我國(guó)農(nóng)藥施用效率的區(qū)域差異及其影響因素

馮 探， 王朋朋

(重慶大學(xué) 公共管理學(xué)院， 重慶 400030)

我國(guó)農(nóng)藥施用效率的區(qū)域差異及其影響因素

馮 探， 王朋朋

(重慶大學(xué) 公共管理學(xué)院， 重慶 400030)

為提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平，利用2002-2012年我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)分析技術(shù)，研究我國(guó)各地區(qū)農(nóng)藥施用效率，并進(jìn)行區(qū)域比較與影響因素分析。結(jié)果表明：1) 東、中、西部地區(qū)農(nóng)藥施用效率整體上呈上升趨勢(shì)，東部明顯高于中部和西部，2002-2006年中、西部差別較小，而2007-2012年西部明顯高于中部并形成差距；東部各地區(qū)間農(nóng)藥施用效率差距隨著時(shí)間的推移逐漸減小，而西部各地區(qū)間差距以2007年為臨界年呈先擴(kuò)大再縮小的變化趨勢(shì)，中部各地區(qū)間差距總體較小。2) 農(nóng)村居民知識(shí)文化水平、參與技術(shù)培訓(xùn)比例、農(nóng)產(chǎn)品商品率及農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)藥施用效率的正向作用顯著，農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)卻抑制農(nóng)藥施用效率的提高，藥械覆蓋率的作用尚未顯現(xiàn)。提出了加大農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)力度和積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、規(guī)?；a(chǎn)等針對(duì)性的政策建議。

農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全； 農(nóng)藥施用效率； 區(qū)域差異； 影響因素； 隨機(jī)前沿

民以食為天，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全是民眾共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果與高品質(zhì)生活的基石，是一個(gè)從農(nóng)場(chǎng)到餐桌的系統(tǒng)工程[1]，受到生產(chǎn)、加工和銷(xiāo)售等供應(yīng)鏈中不同環(huán)節(jié)的影響。其中，生產(chǎn)環(huán)節(jié)是關(guān)系農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的根本與源頭。1978年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村改革不斷深化，卻依然未能根本解決農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的協(xié)調(diào)與可持續(xù)發(fā)展問(wèn)題。城市導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略，嚴(yán)重抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村發(fā)展，農(nóng)村有效勞動(dòng)力大量外流，可用耕地資源日趨緊張，而土地又大量撂荒，使中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全面臨前所未有的沖擊與挑戰(zhàn)：一方面，國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)已不能滿足需求，進(jìn)口依賴度逐年增大；另一方面，國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)問(wèn)題多發(fā)，毒大米和毒大蒜等誘發(fā)餐桌危機(jī)，嚴(yán)重地影響民眾健康。為保證國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品在“量”上的安全，我國(guó)嚴(yán)重依賴加大農(nóng)藥投入實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品增產(chǎn)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2012年我國(guó)農(nóng)藥原藥產(chǎn)量為354.9萬(wàn)t，同比增長(zhǎng)19%，農(nóng)藥投入量為180.6萬(wàn)t，農(nóng)藥生產(chǎn)和投入規(guī)模均居世界之首。然而，農(nóng)藥的超量施用使其邊際效用降低，并引發(fā)農(nóng)藥殘留超標(biāo)問(wèn)題，催生了毒大米和毒大蒜等低品質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品，造成嚴(yán)重的負(fù)外部性。2015年“兩會(huì)”期間，李克強(qiáng)總理強(qiáng)調(diào)，必須加強(qiáng)農(nóng)藥獸藥殘留綜合治理，全面提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和食品安全水平，其關(guān)鍵在于提高農(nóng)藥施用效率，改變粗放的以“量”增“量”的農(nóng)藥超量低效施用方式，實(shí)現(xiàn)單位農(nóng)藥投入的最大產(chǎn)出。

