng)業(yè)部印發(fā)的《到2020 年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》指出，化肥施用不合理問(wèn)題與耕地稟賦、耕地利用情況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式等相關(guān)，要集中連片整體實(shí)施，加快轉(zhuǎn)變施肥方式，深入推進(jìn)科學(xué)施肥。2021 年，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、國(guó)家發(fā)展改革委、科技部等六部委聯(lián)合印發(fā)的《“十四五”全國(guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》提出，要加強(qiáng)耕地質(zhì)量建設(shè)，實(shí)施新一輪高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)規(guī)劃和耕地保護(hù)與質(zhì)量提升行動(dòng)計(jì)劃，推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

誘致性變遷理論認(rèn)為，農(nóng)業(yè)資源稟賦會(huì)誘致農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷［3］。在人多地少、耕地質(zhì)量總體偏低的約束下，農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)依賴于農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入，提升單位土地的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出［4］。許多學(xué)者就耕地稟賦如何影響農(nóng)業(yè)減量化展開(kāi)研究。關(guān)于經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥投入的影響，已有研究主要有3 種觀點(diǎn)：一是多數(shù)學(xué)者認(rèn)同的化肥減量論，通過(guò)農(nóng)地流轉(zhuǎn)等方式擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，有助于降低單位面積化肥投入量［5-6］，這可能是因?yàn)檩^大的經(jīng)營(yíng)規(guī)模更加有利于農(nóng)戶增加固定資產(chǎn)投入［7］、優(yōu)化要素配置［8］、采納農(nóng)業(yè)技術(shù)［9］與提高人力資本［10］。二是化肥增量論，與規(guī)模農(nóng)戶相比，小農(nóng)戶往往采取勞動(dòng)密集型生產(chǎn)方式，精耕細(xì)作可以實(shí)現(xiàn)化肥減施，因此經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大的農(nóng)戶過(guò)量施肥的可能性更大［11-12］。三是非線性關(guān)系論，隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大，化肥施用量呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)［13］，這可能和技術(shù)采納、知識(shí)水平與農(nóng)戶分化有關(guān)［14-16］。這種經(jīng)營(yíng)規(guī)模與化肥投入之間的“倒U”型關(guān)系可以在經(jīng)營(yíng)規(guī)模較大的家庭農(nóng)場(chǎng)中觀察到［17］?？偟膩?lái)看，多數(shù)學(xué)者支持?jǐn)U大經(jīng)營(yíng)規(guī)模可以促進(jìn)化肥減施的觀點(diǎn)。

上述研究主要關(guān)注經(jīng)營(yíng)規(guī)模，但“肥瘦搭配、按人均分”的承包制度引發(fā)的耕地細(xì)碎化問(wèn)題十分突出，承包耕地平均地塊面積不足0.1 hm2（https：//www. gov. cn/zhengce/2019-11/29/content_5456888.htm），關(guān)注地塊規(guī)模對(duì)化肥投入影響更具現(xiàn)實(shí)意義。過(guò)小的地塊規(guī)模會(huì)降低生產(chǎn)效率［18］與扭曲要素配置［19］，甚至有學(xué)者將嚴(yán)重的耕地所有權(quán)細(xì)碎化視作一種耕地退化［20］?，F(xiàn)有研究主要認(rèn)為，地塊規(guī)模與化肥投入之間呈負(fù)向關(guān)系［21-22］。例如，梁志會(huì)等［23］基于湖北省水稻種植戶的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，如果擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模沒(méi)有伴隨著擴(kuò)大地塊規(guī)模，耕地細(xì)碎化將會(huì)抵消擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模帶來(lái)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，甚至加劇農(nóng)戶增施化肥的行為［24］。要素替代方面，在過(guò)小的地塊上難以開(kāi)展社會(huì)化服務(wù)［25］，農(nóng)戶會(huì)選擇增加化肥的投入，減少使用農(nóng)業(yè)機(jī)械進(jìn)行作業(yè)［26］。技術(shù)采納方面，耕地細(xì)碎化不利于秸稈還田［27］與配方施肥技術(shù)的采納［22］，阻礙了農(nóng)業(yè)分工，不利于化肥減量［28］。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)耕地稟賦與化肥投入的關(guān)系進(jìn)行了深入分析，部分以糧食作物為研究對(duì)象，考察經(jīng)營(yíng)規(guī)模和地塊規(guī)模對(duì)化肥投入的影響，為本研究提供了重要借鑒。但存在2 個(gè)方面的不足：一是多數(shù)研究主要關(guān)注化肥投入強(qiáng)度，關(guān)注化肥投入效率問(wèn)題的研究相對(duì)較少；二是在關(guān)注糧食作物的相關(guān)研究中，關(guān)注水稻化肥投入的研究較多［25，29］，關(guān)注玉米化肥投入的微觀研究相對(duì)較少，且研究區(qū)域主要集中在湖北、黑龍江、吉林、河南等少數(shù)省份［30-31］。因此，本研究在以下2 個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行擴(kuò)展：一是不僅考察多數(shù)研究關(guān)注的單位土地化肥投入強(qiáng)度，而且考察化肥投入效率，在保障糧食安全和重要農(nóng)產(chǎn)品供給的背景下，關(guān)注化肥投入與作物產(chǎn)出的關(guān)系更具有現(xiàn)實(shí)意義；二是以種植面積和產(chǎn)量最大的玉米作為研究對(duì)象，以涵蓋東部、中部、西部、東北地區(qū)的7個(gè)玉米主產(chǎn)省作為研究區(qū)域，考察地塊規(guī)模對(duì)化肥投入的影響，是對(duì)相關(guān)研究的有益補(bǔ)充。

