張利國，劉 辰,b，陳 蘇

（江西財經(jīng)大學a.經(jīng)濟學院；b.中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化研究院，江西 南昌 330013）

一、引言

化肥作為糧食的“糧食”，在促進農(nóng)業(yè)增長和保障糧食安全方面起到了無可替代的作用。我國以產(chǎn)量目標為導向的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式和人多地少的基本國情，決定了我國農(nóng)業(yè)發(fā)展需要提高土地生產(chǎn)率以促進增產(chǎn)增收。20 世紀80 年代以前，施肥模式主要是有機肥和多種營養(yǎng)元素配合施用，土地生產(chǎn)率較低。20 世紀80 年代以后，化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學品的大量施用大大提升了土地生產(chǎn)率（張露和羅必良，2020），解決了中國十四億人口的糧食安全問題。[1]然而，一直以來我國化肥施用存在畝均化肥施用量較高、化肥利用率較低以及施肥結構不合理等問題。2019 年我國農(nóng)作物化肥施用強度為325.68 千克/公頃，是世界平均水平225 千克/公頃的1.45 倍（生態(tài)環(huán)境部，2017），由過量化肥施用所導致的農(nóng)田養(yǎng)分非均衡化、耕地生產(chǎn)性能下降和農(nóng)業(yè)面源污染等問題引起了社會的廣泛關注。[2]隨著我國經(jīng)濟實力的發(fā)展壯大和不斷提高，人民日益增長的美好生活需要對農(nóng)產(chǎn)品安全提出了更高的要求。如“兩品一標”農(nóng)產(chǎn)品在市場更受追捧，“綠色”觀念深入人心，化肥施用受到更多約束。2015年，農(nóng)業(yè)部發(fā)布《到2020 年化肥使用量零增長行動方案》，該方案明確提出“力爭到2020 年，主要農(nóng)作物化肥使用量實現(xiàn)零增長”的行動目標，這也是2020 年中央農(nóng)村工作會議提出的“農(nóng)業(yè)供給側結構性改革”的重要一環(huán)。化肥零增長行動實施以來，全國化肥施用總量已扭轉(zhuǎn)多年持續(xù)上漲的趨勢，實現(xiàn)歷史性連續(xù)下降，減量趨勢較為明顯，施肥結構更趨合理（金書秦等，2019）。[3]在此背景下，探索我國化肥減量化行動實踐經(jīng)驗及其創(chuàng)新路徑，提出可操作、可復制、可推廣的長效治理策略，已成為我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展迫切需要解決的重要問題。

化肥施用強度是衡量一個地區(qū)或國家化肥利用效率的常用指標。目前學術界對化肥施用強度的研究較多，主要總結為下述三個方面：一是估測化肥施用強度及對其進行污染程度評估。研究表明，我國化肥施用強度偏高且一直處于較高水平，而長期過量施用化肥會引致嚴重的水體富營養(yǎng)化、地下水質(zhì)污染、土壤酸化等環(huán)境污染。隨著國家對環(huán)境問題的高度重視及相應政策陸續(xù)出臺，未來我國化肥施用強度會大幅度降低（李太平等，2011；Xin 等，2012；欒江等，2013）。[4-6]二是研究化肥施用強度如何影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。研究表明，化肥施用對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長有明顯的正增產(chǎn)效應，受制于要素邊際報酬遞減規(guī)律，需要轉(zhuǎn)變發(fā)展思路，僅依靠增施化肥來實現(xiàn)增產(chǎn)的空間變得十分有限（張利庠等，2008；史常亮等，2016）。[7-8]三是化肥施用強度變動的原因分析。宏觀層面主要使用分解模型和空間杜賓模型，研究表明，我國化肥施用強度具有顯著的區(qū)域差異性和空間依賴性，受效率驅(qū)動效應、地區(qū)經(jīng)濟水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構、勞動力投入、種植結構調(diào)整等因素影響（潘丹，2014；張軍偉等，2018；李秋生和李大勝；2019；張利國等，2020；張利國等，2018），個別省份化肥施用強度受經(jīng)濟發(fā)展程度等因素的影響，已進入“倒U 型”的下降治理階段（鄭微微和徐雪高，2017）。[9-14]微觀層面主要使用微觀數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟、政策、人口、科技等多重因素對農(nóng)戶施用化肥行為的影響。研究表明，農(nóng)戶由于缺乏科學施肥觀念和相應技術知識，在勞動力成本上升背景下，存在不合理施肥現(xiàn)象，土地細碎化程度高降低了規(guī)模化的質(zhì)量也進一步加重了化肥施用強度（鞏前文等，2010；高晶晶等，2019）。[15-16]