在農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)藥殘留超標(biāo)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)安全形勢(shì)日益嚴(yán)峻的背景下，農(nóng)藥施用效率及其影響因素逐漸成為國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者研究的焦點(diǎn)。Headley[2]最早將農(nóng)藥作為一種投入要素處理，并利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)估算了農(nóng)藥邊際生產(chǎn)率；Babcock等[3]和Fox等[4]采用損失控制函數(shù)估算技術(shù)發(fā)現(xiàn)，Headley(1968)的估算法存在一定偏誤。此后一些學(xué)者也利用損失控制函數(shù)對(duì)中國(guó)的農(nóng)藥邊際生產(chǎn)率進(jìn)行了探索性研究[5-7]。針對(duì)農(nóng)藥施用效率影響因素的分析，已有文獻(xiàn)多利用農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究[8-12]發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知與偏好顯著影響農(nóng)戶施藥行為，農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越小，由病蟲(chóng)害等意外風(fēng)險(xiǎn)造成損失的承受力就會(huì)越低，更傾向于加大農(nóng)藥施用量來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)；而農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和價(jià)格會(huì)潛在影響農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知與偏好[11]。同時(shí)，生產(chǎn)、銷(xiāo)售環(huán)節(jié)的監(jiān)管使農(nóng)戶面臨的潛在道德風(fēng)險(xiǎn)也有效約束了其施藥行為決策[13]。而農(nóng)戶自身具有高技術(shù)信息知識(shí)儲(chǔ)備[9]和教育程度[7，14]能促進(jìn)病蟲(chóng)害防治新技術(shù)的普及和農(nóng)藥的規(guī)范施用。此外，也有學(xué)者從天氣[15]及施藥器械[16]等角度研究了外部客觀條件對(duì)施藥效果的影響。這些極為豐富而深刻的研究，為本研究提供了理論借鑒和邏輯起點(diǎn)。但其也存在一些不足：傳統(tǒng)C-D函數(shù)與損失控制函數(shù)等效率估算方法是忽略了農(nóng)戶施藥中由于不當(dāng)操作等造成的效率損失；農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)使得樣本數(shù)據(jù)獲得更加詳實(shí)，但局限于小范圍內(nèi)的調(diào)查與分析，數(shù)據(jù)主觀性較強(qiáng)，調(diào)查樣本量較小且可能存在有偏性，忽視廣度。因此，筆者將研究范圍覆蓋全國(guó)，基于客觀的省際面板數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)前沿分析方法研究我國(guó)各地區(qū)農(nóng)藥施用效率，并進(jìn)行區(qū)域比較與影響因素分析，進(jìn)而提出相關(guān)政策建議，以改善農(nóng)藥施用效率，有效減少農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)藥殘留，對(duì)提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

基于數(shù)據(jù)可得性、完整性和準(zhǔn)確性，特以我國(guó)北京、天津等30個(gè)省市自治區(qū)為研究樣本，剔除西藏、香港、澳門(mén)和臺(tái)灣等地區(qū)。研究使用的歷年數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒》《中國(guó)機(jī)械工業(yè)年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局等。對(duì)于缺失數(shù)據(jù)，運(yùn)用插值和加權(quán)平均等方法補(bǔ)齊。

投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)以2002-2012年度各省農(nóng)作物產(chǎn)量作為產(chǎn)出變量(農(nóng)作物包括糧食、油料、糖類、水果、蔬菜、茶葉、麻類、棉花和林產(chǎn)品等)。投入變量包括2002-2012年各省農(nóng)藥、資本和土地投入。資本投入用年均農(nóng)業(yè)資本存量來(lái)度量，鑒于我國(guó)及各地區(qū)農(nóng)業(yè)資本存量的統(tǒng)計(jì)缺失，資本存量數(shù)據(jù)直接采用李谷成等[17]針對(duì)Hall等[18]的改進(jìn)測(cè)算方法，并以1997年作為基期測(cè)算歷年省際年均農(nóng)業(yè)資本存量(計(jì)算公式為Kt=It/(5.42%+gt)，I表示投資，以1997年為基期的歷年實(shí)際農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資表示；gt表示以1997年為基期的2002-2012年各省第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際GDP年均幾何增速)。土地投入以年末農(nóng)作物播種總面積表示。為研究簡(jiǎn)便，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、農(nóng)藥、資本和土地等產(chǎn)出和投入數(shù)據(jù)均取與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量比值，作人均化處理，從而消除勞動(dòng)力要素。

