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

聶振芳　葉　露

社會化服務能否促進化肥減量化？——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)大學江西南昌330045；2.西安交通大學陜西西安710049）

化肥的過量使用不僅增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，還會造成面源污染。因此，減少化肥的用量已然成為推動農(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)效應模型，分析研究社會化服務的參與對化肥施用量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：社會化服務抑制農(nóng)戶化肥減量，因受細碎化和社會化服務主體的制約，未能有效達到減量化的目的；隨著社會化服務參與程度的加深，農(nóng)戶種植規(guī)模越大，越能達到農(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、家庭特征等對農(nóng)戶化肥施用量均具有顯著影響。啟示：（1）正確引導社會化服務的組織目標，減少化肥施用量；（2）加強農(nóng)戶彼此之間的合作，將細碎耕地規(guī)?；l(fā)揮機械化農(nóng)業(yè)的耕作優(yōu)勢，轉(zhuǎn)變農(nóng)戶傳統(tǒng)的通過施肥增加產(chǎn)量的觀念，構建綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)。

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

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80年代以來，我國糧食產(chǎn)量實現(xiàn)多年持續(xù)增長，化肥在保障糧食安全、促進農(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糧食增產(chǎn)是不可持續(xù)、無法長久的，化肥的過度、盲目使用容易造成耕地板結、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，科學地選擇化肥，提高化肥有效利用率，是實現(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行動方案》，并提出目標：到2020年，化肥利用率達到40%以上，比2013年提高7個百分點，力爭實現(xiàn)農(nóng)作物化肥使用量零增長。因此，推進科學施肥以及有效控制化肥使用量成為當前農(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)領域的社會化服務也在不斷更新完善。與此同時，眾多研究學者認為，在現(xiàn)有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，原本相對獨立的社會化服務與化肥施用被巧妙地聯(lián)系起來，并且這兩者的結合在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中也越來越普遍[1]。社會化服務與化肥施用相結合，一方面，傳統(tǒng)的經(jīng)營主體和產(chǎn)業(yè)的分工方式在社會化服務的參與下被調(diào)整。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在社會化服務的作用下，生產(chǎn)方式被運用得更加科學、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]。社會化服務也促進了農(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換取農(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)作物對化肥的利用率。通過專業(yè)、高效的生產(chǎn)方式促進農(nóng)作物化肥減量化[5]，從而促進了農(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化服務的影響并不明顯[7-8]。甚至有很多文獻表明，由于服務商與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料經(jīng)營銷售人員在某些方面存在著互利關系以及社會服務機構本身具有逐利性，會錯誤宣傳并誤導農(nóng)戶過量施用化肥[9]，從而有助于其牟利。如此，社會化服務的介入反而增加了農(nóng)作物化肥的施用量[1,10]。也就是說，農(nóng)業(yè)社會化服務與化肥施用量之間存在著微弱的正相關關系，即社會化服務個數(shù)的增加，也會使農(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)量和采納社會化服務的個數(shù)等因素都是造成這種負相關的主要原因，也是現(xiàn)有文獻中導致研究結果異質(zhì)性的重要原因。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對農(nóng)業(yè)社會化服務與農(nóng)作物化肥減量化的關系并未得到相對一致的結論。研究的實際適用性不強的主要原因，可能在于研究的對象及方法過于單一。在實際生活中，情境因素的改變往往對變量之間的關系影響很大，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對農(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)社會化服務與農(nóng)作物化肥施用量之間存在的真實相關性，并進一步運用普通最小二乘法（OLS）對影響樣本農(nóng)戶化肥施用量的戶主特征、家庭特征、村莊特征、土地特征等方面進行分析。農(nóng)業(yè)社會化服務的哪些特征會對農(nóng)作物減量化產(chǎn)生影響、農(nóng)戶參與社會化服務是否能夠有效促進其化肥減量施用是本研究重點探討的問題。文章也將從農(nóng)業(yè)社會化服務這一視角出發(fā)，揭示不同農(nóng)業(yè)社會化服務與農(nóng)作物化肥減量之間的內(nèi)在關聯(lián)機制及其潛在效果，以期對現(xiàn)有的文獻進行補充和完善。