現(xiàn)有研究成果對化肥施用強度的變動及影響因素進行了有益探索，并得出了啟示性的結論，但仍存在有待進一步研究的問題。一是在研究視角上，我國幅員遼闊，南北種植制度差異較大，化肥施用亦存在明顯差異。水稻是我國種植非常廣泛的糧食作物，根據(jù)水稻種植區(qū)自然條件與經(jīng)濟、社會、技術稟賦，大致可分為北方稻作區(qū)和南方稻作區(qū)①南方稻作區(qū)涵蓋15 個?。ㄊ校荷虾?、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、云南、貴州、四川和重慶。，南方稻作區(qū)復種指數(shù)較高，土地集約化程度較強，對化肥有較大需求量。因此，深入研究南方稻作區(qū)化肥施用強度的時空演變規(guī)律及減量化路徑更具有現(xiàn)實意義。二是在研究尺度上，設區(qū)市層面研究偏少，已有研究大多使用更為宏觀的省級數(shù)據(jù)，研究尺度相對較大，難以較為全面、細致地刻畫化肥施用強度時空演變特征，為深入探究化肥施用強度驅(qū)動因素，有必要拓展設區(qū)市層面的研究。三是在研究方法上，目前關于化肥施用強度的研究方法較少數(shù)采用空間計量模型進行實證分析，且多是進行靜態(tài)分析，為深入研究化肥施用強度的動態(tài)演變規(guī)律，本文引入動態(tài)雙固定效應杜賓模型。

綜上所述，本文基于2001—2018 年南方稻作區(qū)176 個設區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，探析南方稻作區(qū)化肥施用強度的時空演變特征，結合全局、局部莫蘭指數(shù)勾勒該區(qū)域化肥施用強度空間關聯(lián)性特征，揭示該區(qū)域化肥施用強度的時空演變規(guī)律。同時探究南方稻作區(qū)化肥施用強度驅(qū)動因素，并構建空間杜賓模型，分析其經(jīng)濟、社會、自然等方面的影響因素，探究化肥施用強度變化的關鍵性驅(qū)動因素，對于指導“化肥零增長”行動具有重要參考意義。

二、研究方法、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

1.空間探索性分析

運用空間探索性分析（ESDA）方法分析南方稻作區(qū)化肥施用強度的空間關聯(lián)性。ESDA 主要利用統(tǒng)計學與可視化分析空間數(shù)據(jù)，可有效檢測研究單元空間集聚模式，研究常使用兩類指標，一是全局莫蘭指數(shù)，該指數(shù)邊界為-1 和1，若為正，表明具有空間正自相關性，若為負，則為空間負相關性，若為零，則為隨機分布，指數(shù)越靠近邊界，正或負相關性越強；二是局部莫蘭指數(shù)，用來對局部地區(qū)的空間相關特征進一步描述，一般配合LISA（LocalIndicators of Spatial Association）集聚圖分析。

2.空間杜賓模型

空間杜賓模型在研究區(qū)域地理要素增長溢出時充分考慮了自身固有屬性及其對鄰近區(qū)域空間依賴性屬性而被廣泛應用。如果化肥施用強度具備空間自相關特征，應構建空間自回歸模型（SAR）；如果化肥施用強度的誤差項具備空間自相關特征，應構建空間誤差模型（SEM）；若通過了LR 檢驗，應構建空間杜賓模型（SDM），該模型融入了被解釋變量和誤差項二者的空間相關特征，相較于SAR 和SEM 能得到更穩(wěn)健的估計結果?？紤]到上一期化肥施用強度會影響下一期農(nóng)戶決策行為，本文擬構建動態(tài)空間杜賓模型。

式（1）表示動態(tài)空間杜賓模型，其中α 為常數(shù)項，β 為自變量系數(shù)，γ 為自變量空間滯后項系數(shù)，ρ 為因變量空間滯后項系數(shù)，θ 為一階時間滯后項系數(shù)，W 為創(chuàng)建的176×176 空間權重矩陣（依據(jù)反距離權重矩陣創(chuàng)建），μi為個體固定效應，λt為時間固定效應，εit為隨機誤差項。

