農地轉入能否促農戶采納有機肥技術？
—— 一個主體行為能力視角的解釋

岳 夢 張 露,2* 萬江紅

(1.華中農業大學 經濟管理學院，武漢 430070；2.湖北農村發展研究中心，武漢 430070；3.華中農業大學 文法學院，武漢 430070)

我國政府高度重視化肥過量施用的問題。2020年中央“一號文件”明確強調“要加強農業面源污染防治，積極推進化肥零增長行動，并完善農業環境政策法規和技術路徑，以遏制農業生態環境趨于惡化”；同時國家積極實施“藏糧于地”戰略，鼓勵通過增施有機肥和采用秸稈還田等技術改善農地質量[1]。作物學的試驗數據表明，在不同的化肥施用模式中，常量施用有機肥的實驗土壤的全氮含量最高(1.8 g/kg)，比常量施用化肥土壤的試驗田高70.2%，同時能有效降低作物的發病率，顯著提高作物單株質量、小區產量[2]。然而，農業生產過程中農戶對有機肥的采納情況卻并不樂觀，現有微觀實證研究表明施用有機肥的樣本農戶比重僅占15%～35%[3-5]。

既有研究表明，農戶的有機肥采納意愿主要受三方面因素影響：其一，勞動力特征，包括年齡、收入、教育、技術培訓和主觀認知等[6-7]；其二，耕地和經營特征，包含土地規模、種植品種、土壤肥力、地權穩定性等[3,7]；其三，外源特征，包括信息可得性、農業保險以及國家政策激勵等[1,8]。其中，土地作為農業生產的基礎，約束著農藥化肥、農業機械等資本要素的投入，尤其是家庭現有的初始土地資源對農業生產中的種子、化肥、機械等資本要素的投入起到決定作用，直接關系到農業生產的經營成本和收益[9]。隨著農業勞動力非農轉移的擴張以及農村市場化改革的推進，農地交易市場逐步繁榮，既有農戶基于親緣關系小規模轉入土地，也有農戶通過市場交易大規模轉入土地[9]。由此，規?；洜I被認為是促進我國有機肥采納率的重要思路。

有研究認為，經營規模越大的農戶越傾向采納環境友好型技術[10]；也有研究發現，經營規模與農戶實施環境友好型生產行為之間的關系是非線性的，即二者之間存在穩健的“U”型或倒“U”型關系[11-12]；還有研究提出，農地規模并不是農戶技術采納行為的影響因素，甚至經營規模與農戶的采納決策之間存在負向關系[13-14]。既有研究結論相悖的可能原因在于，相對忽略土地流入對象的差異性，以及此種差異背后蘊含的主體行為能力對農戶有機肥技術采納的影響。事實上，雖然轉入土地擴大經營規模能夠通過規模經濟促進農戶采納環境友好型技術，但規模戶和散戶在主體行為能力方面的差異，可能導致兩類農戶對有機肥技術的采納行為表現出明顯異質性。

在已有研究的基礎上，本研究將土地流入對象的屬性納入研究范疇，根據土地流轉前農戶實際經營規模，將農戶分為規模戶和散戶；然后分析土地向規模戶和散戶集中是否會對其有機肥技術采納行為產生差異化的影響；并進一步從轉入者的要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力3個方面剖析有機肥采納行為差異的理論機理；最后運用939份微觀調研數據對理論機理進行實證檢驗。由此，構建起“農地轉入—主體行為能力—要素采納決策”的分析框架，客觀揭示出農戶農地轉入對其有機肥采納決策的影響及其機理。

1 理論分析

有機肥采納決策屬于要素投入決策，由于主體行為能力具有明顯的差異性，如果單純擴大經營規模卻不能保證主體行為能力等相關要素的匹配，將不能實現先進要素的有效推廣和實施[15]。張維迎等[16]認為，每個人都可能掌握某些經營決策能力，但因為不同人的信息搜集與加工費用不同，“機靈”“想象力”“判斷力”不同，所以個人經營決策能力不同。羅必良[17]進一步指出，個體在經營決策能力上的差別，為人們創造了合作機遇，具有較高經營決策能力的主體負責經營決策，不擅長決策的主體則負責生產活動。在農戶經營決策能力方面，張露等[18]將農戶分為具有生產能力優勢的農戶、具有交易能力優勢的農戶和具有綜合能力優勢的農戶。