1.2 隨機(jī)前沿分析技術(shù)

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)可分解為全要素增長(zhǎng)率、技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率、配置效率與規(guī)模經(jīng)濟(jì)性[19]。其中，技術(shù)效率是指現(xiàn)有資源實(shí)現(xiàn)最優(yōu)利用的技術(shù)，即給定投入條件實(shí)現(xiàn)最大產(chǎn)出，或者給定產(chǎn)出水平下實(shí)現(xiàn)投入最小的技術(shù)[20]。本研究中亦主要考察農(nóng)藥施用的技術(shù)效率。前沿分析方法是分析技術(shù)效率問(wèn)題的重要工具，依據(jù)其前沿邊界的確定形式，分為參數(shù)方法與非參數(shù)方法。前者以隨機(jī)前沿分析(SFA)為代表，后者以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)為代表。Aigner等[21]和Meeusen等[22]較早提出隨機(jī)前沿分析技術(shù)，模型如下：

yi=f(xi;βi)+vi+ui，i=1,2,3,N

(1)

式中，yi表示產(chǎn)出，xi表示投入向量，β表示待估參數(shù)，vi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，ui表示技術(shù)效率相關(guān)的隨機(jī)項(xiàng)，且ui≤0。最初的隨機(jī)前沿分析技術(shù)主要適用于截面數(shù)據(jù)生產(chǎn)函數(shù)，解釋和估計(jì)技術(shù)效率及其影響因素的方法包括兩個(gè)階段，即兩步法，其估計(jì)參數(shù)存在低效和有偏的缺陷。

Battese等[23]提出的兼具估計(jì)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)與技術(shù)效率影響因素的技術(shù)(一步法)，Wang等[24]研究證實(shí)一步法優(yōu)于兩步法。故采用一步法，模型如下：

Yit=exp(βXit+Vit-Uit)，i=1,2,3,t

(2)

式中，yit表示產(chǎn)出，X表示1×K維投入向量，β表示K×1維待估參數(shù)向量，Vit表示獨(dú)立同分布于N(0,σv2)的隨機(jī)誤差項(xiàng)，exp(-Uit)為技術(shù)效率(TE)，可以定義為實(shí)際產(chǎn)出期望與生產(chǎn)前沿邊界產(chǎn)出期望的比值。Uit(Uit≥0)表示服從正態(tài)截?cái)喾植糔+(δzit,σu2)技術(shù)無(wú)效率相關(guān)隨機(jī)項(xiàng)。當(dāng)Uit>0時(shí)，TE<1，表示產(chǎn)出處于最優(yōu)生產(chǎn)前沿邊界下方，存在技術(shù)無(wú)效率；當(dāng)Uit=0時(shí)，表示產(chǎn)出處于最優(yōu)生產(chǎn)前沿邊界上，則不存在技術(shù)無(wú)效率。

Uit=δzit+Wit

(3)

zit表示技術(shù)無(wú)效率影響因素向量，δ表示系數(shù)向量，反映因素z對(duì)技術(shù)無(wú)效率的影響，系數(shù)為正，說(shuō)明該因素對(duì)技術(shù)效率存在負(fù)相關(guān)性，反之亦然。Wit為服從正態(tài)截?cái)喾植糔+(0,σ2)的隨機(jī)項(xiàng)。Battese和Coelli(1992)設(shè)定參數(shù)γ=σu2/(σu2+σv2)(0≤γ≤1)，γ越接近于0，表明實(shí)際產(chǎn)出與前沿面產(chǎn)出間偏離大部分由隨機(jī)誤差項(xiàng)引起；而其越接近于1，表明技術(shù)無(wú)效率函數(shù)隨機(jī)項(xiàng)具有顯著復(fù)合結(jié)構(gòu)，即偏離大部分由生產(chǎn)的技術(shù)無(wú)效率引起[25]。