1 基于地塊規(guī)模的化肥減施邏輯

速水佑次郎與弗農(nóng)·拉坦的誘致性技術(shù)變遷理論認(rèn)為，農(nóng)業(yè)要素稟賦會(huì)誘致農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷，不同要素稟賦的國(guó)家應(yīng)當(dāng)選取差異化的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)路徑［3］。“勞動(dòng)稀缺型”國(guó)家適合運(yùn)用機(jī)械技術(shù)以節(jié)約勞動(dòng)力，“土地稀缺型”國(guó)家適宜發(fā)展生物和化學(xué)技術(shù)以彌補(bǔ)耕地條件的不足。改革開(kāi)放初期，我國(guó)人多地少的資源約束要求利用“土地節(jié)約型”技術(shù)，通過(guò)增施化肥、使用農(nóng)藥、采用良種與改善灌溉條件等［32］釋放耕地的生產(chǎn)潛力。提高單位面積耕地上農(nóng)作物產(chǎn)出，成為這一階段農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的主要源泉。隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展，農(nóng)村勞動(dòng)力特別是青壯年勞動(dòng)力大量流向城鎮(zhèn)非農(nóng)領(lǐng)域，我國(guó)已跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn)，農(nóng)村勞動(dòng)力短缺的現(xiàn)象已經(jīng)比較普遍［33］，表現(xiàn)為農(nóng)村勞動(dòng)力價(jià)格快速上漲，要素相對(duì)價(jià)格變化推動(dòng)了農(nóng)業(yè)發(fā)展方向由“土地節(jié)約型”轉(zhuǎn)向“勞動(dòng)節(jié)約型”。

為了保證農(nóng)業(yè)產(chǎn)出不下降，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，需要使用其他要素替代較為昂貴的勞動(dòng)投入，主要方式包括以下2 種：一是發(fā)展“勞動(dòng)節(jié)約型”技術(shù)，通過(guò)使用機(jī)械作業(yè)來(lái)替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入。然而，農(nóng)業(yè)機(jī)械購(gòu)置門檻高、資產(chǎn)專用性強(qiáng)，具有較強(qiáng)的“不可分性”。以租賃、共用等形式可以分?jǐn)傎?gòu)置機(jī)械的高昂投入，緩解耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的限制。在“肥瘦搭配、按人均分”的承包制度下，我國(guó)耕地細(xì)碎化問(wèn)題十分突出，這會(huì)影響機(jī)械作業(yè)效率，提高單位面積機(jī)械作業(yè)成本，阻礙機(jī)械作業(yè)替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入。二是利用“土地節(jié)約型”技術(shù)，通過(guò)增加化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入，減少因勞動(dòng)投入下降帶來(lái)的產(chǎn)出損失。與機(jī)械作業(yè)替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入相比，化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學(xué)投入品的價(jià)格更低，且受到耕地細(xì)碎化的影響較小，農(nóng)民傾向于在短期內(nèi)增加化肥投入量以紓解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中勞動(dòng)力投入不足的掣肘［34］。通過(guò)合并地塊、平整耕地等方式擴(kuò)大地塊規(guī)模，有助于發(fā)展“勞動(dòng)節(jié)約型”技術(shù)，降低田埂、溝壑等對(duì)機(jī)械作業(yè)的不利影響，提高機(jī)械作業(yè)效率，減少機(jī)械作業(yè)的成本，避免因彌補(bǔ)勞動(dòng)力投入不足增施化肥。

據(jù)此，提出研究假說(shuō)1：擴(kuò)大地塊規(guī)?？梢源龠M(jìn)化肥減施。

圖1 橫軸上方象限為地塊規(guī)模與化肥投入之間的關(guān)系，橫軸下方象限表示地塊規(guī)模與機(jī)械作業(yè)之間的關(guān)系。曲線I 表示當(dāng)前要素稟賦約束下的單位等產(chǎn)量線，曲線 I* 表示為不同要素組合下單位等產(chǎn)量線I 的包絡(luò)線，反映了當(dāng)前的可利用技術(shù)水平；直線P 為對(duì)應(yīng)稟賦約束下的等成本線，其斜率反映了農(nóng)戶投入單位化肥與利用單位面積耕地的成本之比，曲線I 與直線P 的切點(diǎn)表示最優(yōu)要素配置組合。在t = 0 時(shí)期，地塊規(guī)模較小，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要面臨耕地細(xì)碎化約束，由于不利于機(jī)械耕作、難以替代勞動(dòng)，利用耕地的成本較高，此時(shí)的要素最優(yōu)配置組合點(diǎn)為A點(diǎn)，對(duì)應(yīng)的機(jī)械投入情況為C 點(diǎn)。在t=1 時(shí)期，隨著地塊規(guī)模擴(kuò)大，在細(xì)碎化程度較低的耕地上開(kāi)展機(jī)械作業(yè)的成本更低、效率更高，此時(shí)要素最優(yōu)配置組合點(diǎn)從A 點(diǎn)移動(dòng)至B 點(diǎn)，機(jī)械投入情況為D 點(diǎn)。在較大的地塊上，機(jī)械可以更加充分地替代勞動(dòng)投入，實(shí)現(xiàn)化肥減施。

