農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)何以實現(xiàn)化肥農(nóng)藥減量化？

關(guān)鍵詞：農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)；經(jīng)營規(guī)模；服務規(guī)模；化肥減量化；農(nóng)藥減量化

中圖分類號：F325.2 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）12-0040-13

一、引言

保障糧食安全是中國式現(xiàn)代化的重要內(nèi)容［1］。改革開放以來，中國糧食生產(chǎn)取得了巨大成就。其中，化肥農(nóng)藥具有增產(chǎn)、穩(wěn)產(chǎn)功能，是保障中國糧食安全的重要支撐［2］。必須重視的是，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥農(nóng)藥的投入遠遠大于經(jīng)濟學意義上的最佳施用量［3-4］，其施用量的年均增長率也遠遠高于糧食產(chǎn)量的增速［5］。不僅如此，中國化肥農(nóng)藥的過量施用與低效利用普遍帶來了農(nóng)業(yè)污染等環(huán)境問題，嚴重威脅著農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全，阻礙了農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展［6-7］。當前，保障糧食安全依然是國家安全的重中之重，但必須重新審視現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，不能單純地依賴化肥農(nóng)藥來保障農(nóng)業(yè)產(chǎn)量。2015年，國家農(nóng)業(yè)部制定了《到2020年化肥使用量零增長行動方案》《到2020年農(nóng)藥使用量零增長行動方案》。2022年，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部印發(fā)了《到2025年化肥減量化行動方案》《到2025年化學農(nóng)藥減量化行動方案》。可見，中國十分重視化肥農(nóng)藥減量問題。然而，作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微觀主體和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展目標實現(xiàn)的突破口，農(nóng)戶并未廣泛且積極地響應化肥農(nóng)藥減量行為，化肥農(nóng)藥施用總量的基數(shù)依然較高，過量施用的趨勢仍在蔓延［8-9］。因此，如何推進化肥農(nóng)藥減量化成為學術(shù)界關(guān)注的焦點。

隨著“三權(quán)分置”政策的推出，中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場快速發(fā)展且不斷完善，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否具有化肥農(nóng)藥減量效應逐漸受到學者們的關(guān)注，但已有研究尚未達成共識，主要呈現(xiàn)兩種不同的觀點。一種觀點是肯定農(nóng)地流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應，認為農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以改善規(guī)模經(jīng)濟性［10］，由此可能帶來化肥農(nóng)藥施用強度的降低［11-13］。另一種觀點關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)對化肥農(nóng)藥減量的負效應，認為由于轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)營權(quán)穩(wěn)定性較差，農(nóng)戶可能會為了追求短期收益最大化，而通過大量施用化肥農(nóng)藥來提升產(chǎn)量［14-15］。與之相關(guān)聯(lián)，主流研究亦對產(chǎn)生分歧的原因進行了分析，認為不同流轉(zhuǎn)規(guī)模、流轉(zhuǎn)期限等會使農(nóng)地流轉(zhuǎn)呈現(xiàn)不同的化肥農(nóng)藥減量效應，而同質(zhì)化地處理農(nóng)地流轉(zhuǎn)和籠統(tǒng)地探究農(nóng)地流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應，難免出現(xiàn)偏差［5，16］。可見，必須打開農(nóng)地流轉(zhuǎn)“黑箱”，關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)內(nèi)部異質(zhì)性，有針對性地分析特定農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式的化肥農(nóng)藥減量效應。

事實上，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最重要的投入要素，其空間分布差異是農(nóng)業(yè)投資的重要決策依據(jù)。依據(jù)土地空間分布差異，可以將農(nóng)地流轉(zhuǎn)劃分為兩種類型：一是農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)，二是農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)［16-17］。通過促進農(nóng)地交易市場發(fā)展實現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)集中向來被視為突破小農(nóng)經(jīng)濟局限的重要路徑［18-19］。但是，中國在農(nóng)地流轉(zhuǎn)超過1/3的現(xiàn)實情況下，分散化與細碎化的家庭經(jīng)營格局并未發(fā)生根本性的改變［19-20］。主要原因是農(nóng)地的非遷移性與流動性之間產(chǎn)生了矛盾。農(nóng)地的非遷移性違背了要素流動的基本原則之一——物理形態(tài)上的位置可移動［19］，這也是分散型農(nóng)地流轉(zhuǎn)受到的客觀限制。換言之，農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)雖然能夠避免農(nóng)地閑置、撂荒，擴大家庭經(jīng)營規(guī)模，但固化了農(nóng)業(yè)分散化經(jīng)營格局，只是一定程度上的“小農(nóng)復制”［20-21］，并不能有效改善規(guī)模經(jīng)濟性［22］。農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)表現(xiàn)為轉(zhuǎn)入與自家農(nóng)地位置相連的地塊，能夠在一定程度上解決農(nóng)地的非遷移性給農(nóng)地流轉(zhuǎn)本身帶來的難題，由此帶來的連片規(guī)模經(jīng)濟性更能誘導農(nóng)戶開展良性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)［23］。然而，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)所隱含的化肥農(nóng)藥減量化，尚未得到已有研究的足夠重視。

