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    蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜產(chǎn)量的技術(shù)經(jīng)濟(jì)影響及其區(qū)域差異

    2021-05-19 10:03:20冷博峰李谷成馮中朝
    關(guān)鍵詞:山區(qū)縣平原縣丘陵

    冷博峰,李谷成,馮中朝*

    (1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心,湖北 武漢 430070;2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院,湖北 武漢 430070)

    近年來(lái),資源環(huán)境壓力約束了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展,推行綠色生產(chǎn)方式、增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力是當(dāng)前現(xiàn)實(shí)需要[1]。油菜作為中國(guó)種植面積最大的油料作物,對(duì)保障糧油安全具有重要戰(zhàn)略意義[2]。但目前油菜生產(chǎn)面臨著發(fā)展方式轉(zhuǎn)型壓力,勞動(dòng)力和化肥等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的影響已經(jīng)減弱[3-5],且存在生產(chǎn)成本上升、化肥過(guò)量施用、進(jìn)口油菜籽競(jìng)爭(zhēng)和政策支持力度減弱等問(wèn)題[2,6-7]。在多方面的壓力和約束下,促進(jìn)油菜生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展、保持產(chǎn)業(yè)興旺,需要轉(zhuǎn)換發(fā)展動(dòng)能[8],尋找新的增產(chǎn)措施。

    油菜是異花授粉作物,蟲(chóng)媒是其主要傳粉方式,但野生授粉者的數(shù)量過(guò)于稀少,無(wú)法完成充分授粉[9]。油菜也是蜜源作物[2],在花期,與自然授粉相比,蜂農(nóng)攜帶蜜蜂在田間采蜜可以提高昆蟲(chóng)密度、增加授粉數(shù)量(簡(jiǎn)稱“蜂農(nóng)授粉”),從而提高油菜籽粒產(chǎn)量。蜂農(nóng)和蜜蜂是農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)功能和可持續(xù)發(fā)展的重要組成部分[10-12],中國(guó)各地區(qū)多個(gè)油菜田間蜜蜂授粉試驗(yàn)顯示蜜蜂授粉增產(chǎn)作用顯著[13-15],且不會(huì)明顯增加面源污染、人力成本和碳排放等資源環(huán)境壓力。完善蜂農(nóng)授粉發(fā)展機(jī)制,引導(dǎo)種植戶和蜂農(nóng)建立緊密型合作關(guān)系,大幅提高蜂農(nóng)授粉普及率,充分發(fā)揮蜜蜂授粉替代勞動(dòng)力、提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和品質(zhì)的作用,在促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、節(jié)本增效和保護(hù)生物多樣性方面具有重要意義[16]。

    對(duì)蜂農(nóng)授粉效果的監(jiān)測(cè)、研究和評(píng)估是聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織和生物多樣性公約締約方大會(huì)通過(guò)的《國(guó)際授粉媒介倡議2018—2030行動(dòng)計(jì)劃》中的重要構(gòu)成部分[17]。2016年發(fā)表于《Science》的一篇文章認(rèn)為,目前除北美和歐洲之外全球其他地區(qū)的授粉效果有效性評(píng)估還存在巨大的知識(shí)空白,需要對(duì)授粉效果進(jìn)行長(zhǎng)期、廣泛的監(jiān)測(cè)[18]。目前對(duì)授粉的技術(shù)經(jīng)濟(jì)效果測(cè)算多集中于宏觀分析,且學(xué)界目前對(duì)分析授粉經(jīng)濟(jì)價(jià)值的方法上依然存在較多爭(zhēng)論[19],主要有顯示性偏好法(revealed preferences approach,RP)、陳述性偏好法(stated preferences approach,SP)和生產(chǎn)要素法(factor of production method,F(xiàn)P)等。Gallai等認(rèn)為包括蜜蜂在內(nèi)的全部授粉昆蟲(chóng)的授粉價(jià)值為1530億歐元,占世界農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值9.5%[20];劉朋飛等認(rèn)為蜜蜂授粉對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值為3042.20億元,占全國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值12.30%,其中對(duì)油菜經(jīng)濟(jì)價(jià)值為164.82億元[21];趙芝俊認(rèn)為中國(guó)蜜蜂授粉的宏觀經(jīng)濟(jì)價(jià)值為2548.90億元,占中國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值9.09%,蜜蜂群數(shù)對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的要素產(chǎn)出彈性為0.226[22]??傮w來(lái)看,從養(yǎng)蜂業(yè)角度上多側(cè)重于對(duì)其整體經(jīng)濟(jì)價(jià)值影響測(cè)算,從種植業(yè)角度上多側(cè)重于其對(duì)于農(nóng)作物的增產(chǎn)效果的測(cè)算。

    雖然蜜蜂授粉增產(chǎn)效果明顯,但由于中國(guó)農(nóng)戶的生產(chǎn)規(guī)模較小,當(dāng)前中國(guó)農(nóng)戶鮮見(jiàn)向蜂農(nóng)購(gòu)買授粉服務(wù),主要依賴蜂農(nóng)采蜜時(shí)對(duì)作物進(jìn)行授粉[23-25]。由于基本無(wú)交易,不存在授粉市場(chǎng),較難分析授粉市場(chǎng)價(jià)值。因此,為簡(jiǎn)化分析,該研究?jī)H將其視為一種增產(chǎn)措施,從種植業(yè)角度上考察其對(duì)油菜產(chǎn)量的影響。