1.3 估計(jì)模型

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是最為典型的投入-產(chǎn)出過(guò)程，生產(chǎn)出農(nóng)產(chǎn)品，其投入要素有土地、勞動(dòng)力、資本和農(nóng)藥等。在一步法隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型基礎(chǔ)上，作超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定：

(4)

則：

(5)

式中，i、t表示第i個(gè)省份t時(shí)期，Yit表示產(chǎn)出，Pit為農(nóng)藥施用量，Kit表示資本，Lit代表土地，Tit為年份賦值，2002-2012年依次取1，2，3，…，11，Vit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，Uit為農(nóng)藥施用技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)。

在借鑒相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，主要從勞動(dòng)力文化知識(shí)水平、農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)、農(nóng)產(chǎn)品商品率、藥械覆蓋率、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和技術(shù)培訓(xùn)等6個(gè)影響因素對(duì)農(nóng)藥施用效率進(jìn)行分析，故技術(shù)無(wú)效率函數(shù)設(shè)定如下：

Uit=ω0+ω1JNYXit+ω2SRJGit+ω3SPLit+ω4YXFGLit+ω5JSPXit+Vit

(6)

式中，i、t表示第i個(gè)省份t時(shí)期；JNYX為勞動(dòng)力文化知識(shí)水平，以農(nóng)村勞動(dòng)力平均受教育年限表示；SRJG為農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)，以農(nóng)村居民家庭收入中經(jīng)營(yíng)性收入比重表示；SPL為農(nóng)產(chǎn)品商品率，以農(nóng)村居民家庭主要農(nóng)產(chǎn)品出售量與產(chǎn)量之比表示；YXFGL為藥械覆蓋率，以機(jī)動(dòng)噴霧機(jī)數(shù)量與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量之比表示；JG為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)物價(jià)指數(shù)表示(鑒于統(tǒng)計(jì)口徑的變化，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)物價(jià)指數(shù)以2002年為100進(jìn)行換算整理)；JSPX為技術(shù)培訓(xùn)，以結(jié)業(yè)和注冊(cè)在籍的農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)學(xué)校人數(shù)與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量之比表示。

為檢驗(yàn)估計(jì)模型設(shè)定的合理性和適宜性，運(yùn)用似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，對(duì)模型(5)中參數(shù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，并作出以下假設(shè)：

1) H0：χ1=χ2=χ3=τ1=τ2=τ3=0，即不存在農(nóng)藥、資本、土地的二次項(xiàng)。

2) H0：τ1=τ2=τ3=φ=0，即不存在技術(shù)進(jìn)步。

3) H0：χ1=χ2=χ3=τ1=τ2=τ3=φ=ξ1=ξ2=ξ3=ρ=0，即采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)形式。

似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為λ=-2[LR(H0)-LR(H1)]，其中LR(H0)是零假設(shè)下前沿模型似然函數(shù)值，LR(H1)是備擇假設(shè)下前沿模型似然函數(shù)值。若零假設(shè)成立，λ符合混合卡方分布，自由度為受約束變量數(shù)目。

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)藥施用效率影響因素的隨機(jī)前沿模型估計(jì)