具體到土地經營情景，在土地轉入前，轉入方和轉出方溝通協商時，不同談判能力的農戶可能流轉到的土地連片化程度存在差異[19]；土地流轉時，不同合約治理能力的農戶可能在是否簽署正式合約以及合約設計方面存在差異[20]；土地流轉后，不同生產能力的農戶可能面臨新技術時的自我效能感存在差異繼而導致采納意愿的區別[21]。據此，本研究將主體行為能力劃分為要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力的差異，分析當土地要素流入以規模戶和散戶為代表的具有不同行為能力的主體時，可能引致的有機肥采納行為差異及其理論機理。

1)要素市場談判能力與有機肥采納意愿

項目組2019年在湖北省水稻主產區對939份農戶的問卷調查數據表明，在地塊規模上，散戶的地塊規模為0.214 hm2，規模戶的地塊規模為0.463 hm2。規模戶可以流轉到地塊規模更大的土地的原因在于：第一，強社會資本支撐的高談判能力。規模戶擁有更強的村莊內外部社會資本，可以實現以村組為單位的整組甚至整村的土地流轉，這將明顯減少轉入土地的細碎化程度[22]。第二，強物質資本支撐的高談判能力。在市場競爭以及高收益預期的影響下，集中轉入連片土地時的交易價格一般會高于市場的平均價格[23]，規模戶多在種植業之外同時開展農產品加工、物流配送、農資銷售等關聯活動，因此其綜合經濟實力更強，更有能力保障高租金的支付[24]。

農戶對于連片化的土地容易形成強稟賦效應，即土地的連片化會加強規模戶對土地價值的正面感知[25]。因為集中連片的土地能通過降低生產經營成本從而提升技術效率，相關研究表明，轉入地片平均規模每提升一個單位，單位面積雇工數量將降低3.79%、技術效率將提升5.94%[24]。進一步地，土地價值認知是個體行為利得和利失的權衡比較，與農戶的親環境行為意愿之間存在顯著的正向關系[26]。流轉到連片農田的規模戶將會形成高土地價值認知，從而激勵其對土地的長期投資行為，如采納有機肥，以繼續維持農田的高價值和高產能。而散戶流轉到細碎化的土地后，對其價值認知較低，容易形成心理層面的“破窗效應，將反向激勵其采用破壞式的土地利用方式，阻礙其采納有利于耕地地力保護但成本較高的有機肥技術。

假設1：規模戶有更強的要素市場談判能力，在土地流轉前能協商到連片化程度更高的土地，從而提高其對于土地價值的認知，因此有利于其采納有機肥技術。

2)要素合約治理能力與有機肥采納意愿

在傳統的村莊內部，散戶的流轉土地會優先選擇具有血緣關系的親屬或地緣關系的鄉鄰，正式合約往往不被采納。但規模戶轉入土地的規模普遍更大，交易對象更多，通常將突破原有的人際關系范圍，與自身沒有親屬或鄉鄰關系的農戶進行土地交易[27]。此時，農村內部利用人際信任機制將不能有效預防或化解未來可能出現的機會主義風險[28]。為減少交易風險保障自身利益，規模戶將傾向基于個體經濟理性的市場邏輯選擇書面契約。

