梁志會　張露　劉勇

摘要?促進(jìn)農(nóng)戶的化肥減量施用是改善農(nóng)業(yè)面源污染、推動農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要舉措。已有研究重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)及由此實(shí)現(xiàn)的農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營對化肥減量化的影響，普遍忽視農(nóng)業(yè)分工的減量貢獻(xiàn)。本文通過構(gòu)建 “農(nóng)業(yè)分工-內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步-化肥減量施用”理論分析框架，闡明了農(nóng)業(yè)橫向分工與縱向分工促進(jìn)化肥減量施用的作用機(jī)理，然后結(jié)合2017年對江漢平原983個(gè)水稻種植戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用線性回歸模型與分位數(shù)回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)橫向分工和縱向分工均能夠顯著降低水稻種植戶的化肥施用量;對于化肥施用量處于低位分布的農(nóng)戶，縱向分工的減施效應(yīng)相對較強(qiáng);對于化肥施用量處于高位分布的農(nóng)戶，橫向分工的減施效應(yīng)更為明顯?？紤]宏觀農(nóng)業(yè)化肥減量化政策沖擊和模型潛在的內(nèi)生性等問題后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)健。進(jìn)一步的影響機(jī)理挖掘發(fā)現(xiàn)，橫向分工與縱向分工分別通過人力資本積累、迂回技術(shù)引進(jìn)效應(yīng)促進(jìn)實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶化肥減量施用。在農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營參與分工經(jīng)濟(jì)的過程中，橫向分工及其區(qū)域?qū)I(yè)連片化所表達(dá)的市場容量是縱向分工深化、知識外溢與人力資本積累的重要條件。由此，當(dāng)微觀農(nóng)戶開展橫向?qū)I(yè)化分工并演進(jìn)為區(qū)域?qū)I(yè)連片化生產(chǎn)時(shí)，橫向分工的人力資本積累效應(yīng)和縱向分工的迂回技術(shù)引進(jìn)效應(yīng)將得到強(qiáng)化，進(jìn)而顯著促進(jìn)農(nóng)戶化肥減量施用。本文的政策含義是：優(yōu)化作物生產(chǎn)布局，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)橫向分工，特別是區(qū)域?qū)I(yè)連片化、組織化生產(chǎn)，形成小農(nóng)戶與大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)格局;培育多樣化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)委托代理市場，鼓勵農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營卷入分工經(jīng)濟(jì)。

關(guān)鍵詞?橫向分工;縱向分工;化肥減量化;水稻生產(chǎn)

中圖分類號?F321.1

文獻(xiàn)標(biāo)識碼?A?文章編號?1002-2104（2020）01-0150-10?DOI：10.12062/cpre.20190818

化肥投入對中國糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)高達(dá)40%，為解決中國糧食安全問題做出巨大貢獻(xiàn)[1]。然而，化肥過量施用、利用效率低下現(xiàn)象普遍存在[2]。2015年全國農(nóng)作物畝均折純化肥用量為21.9 kg，遠(yuǎn)高于每畝8 kg的世界平均水平，且化肥的平均利用率僅為33%[3]。過量和低效的化肥施用不僅會降低農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、威脅食品安全，也會加劇土壤、水體污染和增加溫室氣體排放[4]。有鑒于此，繼2015年農(nóng)業(yè)部頒布《到2020年化肥使用量零增長行動方案》后，2019年中央一號文件再次強(qiáng)調(diào)，深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)化肥減量化行動，促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