從表1可知，模型1的γ值為0.000 03，且在5%水平上顯著，但γ值接近于0，說(shuō)明超越對(duì)數(shù)函數(shù)模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)Vit-Uit中不可控隨機(jī)因素比重接近于1，其復(fù)合結(jié)構(gòu)不明顯；模型2似然函數(shù)值為8.91，似然比統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)在5%水平上接受零假設(shè)，即模型中不包含有農(nóng)藥、資本、土地的二次項(xiàng)；模型3似然函數(shù)值為-8.4，似然比統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)在5%水平上接受零假設(shè)，即采用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)形式，拒絕超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，且γ=1在1%水平上顯著，隨機(jī)誤差項(xiàng)Vit-Uit的復(fù)合結(jié)構(gòu)明顯，表明技術(shù)無(wú)效率是造成產(chǎn)出偏離其生產(chǎn)前沿面的重要原因，各參數(shù)基本在1%顯著水平上差異顯著，具有較高的數(shù)據(jù)擬合度，隨機(jī)前沿分析是合理有效的。因此，以下基于模型3進(jìn)行分析。

表1 我國(guó)農(nóng)藥施用效率影響因素的隨機(jī)前沿模型估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平。

Note：*,** and *** indicates significance of difference at 0.1, 0.05 and 0.01 level respectively.

2.2 農(nóng)藥施用效率的區(qū)域差異

從表2可知，2002-2012年我國(guó)大部分省份的農(nóng)藥施用效率逐年提高，但仍處于0.3～0.6的低水平；各地區(qū)的農(nóng)藥施用效率變動(dòng)態(tài)勢(shì)差異較大。其中，北京和天津呈較大幅度的下降趨勢(shì)，湖北、江西、山西和云南等省表現(xiàn)較為平穩(wěn)，其余省份呈不同程度的上升趨勢(shì)。從年均幾何增長(zhǎng)率看，寧夏、陜西和江蘇是農(nóng)藥施用效率上升最快的3個(gè)省份，年均效率上升速度分別為7.2%、5.9%和5.7%；除北京和天津是下降態(tài)勢(shì)外，湖北農(nóng)藥施用效率上升速度最為緩慢，年均僅上升0.8%。2006年前，北京是全國(guó)農(nóng)藥施用效率最高的地區(qū)，2006年上海超過(guò)北京成為領(lǐng)跑者，2007-2009年廣西超過(guò)上海；而2010年后上海成為我國(guó)農(nóng)藥施用效率最高的地區(qū)。研究統(tǒng)計(jì)期內(nèi)，青海農(nóng)藥施用效率均處于全國(guó)最后一位，其均值為0.211 4。農(nóng)藥施用效率最高和最低省份之間的差距呈縮小態(tài)勢(shì)，由2002年的0.797 9降至0.668 7。

由于我國(guó)各地區(qū)自然資源稟賦和社會(huì)經(jīng)濟(jì)等農(nóng)業(yè)發(fā)展宏觀環(huán)境差異較大，劃分東、中、西3個(gè)區(qū)域進(jìn)行農(nóng)藥施用效率區(qū)域差異分析具有一定的科學(xué)性。從圖示看出，2002-2012年?yáng)|、中、西3個(gè)地區(qū)的農(nóng)藥施用效率時(shí)間趨勢(shì)。三大區(qū)域的農(nóng)藥施用效率均呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，東部農(nóng)藥施用效率明顯高于中、西部地區(qū)；2002-2006年中、西部差異較小，但2007-2012年西部農(nóng)藥施用效率開(kāi)始高于中部并形成一定差距，可能與2003年中央“西部大開(kāi)發(fā)”發(fā)展戰(zhàn)略的政策支持逐見(jiàn)成效有關(guān)。2003年后，三大區(qū)域的農(nóng)藥施用效率增速均呈放緩態(tài)勢(shì)，可能與我國(guó)“非典”疫情爆發(fā)農(nóng)村外出務(wù)工人員大量返鄉(xiāng)，收入來(lái)源受限，工資收入水平降低，家庭收入中經(jīng)營(yíng)性收入比重上升有關(guān)。2008-2009年中部地區(qū)農(nóng)藥施用效率下降，東部和西部則比較平緩，可能是2008年1月我國(guó)中部與南部遭遇雨雪冰凍災(zāi)害及第四季度全球金融危機(jī)爆發(fā)波及到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)；而2010年后，東、中、西部地區(qū)農(nóng)藥施用效率呈緩慢上升趨勢(shì)，可能與2009第二季度中央政府連續(xù)出臺(tái)政策扶持和促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)恢復(fù)和發(fā)展有一定的關(guān)系。