    測(cè)算授粉增產(chǎn)效果的方法主要有兩類:一類是農(nóng)學(xué)上的田間試驗(yàn),測(cè)算方法為在農(nóng)作物花期攜帶蜂群至試驗(yàn)田塊進(jìn)行授粉,同時(shí)在同一地區(qū)選擇接受自然狀態(tài)下野生蜂群授粉的田塊(簡(jiǎn)稱“自然授粉”)以及用細(xì)紗網(wǎng)等隔離設(shè)施封閉無(wú)法接受任何昆蟲(chóng)授粉的田塊(簡(jiǎn)稱“隔離無(wú)蜂授粉”)分別作為對(duì)照組,待農(nóng)作物收獲后對(duì)比試驗(yàn)組與對(duì)照組的產(chǎn)量差異[13-15];另一類是技術(shù)經(jīng)濟(jì)分析中使用的生產(chǎn)要素法,蜜蜂授粉屬于生產(chǎn)資料范疇[19,26],將其作為一項(xiàng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的投入要素,與勞動(dòng)力、土地、資本、生產(chǎn)費(fèi)用等要素共同納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行分析,是一種在技術(shù)經(jīng)濟(jì)分析中廣泛使用的估算方法[19,22,27]。參考同類文獻(xiàn),本文也將使用生產(chǎn)要素法進(jìn)行分析。

    目前對(duì)中國(guó)蜂農(nóng)授粉效果的研究存在以下局限。第一,數(shù)據(jù)類型問(wèn)題。技術(shù)經(jīng)濟(jì)效果文獻(xiàn)以使用宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為主,缺乏微觀層面農(nóng)戶個(gè)體數(shù)據(jù)。蜜蜂授粉效果油菜田間試驗(yàn)雖然是微觀數(shù)據(jù),但多為單一地區(qū)效果匯報(bào),缺乏多地區(qū)匯總研究,而且,田間試驗(yàn)不考慮經(jīng)濟(jì)信號(hào)和農(nóng)戶行為,因而其技術(shù)經(jīng)濟(jì)解釋力相對(duì)有限。第二,模型設(shè)定問(wèn)題。目前研究中所使用的模型直接將蜂農(nóng)授粉情況作為外生要素引入C-D生產(chǎn)函數(shù),缺乏對(duì)蜂農(nóng)授粉作為外生變量合理性的理論解釋和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),也未考慮到生產(chǎn)要素間可能存在的交互作用以及要素二次項(xiàng)等非線性影響。第三,作物差異性。使用生產(chǎn)函數(shù)法進(jìn)行分析的研究多集中于整個(gè)農(nóng)業(yè),分作物討論的研究還比較少,未考慮到不同作物之間的差異性。第四,區(qū)域差異性。地形條件對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和蜂農(nóng)授粉具有明顯的區(qū)域不平衡影響,而現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏對(duì)不同地形區(qū)域之間差異性的研究。第五,研究時(shí)效性。目前研究各生產(chǎn)要素對(duì)中國(guó)油菜產(chǎn)量影響的實(shí)證文獻(xiàn)數(shù)據(jù)均來(lái)源于2013年之前,缺乏對(duì)于近期中國(guó)油菜生產(chǎn)情況的考察。

    鑒于此,本文基于生產(chǎn)要素法,使用國(guó)家油菜產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系2016-2019年在15個(gè)省(含自治區(qū)、直轄市)的油菜農(nóng)戶固定觀察點(diǎn)大樣本調(diào)查數(shù)據(jù),建立超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型,討論了種植戶是否主動(dòng)采購(gòu)授粉服務(wù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)原因,運(yùn)用實(shí)證分析方法探討了蜂農(nóng)授粉這一因素對(duì)油菜產(chǎn)量的產(chǎn)出彈性和要素貢獻(xiàn)率等技術(shù)經(jīng)濟(jì)影響與區(qū)域差異。

    一、模型與變量

    本文數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家油菜產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系2016-2019年農(nóng)戶固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù),包含有效受訪戶1107戶,有效受訪者樣本2928個(gè),調(diào)查省份油菜面積占到中國(guó)油菜總面積90%[28],能有效代表中國(guó)油菜生產(chǎn)情況。

    1.理論模型

    (1)生產(chǎn)函數(shù)模型。已有研究表明油菜產(chǎn)量除了受土地、勞動(dòng)力、化肥等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素和技術(shù)進(jìn)步、區(qū)域環(huán)境影響之外,還受蜂農(nóng)授粉影響。本文調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,有蜂農(nóng)授粉樣本的油菜單產(chǎn)均值比無(wú)蜂農(nóng)授粉樣本高5.867%,在1%水平上存在顯著性差異。因此,提出假設(shè)1:

    零假設(shè)(H0):蜂農(nóng)授粉對(duì)農(nóng)戶油菜年產(chǎn)量沒(méi)有顯著影響;

    備擇假設(shè)(H1):蜂農(nóng)授粉對(duì)農(nóng)戶油菜年產(chǎn)量有顯著影響。

    經(jīng)濟(jì)學(xué)視角上,生產(chǎn)是通過(guò)各類生產(chǎn)要素的組合投入,得到產(chǎn)品產(chǎn)出的過(guò)程。為構(gòu)建“投入-產(chǎn)出”之間的函數(shù)關(guān)系,通常使用生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行分析,用來(lái)表示客觀生產(chǎn)條件。具體研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí),各類影響農(nóng)作物產(chǎn)量的自然和社會(huì)資源通常被作為生產(chǎn)要素納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中[29]。基于假設(shè)1,蜂農(nóng)授粉是一種能夠影響油菜產(chǎn)量的資源,因此,參考趙芝俊[22]將蜜蜂群數(shù)引入C-D生產(chǎn)函數(shù)的模型設(shè)定方法,將“蜂農(nóng)授粉”作為外生變量引入生產(chǎn)函數(shù)模型,理論模型基本形式為:

