中国（本文统计未包含香港特别行政区、澳门特别行政区、台湾省，下同）农用化肥施用折纯总量从1978年的8.84×10⁶ t持续增长到2015年的6.02×10⁷ t，年均增长率达到4.87%。2016年，化肥施用量首次呈现负增长趋势，总量为5.98×10⁷ t，然而，2016年单位耕地面积的化肥施用折纯量仍然高达443.53 kg· hm^-2，单位播种面积化肥施用折纯量为323 kg·hm^-2，极大超过了发达国家为防止化肥对环境造成危害所设置的225 kg·hm^-2的安全上限^[1]。已有研究表明，全国多个地区、多种主要农作物的化肥施用量已经超过了经济意义上的最优施用量^[2-7]，其过量施肥程度达到50%^[8]。长期过量施用化肥导致土壤酸化、板结、结构破坏、微生物的数量和活性降低、水体富营养化、水生生态系统失衡、农业面源污染日益严峻，深入分析研究化肥大量施用的原因，有效促进化肥减量施用已然成为一项亟待解决的现实问题。不论是技术方面还是经济方面，大量研究均表明，农作物化肥利用效率低是化肥大量施用的主要原因^[9-17]。部分学者利用Tobit模型、Probit模型、Logit模型、Heckman模型和一般线性模型等计量方法从微观层面分析农户施肥行为^[18-33]，结果表明，生产厂家和销售商为追求经济利益，农资市场混乱、化肥销售店指导能力弱、市场监管不力、农户受教育水平低、农户信息不完全、风险规避程度高等造成农户过量施肥。仅有个别研究关注了种植业结构调整特别是蔬菜、水果面积增加对化肥大量施用的影响^[34-38]。目前对于化肥过量施用研究多涉及三大粮食作物的化肥施用情况，较少涉及蔬菜、水果等经济作物，实践中由于种植业结构调整，蔬菜水果种植面积增加较快，同粮食作物相比，经济作物的单位面积平均施肥量更大、施肥次数更多，对化肥用量增加贡献更大。本研究将在前人研究基础上，利用26个省1994—2016年的面板数据，采用描述性统计分析和计量经济模型，详细对比分析宏观的种植业结构调整政策对化肥施用量的影响，科学地回答种植业结构调整特别是蔬菜、水果面积增加同化肥大量施用之间的关系。

1 现状分析 1.1 主要农作物化肥用量

如表 1所示，粮食作物、油料作物化肥用量较低，不超过420 kg·hm^-2，蔬菜、棉花、烤烟等作物化肥用量较高，为450~600 kg·hm^-2，而柑、苹果、甘蔗等作物化肥用量最大，均超过825 kg·hm^-2，其中柑的化肥用量最高，达到1 059.6 kg·hm^-2，是化肥用量最低的大豆（128.1 kg·hm^-2）的8.3倍。

1.2 种植业结构调整现状

我国种植业大宗农产品分为三大类：一是谷物类，二是经济作物，三是蔬菜水果类。图 1是1978— 2016年我国种植业结构变化情况（以粮、棉、油、糖、蔬菜、水果等主要农作物所占比重来表示）。

从主要农作物播种面积来看，同粮、棉、油、糖等大宗农产品相比，蔬菜水果类，包括露天蔬菜、设施蔬菜以及各类水果生产发展迅猛。1978年以来，粮食作物播种面积占农作物总面积比例由78.69%下降到65.27%，下降了13.42个百分点，同期，蔬菜、瓜果面积占比分别由1978年的2.17%和1.35%，上升到2016年的10.70%和7.13%，上升了8.53个和5.78个百分点。2016年水果产量2.84×10⁸ t，相比2000年的6.23× 10⁷ t，增加了2.21×10⁸ t，16年间增长了4.55倍；2016年蔬菜产量7.98×10⁸ t，相比2000年的4.45×10⁸ t，增加了3.53×10⁸ t，16年间增幅为79.4%。