農(nóng)戶是化肥減量施用的行為主體。已有文獻(xiàn)將農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模視為影響農(nóng)戶化肥施用行為決策的重要因素[5-6]。其基本邏輯是：土地規(guī)模或者地塊規(guī)模的有限性，可能誘致農(nóng)戶偏好通過密集的化肥投入以提高土地生產(chǎn)率[5]。而推進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)與集中、促進(jìn)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，既有助于實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置[7]，也能夠激勵農(nóng)戶采納新技術(shù)[8]，從而實(shí)現(xiàn)化肥減量目標(biāo)[5]。然而長期實(shí)踐表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)并未對中國細(xì)碎化的家庭經(jīng)營格局帶來根本性改觀。2017年農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在0.67 hm2以上的農(nóng)戶僅占農(nóng)戶總數(shù)的14.8%，較之于2015年僅上升0.5%，且自2014年起，全國家庭承包流轉(zhuǎn)面積增速逐年回落[9]?？梢?，通過推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，繼而實(shí)現(xiàn)要素優(yōu)化配置，促進(jìn)化肥減量化是一個(gè)相對緩慢的過程，短期內(nèi)難以有效達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。

實(shí)際上，古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，規(guī)模經(jīng)濟(jì)內(nèi)生于分工經(jīng)濟(jì)[10]。農(nóng)業(yè)家庭經(jīng)營卷入分工經(jīng)濟(jì)，規(guī)模經(jīng)營可以表達(dá)為服務(wù)規(guī)模經(jīng)營，這與農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營并行不悖[11]?？疾旆止そ?jīng)濟(jì)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的研究指出，參與農(nóng)業(yè)分工是為小農(nóng)戶有機(jī)銜接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重要路徑[11]。因?yàn)檗r(nóng)業(yè)分工不僅有助于提高糧食作物播種面積和產(chǎn)量[11-12]，而且對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與成本改進(jìn)同樣具有積極影響[13]。甚至有研究指出，農(nóng)業(yè)分工，尤其是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的發(fā)展，將有助于土地要素的優(yōu)化配置，推動農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營[14];也將有助于家庭代際分工發(fā)展，實(shí)現(xiàn)勞動力資本的配置效率改進(jìn)[15]?？梢姡r(nóng)業(yè)分工對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置產(chǎn)生重要影響。然而鮮少有研究聚焦農(nóng)業(yè)分工對化肥要素投入的影響，并探究其作用機(jī)理。由此，本文致力于揭示農(nóng)業(yè)橫向分工與縱向分工影響農(nóng)戶化肥減量施用的內(nèi)在邏輯和實(shí)證證據(jù)，以期在豐富已有文獻(xiàn)的同時(shí)，為農(nóng)業(yè)化肥減量提供新的政策邏輯。

1?邏輯線索

1.1?農(nóng)業(yè)分工與化肥減量化的關(guān)系假說

分工所表達(dá)的規(guī)模報(bào)酬遞增來源于農(nóng)戶專業(yè)化程度加深，同時(shí)要求不同個(gè)體或產(chǎn)業(yè)間形成交換關(guān)系，利用產(chǎn)業(yè)間的互補(bǔ)與合作延長迂回生產(chǎn)鏈條，以改善最終產(chǎn)品的生產(chǎn)效率?？梢?，專業(yè)化水平（橫向分工）和生產(chǎn)迂回度（縱向分工）是分工的核心維度[10-11]。其中，農(nóng)業(yè)橫向分工指農(nóng)戶通過減少生產(chǎn)經(jīng)營項(xiàng)目種類數(shù)或擴(kuò)大部分種養(yǎng)品種規(guī)模所形成的農(nóng)業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)縱向分工則表達(dá)為主要生產(chǎn)環(huán)節(jié)的服務(wù)外包[11]。專業(yè)化生產(chǎn)有利于獲得減量知識積累與減量技術(shù)創(chuàng)新，而購買服務(wù)的迂回方式同樣可能將新要素（如生物質(zhì)肥料）與新技術(shù)（如測土配方肥）引入生產(chǎn)。