基于此，本文利用課題組于2017年、2018年和2019年在廣東省陽山縣開展實地調(diào)研所獲得的農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)，評估農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應。本文可能的邊際貢獻在于：一是與以往關(guān)注農(nóng)地是否流轉(zhuǎn)不同，本文捕捉了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的內(nèi)部異質(zhì)性，關(guān)注流轉(zhuǎn)地塊的空間分布差異，討論了農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)及所隱含的化肥農(nóng)藥減量化，深化了學術(shù)界對農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營內(nèi)涵的理解。二是構(gòu)建了“農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)—規(guī)模效應—化肥農(nóng)藥減量化”分析框架，分析了農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)引致的兩類規(guī)模（經(jīng)營規(guī)模與服務規(guī)模） 的相對變動和由此產(chǎn)生的化肥農(nóng)藥減量效應，拓展了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理論。三是采用三期面板數(shù)據(jù)，運用計量模型評估農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應，盡可能地克服潛在的內(nèi)生性問題，由此發(fā)現(xiàn)通過農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)實現(xiàn)的農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的化肥農(nóng)藥減量潛力較大，進而為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策的制定提供決策參考。

二、理論分析與研究假設

（一） 農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)與化肥農(nóng)藥減量化

連片形式下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)使得自家土地和轉(zhuǎn)入土地連接在一起，即經(jīng)營地塊連片，能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)營規(guī)模與服務規(guī)模的同步擴張，其實現(xiàn)的化肥農(nóng)藥減量潛力巨大，是促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑。通常來說，在農(nóng)地交易市場中，農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠?qū)⑥r(nóng)地從生產(chǎn)率較低的經(jīng)營主體向生產(chǎn)率較高的經(jīng)營主體流轉(zhuǎn)［24］。一方面，轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)營主體往往掌握更多的農(nóng)業(yè)知識和現(xiàn)代技術(shù)，具備更高的管理水平，從而能夠更合理高效地投入化肥農(nóng)藥，實現(xiàn)化肥農(nóng)藥減量化［5，25］。另一方面，愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶在農(nóng)事經(jīng)營方面可能缺乏比較優(yōu)勢，從而選擇轉(zhuǎn)出農(nóng)地，并將有限的時間和精力投入到非農(nóng)就業(yè)中，獲得更高的個人與家庭收益，由此農(nóng)地轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出形成良性互動。同時，農(nóng)村地區(qū)是熟人社會，相鄰地塊的農(nóng)戶間通常有人情往來。農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)意味著流轉(zhuǎn)對象是熟人，這有利于幫助轉(zhuǎn)入戶打消對于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)不穩(wěn)定的顧慮，增加保護農(nóng)地的信念，進而促進其合理施用化肥農(nóng)藥。基于此，本文提出如下假設：

假設1：農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)能夠促進化肥農(nóng)藥減量化。

（二） 農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)、經(jīng)營規(guī)模與化肥農(nóng)藥減量化

農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)集中意味著部分農(nóng)戶減少或完全放棄農(nóng)地經(jīng)營，為另一部分農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地、擴大經(jīng)營規(guī)模創(chuàng)造條件［26］。在中國人多地少的國情下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的經(jīng)營規(guī)模擴大效應已成為學術(shù)界的共識［27］。進一步地，經(jīng)營規(guī)模擴大會助力化肥農(nóng)藥減量化。首先，創(chuàng)造了機械化作業(yè)的條件。農(nóng)業(yè)機械購置本身有著不可忽視的沉沒成本。當經(jīng)營規(guī)模擴大時，農(nóng)戶使用農(nóng)業(yè)機械的頻率提高，在一定程度上可以降低農(nóng)業(yè)機械購置的沉沒成本，促使農(nóng)戶購置農(nóng)業(yè)機械，進行自我服務［28］，并利用農(nóng)業(yè)機械開展精準化作業(yè)，減少不必要的化肥農(nóng)藥損耗。其次，提高了技術(shù)采納的可能。農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的采納往往具有難度大、耗時長、成本高等缺點，對經(jīng)營規(guī)模提出了一定的要求［29］。當經(jīng)營規(guī)模擴大時，農(nóng)戶運用農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的單位成本會隨之降低。此外，規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶也更容易獲得政府或公益部門提供的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)培訓和指導［30］，由此激勵和幫助規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶減少化肥農(nóng)藥投入。最后，降低了生產(chǎn)成本。在農(nóng)業(yè)經(jīng)營過程中，有很大一部分要素的投入成本是固定的，其不隨經(jīng)營規(guī)模的變化而變化，因而不同的經(jīng)營規(guī)模往往匹配不同的農(nóng)業(yè)要素投入組合。當經(jīng)營規(guī)模擴大時，農(nóng)戶可以采用大規(guī)模作業(yè)降低單位生產(chǎn)成本，優(yōu)化勞動力投入和化肥農(nóng)藥投入的組合，避免用過量的化肥農(nóng)藥投入替代勞動力投入，由此降低化肥農(nóng)藥的施用強度。基于此，本文提出如下假設：