此外，從機(jī)械作業(yè)來(lái)看，與化肥投入相關(guān)的機(jī)械作業(yè)包括2 個(gè)部分：一是使用機(jī)械施肥。與人工施肥相比，機(jī)械施肥的標(biāo)準(zhǔn)化程度高，可以實(shí)現(xiàn)定量控制，使得施肥更加均勻、精確，避免不均勻施肥導(dǎo)致的化肥過(guò)量投入［25］。而且，機(jī)械施肥往往與耕地或播種環(huán)節(jié)同時(shí)進(jìn)行，可以實(shí)現(xiàn)深施與精準(zhǔn)施肥，提高農(nóng)作物對(duì)肥料的吸收效果，在滿足農(nóng)作物養(yǎng)分需求的同時(shí)減少化肥的浪費(fèi)，提高化肥利用效率［35］。二是使用機(jī)械將秸稈粉碎還田。農(nóng)作物秸稈中的有機(jī)質(zhì)可以補(bǔ)充耕地肥力，秸稈粉碎還田有助于加速秸稈中的有機(jī)質(zhì)轉(zhuǎn)化為耕地的肥力，但粉碎秸稈往往需要機(jī)械完成，擴(kuò)大地塊規(guī)?？梢源龠M(jìn)農(nóng)戶使用機(jī)械將秸稈粉碎還田，更好發(fā)揮秸稈恢復(fù)、提升地力作用，減少農(nóng)作物生長(zhǎng)過(guò)程中對(duì)化肥投入的依賴［36］。因此，面積更大的地塊有更好的機(jī)械作業(yè)條件，通過(guò)使用機(jī)械施肥和粉碎秸稈還田，可以促進(jìn)化肥減量增效。

據(jù)此，提出研究假說(shuō)2：在地塊規(guī)模對(duì)化肥投入的影響中，機(jī)械作業(yè)發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

2 模型、數(shù)據(jù)與變量

2.1 模型設(shè)定

為檢驗(yàn)地塊規(guī)模對(duì)化肥投入的影響，即檢驗(yàn)假說(shuō)1，構(gòu)建以下基準(zhǔn)模型：

其中，M_i 表示機(jī)械作業(yè)，其余變量設(shè)定和式（1）相同。為克服引入交互項(xiàng)可能帶來(lái)的共線性問(wèn)題，對(duì)交互項(xiàng)做了中心化處理。

在研究農(nóng)戶行為決策及其影響研究時(shí)，需要關(guān)注內(nèi)生性問(wèn)題［37］。農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)能力等不可觀測(cè)因素也可能會(huì)影響農(nóng)戶的化肥投入行為。為克服內(nèi)生性問(wèn)題，使用2SLS 估計(jì)地塊規(guī)模對(duì)化肥投入強(qiáng)度與化肥投入效率的影響。地塊規(guī)模主要受到農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育程度、耕地調(diào)整等影響，流轉(zhuǎn)市場(chǎng)越發(fā)達(dá)、地塊互換與地塊合并越多，農(nóng)戶調(diào)整地塊規(guī)模的難度越小。因此，調(diào)查村其他農(nóng)戶與受訪農(nóng)戶的地塊規(guī)模之間存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)，但農(nóng)戶的施肥行為主要受其自身的家庭特征、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)情況等影響，調(diào)查村其他農(nóng)戶不會(huì)直接影響該農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)與生產(chǎn)決策。因此，參考Ma 等［38］的做法，本研究使用除受訪農(nóng)戶外調(diào)查村其他農(nóng)戶種植玉米的平均地塊規(guī)模的對(duì)數(shù)值作為工具變量。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)社會(huì)科學(xué)院組織的中國(guó)鄉(xiāng)村振興調(diào)查（CRRS）數(shù)據(jù)庫(kù)。2020 年8—9 月，CRRS共在全國(guó)10 個(gè)省份開(kāi)展，采用分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，共抽取50 個(gè)縣（區(qū)）、150 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、308個(gè)行政村的3 833 戶農(nóng)戶。調(diào)查內(nèi)容包括家庭人口特征、收支狀況、耕地利用、種植結(jié)構(gòu)、作物投入產(chǎn)出等多個(gè)方面。玉米是我國(guó)種植面積與產(chǎn)量最大的糧食作物，研究地塊規(guī)模能否以及如何影響玉米化肥減施具有現(xiàn)實(shí)意義?；贑RRS 數(shù)據(jù)庫(kù)中黑龍江、山東、河南、四川、貴州、陜西與寧夏等7 個(gè)玉米主產(chǎn)省（自治區(qū)）的調(diào)查數(shù)據(jù)，在剔除地塊規(guī)模、化肥投入情況等指標(biāo)有缺失的樣本后，使用1 226 戶玉米種植戶數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