據(jù)此，提出本文的核心假說：農(nóng)業(yè)橫向分工與縱向分工深化對農(nóng)戶化肥減量化施用具有顯著的積極影響。

1.2?農(nóng)業(yè)分工驅(qū)動化肥減量化的關(guān)聯(lián)性推論

人力資本對農(nóng)戶化肥減量化施用具有重要推動作用[16]，而橫向?qū)I(yè)化則被認(rèn)為是人力資本積累的重要途徑[17]。這一方面表現(xiàn)為內(nèi)部的人資部積累效應(yīng)，即專業(yè)化有利于節(jié)約工作轉(zhuǎn)換時(shí)間，促進(jìn)知識和技能的積累，并為專用工具的創(chuàng)造提供可能，成為經(jīng)濟(jì)增長的源泉[18]。具體表現(xiàn)為：專業(yè)化水平的高低決定了知識的積累速度、個(gè)體的技術(shù)獲取能力，以及規(guī)模報(bào)酬遞增[19]。正是由于專用性人力資本具有規(guī)模報(bào)酬遞增趨勢，專業(yè)化導(dǎo)致具有相同稟賦的個(gè)體同樣有動力對專用性技能進(jìn)行投資[17]。Schultz[20]就曾指出，農(nóng)業(yè)專業(yè)化有利于農(nóng)戶專用性人力資本積累。另一方面，表現(xiàn)為知識、技術(shù)和能力等所表達(dá)的人力資本具有外溢效應(yīng)[21]。生產(chǎn)者之間的技術(shù)與創(chuàng)新擴(kuò)散、模仿與創(chuàng)造（學(xué)習(xí)效應(yīng)）[22]，使得任何技能水平的主體在人力資本豐富的環(huán)境中都更具生產(chǎn)力[23]。

據(jù)此，提出推論1：農(nóng)業(yè)橫向分工通過人力資本積累促進(jìn)農(nóng)業(yè)化肥減量化施用。

分工為專用工具的發(fā)明創(chuàng)造了有利條件，由此成為改進(jìn)生產(chǎn)效率的關(guān)鍵[18]。實(shí)際上，“專用工具”的創(chuàng)造屬于迂回生產(chǎn)范疇，是資本能夠提高勞動生產(chǎn)率的內(nèi)在原因[24]。因此，延長生產(chǎn)迂回度成為獲取分工經(jīng)濟(jì)效益的又一途徑[10，25]。生產(chǎn)性服務(wù)外包作為迂回生產(chǎn)的重要形式，具有典型的縱向分工性質(zhì)[17]。生產(chǎn)性服務(wù)多為資本和知識密集型服務(wù)，本質(zhì)上充當(dāng)了人力資本和知識資本的傳送器，將這兩種能極大提高最終增加值的資本導(dǎo)入生產(chǎn)過程當(dāng)中[26]。甚至有觀點(diǎn)指出，生產(chǎn)性服務(wù)主體相當(dāng)于一個(gè)專家的集合體，接受服務(wù)主體的服務(wù)等同于將新技術(shù)、知識引入生產(chǎn)中[27]。在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，生產(chǎn)性服務(wù)能夠有效解決分散農(nóng)戶在要素市場中面臨的交易風(fēng)險(xiǎn)，減少其信息搜尋成本;而農(nóng)業(yè)技術(shù)受體由農(nóng)戶轉(zhuǎn)變?yōu)閷I(yè)服務(wù)主體，在降低技術(shù)推廣門檻的同時(shí)，有助于農(nóng)業(yè)技術(shù)的自主創(chuàng)新[28]。

據(jù)此，提出推論2：農(nóng)業(yè)縱向分工通過迂回技術(shù)引進(jìn)促進(jìn)農(nóng)戶化肥減量化施用。

分工深化受制于市場容量[10，18]，而市場容量具有橫向交易密度和縱向交易頻率兩個(gè)維度的含義[11] 。囿于作物生產(chǎn)特性，交易頻率不易改變，因而提高交易密度，即發(fā)展橫向?qū)I(yè)化，開展連片化生產(chǎn)，成為擴(kuò)大市場容量以深化分工的關(guān)鍵[11]。具體來說，地理空間內(nèi)橫向分工趨同性越高，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)集中度與連片化程度越高，則服務(wù)市場容量越大;具備充足的市場容量才可能誘導(dǎo)服務(wù)主體進(jìn)入，并提供不同環(huán)節(jié)的服務(wù)，繼而達(dá)成減量的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性[11]。與此同時(shí)，同一行業(yè)在地理空間上的集聚則有利于信息、技能和新技術(shù)等在廠商之間的傳播和擴(kuò)散，換言之，知識溢出主要發(fā)生在同一行業(yè)的廠商之間[29]。一項(xiàng)針對美國的研究發(fā)現(xiàn)，相比于多樣化，專業(yè)化集聚的知識溢出更為顯著[30]。