假設2a：農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過擴大經(jīng)營規(guī)模促進化肥農(nóng)藥減量化。

（三） 農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)、服務規(guī)模與化肥農(nóng)藥減量化

在農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的情景中，服務規(guī)模隨之產(chǎn)生。首先，農(nóng)業(yè)機械的高投資門檻及其地域?qū)Ｓ眯浴h(huán)節(jié)作業(yè)專用性等資產(chǎn)專用性特性，決定了農(nóng)業(yè)機械外包服務交易市場的發(fā)展必然要求有足量且連續(xù)不斷的服務交易密度，即要求有一定規(guī)模的市場容量［21］。農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)后，由于地塊的連片集中性，農(nóng)戶更有可能在自家地塊和轉(zhuǎn)入地塊上開展同種作物的專業(yè)化種植［31］，使得農(nóng)業(yè)機械外包服務的市場容量擴大，由此吸引服務供應商進入市場。其次，農(nóng)業(yè)機械作業(yè)需要在一定的空間范圍內(nèi)進行往復循環(huán)與轉(zhuǎn)向運動［16］，即對單次作業(yè)提出了規(guī)模要求。農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)后，形成了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)布局的連片化，為單次農(nóng)業(yè)機械作業(yè)提供了較大的可操作范圍，降低了操作難度。同時，也減少了農(nóng)業(yè)機械在不同地塊間轉(zhuǎn)移的作業(yè)成本，提高了作業(yè)效率，使得農(nóng)業(yè)機械外包服務的獲利可能性提高，由此吸引服務供應商進入市場。區(qū)域內(nèi)的有效競爭會促使服務供應商主動提供優(yōu)質(zhì)低價的服務，進而激勵農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)機械外包服務，擴大服務規(guī)模。進一步地，服務規(guī)模擴大能夠促進化肥農(nóng)藥減量化，原因在于：其一，與人工施肥施藥相比，機械施肥施藥有著專業(yè)化和精準化的特點，可以在一定程度上避免施用不規(guī)范和不均勻的問題，有效提升施用效率，大幅降低施用損耗。其二，與農(nóng)戶相比，服務供應商具備更強的肥效藥效信息采集能力和質(zhì)量甄別能力［32］，能夠為農(nóng)戶制定科學的施肥施藥計劃，選擇恰當?shù)幕兽r(nóng)藥品種和用量，幫助農(nóng)戶擺脫關(guān)于農(nóng)業(yè)化學投入品作為經(jīng)驗性產(chǎn)品的品質(zhì)判斷困境，避免由農(nóng)戶化肥農(nóng)藥過量施用造成的浪費。其三，服務供應商因受到聲譽約束會主動提供農(nóng)業(yè)綠色服務，而其關(guān)于化肥農(nóng)藥的減量信息具有可追溯性。同時，企業(yè)信用背書能夠避免“漂綠”等行為［16］。基于此，本文提出如下假設：

假設2b：農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過擴大服務規(guī)模促進化肥農(nóng)藥減量化。

三、研究設計

（一） 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自課題組于2017年、2018年和2019年在廣東省陽山縣開展的實地調(diào)研。陽山縣地處粵北，農(nóng)事生產(chǎn)的相關(guān)情況與廣東省其他縣域比較類似。更重要的是，陽山縣山地和丘陵的面積約占土地總面積的90%，屬于土地細碎化問題比較嚴重的地區(qū)，流轉(zhuǎn)是非常有必要的。可見，選擇陽山縣作為調(diào)查區(qū)域，符合本文研究“連片流轉(zhuǎn)”的普遍性條件和特殊性條件。該調(diào)查主要涵蓋了農(nóng)戶家庭成員情況、耕地情況、生產(chǎn)經(jīng)營情況等圍繞農(nóng)戶的眾多議題，包含了農(nóng)戶個體、家庭和村莊三個層面的面板追蹤數(shù)據(jù)。具體的調(diào)查安排和數(shù)據(jù)收集情況為：廣東省陽山縣轄區(qū)內(nèi)共有12個鎮(zhèn)149個行政村，課題組從中隨機抽取80個行政村；經(jīng)過檢驗效能計算（PowerCalculation），按照經(jīng)濟發(fā)展水平，分別在每個行政村隨機抽取2個自然村；按照農(nóng)戶的收入水平進行分組，分別在每個自然村隨機抽取10戶農(nóng)戶，共選取樣本戶1 600戶。因關(guān)注農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)種植過程中的化肥農(nóng)藥減量行為，即化肥和農(nóng)藥的投入情況，故只保留了從事水稻種植的農(nóng)村家庭樣本，剔除了存在缺失值的樣本。經(jīng)過上述處理，一共得到2 851個觀測值。