2.3 變量界定

1）被解釋變量。一是化肥投入強(qiáng)度（consumptionintensity of chemical fertilizer，CICF），使用單位面積化肥投入量來(lái)衡量；二是化肥投入效率（consumptionefficiency of chemical fertilizer，CECF），參考Zhu 等［39］的做法，使用生產(chǎn)50 kg 玉米的化肥投入量來(lái)衡量。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，對(duì)被解釋變量的定義進(jìn)行了調(diào)整，使用單位面積化肥費(fèi)用、生產(chǎn)50 kg玉米化肥費(fèi)用分別表示化肥投入強(qiáng)度、化肥投入效率。

2）核心解釋變量。地塊規(guī)模參考梁志會(huì)等［23］的做法，使用農(nóng)戶種植玉米的平均地塊面積表示。

3）機(jī)制變量。根據(jù)前文的理論分析，選取機(jī)械作業(yè)和勞動(dòng)投入作為機(jī)制變量。其中，機(jī)械作業(yè)用于檢驗(yàn)地塊規(guī)模和化肥投入的影響機(jī)制，勞動(dòng)投入則用于檢驗(yàn)機(jī)械作業(yè)是否較好替代了施肥環(huán)節(jié)的勞動(dòng)投入。機(jī)械作業(yè)使用玉米種植是否機(jī)械施肥或秸稈粉碎還田來(lái)衡量，1 表示使用機(jī)械作業(yè)，0 表示未使用機(jī)械作業(yè)。勞動(dòng)投入為種植玉米施肥環(huán)節(jié)的單位面積勞動(dòng)投入量，是家庭勞動(dòng)投入與雇傭勞動(dòng)投入的工日數(shù)之和，雇傭勞動(dòng)投入工日數(shù)使用當(dāng)?shù)剞r(nóng)閑用工價(jià)格折算。

4）控制變量。不同要素稟賦與農(nóng)戶特征的施肥行為存在較大差異，為準(zhǔn)確測(cè)度地塊規(guī)模對(duì)化肥投入影響，參考高晶晶等［2］、梁志會(huì)等［23］、郭陽(yáng)等［18］的做法，從家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)特征、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)特征、地塊特征、村莊特征4 個(gè)方面進(jìn)行考察。上述變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

1）地塊規(guī)模與要素投入。擴(kuò)大地塊規(guī)模是優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素配置的重要途徑。表2 為不同地塊規(guī)模的要素投入情況。對(duì)于玉米種植而言，地塊規(guī)模與要素投入有如下特征：耕地細(xì)碎化問(wèn)題十分突出，絕大多數(shù)農(nóng)戶的地塊規(guī)模小于0.33 hm²；地塊規(guī)模越大的農(nóng)戶，化肥投入強(qiáng)度越低、化肥投入效率越高；擴(kuò)大地塊規(guī)模有利于機(jī)械作業(yè)，體現(xiàn)為機(jī)械施肥與秸稈粉碎還田的比例提高，和單位面積上勞動(dòng)投入的減少。

地塊規(guī)模方面，種植玉米的平均地塊面積在0.1～0.33 hm² 的農(nóng)戶最多，占比達(dá)41.03%；在0.1hm² 及以下的農(nóng)戶占比達(dá)到38.66%；地塊規(guī)模超過(guò)0.33 hm² 的農(nóng)戶占比為20.31%，其中超過(guò)0.67 hm²的農(nóng)戶占比僅有7.59%。要素投入方面，對(duì)于地塊規(guī)模越大的農(nóng)戶而言，單位面積玉米化肥投入量與50kg 玉米化肥投入量的平均值越低，表明擴(kuò)大地塊規(guī)模可能有利于化肥減量增效；地塊規(guī)模越大，越有利于機(jī)械作業(yè)，表現(xiàn)為機(jī)械施肥與秸稈粉碎還田比例的提高；同時(shí)，隨著地塊規(guī)模擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入逐漸降低，施肥環(huán)節(jié)的勞動(dòng)投入量從7.56 工日/hm²逐漸下降至0.73 工日/hm²。機(jī)械對(duì)勞動(dòng)的替代作用可能是擴(kuò)大地塊規(guī)模促進(jìn)化肥減施的作用機(jī)制。