1.3 种植业结构调整与化肥施用量变化

由于数据可获得性，本研究利用《中国统计年鉴》数据，分别计算了1979—2016年化肥用量、蔬菜面积、水果面积环比增长率，具体见图 2。图 2的结果进一步形象地说明了蔬菜、水果面积增加同化肥用量之间的关系，自1989年以来，化肥增长率波动曲线同蔬菜面积、水果面积增长率波动曲线波峰波谷非常一致，当蔬菜和水果增长率增加时，化肥用量增长率也会增加。相比而言，蔬菜增长率曲线波动幅度较大，由于水果基本为多年生作物，其增长率波动明显低于蔬菜。

初步的统计分析结果表明，种植业结构调整特别是蔬菜、水果面积增加是我国化肥用量大幅增长的主要因素，然而已有种植业结构同化肥用量研究多为描述性统计或利用横截面数据进行定量分析，本研究将利用1994—2016年26个省级的面板数据，采用计量经济模型，定量测算蔬菜、水果面积增加同化肥用量之间的关系。

2 材料与方法 2.1 数据来源

基于数据可得性和统计口径一致性，本文选取除北京市、天津市、上海市、重庆市、西藏自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区及台湾省之外，其他26个省份1994—2016年的数据。数据来源于历年《中国统计年鉴》《省级统计年鉴》《中国农业统计资料》及国家统计局官网。需要说明的是，对于个别缺失数据，为保证数据的完整性，利用已有数据计算出该指标的年均增长率，推算出缺失年份该数值。

2.2 变量选取

本研究将各省区农用化肥施用折纯总量和单位面积化肥施用折纯量作为被解释变量，根据已有研究和观察，将各省地区生产总值、化肥生产价格指数、农作物总面积、粮食作物播种面积、棉花播种面积、油料播种面积、麻类播种面积、糖料播种面积、烟叶播种面积、蔬菜播种面积、药材播种面积、瓜果面积、茶园面积、其他农作物播种面积作为影响农用化肥施用的解释变量。其中，蔬菜、果园、茶园等面积都是本研究重点关注的农业种植结构因素。

为剔除价格因素的影响，所采用的各省地区生产总值以1994年为基期，利用CPI对样本数据进行了指数平减；化肥生产价格指数以各省1994年为基期（即1994年为100）；农作物总面积指当年的农作物播种面积与果园面积、瓜类面积、草莓面积、茶园面积之和；瓜果面积指当年的果园面积与瓜类面积、草莓面积之和；茶园面积为实有茶园面积。

2.3 模型设定

此面板数据计量模型中，把农作物总面积与其他作物面积分放在不同的模型中，且采用双对数模型进行对比分析，为此，使用以下模型：

(1)

(2)

(3)

(4)

式中：被解释变量为1994—2016年除北京市、天津市、上海市、重庆市和西藏自治区外i省在j时期的农用化肥施用折纯量y_ij，解释变量包括地区生产总值x_1ij、化肥生产价格指数x_2ij、农作物总面积x_3ij、粮食作物播种面积x_4ij、棉花播种面积x_5ij、油料播种面积x_6ij、麻类播种面积x_7ij、糖料播种面积x_8ij、烟叶播种面积x_9ij、蔬菜播种面积x_10ij、药材播种面积x_11ij、瓜果面积x_12ij、茶园面积x_13ij、其他农作物播种面积x_14ij，t为时间趋势变量，i代表省份，j表示年度，α₀、φ₀、γ₀、δ₀表示常数项，α₁~α₃、φ₁~φ₁₄、γ₀~γ₃、δ₀~δ₁₄表示各解释变量的估计系数，ε₁、ε₂、ε₃、ε₄是随机扰动项，假设与模型中的其他解释变量不相关。

(5)