    Y=f(A,L,F(xiàn),OM,BEE,T)

    (1)

    使用Christensen等[30]提出的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)來(lái)設(shè)定式(1),相較于C-D生產(chǎn)函數(shù),其函數(shù)形式更靈活,能更好地測(cè)定各投入要素的相互影響及產(chǎn)出彈性,被廣泛用于分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問(wèn)題。在式(1)和超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)式的基礎(chǔ)上,引入蜂農(nóng)授粉情況,得到模型式(2):

    lnYit=β0+β1lnAit+β2lnLit+β3lnFit+β4lnOMit+0.5β11(lnAit)2+
    0.5β22(lnLit)2+0.5β33(lnFit)2+0.5β44(lnOMit)2+β12lnAit×lnLit+
    β13lnAit×lnFit+β14lnAit×lnOMit+β23lnLit×lnFit+β24lnLit×
    lnOMit+β34lnFit×lnOMit+βBEEBEEit+βTTt+φdit+ui+εit

    (2)

    式(1)和式(2)中,Y為油菜產(chǎn)量,A為土地投入,L為勞動(dòng)力投入,F(xiàn)為化肥投入,OM為其他生產(chǎn)費(fèi)用,BEE為蜂農(nóng)授粉,T為時(shí)間趨勢(shì)變量,i表示第i個(gè)農(nóng)戶,t表示第t年。除4項(xiàng)主要投入要素作為生產(chǎn)函數(shù)的基本變量外,時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)T代表??怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步,地區(qū)虛擬變量d表示不同地區(qū)環(huán)境對(duì)油菜產(chǎn)量的影響,ui為不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng),εit為隨個(gè)體和時(shí)間而改變的擾動(dòng)項(xiàng),考慮到蜂農(nóng)授粉情況是二值虛擬變量,該變量未取對(duì)數(shù)。

    (2)蜂農(nóng)授粉的外生性假設(shè)。式(1)和式(2)中,蜂農(nóng)授粉情況作為外生變量被納入生產(chǎn)函數(shù),這樣進(jìn)行設(shè)定的原因是,目前中國(guó)農(nóng)戶購(gòu)買授粉服務(wù)的情況仍然較少[24],蜂農(nóng)采蜜行為獨(dú)立于種植戶生產(chǎn)行為。中國(guó)油菜種植戶沒(méi)有主動(dòng)采購(gòu)授粉服務(wù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)原因可能有以下三點(diǎn):①蜂農(nóng)授粉比例較高,當(dāng)油菜種植戶預(yù)測(cè)蜂農(nóng)主動(dòng)來(lái)到當(dāng)?shù)剡M(jìn)行采蜜,免費(fèi)達(dá)到授粉效果時(shí),將不會(huì)采購(gòu)授粉服務(wù);②主動(dòng)采購(gòu)授粉不經(jīng)濟(jì),油菜種植戶的經(jīng)營(yíng)面積比較小,單一種植戶雇傭蜂農(nóng)進(jìn)行授粉帶來(lái)的收益小于雇傭成本;③合作采購(gòu)授粉困難,由于難以避免免費(fèi)“搭便車”,多個(gè)油菜種植戶合作采購(gòu)授粉博弈中,在小規(guī)模種植戶之間,都不采購(gòu)授粉是“占優(yōu)策略均衡”,在小規(guī)模種植戶與大規(guī)模種植戶之間,大規(guī)模種植戶采購(gòu)授粉而小規(guī)模種植戶不采購(gòu)授粉是“重復(fù)剔除的占優(yōu)均衡”。

    此時(shí),授粉成為了蜂農(nóng)提供的用于作物生產(chǎn)的公共產(chǎn)品,具有正外部性效果[19]。事實(shí)上,在多數(shù)發(fā)展中國(guó)家,由于種植規(guī)模較小,農(nóng)戶不以任何方式管理授粉,而依靠野生蜜蜂和蜂農(nóng)采蜜時(shí)進(jìn)行授粉,是較為普遍的現(xiàn)象[19],蜂農(nóng)授粉對(duì)小型農(nóng)場(chǎng)生產(chǎn)的影響被全球?qū)W者所特別關(guān)注[18]。根據(jù)理論模型預(yù)測(cè),為檢驗(yàn)將蜂農(nóng)授粉作為外生變量的合理性,提出假設(shè)2:

    零假設(shè)(H0):蜂農(nóng)授粉與中國(guó)油菜種植戶的生產(chǎn)行為是外生的;

    備擇假設(shè)(H1):蜂農(nóng)授粉與中國(guó)油菜種植戶的生產(chǎn)行為是內(nèi)生的。

    2.變 量

    (1)核心解釋變量基本情況。模型的核心解釋變量為蜂農(nóng)授粉,其數(shù)據(jù)獲取方式為調(diào)查員在調(diào)查時(shí)向受訪油菜種植戶詢問(wèn)“花期時(shí),有蜂農(nóng)來(lái)田中采蜜嗎”,根據(jù)受訪者回憶獲取“是”或“否”的回答。該變量在不同省份、不同年度、不同地形區(qū)域和全樣本中分布情況見(jiàn)表1。

    從表1可見(jiàn),頻數(shù)為1460,占總樣本比例為49.86%。變量在不同省份間具有較高差異性,在不同地形區(qū)縣(以《中國(guó)縣(市)社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》中的區(qū)縣分類定義平原縣、丘陵縣與山區(qū)縣[31])間也存在差異,在丘陵縣和山區(qū)縣(以下統(tǒng)稱“丘陵山區(qū)縣”)比例高于平原縣11.66%,原因可能在于山區(qū)植被覆蓋廣闊,蜜源植物豐富,一年四季均有花開(kāi),更適宜發(fā)展養(yǎng)蜂業(yè)[24]。變量在年度之間呈上升趨勢(shì),2019年比2016年增加9.37個(gè)百分點(diǎn)。