2）農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模與化肥投入。按照世界銀行的標(biāo)準(zhǔn)，將經(jīng)營(yíng)規(guī)模小于2 hm² 的農(nóng)戶定義為小農(nóng)戶（https：//documents1. worldbank. org/curated/en/284771480330980968/pdf/110543-Handbook-Work ‐ing-with-Smallholders.pdf）。表3 顯示了小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶玉米種植的化肥投入情況。小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的單位面積化肥投入量的平均值分別為960.57、851.49 kg/hm²，生產(chǎn)50 kg 玉米化肥投入量分別為8.71、6.35 kg，這表明小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的化肥投入行為存在較大差異，規(guī)模農(nóng)戶的化肥投入強(qiáng)度更低、化肥效率更高。對(duì)于小農(nóng)戶，經(jīng)營(yíng)規(guī)模在0.33 hm²及以下的農(nóng)戶占比超過(guò)三成，單位面積化肥投入量與50 kg 玉米化肥投入量分別為982.92 kg/hm²、9.47kg，在所有農(nóng)戶組中均為最高；隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大，單位面積化肥投入量總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，50 kg 玉米化肥投入量呈現(xiàn)不斷降低的趨勢(shì)。規(guī)模農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模與化肥投入的關(guān)系與小農(nóng)戶類似，且經(jīng)營(yíng)規(guī)模在7hm2以上農(nóng)戶的單位面積化肥投入量與50 kg 玉米化肥投入量最低，分別為704.19 kg/hm²、5.01 kg。造成這種現(xiàn)象可能的原因是，經(jīng)營(yíng)規(guī)模越小的農(nóng)戶，耕地細(xì)碎化問(wèn)題更加嚴(yán)重，擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，為合并地塊提供了可能，使得耕地要素投入結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。

3）機(jī)械作業(yè)與化肥投入。表4 為機(jī)械作業(yè)與化肥投入之間的分組統(tǒng)計(jì)情況。機(jī)械作業(yè)方面，多數(shù)農(nóng)戶的機(jī)械作業(yè)環(huán)節(jié)數(shù)量為1～3 個(gè)，且主要集中于耕地、施肥與收獲環(huán)節(jié)，播種與打藥等田間管理使用機(jī)械作業(yè)相對(duì)較少；有46.25% 的農(nóng)戶使用機(jī)械施肥，54.58% 的農(nóng)戶使用機(jī)械將秸稈粉碎還田。總體上看，隨著機(jī)械作業(yè)環(huán)節(jié)數(shù)量的增加，化肥投入強(qiáng)度呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，化肥投入效率不斷升高。在施肥環(huán)節(jié)，采用機(jī)械施肥農(nóng)戶種植玉米的單位面積化肥投入量與50 kg 玉米化肥投入量分別為871.92 kg/hm²、6.90 kg；使用機(jī)械將秸稈粉碎還田的農(nóng)戶，單位面積化肥用量與50 kg 玉米化肥投入量分別為890.53 kg/hm²、7.78 kg；對(duì)于使用機(jī)械施肥與秸稈粉碎還田的農(nóng)戶，化肥的投入強(qiáng)度更低、投入效率更高?？紤]到面積更大、更加平整的地塊更加有利于機(jī)械作業(yè)，以機(jī)械施肥或秸稈粉碎還田衡量的機(jī)械作業(yè)可能是促進(jìn)擴(kuò)大地塊規(guī)模對(duì)化肥減施的機(jī)制。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)回歸

使用兩階段最小二乘法（two-stage least squaresregression，2SLS）對(duì)（1）式的估計(jì)結(jié)果如表5 所示。第一階段的估計(jì)結(jié)果顯示，除受訪農(nóng)戶外，調(diào)查村其他農(nóng)戶種植玉米的平均地塊規(guī)模對(duì)數(shù)值這一工具變量與受訪農(nóng)戶的地塊規(guī)模對(duì)數(shù)值顯著相關(guān)，表明地塊規(guī)模對(duì)數(shù)值為內(nèi)生變量，工具變量的相關(guān)性條件成立。K-P rk LM 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為244.832，且在1% 的水平上顯著，表明工具變量是可識(shí)別的；K-P rk Wald與C-D Wald 檢驗(yàn)計(jì)算出的F 統(tǒng)計(jì)量分別為831.708、763.064，遠(yuǎn)大于Stock-Yogi 提供的10% 臨界值標(biāo)準(zhǔn)16.38，不存在弱工具變量問(wèn)題。A 列中，地塊規(guī)模對(duì)數(shù)值對(duì)單位面積化肥用量的回歸系數(shù)為?86.247，且在1% 水平上顯著，表明地塊規(guī)模增大1%，單位面積化肥用量平均下降86.25 kg/hm2；B 列中，地塊規(guī)模對(duì)數(shù)值對(duì)50 kg 玉米化肥費(fèi)用的系數(shù)在1% 水平上顯著，說(shuō)明地塊規(guī)模增大1%，每生產(chǎn)50 kg 玉米施用的化肥平均減少2.31 kg。擴(kuò)大地塊規(guī)?？梢源龠M(jìn)化肥投入強(qiáng)度降低與化肥投入效率提高，研究假說(shuō)1成立。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1）更換估計(jì)模型。表6 的A、B 列為不考慮內(nèi)生性時(shí)使用普通最小二乘法（ordinary least squares，OLS）的估計(jì)結(jié)果，C、D 列為使用對(duì)弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（limited informationmaximum likelihood，LIML）的估計(jì)結(jié)果。A～D 列的估計(jì)結(jié)果均在1% 水平上負(fù)向顯著，表明擴(kuò)大地塊規(guī)模對(duì)化肥減量增效有促進(jìn)作用，可以認(rèn)為前文的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。同時(shí)，LIML 的估計(jì)系數(shù)與表5的2SLS 估計(jì)系數(shù)非常接近，從側(cè)面印證了本研究使用的工具變量不是一個(gè)弱工具變量。