（二）指標選取

本文因變量為化肥施用強度，測算方法為化肥施用量指標與農(nóng)作物播種面積指標之比?；适┯脧姸仁芏喾矫嬉蛩赜绊?，結合已有研究和南方稻作區(qū)種植實際，本文在計量模型中加入了農(nóng)村居民人均收入、人均耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)種植結構、農(nóng)業(yè)技術進步等自變量以及年均溫度、年均降雨量等控制變量。

農(nóng)村居民人均收入。較高的農(nóng)村居民人均收入通常會促使農(nóng)民加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入，在勞動力成本攀升背景下，通過增施化肥有助于農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和節(jié)省勞動力投入，進而導致化肥施用強度上升。

人均耕地面積。在家庭承包經(jīng)營責任制背景下，土地細碎化現(xiàn)象普遍，制約著農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營，影響生產(chǎn)要素中化肥的利用效率，進而影響化肥施用強度。之所以用人均耕地面積來表征農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營程度，是因為人均耕地面積提高，農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營程度越高，農(nóng)戶能以更低成本獲取新的技能知識（鄒偉和張曉媛，2019），[17]促進機械深耕等“增效節(jié)肥”技術發(fā)揮作用，進而提高化肥利用效率，促使化肥施用強度降低。該指標用耕地面積與鄉(xiāng)村人口數(shù)之比表示。

農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移。隨著劉易斯拐點的到來，勞動力的供需情況發(fā)生了質(zhì)變，引致勞動力工資水平上升，吸引農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。理論上講，隨著農(nóng)業(yè)勞動力不斷向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，種植業(yè)勞動力數(shù)量會下降，農(nóng)戶為了維持較高產(chǎn)量水平，會以增施化肥的方式替代勞動力的缺失。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，該指標用第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比表示。

農(nóng)業(yè)種植結構。農(nóng)作物所需化肥用量隨類別不同而相異，農(nóng)作物種植結構會在一定程度上影響化肥施用強度。如，糧食作物化肥用量明顯低于經(jīng)濟作物（張衛(wèi)峰等，2008）。[18]因此，本文引入反映農(nóng)業(yè)種植結構的變量，用糧食作物播種面積與農(nóng)作物總播種面積占比表示農(nóng)業(yè)種植結構。

農(nóng)業(yè)技術進步?？茖W技術是第一生產(chǎn)力，農(nóng)業(yè)技術進步是“化肥零增長”行動的源動力，是實現(xiàn)我國糧食安全目標的有力保障。理論上說，通過農(nóng)業(yè)技術進步提高化肥利用效率，可促使化肥施用強度降低。該指標用各地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（tfp）表示。計算方法為DEA-Malmquist 指數(shù)方法。產(chǎn)出變量選取農(nóng)業(yè)GDP，并進行平減處理。投入變量選取有效灌溉面積、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、化肥施用量和農(nóng)業(yè)機械總動力。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于2001—2018 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》和南方稻作區(qū)15 個?。ㄊ校慕y(tǒng)計年鑒，矢量地圖利用的是國家基礎地理信息數(shù)據(jù)中心空間矢量數(shù)據(jù)。其中農(nóng)村居民人均收入數(shù)據(jù)用居民消費價格指數(shù)進行了平減，以消除通貨膨脹的影響。由于南方稻作區(qū)部分設區(qū)市缺失較多數(shù)據(jù)，進行插補誤差較大，最終選取176 個設區(qū)市為研究對象。

三、化肥施用強度時空演變及空間關聯(lián)性分析

（一）時序演變特征

如圖1 所示，南方稻作區(qū)化肥施用強度呈現(xiàn)先波動上升再波動下降趨勢。從2001 年的281.41 千克/公頃波動上升到2014 年362.53 千克/公頃，達到峰值，增幅28.83%，隨后呈波動下降的態(tài)勢，波動下降至2018 年337.33 千克/公頃，降幅6.95%。可見2015 年之后，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革得到推廣和落實，2017 年中央一號文件①2016 年12 月31 日，中共中央、國務院公開發(fā)布《關于深入推進農(nóng)業(yè)供給側結構性改革 加快培育農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展新動能的若干意見》 （又稱為2017 年中央一號文件）。繼續(xù)通過改革的辦法推進結構調(diào)整，與2017—2018 年化肥施用強度下降幅度較大的現(xiàn)象吻合，“化肥零增長”行動成效明顯。2001—2018 年最低值為2001 年281.41 千克/公頃，明顯高于世界平均水平，可見南方稻作區(qū)化肥施用強度依然處于較高水平。