    表1 蜂農(nóng)授粉情況的總體分布

    在此基礎(chǔ)上,進(jìn)一步詳細(xì)討論并檢驗(yàn)了核心解釋變量測(cè)量方法的準(zhǔn)確性、量綱的有效性以及對(duì)照組設(shè)置方式。對(duì)基于油菜種植戶自身回憶的核心解釋變量測(cè)量方法的準(zhǔn)確性,分別討論和檢驗(yàn)了可能存在的第一類統(tǒng)計(jì)錯(cuò)誤和第二類統(tǒng)計(jì)錯(cuò)誤,結(jié)論顯示未發(fā)現(xiàn)明顯的測(cè)量偏誤;對(duì)使用二值變量作為核心解釋變量量綱的有效性,依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)信息討論了蜂農(nóng)授粉的實(shí)際操作過(guò)程,結(jié)論顯示蜂農(nóng)無(wú)論攜帶蜂群數(shù)量多少,授粉效果近似等同;對(duì)僅將自然授粉作為核心解釋變量對(duì)照組的設(shè)置方式,討論了農(nóng)戶問(wèn)卷調(diào)查的現(xiàn)實(shí)困難以及技術(shù)經(jīng)濟(jì)分析中的實(shí)際需求,結(jié)論顯示自然授粉比隔離無(wú)蜂授粉更適合作為技術(shù)經(jīng)濟(jì)分析的對(duì)照組。因此,核心解釋變量的測(cè)量方法是準(zhǔn)確的,量綱是有效的,對(duì)照組的設(shè)置方式是合適的(受篇幅限制,不再匯報(bào)具體的討論和檢驗(yàn)結(jié)果)。

    (2)被解釋變量和控制變量的基本情況。在式(2)中,被解釋變量Y以每戶油菜年產(chǎn)量表示,單位為千克;土地投入A以每戶每年油菜收獲面積表示,單位為公頃;勞動(dòng)投入L以每戶每年油菜用工量表示,單位為工日;化肥投入F以每戶每年油菜年化肥用量表示,單位為千克;生產(chǎn)費(fèi)用OM以每戶每年油菜除化肥之外其他生產(chǎn)投入費(fèi)用加總表示,包括農(nóng)藥、種子、農(nóng)膜、水電費(fèi)和機(jī)械作業(yè)費(fèi)等,并按2016年不變價(jià)格平減,單位為元;T為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng),2016年至2019年依次賦值為1~4。同時(shí),為處理要素零投入水平時(shí)無(wú)法取對(duì)數(shù)問(wèn)題,按照厄爾·O·黑迪等[29]的建議方法,將“化肥施用量”和“生產(chǎn)費(fèi)用”中極少量0數(shù)值改為1,“蜂農(nóng)授粉”變量的觀測(cè)值全部加1。上述主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

    表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果 N=2928

    二、估計(jì)結(jié)果及解釋

    1.基準(zhǔn)模型

    (1)模型形式檢驗(yàn)。使用Stata16.1軟件,對(duì)式(2)進(jìn)行估計(jì),并進(jìn)行適用性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明,模型存在個(gè)體效應(yīng),且個(gè)體效應(yīng)與模型解釋變量相關(guān)。因此,采用面板固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果(見(jiàn)表3的回歸1)。這樣做的另一個(gè)好處是:在短期內(nèi),野蜂和小昆蟲(chóng)等當(dāng)?shù)匾吧诜壅邔?duì)油菜的自然授粉在不同年份花期時(shí)若視為是固定不變的,則面板固定效應(yīng)模型可以有效控制自然授粉的影響,得到對(duì)核心解釋變量更準(zhǔn)確的估計(jì)。

    同時(shí),由于面板固定效應(yīng)模型需要對(duì)每個(gè)農(nóng)戶不同年份數(shù)據(jù)進(jìn)行離差轉(zhuǎn)換(將每個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)減去該農(nóng)戶所有年份數(shù)據(jù)均值),而僅有1年數(shù)據(jù)農(nóng)戶樣本無(wú)法進(jìn)行離差轉(zhuǎn)換(1年數(shù)據(jù)的所有年份均值是其自身,相減后為0,不包含任何信息),因此僅有1年數(shù)據(jù)的38個(gè)農(nóng)戶未納入面板固定效應(yīng)模型,面板固定效應(yīng)模型有效農(nóng)戶數(shù)量為1069個(gè),有效樣本量為2890個(gè)。

    (2)基準(zhǔn)模型結(jié)果。從表3可見(jiàn),回歸1解釋變量變異性對(duì)被解釋變量變異性的解釋程度為63.0%,16個(gè)解釋變量中有5個(gè)在統(tǒng)計(jì)上顯著,各解釋變量對(duì)被解釋變量的聯(lián)合影響也極顯著,表明模型能夠較好地解釋各因素對(duì)農(nóng)戶油菜年產(chǎn)量的影響。對(duì)各生產(chǎn)要素二次項(xiàng)與交互項(xiàng)擬合系數(shù)的聯(lián)合t檢驗(yàn)結(jié)果顯示,可以在1%顯著性水平上拒絕其等于0,表明超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型設(shè)定是合適的。蜂農(nóng)授粉變量t檢驗(yàn)結(jié)果顯示,可以在1%顯著性水平上拒絕假設(shè)1的零假設(shè),接受假設(shè)1的備擇假設(shè),即蜂農(nóng)授粉對(duì)農(nóng)戶油菜年產(chǎn)量有顯著影響。