2）更換被解釋變量。以化肥投入費(fèi)用替代化肥投入量，使用單位面積化肥費(fèi)用與每生產(chǎn)50 kg 玉米化肥費(fèi)用分別表示化肥投入強(qiáng)度與投入效率，實(shí)證結(jié)果如表6 的E、F 列所示。結(jié)果顯示，地塊規(guī)模對(duì)化肥投入強(qiáng)度與化肥投入效率均在1% 的水平上顯著，系數(shù)分別為?380.049 與?6.939，表明地塊規(guī)模每擴(kuò)大1%，單位面積化肥費(fèi)用下降380.05 元/hm²，生產(chǎn)50 kg 玉米的施肥費(fèi)用下降6.94 元。由此可見(jiàn)，使用化肥費(fèi)用衡量化肥投入情況與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，再次驗(yàn)證了研究假說(shuō)1。

3）近似外生工具變量檢驗(yàn)。工具變量完全外生是一種理想狀態(tài)，現(xiàn)實(shí)中估計(jì)模型仍然可能存在輕微的內(nèi)生性問(wèn)題。由于工具變量的外生性難以檢驗(yàn)，使用Conley 等［40］提出的近似零（local to zero，LTZ）和置信區(qū)間集合（union of confidence intervals，UCI），檢驗(yàn)工具變量在近似外生的條件下估計(jì)結(jié)果是否具有穩(wěn)健性，檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示。LTZ 的結(jié)果表明，地塊規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度與化肥施用效率的影響在1% 水平上顯著為負(fù)；使用UCI 估計(jì)工具變量近似外生條件下置信區(qū)間，可以發(fā)現(xiàn)表5 中A、B 列的地塊規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度、化肥施用效率的估計(jì)系數(shù)均落在UCI 法計(jì)算出的置信區(qū)間內(nèi)。因此，當(dāng)工具變量是近似外生時(shí)，估計(jì)結(jié)果仍然具有穩(wěn)健性。

4）遺漏變量檢驗(yàn)。為進(jìn)一步考察可能存在的遺漏變量及遺漏變量對(duì)回歸的影響，本研究使用Oster［41］提出的做法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。當(dāng)模型可能存在不可觀測(cè)變量時(shí)，可以使用β* = β^* （R_max，δ） 獲得真實(shí)系數(shù)的一致估計(jì)，其中Rmax 表示所有不可觀測(cè)變量均能夠被觀測(cè)時(shí)回歸方程的最大擬合優(yōu)度；δ 為選擇比例，用于衡量可觀測(cè)變量和不可觀測(cè)變量分別同核心解釋變量之間相關(guān)關(guān)系的強(qiáng)弱，δ = 1 表示可觀測(cè)變量與不可觀測(cè)變量同等重要。參考Oster［41］參數(shù)設(shè)置，設(shè)定R_max = 1.3R，即為當(dāng)前回歸方程擬合優(yōu)度R 的1.3 倍，然后采用以下2 種方法進(jìn)行檢驗(yàn)：（1）當(dāng)δ = 1 時(shí)，估算β* （R_max，δ），若β* 落在了估計(jì)系數(shù)的95% 置信區(qū)間內(nèi)，則估計(jì)系數(shù)是穩(wěn)健的；（2）當(dāng)β = 0 時(shí)，計(jì)算δ 的取值，若δ 的取值大于臨界值1，則通過(guò)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表8 所示，當(dāng)R_max = 1.3R，δ = 1 時(shí)，地塊規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度與化肥施用效率的估計(jì)系數(shù)β^* 均落在95% 置信區(qū)間內(nèi)，由于置信區(qū)間不包括0，且β^* 的估計(jì)結(jié)果符號(hào)為負(fù)，方法（1）檢驗(yàn)通過(guò)；當(dāng)R_max = 1.3R，β^* = 0 時(shí)，此時(shí)δ gt; 1，方法（2）檢驗(yàn)通過(guò)。由此可見(jiàn)，遺漏變量問(wèn)題對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響較小，估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.3 異質(zhì)性分析

1）農(nóng)戶異質(zhì)性。表9 報(bào)告了小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的地塊規(guī)模對(duì)化肥投入的差異影響。使用2SLS 分組估計(jì)結(jié)果顯示，地塊規(guī)模對(duì)小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶的化肥投入強(qiáng)度與化肥投入效率均有顯著的負(fù)向影響，且規(guī)模農(nóng)戶的估計(jì)系數(shù)更大。這表明不論是小農(nóng)戶還是規(guī)模農(nóng)戶，擴(kuò)大地塊規(guī)模均可以促進(jìn)化肥投入的減量增效；與小農(nóng)戶相比，擴(kuò)大地塊規(guī)模對(duì)規(guī)模農(nóng)戶的化肥投入強(qiáng)度與化肥投入效率的影響更大。這可能是由于規(guī)模農(nóng)戶的地塊規(guī)模往往更大，帶來(lái)的化肥減量增效的效果更加明顯。