1 研究設計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本次研究所用數(shù)據(jù)來自江西省2018年“中國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略智庫數(shù)據(jù)平臺建設項目”的入戶調(diào)查，首先從江西省隨機抽取了12個縣，進而從每個樣本縣分層隨機選取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再從每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)以地形及區(qū)域分布隨機抽樣3個行政村，每個村隨機抽取10戶農(nóng)戶進行入戶調(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)研究內(nèi)容所需的種植戶數(shù)據(jù)，剔除部分數(shù)據(jù)缺失以及無效問卷，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）?？紤]到以實際化肥施用量作為被解釋變量可能存在測量誤差問題，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化服務個數(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)進行外包的程度，以實際外包的生產(chǎn)環(huán)節(jié)個數(shù)進行測試，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。文章運用STATA15.1，定量分析社會化服務對農(nóng)戶化肥減量化的影響機制。其方程式表達如下：

本研究重點關注社會化服務個數(shù)對化肥施用量的影響，以及在不同的種植規(guī)模、一系列控制變量下對化肥施用量的影響差異。因此，構建了包含社會化服務、種植規(guī)模及社會化服務與種植規(guī)模的交互項的模型進行實證檢驗。包含交互項的模型表達式如下：

變量定義及其描述性統(tǒng)計分析結果如表1。

表1變量定義及其描述性統(tǒng)計分析結果

變量名稱變量定義平均值標準差 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 社會化服務個數(shù)實際數(shù)量/個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 家中是否有成員當過村干否=0；是=10.2580.438 實際務農(nóng)年限實際年限/年23.619.883 務工人數(shù)占勞動力人數(shù)的比例務工人數(shù)占勞動力人數(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 觀測值510

2 模型運算結果及分析

2.1 核心變量結果分析

文章運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，從社會化服務、種植規(guī)模、戶主特征、家庭特征、村莊特征、土地特征等方面進行分析。模型1為OLS回歸結果，模型2為加入社會化服務與種植規(guī)模的調(diào)節(jié)效應模型（如表2）。

在模型1中，社會化服務對農(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)采用了社會化服務，雖然部分環(huán)節(jié)中會兼顧施肥，但社會化服務的提供商有可能同時還是農(nóng)資供應商，為獲取經(jīng)濟利潤，會增加農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)節(jié)的化肥使用量。種植規(guī)模對農(nóng)戶化肥施用量具有顯著的負向影響。這是因為農(nóng)作物種植規(guī)模越大，農(nóng)戶越有可能實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，節(jié)約化肥的使用，以達到化肥的減量化。

與模型1相比，模型2加入社會化服務與種植規(guī)模的交互項后，對農(nóng)戶化肥施用量具有負效應。種植規(guī)模越大，農(nóng)戶越有可能采用社會化服務，其服務采用的種類越多，越有利于化肥的減量化。

2.2 控制變量結果分析

轉(zhuǎn)入地所占播種面積比例對農(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)濟水平差距對農(nóng)戶化肥施用量具有顯著的負向影響。本村與鄰村的經(jīng)濟水平存在差距，差距越大表明經(jīng)濟效益越低，即農(nóng)戶收入越低，農(nóng)戶對用于生產(chǎn)活動的化肥購買欲望越低，一定程度上減少了化肥的使用。播種地塊數(shù)量對農(nóng)戶化肥施用量具有正向影響，因為播種地塊數(shù)量越多，農(nóng)戶的種植地塊越細碎，生產(chǎn)過程不宜采用社會化服務，因而化肥施用量越多，不易達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，因為家庭人口數(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保證產(chǎn)量來獲取較多的經(jīng)濟收入。

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，說明這些并不是影響農(nóng)戶化肥施用量的關鍵性因素。