據(jù)此，提出推論3：在專業(yè)化生產(chǎn)水平較低的區(qū)域，橫向分工的人力資本外溢效應(yīng)、縱向分工的迂回技術(shù)引進(jìn)效應(yīng)將會受限，導(dǎo)致專業(yè)化與分工的化肥減施效應(yīng)趨減。

2?數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1?數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于課題組2017年6—8月份在江漢平原水稻主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶問卷調(diào)查。具體在水稻主產(chǎn)區(qū)內(nèi)選取9個(gè)地級市中的9個(gè)縣（區(qū)、市）展開抽樣調(diào)查。每個(gè)樣本縣（區(qū)、市）隨機(jī)抽取2～3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道、管理區(qū)），然后在每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道、管理區(qū)）隨機(jī)抽取2～3個(gè)行政村，最后在每個(gè)樣本行政村隨機(jī)選擇20位農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查。為了解受訪農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的真實(shí)情況，受訪對象均為前一年（2016年）從事過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶。本次調(diào)查一共發(fā)放問卷1 000份，剔除空白、漏答關(guān)鍵信息的問卷后，共計(jì)獲得有效問卷983份。

2.2?變量選擇及其定義

2.2.1?被解釋變量

本文選取農(nóng)戶生產(chǎn)實(shí)際化肥投入量（kg/0.067hm2）作為被解釋變量?？紤]到不同作物品種的化肥施用量存在顯著差異，本文僅考察農(nóng)戶水稻種植過程中的化肥投入。

2.2.2?核心解釋變量

（2）縱向分工。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中縱向分工通常被用以表達(dá)農(nóng)戶將生產(chǎn)環(huán)節(jié)（如整地、插秧、收割和植保等）部分或全部外包[11]。據(jù)此，本文用農(nóng)戶是否將關(guān)鍵生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包表征其縱向分工狀況。

2.2.3?其他控制變量

為避免遺漏變量進(jìn)而導(dǎo)致模型估計(jì)偏誤，本文首先控制了農(nóng)戶經(jīng)營決策者個(gè)體特征，如性別、年齡、受教育年限、健康狀況和風(fēng)險(xiǎn)偏好等，將上述變量作為農(nóng)戶人力資本的代理變量[20]。然后，兼業(yè)狀況、農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量和家庭總收入等家庭特征被納入實(shí)證模型中，這些變量集中反映了農(nóng)戶家庭的財(cái)富水平與勞動力資源稟賦。在生產(chǎn)特征中，本文控制了經(jīng)營規(guī)模、土地質(zhì)量、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和商品化率等變量，從而考慮到農(nóng)戶生產(chǎn)條件差異可能造成的沖擊。進(jìn)一步地，考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素之間存在替代性或互補(bǔ)性，模型中控制了勞動力和化肥兩類投入要素的價(jià)格。此外，區(qū)域間不可觀測因素（如氣候和病蟲害等）同樣可能對化肥投入產(chǎn)生影響，因此本文引入地區(qū)虛擬變量進(jìn)而控制區(qū)域固定效應(yīng)。變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