    同時(shí),作為對(duì)照,回歸2的數(shù)據(jù)和估計(jì)方法與回歸1相同,但未納入蜂農(nóng)授粉變量。與回歸2相比,回歸1的各控制變量系數(shù)和顯著性均未出現(xiàn)較大變化,說(shuō)明估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。對(duì)調(diào)整R2變化的層級(jí)檢驗(yàn)[32]表明,可以在1%顯著性水平上拒絕回歸1的調(diào)整R2和回歸2無(wú)差異,加入蜂農(nóng)授粉變量后回歸1對(duì)油菜產(chǎn)量的解釋力度顯著高于回歸2?;貧w2的AIC數(shù)值為-1233.743,BIC數(shù)值為-1144.208,回歸1的AIC數(shù)值為-1273.672,BIC數(shù)值為-1178.168,加入蜂農(nóng)授粉變量后AIC和BIC數(shù)值都下降了,回歸1在增加解釋力度同時(shí),依然保持了簡(jiǎn)潔性。

    2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

    模型設(shè)定時(shí)假設(shè)蜂農(nóng)授粉是外生變量,參考Wagner等[33]研究坦桑尼亞養(yǎng)蜂業(yè)時(shí)的方法,使用以下5種方法檢驗(yàn)其外生性:①計(jì)算蜂農(nóng)授粉與其他控制變量的相關(guān)系數(shù);②計(jì)算蜂農(nóng)授粉的方差膨脹因子數(shù)值;③對(duì)有無(wú)蜂農(nóng)授粉樣本組的各生產(chǎn)要素投入的組間差異進(jìn)行分組均值t檢驗(yàn);④將蜂農(nóng)授粉作為被解釋變量進(jìn)行回歸,檢驗(yàn)其他控制變量對(duì)其是否有統(tǒng)計(jì)顯著性(見(jiàn)表3的回歸3);⑤尋找一個(gè)蜂農(nóng)授粉的有效工具變量,對(duì)蜂農(nóng)授粉進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

    上述5種檢驗(yàn)方法均不能拒絕假設(shè)2的零假設(shè),未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)意義上蜂農(nóng)授粉與油菜種植戶生產(chǎn)行為內(nèi)生的證據(jù),可以認(rèn)為蜂農(nóng)授粉是一個(gè)外生變量(受論文篇幅限制,不再匯報(bào)內(nèi)生性檢驗(yàn)的具體結(jié)果和說(shuō)明)。將其作為外生變量納入生產(chǎn)函數(shù),所設(shè)定的模型形式是合適的。

    3.蜂農(nóng)授粉效果及地形區(qū)域差異

    (1)控制省份-年度交互固定效應(yīng)。考慮到同一年度同一省份內(nèi)還可能存在其他遺漏的共同因素(例如政策變化、氣候變化和野生授粉者變化等)的影響,在回歸1的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了更嚴(yán)格的省份-年度交互固定效應(yīng),擬合結(jié)果見(jiàn)表3中的回歸4。

    (2)截尾模型。為了檢驗(yàn)極端值的影響,回歸5在回歸4的基礎(chǔ)上進(jìn)行了截尾處理,未納入調(diào)查期內(nèi)年均油菜產(chǎn)量最低5%和最高5%的農(nóng)戶,回歸5的擬合結(jié)果與回歸4沒(méi)有較為明顯的變化,顯示回歸4的結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

    (3)不同地形區(qū)域的分組回歸。由于地形因素的影響,平原地區(qū)與丘陵山區(qū)之間的油菜生產(chǎn)狀況和蜂農(nóng)授粉情況可能存在一些區(qū)域方面的組間差異,為此,提出假設(shè)3:

    零假設(shè)(H0):平原地區(qū)與丘陵山區(qū)各生產(chǎn)要素和蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜產(chǎn)量的影響無(wú)差異;

    備擇假設(shè)(H1):平原地區(qū)與丘陵山區(qū)各生產(chǎn)要素和蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜產(chǎn)量的影響有差異。

    基于假設(shè)3,使用上述區(qū)域的子樣本數(shù)據(jù)擬合了分組回歸方程?;貧w6匯報(bào)了位于平原縣受訪戶數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果,回歸7匯報(bào)了位于丘陵山區(qū)縣受訪戶數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果。同時(shí),使用連玉君等對(duì)費(fèi)舍爾組合改進(jìn)的檢驗(yàn)方法[34],檢驗(yàn)了回歸6與回歸7的分組回歸差異。從表3可見(jiàn),回歸6與回歸7各變量的組間系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上存在顯著差異,因此可以拒絕假設(shè)3的零假設(shè),顯示出不同地形環(huán)境下油菜生產(chǎn)存在著明顯區(qū)域差異。

    表3 蜂農(nóng)授粉效果及地形區(qū)域差異

    (4)模型形式檢驗(yàn)。對(duì)回歸4、回歸6和回歸7的適用性檢驗(yàn)表明,這3個(gè)回歸也適合采用面板固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。F檢驗(yàn)結(jié)果顯示,各解釋變量對(duì)被解釋變量的聯(lián)合影響在3個(gè)回歸中也均極顯著。對(duì)模型各生產(chǎn)要素的二次項(xiàng)與交互項(xiàng)擬合系數(shù)的聯(lián)合t檢驗(yàn)結(jié)果顯示,這3個(gè)回歸均可以在1%顯著性水平上拒絕其擬合系數(shù)等于0,表明超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的模型設(shè)定在這3個(gè)回歸中也是合適的。因此,后文使用回歸4、回歸6和回歸7的估計(jì)結(jié)果,進(jìn)行經(jīng)濟(jì)含義解釋。