（二） 變量選擇

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為化肥農(nóng)藥減量化，包括化肥投入和農(nóng)藥投入。前者用農(nóng)戶當年種植水稻的畝均化肥投入（元/畝） 衡量，后者用農(nóng)戶當年種植水稻的畝均農(nóng)藥投入（元/畝） 衡量。需要特別說明的是，筆者在調(diào)研過程中了解到，同一村莊農(nóng)戶施用的基本是同種類型的化肥和農(nóng)藥，不存在單價差異較大的情況，且單價沒有逐年下降趨勢，因而用農(nóng)戶的畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入衡量其化肥農(nóng)藥減量行為是可行的。另外，考慮到水稻畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入的方差可能會隨著農(nóng)地連片種植的增加而增大，本文對水稻畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入進行對數(shù)化處理，且樣本中存在畝均農(nóng)藥投入取值為0的情況，故分別將畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入加1后再取對數(shù)，以削弱模型潛在的異方差問題。需要特別說明的是，為了克服極端異常值對回歸結(jié)果的影響，本文對畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入進行了上下5%的縮尾處理。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)，用農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)入與自家土地相連的地塊衡量，有農(nóng)地連片轉(zhuǎn)入取值為1，否則取值為0。

⒊中介變量

本文的中介變量為經(jīng)營規(guī)模和服務規(guī)模。前者用農(nóng)戶當年種植水稻的總面積（畝） 加1的自然對數(shù)衡量；后者用農(nóng)戶當年在整地、育秧、播種、施肥、病蟲害防治及收獲這6個水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)中購買農(nóng)業(yè)機械服務外包的環(huán)節(jié)數(shù)衡量。

⒋控制變量

本文分別從個人特征、家庭特征、農(nóng)地特征和種植特征層面選取控制變量。（1） 個人特征控制變量包括：性別，用家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者的性別衡量，男性取值為1，女性取值為0。年齡，用觀測年份與家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者出生年份之差衡量。文化程度，用家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者接受教育的年限衡量。（2） 家庭特征控制變量包括：務農(nóng)人數(shù)，用家庭內(nèi)從事農(nóng)業(yè)勞動的人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比重衡量。兼業(yè)程度，用家庭務工所得收入占家庭總收入的比重衡量。存款余額，若農(nóng)戶家庭無存款余額，取值為1；若存款余額少于等于1萬元，取值為2；若存款余額大于1萬元而少于等于5萬元，取值為3；若存款余額大于5萬元而少于等于10萬元，取值為4；若存款余額大于10萬元，取值為5。（3） 農(nóng)地特征控制變量包括：地塊規(guī)模，用家庭承包地平均地塊面積（畝/塊） 加1的自然對數(shù)衡量。土壤肥力，用農(nóng)戶對家庭承包地的土壤肥力評價衡量，若認為土壤肥力比較差，取值為1；若認為土壤肥力一般，取值為2；若認為土壤肥力比較好，取值為3。機耕條件，用家庭對農(nóng)戶承包地的機耕條件評價衡量，若認為機耕條件比較差，取值為1；若認為機耕條件一般，取值為2；若認為機耕條件比較好，取值為3。（4） 種植特征控制變量包括：產(chǎn)銷情況，用家庭種植水稻自留量占家庭種植水稻總產(chǎn)量的比重衡量。雇工情況，用家庭是否為種植水稻雇傭相應勞動力衡量，雇傭取值為1，無雇傭取值為0。農(nóng)業(yè)保險，用家庭是否為種植水稻購買相應農(nóng)業(yè)保險衡量，購買取值為1，無購買取值為0。

（四） 描述性統(tǒng)計分析

表1 是本文主要變量的描述統(tǒng)計結(jié)果。由表1 可知，化肥投入的均值為5.758，標準差為0.867，最小值為3.258，最大值為8.007，表明農(nóng)戶化肥投入的差異較大，所選樣本代表性較好。農(nóng)藥投入的均值為4.703，標準差為1.013，最小值為0.000，最大值為7.132，最大值與最小值之間的差異很明顯，表明該指標的衡量效果較好。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與相關(guān)研究類似。