为进一步观察蔬菜播种面积、瓜果面积对化肥施用量的贡献程度，式（5）中将单位面积农用化肥施用折纯量（kg·hm^-1）w_ij作为被解释变量。此时，解释变量为地区生产总值x_1ij、化肥生产价格指数x_2ij、各类主要农作物播种面积占农作物总面积的比例（%）z_1ij~z_11ij。

2.4 模型检验

模型中，n=26，而T=23，n大T小，故这是一个短面板^[39]，且为平衡面板。模型运行中，首先进行了Hausman检验，判断使用固定效应还是随机效应模型；其次进行了组间异方差检验、组内自相关检验和组间同期相关检验，对于三种情形同时存在的情况，使用更为全面的FGLS估计处理；最后，把OLS+聚类稳健标准误、固定效应或随机效应、全面FGLS三种方法的估计结果进行对比，选择较好的模型结果进行分析。

3 结果与讨论 3.1 描述性分析

各变量的描述性统计如表 2所示。农用化肥施用折纯量（被解释变量），26个省23年中每年每个省份平均施肥量为1.83×10⁶ t，其中施肥量最大值为7.16×10⁶ t，最小值为6.10×10⁴ t，标准差达到1.27×10⁶ t，说明不同省份化肥施用量差别较大。蔬菜播种面积（解释变量），26个省23年中每年每个省份平均蔬菜播种面积为6.14×10⁵ hm²，其中播种面积最大值为2.03 × 10⁶ hm²，最小值为1.01 × 10⁴ hm²，标准差高达4.60×10⁵ hm²，说明不同省份蔬菜播种面积差别巨大。

3.2 回归结果分析

表 3为计量模型回归结果。其中，模型（1）和模型（2）中只考虑地区发展水平、化肥生产价格和农作物总面积对农作物化肥施用总量影响，模型（1）是基础数据OLS回归，模型（2）是双对数回归。为了科学定量测算出种植业结构调整对化肥施用量的影响，测算不同农作物播种面积扩大对化肥施用量的贡献，将模型（3）和模型（4）中的解释变量农作物总面积替换成了粮食、棉花、油料、麻类、糖料、烟叶、蔬菜、药材、瓜果、茶叶、其他农作物等的面积，保留了地区发展水平、化肥生产价格两个解释变量，模型（3）和模型（4）分别是基础数据、双对数的可行广义最小二乘回归。

由表 3可以看出，不论采取哪种模型，除棉花、麻类、糖料、烟叶、茶园面积外，解释变量的系数符号一致，说明模型选择以及系数均能反映实际情况。特别值得注意的是，同其他农作物相比，本文最关注的蔬菜、瓜果面积系数在模型中均为正，且在1%的置信水平上显著，表明蔬菜、瓜果面积增加对化肥施用量有积极显著影响。地区生产发展水平提高对农用化肥施用量增加有显著积极影响，4个模型中该变量都是在10%及以上的置信水平上显著。化肥生产价格指数对化肥用量有较显著负面影响，4个模型中化肥价格指数系数均为负，显而易见，化肥价格越高，化肥用量越少。

依据模型检验识别，采用FGLS估计双对数模型（4）系数解释能力最强。由模型4结果可以看出，其他条件不变时，蔬菜面积每增长1个百分点，相应化肥总量增长16.1个百分点，瓜果面积每增长1个百分点，化肥总施用量增加5.32个百分点。自1994年以来，全国蔬菜种植面积和瓜果面积分别增长了150个和86个百分点，蔬菜水果面积的大幅度增长，对化肥施用量迅速增长贡献巨大。此外，在其他条件不变情况下，各省地区国内生产总值每增加1个百分点，该省农用化肥总用量增加13.7%。这可以从收入预算和劳动力价格角度解释，一般而言，地区发展水平越高，农户越有钱，购买化肥受收入预算约束越小。此外，地区发展水平越高，农户外出打工机会越多，农户就更倾向于使用化肥替代劳动。在其他条件不变情况下，化肥价格每升高1个百分点，化肥总施用量降低2.3个百分点。农作物总面积对化肥用量有积极显著影响，农作物总面积越大，化肥施用量越高，在农作物总面积的2个模型中，该变量系数为正，且均在1%的置信水平上显著。