2）化肥投入異質(zhì)性。表10 為使用工具變量分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果。在15%、25% 分位點(diǎn)上，地塊規(guī)模對(duì)化肥投入強(qiáng)度的影響系數(shù)不顯著，而在50%、75%與85% 分位點(diǎn)上，地塊規(guī)模對(duì)化肥投入強(qiáng)度的影響系數(shù)隨著分位點(diǎn)的增加而增加；隨著分位點(diǎn)的增加，地塊規(guī)模對(duì)化肥投入效率的影響系數(shù)不斷增大。根據(jù)1 226 戶玉米種植戶計(jì)算，25% 分位點(diǎn)處化肥投入強(qiáng)度為600 kg/hm²，低于劉曉燕等［42］測(cè)算的普通農(nóng)戶699 kg/hm²、規(guī)模農(nóng)戶813 kg/hm² 的玉米平均最優(yōu)施肥量?？赡艿慕忉屖?，當(dāng)化肥投入強(qiáng)度較低時(shí)，不存在過(guò)量施肥的問(wèn)題，因此增加地塊規(guī)模并不能促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)一步降低玉米的化肥投入，但可以促進(jìn)玉米單產(chǎn)的提升，表現(xiàn)為生產(chǎn)50 kg 玉米的化肥投入量在1% 水平上顯著為負(fù)；對(duì)于化肥投入強(qiáng)度較高的農(nóng)戶，增加地塊規(guī)?？梢源龠M(jìn)農(nóng)戶避免過(guò)量施肥，同時(shí)保證單產(chǎn)水平不會(huì)發(fā)生明顯下降，因此化肥投入效率可以實(shí)現(xiàn)進(jìn)一步提高。

4 進(jìn)一步分析：機(jī)械作業(yè)何以發(fā)揮作用？

實(shí)證結(jié)果表明，擴(kuò)大地塊規(guī)?？梢源龠M(jìn)化肥減量增效。下面進(jìn)一步驗(yàn)證機(jī)械作業(yè)在地塊規(guī)模對(duì)化肥投入影響中的調(diào)節(jié)作用，并檢驗(yàn)機(jī)械作業(yè)是否有效替代了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入。

表11 的A、B 列為機(jī)械作業(yè)的作用機(jī)制檢驗(yàn)，地塊規(guī)模與機(jī)械作業(yè)的交互項(xiàng)在1% 的水平上負(fù)向顯著，表明機(jī)械作業(yè)在擴(kuò)大地塊規(guī)模對(duì)化肥減施的影響中發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)本質(zhì)是一種異質(zhì)性分析，根據(jù)機(jī)制變量分組回歸，可以作為機(jī)制變量調(diào)節(jié)效應(yīng)成立的強(qiáng)論證［43］。因此，使用江艇［43］的檢驗(yàn)方法，進(jìn)一步對(duì)上述實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分組回歸（受限于文章篇幅，未展示分組回歸結(jié)果）。結(jié)果顯示，對(duì)于使用機(jī)械作業(yè)的樣本，地塊規(guī)模對(duì)CICF 和CECF 的負(fù)向影響在1% 水平上顯著，但對(duì)于不使用機(jī)械作業(yè)的樣本，地塊規(guī)模對(duì)化肥投入則沒(méi)有顯著影響，假說(shuō)2 得以驗(yàn)證。

根據(jù)理論分析和表2 的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于地塊規(guī)模越小的農(nóng)戶，機(jī)械作業(yè)替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入的難度越大，表現(xiàn)為施肥環(huán)節(jié)單位面積勞動(dòng)投入越多。這可能是由于細(xì)碎化耕地難以開(kāi)展機(jī)械作業(yè)，農(nóng)戶有更強(qiáng)的傾向提高化肥投入量，以減少因農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入過(guò)少帶來(lái)的產(chǎn)出損失。將（1）式的被解釋變量替換為施肥環(huán)節(jié)的單位面積勞動(dòng)投入，并加入機(jī)械作業(yè)變量，以進(jìn)一步檢驗(yàn)機(jī)械作業(yè)對(duì)施肥環(huán)節(jié)勞動(dòng)投入的影響，結(jié)果如表11 的C、D、E 列所示。C、D、E 列的地塊規(guī)模對(duì)施肥環(huán)節(jié)單位面積勞動(dòng)投入的負(fù)向影響均在1% 水平上顯著，表明地塊規(guī)模過(guò)小會(huì)限制機(jī)械作業(yè)替代農(nóng)業(yè)勞動(dòng)。C 列的機(jī)械作業(yè)對(duì)勞動(dòng)投入的負(fù)向影響在10% 水平上顯著，表明使用機(jī)械作業(yè)可以減少施肥環(huán)節(jié)的勞動(dòng)投入。將機(jī)械作業(yè)分為機(jī)械施肥和秸稈粉碎還田2 個(gè)環(huán)節(jié)，可以發(fā)現(xiàn)二者對(duì)施肥環(huán)節(jié)單位面積勞動(dòng)投入的影響（D、E 列）分別在1% 和5% 水平上顯著，表明不論是使用機(jī)械施肥還是秸稈粉碎還田，均可以有效替代施肥環(huán)節(jié)的勞動(dòng)投入。