從圖示還看出，2002-2012年三大區(qū)域總體上農(nóng)藥施用效率的地區(qū)變異系數(shù)時(shí)間趨勢(shì)形態(tài)存在較大差異，東部在總體上表現(xiàn)出縮小態(tài)勢(shì)。說(shuō)明，區(qū)域內(nèi)地區(qū)農(nóng)藥施用效率差距隨時(shí)間不斷縮小。其中，2002-2008年的下降態(tài)勢(shì)較快，2009-2012年則出現(xiàn)小幅波動(dòng)；西部的農(nóng)藥施用效率區(qū)域變異系數(shù)最大，處于0.4以上的較高水平，且在2007年出現(xiàn)明顯的波峰。表明，其區(qū)域內(nèi)各地區(qū)的農(nóng)藥施用效率差距以2007年為臨界年呈先升高后下降的變化；中部的農(nóng)藥施用效率地區(qū)變異系數(shù)最小，整體處于0.2以下的較低水平，雖出現(xiàn)數(shù)次波動(dòng)，但幅度較小。表明，其地區(qū)效率差距較小。主要是由于中部省份多為我國(guó)農(nóng)業(yè)大省，省份間的自然資源稟賦和社會(huì)經(jīng)濟(jì)等農(nóng)業(yè)發(fā)展宏觀環(huán)境差異較小，影響農(nóng)藥施用效率有效資本的投入量，科技貢獻(xiàn)水平和勞動(dòng)力質(zhì)量等要素投入水平較為接近。

表2 2002-2012年中國(guó)各地區(qū)農(nóng)藥施用效率

圖示 我國(guó)不同地區(qū)農(nóng)藥施用效率(左)與區(qū)域差異系數(shù)的時(shí)間趨勢(shì)(右)

Fig. Time trend of pesticide application efficiency of different areas (left) and time trend of regional difference coefficient (right)

2.3 農(nóng)藥施用效率的影響因素

2.3.1 勞動(dòng)力的文化知識(shí)水平 研究結(jié)果顯示，農(nóng)村居民平均受教育的年限估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且較為顯著，表明提高農(nóng)村居民平均受教育程度可以有效改善農(nóng)藥的施用效率。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中，農(nóng)藥一般都有具體的使用說(shuō)明書(shū)、稀釋比例及科學(xué)規(guī)范的操作流程，勞動(dòng)力文化知識(shí)水平可以一定程度上影響對(duì)說(shuō)明書(shū)理解的準(zhǔn)確性和施藥操作流程實(shí)施的規(guī)范化水平，且隨農(nóng)藥施用技術(shù)進(jìn)步及農(nóng)藥研究成果的增多，勞動(dòng)力的文化知識(shí)水平越高越有利于先進(jìn)施藥設(shè)備和低毒、綠色農(nóng)藥在第一產(chǎn)業(yè)的規(guī)?；茝V，減少農(nóng)藥的低效過(guò)量施用行為，進(jìn)而提高其施用效率。

2.3.2 農(nóng)村居民的家庭收入結(jié)構(gòu) 農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)估計(jì)系數(shù)為正，且同樣較為顯著，表明農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)性比重上升抑制其農(nóng)藥施用效率的提高。農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)反映了農(nóng)村居民家庭的收入來(lái)源構(gòu)成，其經(jīng)營(yíng)性收入是以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位，籌劃和管理農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得的收入。因此，依靠經(jīng)營(yíng)性收入的比重直接影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的態(tài)度和風(fēng)險(xiǎn)承受度，經(jīng)營(yíng)性收入比重越高，表明農(nóng)戶增加收入可依賴途徑具有單一性，風(fēng)險(xiǎn)承受水平低。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的低附加值特性必然潛在地驅(qū)使農(nóng)戶過(guò)量施用農(nóng)藥增加產(chǎn)出以降低風(fēng)險(xiǎn)。