    4.估計(jì)結(jié)果解釋

    (1)產(chǎn)出彈性和貢獻(xiàn)率的計(jì)算方法。由于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)各變量系數(shù)難以直接解釋,通常以各變量在樣本幾何均值處的產(chǎn)出彈性進(jìn)行分析。以土地和蜂農(nóng)授粉變量為例,對(duì)式(2)求偏導(dǎo)數(shù),得到產(chǎn)出彈性函數(shù)如下:

    (3)

    (4)

    將各要素幾何均值和回歸擬合系數(shù)代入式(3)和式(4),得到各因素在樣本幾何均值處(下同)的產(chǎn)出彈性,見(jiàn)表4。進(jìn)一步來(lái)看,產(chǎn)出彈性反映的是各項(xiàng)因素對(duì)油菜產(chǎn)量影響程度的相對(duì)量,在一定時(shí)間段之間,還應(yīng)考慮到各因素的變化幅度。參考You等[35]和劉天軍等[36]使用的貢獻(xiàn)率計(jì)算方法,用各因素產(chǎn)出彈性與該因素樣本年度間變化率的乘積來(lái)表示該因素對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),各組別的影響因素貢獻(xiàn)率情況見(jiàn)表4。

    表4 2016-2019年各影響因素的產(chǎn)出彈性和對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率

    (2)蜂農(nóng)授粉效果。在全樣本、平原縣和丘陵山區(qū)縣回歸中,蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜產(chǎn)量均有顯著正向影響,但在丘陵山區(qū)縣的擬合系數(shù)比平原縣低0.079,二者差異在1%統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著性。全樣本中蜂農(nóng)授粉產(chǎn)出彈性為0.136,數(shù)值大小僅次于土地,具有明顯增產(chǎn)作用。平原縣蜂農(nóng)授粉產(chǎn)出彈性為0.213,丘陵山區(qū)縣為0.116。平原縣高于丘陵山區(qū)縣的原因可能有兩點(diǎn),一是丘陵山區(qū)蜜粉源植物豐富[24],野蜂和小昆蟲(chóng)等自然授粉媒介更多,蜂農(nóng)采蜜帶來(lái)的疊加授粉效果相對(duì)下降;二是丘陵山區(qū)豐富的蜜粉源植物也使其更適合發(fā)展養(yǎng)蜂業(yè),蜂農(nóng)授粉比例比平原縣高11.66%(見(jiàn)表1),蜂農(nóng)授粉較為飽和時(shí)效果可能降低。

    對(duì)產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率方面,全樣本中,蜂農(nóng)授粉增加21.19%,對(duì)2016-2019年油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為2.885%;分區(qū)域來(lái)看,蜂農(nóng)授粉在平原縣的變化率為15.07%,低于丘陵山區(qū)縣的22.38%,但在平原縣的產(chǎn)出彈性為0.213,高于丘陵山區(qū)縣的0.116,因此蜂農(nóng)授粉對(duì)平原縣產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率為3.20%,高于丘陵山區(qū)縣的2.59%。

    總體來(lái)看,盡管蜂農(nóng)授粉產(chǎn)出彈性較高,但對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率不高,原因可能在于這一有效增產(chǎn)措施仍然有待推廣和采納。2019年蜂農(nóng)授粉比例為53.57%,有近半數(shù)油菜種植戶沒(méi)有得到蜂農(nóng)授粉,未來(lái)蜂農(nóng)授粉比例還有較大提升空間。

    (3)其他生產(chǎn)要素效果。在全樣本回歸中,土地的一次項(xiàng)存在顯著正效應(yīng),化肥和生產(chǎn)費(fèi)用的二次項(xiàng)存在顯著正效應(yīng),勞動(dòng)力與化肥施用量的交互項(xiàng)存在顯著負(fù)效應(yīng)。土地、勞動(dòng)力、化肥和生產(chǎn)費(fèi)用都至少在一次項(xiàng)、二次項(xiàng)或交互項(xiàng)中對(duì)被解釋變量存在顯著影響,顯示出將這4種生產(chǎn)要素納入模型是合適的。

    土地產(chǎn)出彈性在全樣本為0.861,在平原縣為0.926,高于丘陵山區(qū)縣的0.844,丘陵山區(qū)縣地塊較為零碎,難以連片耕作,導(dǎo)致其產(chǎn)出彈性偏低。土地對(duì)產(chǎn)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率在各要素中最高,可能由于2015年油菜籽臨儲(chǔ)政策改革降低了種植戶收益,導(dǎo)致2016年油菜種植面積大幅減少[6],隨后因收益回升出現(xiàn)種植面積恢復(fù)性增長(zhǎng)。平原縣面積恢復(fù)性增長(zhǎng)更快,且平原縣土地產(chǎn)出彈性高于丘陵山區(qū)縣,因此土地對(duì)平原縣產(chǎn)量貢獻(xiàn)率明顯高于丘陵山區(qū)縣。

    勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性在全樣本中為-0.009,在平原縣為0.016,丘陵山區(qū)縣為-0.011,二者均接近于0,差異不明顯,顯示在平原縣和丘陵山區(qū)縣均存在勞動(dòng)力投入過(guò)密化傾向。勞動(dòng)力投入在產(chǎn)出彈性為負(fù)的情況下仍有一定增幅(18.28%),是各要素中唯一對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率為負(fù)(-0.17%)的因素。勞動(dòng)力增幅在平原縣和丘陵山區(qū)縣均遠(yuǎn)低于收獲面積的增幅,對(duì)平原縣和丘陵山區(qū)縣產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率分別為0.61%和-0.11%,對(duì)產(chǎn)量幾乎無(wú)影響。