較之于口頭契約，書面契約更加規范，通過寫明雙方當事人的基本信息，規定土地流轉的起止時間、流轉面積、流轉金額以及違約懲罰等，明晰雙方的責任和義務，對流轉雙方都形成約束[20]。因此，書面合約可以有效規避土地轉出戶的機會主義行為，如隨時收回土地、隨意提高土地租金等，從而提高規模戶對地權穩定性的預期[29]。穩定明晰的地權也可能激發規模戶對土地的長期投資行為，正向激勵規模戶采納有機肥技術。因為有機肥中富含氮、磷、鉀及有機質，施用有機肥料可以在保持農作物產量的基礎上減少化肥的施用量，增加土壤的有機質，實現農田的可持續利用并增加生產效率[30]。必須指出的是，采納有機肥是一種長期投資，其收益需要在相當長的時間內才能顯現，而且需要采納主體支付額外的成本。所以采納有機肥的前提是土地收益穩定[31]。對散戶而言，土地流轉期限不確定，可能造成土地收益的不穩定性預期，從而阻滯其采納有機肥[32]。

假設2：規模戶有更強的要素合約治理能力，在流轉土地時偏好正式合約，從而增加其對土地穩定性的正面感知，有利于其采納有機肥技術。

3)要素綜合生產能力與有機肥采納意愿

對種植戶來說，其農業生產活動主要面臨兩類感知風險：一是技術風險，農戶需要有針對性地根據種植土壤的質地、氣候以及種植作物的生長習性、需肥特性，選擇合適的有機肥料進行合理施肥等，否則可能面臨技術實施后的減產風險；二是市場風險，由于我國農產品市場體系存在信息不對稱，采用有機肥種植的優質農產品可能難以在消費市場實現價值兌現，因此作為市場價格被動接受者的農戶，采用有機肥技術存在市場風險。人力、物質和技術資本實力更強的規模戶，將更有能力和信心利用自身的資源解決困難，因此其自我效能感更高[33]，而高自我效能感能夠降低農戶對有機肥等新技術采納的風險感知。

面對技術風險，規模戶由于技術人員和技術裝備更強，農業生產的“現場處置能力”就更高，可以更好地根據土壤中各種養分及有機質的消耗情況合理使用有機肥，做到平衡施肥；面對市場風險，規模戶在要素市場的強談判能力和在生產過程中的高規模經濟性，均可以降低生產成本，均使其具備更強的被動抵御市場風險的能力，而對市場信息的強獲取、分析和預判能力，也使其能夠主動應對市場風險。據此判斷，在農戶進行有機肥技術采用行為決策的過程中，其預期凈收益是包含主觀風險感知的函數[6]，規模戶更高的自我效能感能夠降低其對采納有機肥技術的風險感知，從而有利于其采納有機肥技術。

假設3：規模戶有更強的要素綜合生產能力，在流轉土地后其更高的自我效能感能夠降低對有機肥技術采納的感知風險，有利于其采納有機肥技術。

圖1 有機肥技術采納行為框圖Fig.1 Block diagram of organic fertilizer technology adoption behavior

2 數據、模型設置與變量選擇

2.1 數據來源

我國擁有悠久的水稻種植歷史，水稻是我國重要的糧食作物。2020年我國的水稻播種面積為3 007.6萬hm2，占當年糧食播種總面積的25.76%(1)數據來源：國家統計局局 http:∥www.gov.cn/xinwen/2020-12/10/content_5568623.htm。水稻是湖北省第一大糧食作物，常年種植面積233萬hm2左右，總產1 900萬t左右，面積和產量常年位居全國第六位和第五位，是我國水稻主產省份之一，因而研究區域的選擇具有代表性(2)數據來源：賢集網 https:∥www.xianjichina.com/news/details_255610.html。

本研究數據來源與課題組2019年7—8月在湖北省水稻主產區的調查數據。調研采取隨機抽樣的方法，對每個樣本縣(市、區)隨機抽取2個鄉鎮(街道)，再從樣本鄉鎮(街道)隨機抽取2個村，最后再從每個村隨機抽取至少25位農戶進行問卷調查。調研內容包括農戶個人及家庭特征、農業生產經營情況、生產要素投入情況、生產成本及收益、當地要素市場特征、氣候變化與應對行為以及信息化水平等。