2.3.3 農(nóng)產(chǎn)品的商品率 農(nóng)產(chǎn)品商品率在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明提高農(nóng)產(chǎn)品商品率可以顯著改善農(nóng)藥施用效率。農(nóng)產(chǎn)品商品率反映了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成果的主要處理方式和市場(chǎng)化水平，是農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化和從業(yè)人員職業(yè)化的重要標(biāo)志。農(nóng)產(chǎn)品商品率越高，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與市場(chǎng)對(duì)接機(jī)制越完善，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值的市場(chǎng)化體現(xiàn)方式越明確。市場(chǎng)機(jī)制下，消費(fèi)方“靠質(zhì)投票”。農(nóng)藥作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本投入品，實(shí)現(xiàn)單位農(nóng)藥施用的最多農(nóng)作物產(chǎn)出，防止過(guò)量施藥而造成農(nóng)藥殘留是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者所追求和市場(chǎng)所要求的。另外，農(nóng)業(yè)從業(yè)人員職業(yè)化可改變其風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，抑制過(guò)量施用農(nóng)藥行為。

2.3.4 藥械的覆蓋率 施藥作業(yè)中，農(nóng)藥噴灑霧滴的均勻程度決定其有效性、穿透空氣沉降和覆蓋植物的能力[26]。殺滅農(nóng)業(yè)害蟲(chóng)一般在無(wú)風(fēng)或風(fēng)速小于1.5 m/s時(shí)，霧滴容積直徑以50～200 μm為宜[27]，使用低容量或超低容量噴霧效果最好[26]。機(jī)動(dòng)噴霧機(jī)的噴灑霧滴容積直徑在100～150 μm，較手動(dòng)噴霧器噴霧效果更好。該研究中以機(jī)動(dòng)噴霧機(jī)數(shù)量與第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力之比作為藥械覆蓋率變量指標(biāo)檢驗(yàn)其對(duì)施藥效率的影響，結(jié)果并不顯著?？赡苁菣C(jī)動(dòng)噴霧機(jī)裝備數(shù)量較少，其促進(jìn)施藥效率的作用尚未充分顯現(xiàn)。

2.3.5 農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格 技術(shù)無(wú)效率函數(shù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)具有5%顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升不利于施用效率提高。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)基本原理，價(jià)格會(huì)影響供給與需求。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格會(huì)影響農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)量，較高的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格會(huì)刺激農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)。但這可能會(huì)引發(fā)以量增量和以量換質(zhì)的不安全生產(chǎn)行為，也從某種程度上說(shuō)明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益預(yù)期對(duì)農(nóng)藥施用效率的影響。

2.3.6 技術(shù)培訓(xùn) 技術(shù)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)藥施用效率的影響是正向的，并且這種作用在1%水平顯著。技術(shù)培訓(xùn)是農(nóng)村勞動(dòng)力結(jié)束傳統(tǒng)學(xué)校教育之外獲得知識(shí)與培養(yǎng)的重要方式，接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)可以提高其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能，強(qiáng)化其科學(xué)安全生產(chǎn)意識(shí)，這是建立綠色高效與科學(xué)發(fā)展農(nóng)業(yè)的重要保證。因此，具體到農(nóng)藥施用方面，技術(shù)培訓(xùn)可一定程度上保證科學(xué)選藥與施藥，提高農(nóng)藥施用效率。