3?實(shí)證結(jié)果與分析

3.1?農(nóng)戶分工對化肥施用量的影響

表2報(bào)告了基準(zhǔn)模型（2）的回歸結(jié)果。其中，模型（1）（3）（5）為未控制區(qū)域虛擬變量的OLS估計(jì)結(jié)果，模型（2）（4）（6）則在此基礎(chǔ)上控制區(qū)域虛擬變量。結(jié)果顯示，在控制區(qū)域固定效應(yīng)前后，模型估計(jì)結(jié)果在影響方向和顯著性水平未發(fā)生顯著變化，這從側(cè)面驗(yàn)證了模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。模型（6）在擬合優(yōu)度上較其他模型均有所提升，據(jù)此，本文針對模型（6）的估計(jì)結(jié)果展開分析?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)橫向分工、縱向分工的系數(shù)分別-0.172、-0.093，且分別在5%、1%的水平上顯著。在納入橫向分工后，縱向分工的負(fù)向影響增強(qiáng)。恰如前文所述，橫向分工促進(jìn)縱向分工深化，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)迂回度，因而在納入橫向分工后，縱向分工的影響效應(yīng)增強(qiáng)。這說明，農(nóng)戶參與橫向分工，提高作物專業(yè)化種植水平，或卷入縱向分工，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的迂回度，均有利于實(shí)現(xiàn)化肥減量化施用。據(jù)此，本文的核心假說得到了驗(yàn)證。

考慮到OLS屬于均值回歸，若被解釋變量的分布存在偏斜或者存在異常值，則將導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果有偏。而分位數(shù)回歸不僅能夠緩解上述問題，而且能夠?qū)⒔忉屪兞繉Ρ唤忉屪兞康挠绊懺诤笳叩恼麄€(gè)分布上都顯示出來[32]。表3的估計(jì)結(jié)果顯示，隨著分位數(shù)的增加，縱向分工對農(nóng)戶化肥投入量的負(fù)向影響先增強(qiáng)后減弱，在0.75分位數(shù)上縱向分工的系數(shù)不顯著。而橫向分工的負(fù)向影響隨分位數(shù)的增加而增大，但是在0.1分位數(shù)上其影響系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。這說明，當(dāng)農(nóng)戶化肥投入量處于低位分布時(shí)，縱向分工對其減量化施用的影響作用更強(qiáng);農(nóng)戶化肥投入量處于高位分布時(shí)，橫向分工對化肥減量化施用發(fā)揮更大的作用。上述分析僅是基于部分分位點(diǎn)上的結(jié)果，本文進(jìn)一步描述了橫向分工和縱向分工對農(nóng)戶全部化肥投入分位點(diǎn)上的邊際影響變化情況（見圖2）。結(jié)果表明，全方位點(diǎn)上的回歸與上文的主要結(jié)論保持一致。

3.2?內(nèi)生性檢驗(yàn)

解釋變量與被解釋變量間的雙向交互，或者測量誤差、遺漏變量等問題，都可能造成模型的內(nèi)生性，導(dǎo)致估計(jì)有偏。工具變量法是解決內(nèi)生性問題的有效方法[33]。所尋找的工具變量需與內(nèi)生變量（橫向分工、縱向分工）高度相關(guān)，但又不直接影響被解釋變量（化肥投入）。本文選擇的第一個(gè)工具變量是耕地細(xì)碎化程度，用地塊個(gè)數(shù)加以表征。土地分散化、細(xì)碎化導(dǎo)致農(nóng)戶經(jīng)營多塊互不相連的地塊。這對橫向分工的影響表現(xiàn)在：地塊與其他農(nóng)戶地塊緊靠，可能導(dǎo)致農(nóng)戶種植決策受到相鄰地塊作物品種的影響;同時(shí)，土地細(xì)碎化也可能使農(nóng)戶更傾向于采取多樣化種植以應(yīng)對自然風(fēng)險(xiǎn)、市場風(fēng)險(xiǎn)[34]。然而，耕地細(xì)碎化作為自然地理?xiàng)l件和制度安排產(chǎn)物，前者指山地與丘陵等地形的自然分割，后者指為確保公平性，中國農(nóng)村承包地分配遵循“遠(yuǎn)近搭配、肥瘦均勻”原則，形成了土地細(xì)碎化的經(jīng)營特征。因而，在本文的研究情景下耕地細(xì)碎化可以視為外生變量。據(jù)此，本文將其作為農(nóng)戶橫向分工的工具變量。類似地，本文將地形作為縱向分工的工具變量。理由在于：地形會顯著影響農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)市場的發(fā)展，是造成中國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)（尤其是機(jī)械服務(wù)）發(fā)展呈現(xiàn)出區(qū)域性特征的主要原因[35];但是地形不會直接影響農(nóng)戶化肥投入，其通過農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的可獲得性、價(jià)格等間接影響農(nóng)戶化肥投入。