本次調研總共發放問卷1 060份，回收問卷1 055份，剔除漏答、空白、無效問卷，有效問卷為939份，問卷有效率為89.00%。

2.2 模型設置

考慮到本研究待分析因變量“是否施用有機肥”為二元選擇變量，選擇二元Probit模型進行分析較為合適。假定技術采納行為為Y，則二元Probit模型的方程為：

Gi=β0+β1Transferi+β2Controli+εi

式中：Gi為不可觀測的潛變量；Transferi為第i個農戶的土地轉入面積；Controli為控制變量；β1、β2為系數估計向量，εi為服從正態分布的隨機誤差項。

為了驗證規模戶的要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力對轉入地塊有機肥技術采納的影響，本研究進一步構建計量模型：

Gi=γ0+γ1Contracti+γ2Landi+
γ3Abilityi+γ4Controli+ηi

式中：Landi是農戶的要素市場談判能力；Contracti是農戶的要素合約治理能力；Abilityi是農戶的要素綜合生產能力；Xi為控制變量；γ1、γ2、γ3和γ4為待估系數；ηi服從正態分布的隨機誤差項。

2.3 變量選擇及描述性統計

被解釋變量。本研究被解釋變量是農戶的有機肥采納行為，設為y，如果農戶在2018年的農業種植生產活動中施用了有機肥，則y=1，若沒有施用，則y=0。

主要解釋變量。①土地轉入面積。本研究以農戶的實際土地流轉面積衡量農戶的土地轉入行為，轉入面積為0則說明農戶沒有轉入土地，轉入面積越大代表農戶規模擴張程度越高。②要素市場談判能力。本研究利用地塊規模表征農戶的要素市場談判能力，地塊規模越大，說明農地的連片化程度越高，農戶的土地要素談判能力越強，否則越差[34]。③要素合約治理能力。農戶的要素合約治理能力用是否簽訂規范的書面契約進行衡量，若簽訂了書面契約，則農戶的要素合約治理能力較強，否則較差[35]。④要素綜合生產能力。農戶的要素綜合生產能力可直觀的用其農業生產成本體現，因此本研究選擇用農戶的每公頃經營成本表現其要素綜合生產能力，經營成本越低則說明農戶的要素合約治理能力越強，否則越弱[36]。

控制變量。①戶主個體特征，涵蓋了性別、年齡、受教育程度、其他身份、務農年限、兼業狀況、生活滿意度、健康狀況以及環保意愿[12]。②家庭特征，包括農業勞動力比重和家庭老年人數等。③農業經營特征，包涵合作社、農業補貼、技術培訓和灌溉條件等[37]。

變量的含義及描述性統計如表1所示。

表1 變量含義、賦值與描述性統計Table 1 Variable meanings, assignments and descriptive statistics

2.4 規模戶和散戶的生產經營情況對比

如表2 所示，在土地轉入面積上，散戶的土地轉入面積為0.382 hm2，規模戶的土地轉入面積為0.840 hm2，規模戶和散戶的土地轉入面積在10%的顯著性水平上存在差異；在地塊規模上，散戶的地塊規模為0.214 hm2，規模戶的地塊規模為0.463 hm2，規模戶和散戶的地塊規模在5%的顯著性水平上存在差異；在契約形式上，有8%的轉入土地的散戶簽訂書面合同，有15%的轉入土地的規模戶簽訂書面合同，規模戶和散戶的契約形式選擇在10%的顯著性水平上存在差異；在每公頃經營成本上，散戶為1.770萬元，規模戶為1.560萬元，規模戶的行為能力強于散戶。因此總體上，相較于散戶，規模戶的轉入面積更大，土地連片化程度更高，流轉契約更加穩定以及生產成本更低，這說明規模戶的農地轉入程度更深，同時要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力均強于散戶。

表2 規模戶和散戶的生產經營情況t檢驗Table 2 T-test of production and operation of large-scale and small-scale households