（一） 初步分析

本文根據(jù)農(nóng)地是否連片流轉(zhuǎn)將樣本農(nóng)戶進行分組，繼而進行組間差異分析，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)組的樣本農(nóng)戶有216戶，約占樣本總數(shù)的7. 6%；農(nóng)地未連片流轉(zhuǎn)組的樣本農(nóng)戶有2 635戶，約占樣本總數(shù)的92. 4%。農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)組農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入均明顯低于農(nóng)地未連片流轉(zhuǎn)組農(nóng)戶的投入。由此可以初步推斷，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入決策存在一定的影響。

（二） 基準回歸分析

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸結(jié)果，本文采用HT檢驗方法，對化肥投入、農(nóng)藥投入和農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果顯示，化肥投入、農(nóng)藥投入和農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)三個變量的P值分別為0. 006、0. 008和0. 019，即P值均不足以支持原假設。因此，面板數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。運用OLS進行估計時，通過Hausman檢驗確定選用固定效應模型還是隨機效應模型。檢驗結(jié)果顯示，化肥投入模型的P值為0. 039，農(nóng)藥投入模型的P值為0. 001，均強烈拒絕“選用隨機效應”的原假設，故后文采用固定效應面板模型。檢驗所有年份虛擬變量聯(lián)合顯著性來分析是否存在時間固定效應。檢驗結(jié)果顯示，P值為0. 000，即強烈拒絕“無時間效應”的原假設，認為模型存在時間固定效應。因此，本文選擇雙向固定效應模型，并使用聚類（農(nóng)戶） 穩(wěn)健的標準誤，以消除異方差的影響。表2報告了農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對化肥投入、農(nóng)藥投入影響的基準回歸結(jié)果。就化肥投入而言，列（1） 和列（2） 分別報告了單向固定效應模型和雙向固定效應模型的回歸結(jié)果。由結(jié)果可知，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶化肥投入有顯著的負向影響。以列（2） 為例，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)是-0. 065，且在5%水平上顯著，表明農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)后，農(nóng)戶會減少6. 5%的化肥投入。就農(nóng)藥投入而言，列（3） 和列（4） 分別報告了單向固定效應模型和雙向固定效應模型的回歸結(jié)果。由結(jié)果可知，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對農(nóng)藥投入有顯著的負向影響。以列（4） 為例，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)是-0. 139，且在1%水平上顯著，表明農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)后，農(nóng)戶會減少13.r2F2Q8hqAPEoPXTIwBh9euHJDrbxpFlunTZAhlPxccs= 9%的農(nóng)藥投入。可見，實證分析與理論推斷的結(jié)論一致。因此，假設1得到驗證。事實上，兩種固定效應下兩個模型所得出的回歸結(jié)果一致，在一定程度上表明了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三） 內(nèi)生性處理

如果農(nóng)地是否連片流轉(zhuǎn)是隨機給定的，那么基于式（1） 的OLS回歸結(jié)果就是無偏且有效的。但是，農(nóng)地是否連片流轉(zhuǎn)往往并非隨機給定的，且會受到多種因素的影響，這些因素又可能同時影響著農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入決策，從而產(chǎn)生樣本選擇性偏差。本文運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）回歸來解決該問題。該回歸綜合考慮了可觀測變量和不可觀測變量導致的樣本選擇偏差，分別估計農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)和農(nóng)地未連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量化決定方程，并結(jié)合反事實推斷分析，得到農(nóng)地是否連片流轉(zhuǎn)對化肥農(nóng)藥投入的處理效應。ESRM回歸包括兩個階段：第一階段估計農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的選擇方程；第二階段估計農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的結(jié)果方程。需要說明的是，在第一階段回歸中，解釋變量為影響農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)決策的一組變量，除此之外，必須要加入至少一個工具變量（識別變量），且該變量只影響農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)決策，不影響農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入決策。由于農(nóng)村社會中的人際關(guān)系存在“他人取向”的特征，血緣、親緣和地緣的關(guān)系網(wǎng)絡使得鄰里間的行為決策相互影響，這意味著農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營等行為決策都有可能跟隨鄰里，呈現(xiàn)較強的鄰里效應，如農(nóng)地流轉(zhuǎn)等行為決策具有鄰里效應［34］。因此，本文選取“該村莊除該農(nóng)戶以外的農(nóng)戶是否開展農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的平均值”作為工具變量，該變量既可以通過鄰里效應影響該農(nóng)戶的農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)決策，符合相關(guān)性假設，但同伴的農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)選擇通常不會影響該農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入決策，符合外生性假設。因此，該工具變量符合標準。表3列（1） 至列（3） 報告了以化肥投入為被解釋變量的ESRM回歸結(jié)果。表3列（4） 至列（6） 報告了以農(nóng)藥投入為被解釋變量的ESRM回歸結(jié)果。