表4報(bào)告了工具變量法的估計(jì)結(jié)果。首先，DWH（Durbin-Wu-Hausman）檢驗(yàn)的結(jié)果分別通過了1%、5%的顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕了橫向分工、縱向分工為外生變量的假設(shè);其次，弱工具變量檢驗(yàn)均通過了顯著性檢驗(yàn)，表明所選取的工具變量是有效的?；貧w（1）（3）的IV估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)橫向分工、縱向分工顯著降低農(nóng)戶化肥投入量，與基準(zhǔn)回歸模型一致。進(jìn)一步利用對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）進(jìn)行估計(jì)?；貧w的結(jié)果顯示，相較于IV估計(jì)，LIML的系數(shù)估計(jì)值和顯著性水平具有一致性，印證不存在弱工具變量。

3.3?穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1?關(guān)鍵變量的測量問題

本文采用替代核心解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體利用農(nóng)戶畝均外包服務(wù)費(fèi)用作為縱向分工的替代變量。

因?yàn)楫€均外包服務(wù)費(fèi)用不僅反映農(nóng)戶是否參與縱向分工，而且在一定程度上反映其參與分工的程度。表5回歸（1）的估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶畝均外包服務(wù)費(fèi)用對化肥投入具有顯著的負(fù)向影響，與前文的基本結(jié)論一致。同時(shí)，進(jìn)一步表明農(nóng)戶參與縱向分工的程度越深，其化肥施用量越少。

考慮到樣本中多數(shù)農(nóng)戶以購買機(jī)械服務(wù)的形式參與縱向分工，是否意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)開展機(jī)械作業(yè)就能夠?qū)崿F(xiàn)化肥減量施用？如果是，那么本文可能高估了農(nóng)業(yè)分工效應(yīng)。據(jù)此，本文利用農(nóng)戶自購機(jī)械作為核心解釋變量替代縱向分工。表5回歸（2）的結(jié)果顯示，農(nóng)戶自購機(jī)械對其化肥投入量并未產(chǎn)生顯著影響。這說明，農(nóng)業(yè)縱向分工效應(yīng)確實(shí)存在。此外，參照羅明忠和劉愷[46]的做法，本文采用作物種類集中度衡量（1/種植作物種類數(shù)）農(nóng)戶橫向分工專業(yè)化程度?；貧w結(jié)果如表5回歸（3）所示，其估計(jì)結(jié)果同樣驗(yàn)證了前文的結(jié)論。

考慮到不同種類化肥所包含的營養(yǎng)元素比例存在差異，但是在其他條件不變的情況下，農(nóng)作物對營養(yǎng)元素的需求量（化肥折純量）是固定的。然而，不同種類化肥相對價(jià)格變動、可獲得性等因素可能導(dǎo)致農(nóng)戶化肥種類選擇與投入量存在差異，從而帶來變量測量誤差問題?；诖耍疚睦没收奂兞孔鳛楸唤忉屪兞恐匦鹿烙?jì)基準(zhǔn)模型。表5回歸（4）的結(jié)果顯示，模型估計(jì)結(jié)果并未改變本文的結(jié)論。

然而，農(nóng)戶在成本約束條件下，其縱向分工（購買服務(wù)）支出可能會對其他投入形成“擠出效應(yīng)”，導(dǎo)致其他要素投入呈減少趨勢。據(jù)此，表5回歸（5）利用農(nóng)戶是否施用測土配方肥作為被解釋變量進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果表明，農(nóng)戶橫向分工、縱向分工對測土配方肥施用行為均具有顯著的正向影響?？梢姡r(nóng)業(yè)分工不僅抑制農(nóng)戶化肥施用量，而且顯著增加了農(nóng)戶施用測土配方肥等環(huán)境友好型肥料的概率。前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