    化肥產(chǎn)出彈性在全樣本中為0.043,在平原縣為0.029,丘陵山區(qū)縣為0.046?;适┯昧康呢暙I(xiàn)率也比較低(2.98%),當(dāng)前油菜生產(chǎn)中化肥用量過(guò)多,影響土壤質(zhì)量[37],需要轉(zhuǎn)變農(nóng)戶生產(chǎn)觀念,推行綠色生產(chǎn)方式,控制化肥用量?;适┯昧吭谄皆h的變化率為6.85%,遠(yuǎn)低于平原縣收獲面積增幅,化肥減量施用較為明顯,對(duì)產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率為0.19%,在丘陵山區(qū)的變化率高于丘陵山區(qū)縣收獲面積增幅,化肥仍在增量施用,雖然增加了93.406%的化肥,但僅貢獻(xiàn)了4.249%的丘陵山區(qū)縣油菜產(chǎn)量變化,化肥增量施用的增產(chǎn)效果很低。

    其他生產(chǎn)費(fèi)用產(chǎn)出彈性在全樣本中為0.076,在平原縣為0.160,高于丘陵山區(qū)縣的0.064,農(nóng)藥、種子、農(nóng)膜、水電和機(jī)械作業(yè)等投入對(duì)油菜產(chǎn)量的影響在平原縣更高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,這些資本投入可能存在地塊規(guī)模經(jīng)濟(jì),即在較大的地塊中效率高,在較零散的地塊中效率低[38]。丘陵山區(qū)縣的地塊可能比平原縣零散,影響了這些資本投入的效率。其他生產(chǎn)費(fèi)用增幅比較高(165.97%),但因其產(chǎn)出彈性較低,對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率僅為12.56%。其他生產(chǎn)費(fèi)用產(chǎn)出彈性在平原縣高于丘陵山區(qū)縣,但其在平原縣變化率為49.56%,遠(yuǎn)低于丘陵山區(qū)縣的179.03%,因此其對(duì)平原縣產(chǎn)量貢獻(xiàn)率7.91%低于丘陵山區(qū)縣11.43%。

    (4)技術(shù)進(jìn)步情況。模型設(shè)定中,以時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)代表希克斯中性技術(shù)進(jìn)步,時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)在回歸6和回歸7中均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,表明平原縣和丘陵山區(qū)縣的油菜生產(chǎn)年均技術(shù)進(jìn)步率分別為8.45%和8.21%。技術(shù)進(jìn)步可能來(lái)源于近年來(lái)油菜新品種的研發(fā)與農(nóng)戶采納,以及相關(guān)配套的農(nóng)技農(nóng)藝的推廣。

    (5)規(guī)模報(bào)酬情況。全樣本中,規(guī)模彈性為0.970,接近于規(guī)模報(bào)酬不變。規(guī)模彈性在平原縣為1.130,丘陵山區(qū)縣為0.943,現(xiàn)階段平原縣油菜生產(chǎn)處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段,丘陵山區(qū)縣處于規(guī)模報(bào)酬遞減階段。平原縣和丘陵山區(qū)縣之間的規(guī)模報(bào)酬差異主要由土地和其他生產(chǎn)費(fèi)用的要素產(chǎn)出彈性差異引起。

    三、結(jié)論與啟示

    1.結(jié) 論

    研究使用國(guó)家油菜產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系農(nóng)戶固定觀測(cè)點(diǎn)2016-2019年15個(gè)省1069個(gè)油菜種植戶的2890個(gè)樣本的非平衡面板數(shù)據(jù),構(gòu)建超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型,分析了蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜產(chǎn)量的技術(shù)經(jīng)濟(jì)效果,并進(jìn)一步討論了在平原地區(qū)和丘陵山區(qū)之間各生產(chǎn)要素和蜂農(nóng)授粉情況對(duì)油菜產(chǎn)量影響的區(qū)域差異性。研究結(jié)果表明:

    (1)蜂農(nóng)授粉是有效的增產(chǎn)措施,但仍有待推廣。蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜年產(chǎn)量有顯著正向影響,且表現(xiàn)出比化肥、勞動(dòng)力和其他生產(chǎn)投入等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素更高的產(chǎn)出彈性,是一種有效的增產(chǎn)措施。雖然蜂農(nóng)授粉表現(xiàn)出較高的產(chǎn)出彈性,但由于蜂農(nóng)授粉的比例增加有限,在2016-2019年之間僅貢獻(xiàn)了2.89%的油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)。

    (2)油菜增產(chǎn)主要依賴土地面積增加和技術(shù)進(jìn)步。傳統(tǒng)生產(chǎn)要素對(duì)油菜增產(chǎn)作用較為有限,勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為負(fù)值,化肥和其他生產(chǎn)投入的產(chǎn)出彈性也比較低。各影響因素對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率由大到小排序依次為土地、其他生產(chǎn)費(fèi)用、化肥、蜂農(nóng)授粉、勞動(dòng)力,顯示在目前油菜生產(chǎn)中勞動(dòng)力投入過(guò)密,化肥和其他生產(chǎn)投入等要素的效果也較低,目前增加產(chǎn)量主要依賴于種植面積的增加,需要轉(zhuǎn)換發(fā)展動(dòng)能。目前技術(shù)進(jìn)步對(duì)油菜生產(chǎn)有重要影響,在控制了各投入要素的影響之后,油菜生產(chǎn)在平原和丘陵山區(qū)縣年度間的技術(shù)進(jìn)步率分別達(dá)到8.45%和8.21%。