由表3列（1） 至列（3） 結(jié)果可知，Wald檢驗值在1%水平上顯著，表明模型擬合良好。LR檢驗值為12. 800，在1%水平上拒絕了兩階段方程的獨立性假設。ρμ1 為選擇方程與農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)結(jié)果方程的誤差項的相關(guān)系數(shù)，ρμ0 為選擇方程與農(nóng)地未連片流轉(zhuǎn)結(jié)果方程的誤差項的相關(guān)系數(shù)。其中，ρμ1 在1%水平上顯著，表明存在因不可觀測因素所引起的選擇偏差，即農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)與未連片流轉(zhuǎn)并不是由農(nóng)戶隨機選擇的。以上結(jié)果表明，有必要運用ESRM糾正由不可觀測因素引起的樣本選擇偏誤。由表3列（4） 至列（6） 結(jié)果可知，該模型同樣擬合良好，而LR檢驗值和ρμ1 在1%水平上顯著，表明存在樣本選擇性偏差，有必要運用ESRM進行估計。工具變量的相關(guān)性同樣得到驗證。此外，在化肥投入模型中，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)組的平均處理效應為-0. 033，且在5%水平上顯著，①表明農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)后，農(nóng)戶的化肥投入強度顯著降低，即農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)具有化肥減量效應。在農(nóng)藥投入模型中，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)組的平均處理效應為-0. 096，且在1%水平上顯著，表明農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)后，農(nóng)戶的農(nóng)藥投入強度顯著降低，即農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)也具有農(nóng)藥減量效應。上述結(jié)果表明，在克服模型潛在的內(nèi)生性問題后，上文的結(jié)論仍然成立。

（四） 穩(wěn)健性檢驗②

第一，將實證模型替換為交互固定效應面板模型。在雙向固定效應面板模型中，為了控制樣本中不隨時間變化的個體差異和不隨個體變化的時間差異，以加法的形式引入由虛擬變量表示的個體固定效應和時間固定效應。事實上，時間上的沖擊可能是多維的，且不同個體對不同維度沖擊的反應力度可能不同。此時，雙向固定效應模型無法解決因遺漏既隨時間變化又隨個體變化的不可觀測變量帶來的內(nèi)生性問題。因此，Bai［35］在面板模型中引入了個體和時間的交互效應，即交互固定效應（Interactive Fixed Effects） 面板模型。考慮到可能存在遺漏變量問題，本文使用交互固定效應模型進行穩(wěn)健性檢驗。將該結(jié)果與基準回歸結(jié)果對比可知，雖然農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對化肥投入和農(nóng)藥投入的邊際影響和顯著水平有所下降，但總體而言，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對化肥投入、農(nóng)藥投入的負向影響依然存在且顯著。由此，驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

第二，分位數(shù)回歸。若模型中的被解釋變量存在超常值或分布存在偏斜，OLS回歸會導致模型估計結(jié)果有偏。分位數(shù)回歸不易受超常值、異方差及被解釋變量分布偏斜的影響，還能將解釋變量對被解釋變量的影響在被解釋變量的整體分布上清晰地顯示出來［36］。基于此，本文運用非條件分位數(shù)固定效應模型重新進行估計，以檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性。針對化肥投入和農(nóng)藥投入，本文分別估計了0. 25分位數(shù)、0. 5分位數(shù)和0. 75分位數(shù)的模型。由結(jié)果可知，無論是化肥投入還是農(nóng)藥投入，在不同的分位數(shù)水平上，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的符號方向均未發(fā)生變化，且均通過了顯著性檢驗，由此認為基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。至此，假設1得到進一步驗證。

（五） 異質(zhì)性分析

1..年齡異質(zhì)性

相對于青年人，老年人通常有著學習能力弱、偏好依賴經(jīng)驗、厭惡風險等特征，這些特征或許會導致老年農(nóng)戶不擅長運用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)，也傾向于保持固有的大量施肥施藥的習慣以防范產(chǎn)量損失的風險［37］，進而阻礙老年農(nóng)戶實現(xiàn)化肥農(nóng)藥減量化生產(chǎn)。因此，本文基于樣本農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者年齡的均值將樣本劃分為青年農(nóng)戶和老年農(nóng)戶進行分組回歸，結(jié)果如表4列（1） 至列（4） 所示。由結(jié)果可知，就化肥投入而言，僅青年農(nóng)戶的農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過了顯著性檢驗，且經(jīng)由Bootstrap法得到的經(jīng)驗P值為0. 006，且在1%水平上顯著，進一步證實了上述差異在統(tǒng)計上顯著。就農(nóng)藥投入而言，老年農(nóng)戶農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的系數(shù)絕對值和顯著程度均小于青年農(nóng)戶農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的系數(shù)絕對值和顯著程度，經(jīng)驗P值為0. 027，且在5%水平上顯著。可見，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對青年農(nóng)戶化肥農(nóng)藥減量化的促進作用更明顯。