表2社會化服務對化肥施用量模型結果

變量模型1模型2標準誤系數(shù)標準誤系數(shù) 核心變量社會化服務個數(shù)0.122***-0.0420.113***-0.04 社會化服務×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 家中是否有成員當過村干-0.026-0.078-0.04-0.077 實際務農(nóng)年限0.002-0.0030.0020.002 務工人數(shù)占勞動力人數(shù)的比例0.036-0.1310.064-0.126 人均收入（取對數(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 3.526***-0.4693.419***-0.441 觀測值 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 分組結果

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

（1）在模型4和5中，種植規(guī)模、社會化服務與種植規(guī)模的交互項對農(nóng)戶化肥施用量呈顯著負向影響，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)量對農(nóng)戶化肥施用量的影響與模型1和模型2結果一致。

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

（4）在模型5中，家中是否有成員當過村干部、農(nóng)戶受教育水平對農(nóng)戶化肥施用量有顯著負效應。因為村干部更易學習相關的農(nóng)業(yè)技術知識，從而減少化肥的使用；文化教育水平的提高，利于其掌握先進種植生產(chǎn)技術，更懂得科學合理施肥，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)濟發(fā)展水平分組結果

變量模型3模型4模型5 核心變量社會化服務0.0530.0890.028 -0.061-0.057-0.076 社會化服務×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 家庭特征實際務農(nóng)年限-0.0060.011**0.002 -0.005-0.005-0.005 家中是否有成員當過村干部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 務工人數(shù)占勞動力人數(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)濟水平差距——— 常數(shù)項 3.297***2.447***4.873*** -0.62-0.617-0.75 觀測值 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 結論及啟示

3.1 結論

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)效應模型，研究分析社會化服務的參與程度對化肥施用量的影響。結果表明：（1）社會化服務個數(shù)的增加會導致農(nóng)戶化肥施用量的明顯增多，這是由于多數(shù)的社會服務機構具有逐利性，會錯誤宣傳和引導農(nóng)戶行為，進而導致農(nóng)戶為了追求產(chǎn)量而選擇增加化肥施用量；（2）種植規(guī)模的擴大會導致農(nóng)戶減少化肥的施用量，這是由于種植面積越大，機械化和現(xiàn)代化程度越高，能夠提升農(nóng)田質(zhì)量，進而降低農(nóng)戶對化肥的依賴程度，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)的增加會導致農(nóng)戶化肥施用量的增加，因為農(nóng)戶自有耕地的增加，短期之內(nèi)無法通過機械化的更新來促進產(chǎn)量的提升，這時候往往會通過增加化肥的施用來維持和提高產(chǎn)量，所以會導致化肥施用量的增加；（4）與鄰村的經(jīng)濟水平差距的增大會減少農(nóng)戶化肥施用量，因為本村與鄰村的經(jīng)濟水平存在差距說明了本村的經(jīng)濟狀況不佳，導致了村民沒有多余的資金用來購買化肥，購買欲望偏低，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）對于農(nóng)村社會化服務的設置需要在合理范圍內(nèi)，社會化服務的無限制增加反而會導致農(nóng)戶化肥施用量的不減反增，國家應該正確引導社會化服務的組織目標，限制各個地區(qū)社會化服務機構數(shù)量，使社會化服務在農(nóng)戶化肥施用當中發(fā)揮正確的引導作用，減少化肥施用量。（2）農(nóng)戶本身也要加強彼此之間的合作，促進細碎耕地的規(guī)?；?，發(fā)揮機械化農(nóng)業(yè)的耕作優(yōu)勢，轉(zhuǎn)變農(nóng)民傳統(tǒng)的通過施肥增加產(chǎn)量的觀念，運用機械化與規(guī)?；苿拥漠a(chǎn)量提升來替代化肥施用量增加所帶來的產(chǎn)量提升，構建綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)。（3）積極發(fā)展本村經(jīng)濟，縮小與鄰村經(jīng)濟發(fā)展的差距，通過本村經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，使農(nóng)戶有資金購置農(nóng)用機械和改善耕種設備，也有更多的資本去購買有機肥替代傳統(tǒng)的化肥，進而能夠獲得更高的產(chǎn)量，改善本村的生態(tài)人文環(huán)境。

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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，研究方向為農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展。