圖1 2001—2018 年南方稻作區(qū)化肥施用強度時序特征

（二）空間格局特征

本文將2001 年設為基期，利用等距法每6 年抽取相應年份，并將末年2018 年也納入研究，最終選取2001 年、2007 年、2013 年、2018 年的化肥施用強度，根據(jù)自然斷點法將南方稻作區(qū)化肥施用強度依次劃分為較低化肥施用強度（＜330.46 千克/公頃）、中等化肥施用強度（330.46～496.22 千克/公頃）和較高化肥施用強度（＞496.22 千克/公頃），并運用Python 3.8 軟件制圖，結果如圖2 所示。

圖2 南方稻作區(qū)化肥施用強度空間特征

具體來看，2001 年，南方稻作區(qū)絕大部分設區(qū)市為較低化肥施用強度，中等化肥施用強度設區(qū)市（40 個）主要集中于安徽、湖北、江蘇、云南和廣東，較高化肥施用強度設區(qū)市（11 個）主要集中于江蘇、福建和廣東；2007 年，中等（60 個）和較高化肥施用強度設區(qū)市（21 個）都在2001年基礎之上向周圍擴展，數(shù)量均明顯增加，如廣東、廣西、浙江和云南；2013 年，中等（61 個）和較高化肥施用強度設區(qū)市（27 個）繼續(xù)增加，其中江蘇中等化肥施用強度設區(qū)市有所減少，而浙江有所增加，廣東、廣西和云南較高化肥施用強度設區(qū)市有所增加；2018 年中等化肥施用強度設區(qū)市（59 個）有所減少，較高化肥施用強度設區(qū)市（27 個）數(shù)量無變化，中等化肥施用強度設區(qū)市同2013 年基本一致，廣東、廣西和云南較高化肥施用強度設區(qū)市繼續(xù)增加，江蘇和湖北則明顯減少。

整體來看，南方稻作區(qū)化肥施用強度空間特征為：一是區(qū)域差異顯著，沿海地區(qū)化肥施用強度總體高于內(nèi)陸地區(qū)；二是空間集聚特征顯著，較低、中等和較高化肥施用強度設區(qū)市呈現(xiàn)集中成片的特點。

（三）空間關聯(lián)性特征

1.全局Moran’s 指數(shù)

為進一步驗證南方稻作區(qū)化肥施用強度的空間相關特征，本文運用Stata 15 軟件計算出2001—2018 年每年化肥施用強度的全局莫蘭指數(shù)值。

如表1 所示，2001 年以來，南方稻作區(qū)化肥施用強度呈現(xiàn)全局空間正自相關特征。隨著時間推移，全局莫蘭指數(shù)值整體上波動不大，所有結果均十分顯著。這表明南方稻作區(qū)各設區(qū)市化肥施用強度存在顯著的空間正自相關性，化肥施用強度在空間分布上并不獨立，而是呈現(xiàn)一定程度的空間集聚特征。即高化肥施用強度設區(qū)市趨向于聚集分布，低化肥施用強度設區(qū)市在空間上相互鄰近。

表1 2001—2018 年全局莫蘭指數(shù)

2.局部Moran’s 指數(shù)

由于全局莫蘭指數(shù)只能觀察整體的空間自相關特征，無法窺探其內(nèi)部各空間之間如何相關，即各設區(qū)市之間化肥施用強度的空間集聚特征難以復現(xiàn)。因此，有必要進一步分析局部莫蘭指數(shù)。本文運用Python3.8 軟件繪制了南方稻作區(qū)化肥施用強度的LISA 集聚圖（見圖3）。