2.文化程度異質(zhì)性

教育是提高人力資本水平的重要途徑。教育可以通過提高農(nóng)戶吸收采納農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的能力，幫助農(nóng)戶改變既有的思想觀念、認知水平及生產(chǎn)習慣等途徑來影響其化肥農(nóng)藥減量行為［38］。因此，本文基于樣本農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者受教育年限的均值將樣本劃分為低文化程度農(nóng)戶和高文化程度農(nóng)戶進行分組回歸，結(jié)果如表4列（5） 至列（8） 所示。由結(jié)果可知，化肥投入模型的經(jīng)驗P值為0. 036，且在5%水平上顯著，農(nóng)藥投入模型的經(jīng)驗P值為0. 173，并未通過統(tǒng)計上的顯著水平檢驗。可見，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對高文化程度農(nóng)戶化肥減量化的促進作用更明顯。就農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的農(nóng)藥減量效應來看，不同文化程度的農(nóng)戶間無顯著的差異。

3.經(jīng)營規(guī)模異質(zhì)性

相比于經(jīng)營規(guī)模小戶，經(jīng)營規(guī)模大戶采用機械和新技術(shù)的可能性都比較高，且生產(chǎn)成本較低，能夠促使其減施化肥農(nóng)藥。換言之，經(jīng)營規(guī)模大戶即使不進行農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)，其自身也具備了開展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的有利條件。經(jīng)營規(guī)模小戶采用機械和新技術(shù)的可能性都比較低，進行農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)可以緩解農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模小產(chǎn)生的相對約束。因此，本文基于樣本農(nóng)戶水稻經(jīng)營規(guī)模的均值將樣本劃分為經(jīng)營規(guī)模小戶和經(jīng)營規(guī)模大戶進行分組回歸，結(jié)果如表5列（1） 至列（4） 所示。由結(jié)果可知，化肥投入模型的經(jīng)驗P值為0. 043，且在5%水平上顯著；農(nóng)藥投入模型的經(jīng)驗P值為0. 021，且在5%水平上顯著。可見，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對經(jīng)營規(guī)模小戶產(chǎn)生的化肥農(nóng)藥減量效應更大。

4.地塊規(guī)模異質(zhì)性

相比于地塊規(guī)模小戶，地塊規(guī)模大戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中采納機械外包服務的可能性較大，能夠促使其減施化肥農(nóng)藥。因此，本文基于樣本農(nóng)戶地塊規(guī)模的均值將樣本劃分為地塊規(guī)模小戶和地塊規(guī)模大戶進行分組回歸，結(jié)果如表5列（5） 至列（8） 所示。由結(jié)果可知，化肥投入模型的經(jīng)驗P值為0. 007，且在1%水平上顯著；農(nóng)藥投入模型的經(jīng)驗P值為0. 015，且在5%水平上顯著。可見，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對地塊規(guī)模小戶產(chǎn)生的化肥農(nóng)藥減量效應更大。

五、中介效應檢驗

中介效應檢驗結(jié)果如表6所示。由列（1） 結(jié)果可知，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)為0. 153，且在1%水平上顯著。因此，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)能夠通過擴大經(jīng)營規(guī)模促進化肥農(nóng)藥減量化。由列（2）結(jié)果可知，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)為0. 089，且在1%水平上顯著。因此，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)能夠通過擴大服務規(guī)模促進化肥農(nóng)藥減量化。表6的結(jié)果在一定程度上反映了經(jīng)營規(guī)模與服務規(guī)模之間的相互依存關(guān)系，印證了中國農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的實踐［39］。因此，假設2a和假設2b得以驗證。

六、進一步分析：不同流轉(zhuǎn)方式的影響

為了考察不同農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式之間的區(qū)別，本文進一步分析農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)和農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對化肥農(nóng)藥減量化的影響差異。本文剔除未進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶樣本，并將農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式視為解釋變量，若農(nóng)戶以連片的方式轉(zhuǎn)入農(nóng)地，則將農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式賦值為1，否則賦值為0。表7報告了不同流轉(zhuǎn)方式影響的回歸結(jié)果。由結(jié)果可知，就化肥投入而言，農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式的回歸系數(shù)為-0. 151，且在1%水平上顯著，表明兩種流轉(zhuǎn)方式的差異在于連片流轉(zhuǎn)農(nóng)戶比分散流轉(zhuǎn)農(nóng)戶少15. 1%的化肥投入。就農(nóng)藥投入而言，農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式的回歸系數(shù)為-0. 221，且在1%水平上顯著，表明兩種流轉(zhuǎn)方式的差異在于農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)農(nóng)戶比農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)農(nóng)戶少22. 1%的農(nóng)藥投入。綜上，相比于農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應更明顯。