3 實證結果與分析

盡管已有研究指出通過轉入土地擴大經營規模能夠促進農戶采納環境友好型技術，但規模戶和散戶在要素市場談判能力、要素合約治理能力和要素綜合生產能力等3個行為能力方面的差異，可能導致兩類農戶對有機肥技術的采納行為表現出明顯差異。借鑒江鑫等[38]的方法，本研究以樣本家庭土地流轉行為發生前的經營規模為基準，將樣本根據均值分為散戶和規模戶。對散戶和規模戶采用該方法進行劃分的理由如下。第一，受地形、人口等因素的影響，我國不同區域的農業生產經營情況有巨大差異，國內外學界關于散戶和規模戶的劃分沒有統一標準，因此本研究結合調查農戶的實際經營情況進行劃分。第二，國內有關散戶和規模戶的劃分差別不大，多以0.667 hm2左右為劃分標準[38]。經計算，樣本家庭土地流轉行為發生前經營面積均值為0.612 hm2，故將處于均值以下的農戶視為散戶，將處于均值以上的農戶視為規模戶。接下來，本研究將檢驗土地轉入面積對散戶和規模戶的有機肥采納行為的影響；并進一步分析要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力，對轉入土地規模采納有機肥的影響；最后利用IV-Probit模型、Heckman-Probit模型進行內生性問題的處理和穩健性檢驗。

3.1 基準回歸結果及分析

Probit模型分析結果表明，對規模戶而言，土地轉入面積在5%的顯著性水平上顯著，即土地向規模戶集中對其采納有機肥技術產生正向激勵，同時土地轉入面積對散戶的有機肥技術采納不產生顯著性影響，即土地向散戶集中對其采納有機肥技術不具有顯著影響(表3)。散戶轉入土地的面積較小，自身生產能力較差且抵御風險能力較弱，其生產行為決策主要追求生存，出于減少風險和成本最小化的考量，散戶小規模轉入土地不能激勵其采納有機肥技術。規模戶自身擁有的較大的初始經營面積，再加上較大規模的轉入土地，規模戶更容易達到環境友好型技術的經營規模門檻；同時規模戶更多地考慮土地的保護和可持續利用，因此土地較大規模流向規模戶會正向影響其采用有機肥技術。

表3 土地轉入與散戶和規模戶的有機肥采納行為Table 3 Organic fertilizer adoption behavior of small-scale and large-scale households

表3(續)

3.2 主體行為能力及轉入土地的規模戶的有機肥采納行為

表4結果顯示，書面合同、地塊規模以及經營成本在農地轉入影響規模戶采納有機肥中均產生顯著的正向影響。規模戶的強要素談判能力，在土地要素流轉前可以協商到地塊規模更大的土地，有助于其形成高土地價值認知，因此正向激勵規模戶采納有機肥技術；規模戶的強合約治理能力，在流轉土地時偏好正式合約有助于其形成穩定的地權價值感知，從而正向激勵規模戶采納有機肥技術；規模戶的強要素綜合生產能力，在流轉土地后其更高的自我效能感能夠降低對有機肥技術采納的感知風險，從而有利于其使用有機肥技術。假說1、假說2和假說3得到驗證。

3.3 內生性處理及穩健性檢驗

3.3.1內生性處理

基于表4的回歸結果可知，土地向規模戶集中對其采納有機肥技術產生正向激勵。但規模戶的土地轉入決策被解釋變量即資源節約型技術存在逆向因果的問題，即掌握了資源節約型技術的農戶更愿意擴大生產經營規模。因此需要進行內生性檢驗。目前，工具變量是解決模型內生性問題的有效工具[39]。借鑒童慶蒙等[39]、梁志會等[34]的研究思路，本研究選擇除規模戶i之外的村級規模戶土地轉入面積，作為此規模戶的土地轉入的工具變量。

表4 主體行為能力與轉入土地的規模戶的有機肥采納行為Table 4 Behavior capacity of subjects and organic fertilizer adoption behavior of large-scale households