圖3 南方稻作區(qū)化肥施用強度LISA 集聚圖

具體來看，2001 年，“高-高”集聚特征設區(qū)市（30 個）主要集中于上海、江蘇、安徽、福建和廣東，“低-低”集聚特征設區(qū)市（32 個）主要集中于湖南、廣西、重慶、四川、貴州和云南，“低-高”集聚特征設區(qū)市為舟山市和河源市，“高-低”集聚特征設區(qū)市為攀枝花市和玉溪市；2007 年，“高-高”集聚特征設區(qū)市（20 個）明顯減少，其中江蘇減少較多，“低-低”集聚特征設區(qū)市（33 個）有所增加，其中廣西有所減少，“低-高”和“高-低”集聚特征設區(qū)市各增加為3個；2013 年，“高-高”集聚特征設區(qū)市（22 個）小幅度增加，其中廣東和廣西增加較多，江蘇減為零，“低-低”集聚特征設區(qū)市（28 個）有所減少，其中云南和貴州減少較多，“低-高”集聚特征設區(qū)市減為2 個，“高-低”集聚特征設區(qū)市增加為4 個；2018 年，“高-高”集聚特征設區(qū)市（29 個）繼續(xù)增加，其中福建、廣東和廣西增加較多，“低-低”集聚特征設區(qū)市（32 個）有所增加，“低-高”集聚特征設區(qū)市增加為5 個，“高-低”集聚特征設區(qū)市增加為6 個。

整體來看，南方稻作區(qū)化肥施用強度絕大部分表現(xiàn)為空間正相關性，沿海地區(qū)主要體現(xiàn)為“高-高”集聚特征，少量設區(qū)市體現(xiàn)為“低-高”集聚特征；內(nèi)陸地區(qū)主要體現(xiàn)為“低-低”集聚特征，少量設區(qū)市體現(xiàn)為“高-低”集聚特征，這與南方稻作區(qū)化肥施用強度的空間特征相契合。

四、化肥施用強度空間計量分析

（一）空間計量模型的確定

南方稻作區(qū)化肥施用強度空間特征的分析結果表明，該區(qū)域化肥施用強度呈現(xiàn)顯著的空間正自相關特征，故在研究化肥施用強度影響因素時應考慮地理空間要素，運用空間計量模型能避免對回歸結果產(chǎn)生的偏誤。空間計量模型常用模型包含空間誤差模型（SEM）、空間自回歸模型（SAR）以及空間杜賓模型（SDM）三種。上述空間計量模型均有固定效應與隨機效應之分，其中前者包含個體固定效應（ind）、時間固定效應（time）和雙固定效應（both）三種形式。為保證經(jīng)濟計量結果盡可能準確，需要經(jīng)過層層篩選得出最優(yōu)空間計量模型，再進行深入分析。篩選過程是按如下四個階段執(zhí)行。第一步，根據(jù)LM 檢驗結果來實證分析判斷進行空間計量的必要性、可行性。第二步，根據(jù)Hausman檢驗結果篩選出固定效應模型亦或是隨機效應模型。第三步，根據(jù)LM 檢驗結果進一步檢驗空間Durbin 模型是否會退化為SAR 或SEM。若檢驗結果顯著地拒絕了會退化的原假設，則選擇SDM，否則根據(jù)情況選擇SAR 或SEM。第四步，若前三步的結果篩選出SDM 固定效應模型，繼續(xù)利用LR 檢驗篩選時間固定效應（time）、個體固定效應（ind）還是雙固定效應（both）；若時間固定效應和個體固定效應回歸的似然比都顯著，再最終篩選出雙固定效應模型。

表2 空間計量檢驗

如表2 和表3 所示：第一，根據(jù)LM 檢驗發(fā)現(xiàn)莫蘭指數(shù)顯著為正，無論是滯后項、誤差項的LM檢驗還是對應的穩(wěn)健性檢驗結果均在1%水平顯著，強烈拒絕“無空間自相關性”的原假設，證明了空間計量分析的必要性和可行性。而ρ 值顯著大于0，證實了南方稻作區(qū)存在顯著的空間正自相關特征。第二，Hausman 檢驗的結果強烈拒絕隨機效應模型中“地區(qū)效應同自變量不相關”的原假設，表示相比于隨機效應模型，固定效應模型顯得更加有效。實際上，當隨機獲取研究樣本時，隨機效應優(yōu)于固定效應，而固定獲取研究樣本時，固定效應優(yōu)于隨機效應。本文研究樣本是南方稻作區(qū)176 個設區(qū)市，屬于固定獲取研究樣本。因此，相比于隨機效應模型，固定效應模型更合適，檢驗結果符合模型的預期。第三，如表3 所示，無論是固定效應模型還是隨機效應模型，LR 檢驗結果強烈拒絕了“SDM 可退化為SEM”“SDM 可退化為SAR”的原假設，篩選出SDM。第四，LR 檢驗結果強烈拒絕了“雙固定效應可退化為個體固定效應或時間固定效應”的原假設，篩選出雙固定效應模型，結合前述檢驗，應選擇靜態(tài)雙固定效應杜賓模型?？紤]到上一期化肥施用強度會影響下一期農(nóng)戶決策行為，僅使用靜態(tài)雙固定效應杜賓模型無法估計化肥施用強度的時間滯后性（張利國等，2020），[19]為探討化肥施用強度的時間滯后性，下文將結合動態(tài)雙固定效應杜賓模型進行實證分析，結果詳見表4。