七、研究結(jié)論與政策建議

（一） 研究結(jié)論

本文利用2017年、2018年和2019年三期廣東省陽山縣農(nóng)戶的面板數(shù)據(jù)，運用固定效應模型實證檢驗了農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對化肥農(nóng)藥減量化的影響及機制。研究結(jié)論如下：基準回歸結(jié)果表明，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)能夠促進化肥農(nóng)藥減量化，即農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)具有顯著的化肥農(nóng)藥減量效應。平均而言，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)可以減少6. 5%的化肥投入和13. 9%的農(nóng)藥投入。在利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型處理內(nèi)生性問題和開展各類穩(wěn)健性檢驗后，基本結(jié)論仍然成立。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，在農(nóng)業(yè)決策者特征維度，對于青年農(nóng)戶和高文化程度農(nóng)戶，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應更明顯；在農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征維度，對于經(jīng)營規(guī)模小戶和地塊規(guī)模小戶，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應更明顯。機制分析結(jié)果表明，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過擴大經(jīng)營規(guī)模和服務規(guī)模促進化肥農(nóng)藥減量化。進一步分析發(fā)現(xiàn)，相比于農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應更明顯，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)促使農(nóng)戶少投入15. 1%的化肥和22. 1%的農(nóng)藥。

（二） 政策建議

第一，著力推進農(nóng)田整治與高標準農(nóng)田建設。結(jié)合田塊平埂、合并等措施，進一步降低農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的物理約束，減少農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的交易費用。同時，改善耕種條件，促進農(nóng)業(yè)橫向分工拓展與縱向分工深化，促進農(nóng)業(yè)作業(yè)標準化，發(fā)揮其規(guī)模經(jīng)濟性，擴大化肥農(nóng)藥的減量效應。

第二，構(gòu)建農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易平臺。完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)及其配套政策，搭建農(nóng)村承包地數(shù)字化信息平臺，集成區(qū)域內(nèi)農(nóng)村土地地塊信息、承包信息、流轉(zhuǎn)信息和種植信息，實行農(nóng)地承包和流轉(zhuǎn)信息動態(tài)管理。健全信息交流機制和流轉(zhuǎn)價格生成機制，主動為農(nóng)地流轉(zhuǎn)主體提供談判開展、合同簽訂及租金收取等指導服務，努力轉(zhuǎn)變以往分散化的農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式，擴大交易范圍。

第三，培育農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的新型主體。采取多種方式和渠道，認真宣傳貫徹中央、省市關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的政策和措施，樹立農(nóng)地流轉(zhuǎn)典型、分享農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)驗，用農(nóng)戶“聽得懂、想得通”的語言幫他們算清農(nóng)地流轉(zhuǎn)的“經(jīng)濟賬”，讓農(nóng)民看到農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來的實際利益，引導農(nóng)民提高參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的自覺性，形成全社會重視和支持農(nóng)地流轉(zhuǎn)的良好氛圍。進一步地，鼓勵散戶的農(nóng)地由村股份經(jīng)濟合作社統(tǒng)一流轉(zhuǎn)，再對全村種植大戶進行摸排，將流入土地按區(qū)域合理分配，流出給種植大戶，實現(xiàn)農(nóng)地連片經(jīng)營，以提升農(nóng)地的集約再配置效率，培育農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的新型主體，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營的專業(yè)化和規(guī)模化水平。

第四，強化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的推廣體系建設。加大農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)營政策的宣傳力度，加強農(nóng)業(yè)技能培訓。幫助農(nóng)戶優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入結(jié)構(gòu)，鼓勵農(nóng)戶引入農(nóng)業(yè)現(xiàn)代綠色技術(shù)，如精準施肥噴藥技術(shù)、秸稈還田技術(shù)等。必要時可適度降低各類政策的規(guī)模門檻，以便將農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶納入扶持范圍，由此激發(fā)其農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的積極性，激活農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的內(nèi)生動力。

第五，重視農(nóng)業(yè)經(jīng)營退出農(nóng)戶的權(quán)益保護。一方面，充分利用現(xiàn)有的養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障、失業(yè)救助等體系，保障農(nóng)民的收入，提高農(nóng)民的生活質(zhì)量。另一方面，健全激勵機制，充分發(fā)揮相關(guān)政策的激勵和導向作用，加大補助力度，尤其要重視轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶，即農(nóng)業(yè)經(jīng)營退出農(nóng)戶的各項權(quán)益保護，讓農(nóng)民在農(nóng)地流轉(zhuǎn)中受益，消除農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的后顧之憂，由此引導農(nóng)戶長期流出土地，切實解決農(nóng)地“轉(zhuǎn)出難”“轉(zhuǎn)出不穩(wěn)定”等問題。

（責任編輯：巴紅靜）