表5匯報了工具變量的回歸結果。首先，第一階段模型回歸的F值大于 10，拒絕存在弱工具變量的假設；其次，Wlad檢驗的結果通過了 1% 的顯著性水平檢驗，拒絕了土地轉入為外生變量的假設；最后，第二階段回歸結果顯示，在排出內生性問題后，解釋變量土地轉入正向顯著影響規模戶的有機肥技術采納決策，與基準模型回歸結果基本一致。

表5 基于IV-Probit模型的土地轉入與規模戶的有機肥采納行為Table 5 Land transfer and organic fertilizer adoption behavior of large-scale households based on IV-probit

3.3.2穩健性檢驗

要觀察流轉土地的契約簽訂形式、土地連片化程度以及經營者生產能力對轉入地塊的有機肥技術采納的影響，該地塊必須是流轉地塊。如果僅以流轉地塊的樣本進行Probit估計，就會產生樣本截斷的現象，導致估計結果不一致。因此，本研究選擇Heckman-Probit兩階段方法對此進行修正。模型第一階段為規模戶的土地轉入行為決策，第二階段為規模戶的有機肥技術采用決策。由于規模戶有機肥技術采納行為是本研究關注的核心變量，因此表6僅顯示第二階段的結果。表6模型(1)～(4)顯示，在加入逆米爾斯比率修正模型選擇性偏誤后，轉入面積在1%的顯著性水平上正向顯著，書面合同在10%的顯著水平上正向顯著，地塊規模在5%的顯著性水平上正向顯著。這與表3和4的回歸結果基本一致，說明回歸結果基本具有穩健性。

表6 Heckman-Probit 回歸結果Table 6 The results of Heckman-Probit Model

4 結論與啟示

農地經營權可能流向規模戶或者散戶，由于兩類農業經營主體在行為能力方面的差異明顯，會導致有機肥技術采納的顯著不同。本研究的理論分析認為，規模戶具有更強的要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力，能分別增強其對于土地價值的積極感知、土地穩定性的正面感知，并降低其對新技術采納的風險感知，從而有利于有機肥技術的推廣運用。基于此，本研究結合湖北省939份農戶調查數據進行實證檢驗。

研究結果表明：規模戶的土地轉入對其有機肥

采納行為具有顯著影響，散戶的土地轉入則對其有機肥采納行為影響不顯著；由于在要素交易前具有更強的談判能力，規模戶的土地轉入具有更高的連片性，從而增強其對土地價值的正面感知，繼而激發其產生包括采納有機肥技術在內的長期投資行為；由于在要素交易時具有更強的合約治理能力，規模戶普遍采用的正式合約能夠顯著增強其對土地穩定性的正面感知，也能夠激發其對土地的長期投資行為；由于在要素交易后具有更強的綜合生產能力，規模戶更高自我效能感能夠降低其對有機肥技術采納的感知風險，從而激發其有機肥技術采納行為發生。

本研究的創新性在于：1)將土地流入對象的差異性納入研究范疇，分析此種差異背后蘊含的主體行為能力對農戶有機肥技術采納的影響；2)根據農業經營主體在土地交易前、中、后三階段的能力需求特征，將其行為能力劃分為要素市場談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產能力；3)闡明了三類能力特征作用于有機肥采納決策的理論機理，由此揭示出當土地經營權流向不同能力主體時，有機肥采納決策的差異性。

本研究的實踐啟示在于：1)在農地確權的基礎上，設計恰當的制度安排，鼓勵土地經營權適當向規模戶流轉和集中；2)改變分散化的土地流轉形式，鼓勵地塊整合化、連片化流轉，減少細碎化的土地轉入對有機肥技術采納的阻礙；3)規范土地經營權流轉，引導農業經營主體簽訂書面的、固定期限的土地合約，以此增進其對土地的長期投資意愿；4)通過合作社等多種形式加強農戶與農戶之間的聯合，增強其對農業風險的抵御能力，繼而激發其對新技術、新要素的采納意愿。