3.3.2?宏觀政策引起的偏差

2015年，農(nóng)業(yè)部出臺《到2020年化肥使用量零增長行動方案》，并將長江中下游地區(qū)作為政策實(shí)施的重點(diǎn)區(qū)域，這恰好與本文的研究區(qū)域重合?？紤]到宏觀政策可能對模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生沖擊，本文首先計(jì)算出湖北省2015—2016年化肥施用量（折純量）的增長率。然后，計(jì)算各樣本縣2015—2016年化肥施用量（折純量）的增長率。最后，保留期間化肥施用量（折純量）的增長率為正數(shù)的樣本縣，對于增長率為負(fù)數(shù)的樣本，則僅保留大于湖北省總體增長率（-1.8%）的樣本縣，由此可以基本排除宏觀政策的干擾。表6回歸（1）（2）分別為納入控制變量前后的估計(jì)結(jié)果。納入控制變量后，模型的擬合優(yōu)度顯著提升，橫向分工與縱向分工對農(nóng)戶化肥投入量均具有顯著的負(fù)向影響。這表明，在剔除可能受到宏觀政策沖擊的樣本后，本文的基本結(jié)論依然成立。

4?進(jìn)一步討論：農(nóng)業(yè)分工實(shí)現(xiàn)化肥減量化的機(jī)制分析

4.1?農(nóng)業(yè)橫向分工人力資本積累效應(yīng)

健康狀況、教育程度以及培訓(xùn)等是人力資本的重要表現(xiàn)形式，其中教育對農(nóng)戶人力資本的提升尤為重要[16]。如果農(nóng)戶參與橫向分工，提高專業(yè)化種植水平具有人力資本積累效應(yīng)。根據(jù)人力資本積累的邊際遞減規(guī)律[37]，專業(yè)化生產(chǎn)對自身教育水平較低的農(nóng)戶群體所產(chǎn)生的人力資本積累效果更大。實(shí)際上，農(nóng)戶人力資本積累在很大程度上取決于其務(wù)農(nóng)經(jīng)歷的長短。因此，對于務(wù)農(nóng)年限較長

的農(nóng)戶而言，專業(yè)化生產(chǎn)的人力資本積累效果同樣相對要弱。根據(jù)上述邏輯推理，本文借鑒周廣肅[37]的處理方法，將受教育程度高于均值劃為高教育組，反之為低教育組，將務(wù)農(nóng)年限高于均值劃為高務(wù)農(nóng)年限組，反之為低務(wù)農(nóng)年限。同時(shí)，考慮到農(nóng)戶接受更多的正規(guī)教育通常需要推遲加入勞動力隊(duì)伍的時(shí)間。因此，本文設(shè)置農(nóng)戶受教育年限與務(wù)農(nóng)年限交叉項(xiàng)，并根據(jù)均值將樣本分組。表7的模型估計(jì)結(jié)果表明，橫向分工，即種植專業(yè)化對低教育組、低務(wù)農(nóng)年限組和教育年限×務(wù)農(nóng)年限（低）組農(nóng)戶化肥投入的負(fù)向影響更強(qiáng)，而對高教育組、教育年限×務(wù)農(nóng)年限（高）組農(nóng)戶的影響不顯著。雖然橫向分工對高務(wù)農(nóng)年限組的農(nóng)戶化肥投入的負(fù)向影響系數(shù)顯著為負(fù)，但是在影響系數(shù)與顯著性水平上均弱于低務(wù)農(nóng)年限組農(nóng)戶?？梢?，農(nóng)業(yè)橫向分工所表達(dá)的專業(yè)化種植具有人力資本積累效應(yīng)，將有利于提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理技能，改進(jìn)化肥等要素的利用效率，從而實(shí)現(xiàn)化肥減量化生產(chǎn)。推論1得到驗(yàn)證。

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