表3 空間杜賓模型回歸結果

（二）模型估計結果與分析

1.上一期化肥施用強度。如表4 所示，上一期化肥施用強度顯著正向影響本期化肥施用強度。即農(nóng)戶化肥施用存在著較強的“路徑依賴”特性，這一結論與Ebenstein 等人的研究結論（Ebenstein等，2011）[20]相類似。可能的原因是，一方面，當前我國農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模普遍較小，且這一國情特征會長期存在，導致土地的集約化經(jīng)營壓力較大，阻礙了節(jié)肥技術的推廣，使得化肥利用效率低下，化肥施用強度短期內(nèi)難以迅速降低；另一方面，在于化肥的過量施用帶來了土壤退化、土壤基礎肥力下降等后果，降低了化肥利用效率，為穩(wěn)定產(chǎn)量水平，農(nóng)戶不得不在來年繼續(xù)施用更多的化肥，提高了化肥施用強度。

2.農(nóng)村居民人均收入。如表4 所示，農(nóng)村居民人均收入顯著正向影響化肥施用強度。農(nóng)村居民人均收入每增加1%，化肥施用強度會增加0.084%，表明農(nóng)民收入水平越高，越傾向于增施化肥。除了借此達到增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的目的外，增施化肥也可以有效減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的勞動力投入，進而使農(nóng)民從較為繁重的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中解放出來，既省時省力也適當彌補了勞動力轉(zhuǎn)移后農(nóng)業(yè)勞動力存在的缺口。

3.人均耕地面積。如表4 所示，人均耕地面積顯著負向影響化肥施用強度。人均耕地面積每增加1%，化肥施用強度會減少0.029%，表明人均耕地面積越大，農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營程度越高，越有利于提高化肥利用效率，促使化肥施用強度降低。

表4 動態(tài)雙固定效應SDM 回歸結果

4.農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移。如表4 所示，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移正向影響化肥施用強度，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移每增加1%，化肥施用強度會增加0.021%。這表明：一方面，隨著城市化的推進，農(nóng)村青壯年勞動力流入城市，農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量減少；另一方面，農(nóng)業(yè)勞動力成本上升，使得農(nóng)戶傾向于增施化肥以替代勞動力，促使化肥施用強度上升。這一結果與胡浩和史常亮等人研究結論一致（胡浩和楊泳冰，2015；史常亮等，2016），[21-22]但結果不顯著。

5.農(nóng)業(yè)種植結構。如表4 所示，種植結構顯著負向影響化肥施用強度。糧食作物播種面積占比每減少1%，化肥施用強度會增加0.055%。隨著我國人民生活水平提高，消費觀念會從滿足溫飽上升到注重飲食安全、健康，消費結構隨之變化。農(nóng)業(yè)種植結構會隨政策導向和消費結構發(fā)生較大變化。值得注意的是，人口壓力要求糧食生產(chǎn)能穩(wěn)定供給，在糧食播種面積難以減少的背景之下，種植結構的調(diào)整是在有限的播種面積上完成，更多的需要單產(chǎn)提高，即提高土地生產(chǎn)率。

6.農(nóng)業(yè)技術進步。如表4 所示，農(nóng)業(yè)技術進步顯著負向影響化肥施用強度。農(nóng)業(yè)技術進步每增加1%，化肥施用強度會減少0.072%。表明南方稻作區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中新技術的采用使得化肥施用更趨合理，在穩(wěn)定產(chǎn)量的同時降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對化肥的依賴程度和施用量，促使化肥施用強度降低。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證以上實證結果的穩(wěn)定性，本文采用以下兩種方法對實證結果進行檢驗：一是考慮到經(jīng)濟發(fā)展程度對化肥施用強度的影響，刪除直轄市和省會城市樣本（穩(wěn)健性檢驗1），二是用經(jīng)濟距離矩陣替換反距離權重矩陣（穩(wěn)健性檢驗2）。如表5 所示，兩個模型R2都在0.84 以上，且主要自變量對化肥施用強度的影響方向均保持不變，顯著程度變化不大，表明模型估計結果在總體上是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、結論與啟示