    (3)各因素對(duì)油菜產(chǎn)量的影響存在明顯區(qū)域差異。蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜產(chǎn)量影響在平原縣顯著高于丘陵山區(qū)縣,在平原縣中表現(xiàn)出更高的產(chǎn)出彈性和貢獻(xiàn)率。平原縣土地、勞動(dòng)力、生產(chǎn)投入的產(chǎn)出彈性和技術(shù)進(jìn)步高于丘陵山區(qū)縣,化肥的產(chǎn)出彈性低于丘陵山區(qū)縣。平原縣土地和勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率高于丘陵山區(qū)縣,化肥和其他生產(chǎn)投入的貢獻(xiàn)率低于丘陵山區(qū)縣。各影響因素對(duì)油菜產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率由大到小排序在平原縣為土地、其他生產(chǎn)費(fèi)用、蜂農(nóng)授粉、勞動(dòng)力、化肥,在丘陵山區(qū)縣為土地、其他生產(chǎn)費(fèi)用、化肥、蜂農(nóng)授粉、勞動(dòng)力。

    2.啟 示

    以上研究結(jié)論顯示,蜂農(nóng)授粉能夠在不明顯增加資源環(huán)境壓力的情況下顯著增加油菜產(chǎn)量,從而增加種植收益。全球經(jīng)驗(yàn)顯示,加強(qiáng)養(yǎng)蜂業(yè)的支持政策變化是最大限度地提高依賴授粉作物產(chǎn)量潛力的迫切需要[18]。因此,基于研究結(jié)論,有以下政策啟示:

    (1)適度增加補(bǔ)貼。當(dāng)前蜂農(nóng)授粉比例主要體現(xiàn)了蜂農(nóng)作為蜂產(chǎn)品生產(chǎn)者的市場(chǎng)均衡水平,如果能通過(guò)恰當(dāng)機(jī)制將其對(duì)農(nóng)作物授粉的正外部性內(nèi)部化,使蜂農(nóng)也能獲得授粉服務(wù)收益,將能夠增加蜂農(nóng)數(shù)量,達(dá)到新的市場(chǎng)均衡。此時(shí),蜂農(nóng)數(shù)量增加既可以增加農(nóng)作物授粉,也可以增加市場(chǎng)上的蜂產(chǎn)品供應(yīng)數(shù)量,提高蜂產(chǎn)品消費(fèi)者福利。對(duì)于具有正外部性的產(chǎn)品,為促進(jìn)社會(huì)福利最大化,常用的經(jīng)濟(jì)學(xué)做法是由政府進(jìn)行補(bǔ)貼,使外部性內(nèi)部化。建議按照目前建立綠色生態(tài)導(dǎo)向農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度改革的精神,將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金適度向蜂農(nóng)生產(chǎn)作業(yè)環(huán)節(jié)傾斜,繼續(xù)對(duì)蜂農(nóng)購(gòu)買蜂箱和養(yǎng)蜂車給予補(bǔ)貼,同時(shí)積極探索其他補(bǔ)貼方式,例如為油菜種植戶向蜂農(nóng)購(gòu)買授粉服務(wù)提供服務(wù)費(fèi)補(bǔ)貼,鼓勵(lì)更多蜂農(nóng)在采蜜時(shí)發(fā)揮授粉的正外部性效果。

    (2)加強(qiáng)蜂業(yè)知識(shí)宣傳。普通大眾和蜂農(nóng)對(duì)蜜蜂和其他傳粉者的知識(shí)和態(tài)度通常存在顯著差異[39],而宣傳培訓(xùn)能夠有效提高農(nóng)戶對(duì)蜜蜂授粉的知識(shí)并促使農(nóng)戶采取對(duì)授粉活動(dòng)的友好行為[40],考慮到當(dāng)前中國(guó)仍有許多農(nóng)戶對(duì)蜜蜂授粉價(jià)值了解不足[23],建議在主產(chǎn)區(qū)向油菜種植戶增加宣傳力度,介紹蜂農(nóng)授粉對(duì)油菜增產(chǎn)作用,降低部分農(nóng)戶對(duì)蜂農(nóng)作業(yè)的不理解和干擾,引導(dǎo)農(nóng)戶合理使用殺蟲(chóng)劑,減少殺蟲(chóng)劑對(duì)蜜蜂的毒害作用。

    (3)引導(dǎo)種植業(yè)與養(yǎng)蜂業(yè)建立緊密型合作關(guān)系。油菜種植業(yè)存在規(guī)模效應(yīng)[4],養(yǎng)蜂業(yè)也存在規(guī)模效應(yīng)[41],引導(dǎo)養(yǎng)蜂行業(yè)與油菜種植業(yè)進(jìn)行溝通,互相交換自身的成本收益信息,建立行業(yè)之間的利益連接方式,可以達(dá)到雙方共同的最優(yōu)規(guī)模,促進(jìn)雙方的和諧、共享與協(xié)同發(fā)展。目前蜂農(nóng)作業(yè)比例較低的地區(qū),應(yīng)努力破除蜂農(nóng)轉(zhuǎn)場(chǎng)障礙,或者發(fā)展本地養(yǎng)蜂業(yè)。現(xiàn)階段可以優(yōu)先引導(dǎo)合作社、種植大戶等規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體與蜂農(nóng)加強(qiáng)合作,并鼓勵(lì)基層組織為蜂農(nóng)作業(yè)提供必要的便利條件。

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