5 結(jié)論與政策含義

本研究基于誘致性技術(shù)變遷理論，從耕地稟賦的角度分析化肥減施的邏輯，然后使用2020 年CRRS 提供的7 省微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用2SLS 模型實(shí)證分析擴(kuò)大地塊規(guī)模對(duì)化肥投入的影響。主要研究結(jié)論包括以下3 個(gè)方面：第一，基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，擴(kuò)大地塊規(guī)模對(duì)化肥減量增效有促進(jìn)作用。地塊規(guī)模擴(kuò)大1%，單位面積化肥用量平均下降86.25 kg/hm²，生產(chǎn)50 kg 玉米的化肥投入量平均下降2.31 kg。更換估計(jì)模型和被解釋變量、假定工具變量近似外生和考慮遺漏變量影響的情況下，擴(kuò)大地塊規(guī)?？梢源龠M(jìn)化肥減量增效的基本結(jié)論仍然成立。第二，異質(zhì)性分析表明，在農(nóng)戶異質(zhì)性維度，對(duì)于小農(nóng)戶與規(guī)模農(nóng)戶而言，擴(kuò)大地塊規(guī)模都可以促進(jìn)化肥減施，且規(guī)模農(nóng)戶的減施效果更好；在化肥投入分布維度，從化肥投入效率看，地塊規(guī)模對(duì)不同分位點(diǎn)處的農(nóng)戶均有顯著的負(fù)向影響，分位點(diǎn)越高估計(jì)系數(shù)越大，而從化肥投入強(qiáng)度看，對(duì)低分位點(diǎn)農(nóng)戶的化肥投入強(qiáng)度并不顯著，但對(duì)中、高分位點(diǎn)農(nóng)戶的化肥投入強(qiáng)度顯著。第三，機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，機(jī)械作業(yè)是擴(kuò)大地塊規(guī)模促進(jìn)化肥減施的正向調(diào)節(jié)機(jī)制。具體來(lái)看，對(duì)使用機(jī)械作業(yè)的農(nóng)戶而言，由于機(jī)械作業(yè)對(duì)勞動(dòng)投入替代作用，擴(kuò)大地塊規(guī)模可以促進(jìn)化肥減施，但在使用機(jī)械作業(yè)的農(nóng)戶上并未觀察到這種促進(jìn)作用。

地塊規(guī)模與化肥投入之間的負(fù)向關(guān)系本質(zhì)上反映的是耕地細(xì)碎化與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展之間的矛盾。因此，本研究有以下三方面的政策含義：首先，消除耕地細(xì)碎化對(duì)要素優(yōu)化配置的不利影響，需要通過(guò)地塊整合、歸并，降低耕地細(xì)碎化程度。要推進(jìn)高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)與土地整治，通過(guò)地塊整理、合并擴(kuò)大地塊規(guī)模，解決承包經(jīng)營(yíng)權(quán)在地塊層面過(guò)度分散帶來(lái)的低效利用問(wèn)題；支持在農(nóng)戶協(xié)商、村委會(huì)協(xié)調(diào)下，開(kāi)展承包耕地互換，以耕地高效利用為導(dǎo)向，以耕地宜機(jī)化為目標(biāo)，爭(zhēng)取實(shí)現(xiàn)“一戶一塊田”。其次，完善社會(huì)化服務(wù)體系。服務(wù)主體方面，鼓勵(lì)種糧大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、專業(yè)合作社等多種主體提供社會(huì)化服務(wù)，擴(kuò)大社會(huì)化服務(wù)的覆蓋農(nóng)戶數(shù)量與輻射范圍；服務(wù)內(nèi)容方面，深松、深施、秸稈粉碎還田等綠色技術(shù)往往需要機(jī)械作業(yè)完成，需要進(jìn)一步提高社會(huì)化服務(wù)的能力與范圍，提高社會(huì)化服務(wù)質(zhì)量。加大對(duì)小型農(nóng)業(yè)機(jī)械與施肥無(wú)人機(jī)的研發(fā)投資，提高對(duì)適合在丘陵、山地等耕地細(xì)碎、宜機(jī)化難度高的耕地作業(yè)的小型農(nóng)機(jī)的購(gòu)置補(bǔ)貼，通過(guò)保障技術(shù)裝備供給緩解耕地稟賦約束。最后，完善農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)供給體系。供給渠道方面，通過(guò)線上信息服務(wù)、線下培訓(xùn)、現(xiàn)場(chǎng)生產(chǎn)指導(dǎo)等多種形式，降低綠色技術(shù)的使用門檻，指導(dǎo)用戶實(shí)施、適量施肥；供給主體方面，小農(nóng)戶數(shù)量多、經(jīng)營(yíng)耕地的細(xì)碎化程度高，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的綠色轉(zhuǎn)型，需要擴(kuò)大綠色技術(shù)供給主體，促進(jìn)綠色技術(shù)的推廣與應(yīng)用。

（責(zé)任編輯：陸文昌）