本文以南方稻作區(qū)2001—2018 年設區(qū)市面板數(shù)據(jù)為研究樣本，探討了南方稻作區(qū)化肥施用強度的時空演變特征，并使用動態(tài)雙固定效應空間杜賓模型實證分析了影響南方稻作區(qū)化肥施用強度的驅(qū)動因素，為該區(qū)域“化肥零增長”行動的落實提供參考。主要研究結論如下：（1）從時間上來看，南方稻作區(qū)化肥施用強度處于先波動上升再波動下降趨勢，轉(zhuǎn)折點在2015 年，“化肥零增長”行動初顯成效。（2）從空間上來看，南方稻作區(qū)化肥施用強度空間集聚效應明顯，沿海地區(qū)化肥施用強度總體高于內(nèi)陸地區(qū)，沿海地區(qū)主要體現(xiàn)為“高-高”集聚特征，少量設區(qū)市體現(xiàn)為“低-高”集聚特征；內(nèi)陸地區(qū)主要體現(xiàn)為“低-低”集聚特征，少量設區(qū)市體現(xiàn)為“高-低”集聚特征。（3）南方稻作區(qū)化肥施用強度存在顯著時空滯后性，即空間正自相關性和時間滯后性；農(nóng)村居民人均收入顯著正向影響化肥施用強度，人均耕地面積、種植結構和農(nóng)業(yè)技術進步顯著負向影響化肥施用強度，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移正向影響化肥施用強度，但不顯著。

根據(jù)前文分析，本文政策啟示有：（1）推行“綠色”理念，拓展有機肥替代化肥試點范圍。考慮到南方稻作區(qū)化肥施用強度存在顯著的正自相關性以及種植結構調(diào)整的局限性，沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)都應加強推廣經(jīng)濟作物化肥替代技術，拓展經(jīng)濟作物有機肥替代化肥試點范圍，降低化肥施用強度，進而產(chǎn)生示范效應。（2）加強政府宣傳作用，提高產(chǎn)品供給質(zhì)量。考慮到農(nóng)村居民人均收入的正向影響，一是制定相關政策，鼓勵農(nóng)民購買更高品質(zhì)化肥，提高土地生產(chǎn)率，降低化肥施用強度；二是加大宣傳力度，提高農(nóng)民環(huán)境保護意識，著力推行測土配方施肥技術，提高化肥利用效率，增強農(nóng)民減量施用化肥的意愿。（3）強化農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，促進化肥提質(zhì)增效。一是加大農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新投入，保障科研團隊經(jīng)費支持；二是搭建產(chǎn)學研緊密結合的農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新平臺，打通科技創(chuàng)新脈絡；三是大力培養(yǎng)科技創(chuàng)新人才，為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新注入新鮮血液，進而合力推動農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新在綠色農(nóng)業(yè)、設施農(nóng)業(yè)等多個領域取得突破，以改善和推廣農(nóng)業(yè)節(jié)肥增效技術，提高化肥利用效率。（4）改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系，發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營。積極推進土地流轉(zhuǎn)、聯(lián)耕聯(lián)種、土地入股、代耕代種、土地托管、統(tǒng)一經(jīng)營等多種形式，根據(jù)地方特點靈活采用多種經(jīng)營形式，將傳統(tǒng)小而碎的土地生產(chǎn)經(jīng)營轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄬s的適度規(guī)模經(jīng)營。（5）加強政策引導作用，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動力提“量”提“質(zhì)”?？紤]到農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的正向影響，一是提“量”，支持和引導農(nóng)業(yè)勞動力返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，打好“鄉(xiāng)情牌”“鄉(xiāng)愁牌”，搭建發(fā)揮作用平臺，鼓勵引導更多在外成功人士、新鄉(xiāng)賢返鄉(xiāng)投資農(nóng)業(yè)、建設農(nóng)村，進而帶動更多農(nóng)業(yè)勞動力回流；二是提“質(zhì)”，加強農(nóng)業(yè)科技理論和實用技術培訓，爭取培育一批文化程度高、經(jīng)營管理能力強、熟練掌握最新農(nóng)業(yè)科技和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的新型職業(yè)農(nóng)民。