比较值得注意的是，粮食作物播种面积系数在2个模型中均为正，在1%的置信水平上显著，且其弹性高达0.34，远高于蔬菜和瓜果。表明其他条件不变时，粮食播种面积每增长1个百分点，相应化肥总量增长34个百分点，但是自1994年以来，粮食作物播种面积仅增长了3个百分点，其对化肥施用总量增长贡献远低于蔬菜和水果。

模型计算结果再一次证明，上世纪90年代中期以来化肥施用量增长的绝大部分贡献来自于种植业结构调整引起的蔬菜、水果面积大幅度增加，和之前的统计分析结果完全吻合。

表 4中，模型（5）为普通混合回归，模型（6）为固定效应模型，模型（7）为FGLS估计，模型识别结果表明，模型（7）系数更有解释力。模型（7）中，地区生产总值、化肥生产价格指数及麻类、糖料、烟叶、蔬菜、药材、瓜果、茶园面积占比的估计系数均在1%统计水平上显著。

化肥生产价格指数的系数依然为负，化肥价格越高，单位面积施用量越少；粮食作物、麻类、药材播种面积及茶园面积占比的系数为负，说明粮食作物、麻类、药材播种面积和茶园面积占比越大，单位面积化肥用量会相应减少；糖料、蔬菜和瓜果面积占比的系数为正，这三种经济作物播种面积占比越大，化肥单位面积用量越大。模型（7）再次证明蔬菜、水果面积增加促进了化肥用量的增加。

4 结论与对策 4.1 结论

我国种植业结构调整带来的直接后果是以粮食为代表的作物播种面积在农作物总播种面积中占比不断下降，同时，以蔬菜、水果为代表的经济作物种植面积占比不断增加，而蔬菜、水果种植面积增加导致单位面积化肥用量不断增加。20世纪90年代中期以来化肥总施用量增加绝大部分贡献，来自于种植业结构调整引起蔬菜、水果面积的大幅度增加。

4.2 对策

农业是与自然资源最为紧密相关的产业，农业生产过程中包括化肥、农药、农膜等物质投入必然会对外部资源环境产生直接影响。不同农作物需要不同的物质要素特别是农用化学要素投入，同粮、棉、油、糖等主要农作物相比，蔬菜、水果生产过程中需要更多的化肥投入，种植业结构调整特别是蔬菜、水果面积增大是导致化肥大量使用的主要原因，这必然会带来潜在的环境风险。因此，农业部门出台政策时，应充分考虑政策潜在环境风险，注重农业资源集约使用、环境污染有效控制和农业生态系统保护，形成生态、经济和社会效益相统一的良性循环农业生产体系。

实现化肥“零增长”目标，首先应注重蔬菜、瓜果等经济作物的化肥减施增效工作，具体应从稳定经济作物种植面积和降低经济作物施肥强度两个方面着手。种植面积方面，应保证粮田面积，避免蔬果等经济作物种植面积持续大幅度增长；施肥强度方面，关键在于严把质量关，一要将农产品质量与价格挂钩，以此突出质量的重要性，使农户不再盲目地为追求产量而滥施化肥；二要加大对农产品质量的监督管理力度，明确农产品质量标准；三要加强对菜农、果农的施肥技术培训，增强农户的环保意识；四要逐步引导消费者转变消费观念，选择更安全的农产品。此外，地区发展水平提高时，注重增加化肥科技投入，提升化肥产品质量，取消化肥补贴，减少化肥施用量。

致谢: 感谢中国农业科学院农业经济与发展研究所陆秋臻、刘莉对本研究所作的贡献。