3 結(jié)論與啟示

農(nóng)藥施用效率是保證農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的關(guān)鍵?；?002-2012年30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，對(duì)我國(guó)農(nóng)藥施用效率的區(qū)域差異和影響因素進(jìn)行研究分析。主要結(jié)論如下：從地區(qū)差異來(lái)看，整體上三大區(qū)域農(nóng)藥施用效率均呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，東部農(nóng)藥施用效率明顯高于中西部，2002-2006年中、西部差別較小，而2007-2012年西部明顯高于中部并形成一定差距；東部各地區(qū)農(nóng)藥施用效率差距隨時(shí)間的推移而逐漸縮??；西部各地區(qū)以2007年為臨界年呈先擴(kuò)大再縮小的變化趨勢(shì)；中部各地區(qū)農(nóng)藥施用效率差距總體較小。從影響因素來(lái)看，提高農(nóng)村居民受教育年限和參與技術(shù)培訓(xùn)比例有利于提高農(nóng)藥施用效率；農(nóng)產(chǎn)品商品率及價(jià)格也呈顯著正向影響；藥械覆蓋率作用尚未顯現(xiàn)；農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)則顯著抑制農(nóng)藥施用效率的提高。

據(jù)此，得出如下政策啟示：第一，提高對(duì)農(nóng)民進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)的重視程度，并積極予以引導(dǎo)和宣傳，健全和完善農(nóng)村繼續(xù)教育體系，增加農(nóng)民技術(shù)培訓(xùn)等繼續(xù)教育渠道，探索和尋求技術(shù)培訓(xùn)的高效方式，保證培訓(xùn)質(zhì)量，提高農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科學(xué)化水平；第二，大力提高我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與發(fā)展的組織化程度，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園、商品基地及專業(yè)合作社等新型規(guī)模化生產(chǎn)方式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)供給與市場(chǎng)需求的精確對(duì)接，有效解決農(nóng)產(chǎn)品滯銷(xiāo)和脫銷(xiāo)問(wèn)題，切實(shí)提高農(nóng)產(chǎn)品商品化率，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生；第三，加速農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，推廣增產(chǎn)增效與資源節(jié)約兼收的環(huán)境友好型生產(chǎn)技術(shù)；第四，改善農(nóng)村工業(yè)化相對(duì)滯后的局面，扶持農(nóng)村非公和民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)村工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和繁榮，保證農(nóng)民非農(nóng)收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)，降低農(nóng)村居民家庭收入中經(jīng)營(yíng)性收入比重，提高其風(fēng)險(xiǎn)承受水平。

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(責(zé)任編輯： 楊 林)

Regional Difference in Pesticide Application Efficiency and Its Influence Factors in China

FENG Tan， WANG Pengpeng

(CollegeofPublicAffairs,ChongqingUniversity,Chongqing400030,China)

The pesticide application efficiency of different provinces in China was studied by the stochastic frontier production function based on the panel data of provinces during 2002～2012. The difference in pesticide application efficiency among different provinces and the influencing factors were analyzed to improve quality safety of agricultural products. Results: 1) The pesticide application efficiency in Eastern, Central and Western areas shows a rising trend overall and the pesticide application efficiency in Eastern area is higher than Central and Western area. There is a little difference in pesticide application efficiency between Central and Western area during 2002～2006 but the pesticide application efficiency in Western area is significantly higher than Central area. The difference in pesticide application efficiency among different provinces in Eastern area gradually decreases as time goes on and the deference in pesticide application efficiency among different provinces in Western area represents a first increase and then decrease trend by taking 2007 as the critical value. The difference in pesticide application efficiency among different provinces in Central area is less overall. 2) Rural residents’ education level, proportion of participating in technical training, commercial rate of agricultural products and agricultural products’ price have the significant positive effect on pesticide application efficiency but the family income structure of farmer households inhibits improvement of pesticide application efficiency. The coverage rate of spraying equipment has no effect on pesticide application efficiency. The countermeasures to increase the farmers’ technical training strength and actively push agricultural industrialization and large-scale production are proposed in the paper at the same time.

quality safety of agricultural products; pesticide application efficiency; regional difference; influence factor; stochastic frontier

2015-09-29； 2016-02-29修回

馮 探(1991-)，男，在讀碩士，研究方向：公共管理與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。E-mail:1181010948@qq.com

1001-3601(2016)03-0117-0076-07

S482； F323.3

A