農(nóng)地流轉(zhuǎn)會導(dǎo)致土壤肥力下降嗎？*
——基于4省種糧大戶測土結(jié)果的實(shí)證研究

張倩月，呂開宇※，張懷志

(1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081； 2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081)

0 引言

近年來，中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大[1]。2002年我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積僅占承包耕地總面積的4.44%， 2011年上半年迅速提高到16.2%[2]， 2014年上半年繼續(xù)增至28.8%[3]； 截止2016年底，該比例已經(jīng)增至35.1%，超過我國家庭承包耕地總面積的1/3[4]。

與此同時，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響受到了廣泛關(guān)注[5]。民主黨派和一些省、縣政府在提案和調(diào)研報告中提出，在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)過程中，可能存在因經(jīng)營戶掠奪性生產(chǎn)而導(dǎo)致地力下降的現(xiàn)象[6-7]。有研究表明，土地被流轉(zhuǎn)經(jīng)營可能導(dǎo)致其土壤肥力下降。俞海等[8](2003)發(fā)現(xiàn)，和沒有土地流轉(zhuǎn)的樣本相比，有土地流轉(zhuǎn)樣本的土壤有機(jī)質(zhì)含量平均下降1.94g/kg。郜亮亮等[9](2011)比較了農(nóng)戶在自有地和轉(zhuǎn)入地有機(jī)肥施用量的差異，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入地的有機(jī)肥施用概率和用量都比自有地的少。在當(dāng)前農(nóng)地大量流轉(zhuǎn)的情形下，如果土壤肥力真的因流轉(zhuǎn)遭到破壞，將對我國的糧食安全和農(nóng)業(yè)可持續(xù)性發(fā)展產(chǎn)生極為不利的影響。那么問題是，農(nóng)地流轉(zhuǎn)會導(dǎo)致土壤肥力下降嗎？顯然，研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

由于土壤數(shù)據(jù)難以獲取，國內(nèi)研究大多集中在農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿、地權(quán)穩(wěn)定性等對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)戶投資的影響上[10-12]。最新研究表明近年來農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場化程度不斷提高，農(nóng)戶戶均規(guī)模適度擴(kuò)大[13]。土地確權(quán)導(dǎo)致農(nóng)地轉(zhuǎn)出率上升15% ～28%，并且顯著促進(jìn)農(nóng)戶對有機(jī)肥料的使用[14-15]。同時，大量實(shí)證結(jié)果證明：土地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定將弱化其生產(chǎn)投資動機(jī)[16-17]； 而較為完整穩(wěn)定的產(chǎn)權(quán)能夠激勵農(nóng)戶增加投資[18-20]。在國外，由于土地允許買賣，研究主要集中在對私有土地和租賃土地的比較[21-24]，且近年來幾乎沒有相關(guān)研究，因此僅能提供一定的參考。

國內(nèi)對于農(nóng)地流轉(zhuǎn)和土壤肥力關(guān)系的研究總體而言較為匱乏且不夠深入。俞海等(2003)[8]的研究基于20世紀(jì)80年代和2000年普查的180個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)，以現(xiàn)在的標(biāo)準(zhǔn)看仍有挖掘空間：一是當(dāng)時《農(nóng)村土地承包法》尚未出臺，農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例和市場化程度較低； 二是其研究的“流轉(zhuǎn)”僅指樣本農(nóng)戶是否存在流轉(zhuǎn)行為，未進(jìn)一步考察地塊。此后，王曉[25]基于陜西省藍(lán)田縣200戶農(nóng)戶地塊數(shù)據(jù)對流轉(zhuǎn)前后的土壤理化性質(zhì)進(jìn)行了簡單研究，但其樣本量較少，且未將糧食作物與蔬菜等肥力高消耗型作物加以區(qū)分。此外，郜亮亮等(2011， 2012， 2013)[9， 19-20]對于地權(quán)穩(wěn)定性與有機(jī)肥投入之間關(guān)系的研究具有借鑒意義，但其未能延伸到農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力影響的研究，且在該時點(diǎn)上農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)尚未開始，農(nóng)戶行為可能與現(xiàn)在存在較大差異，適用性不強(qiáng)。國外許多學(xué)者重點(diǎn)關(guān)注了地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶長期投資的影響，特別是有機(jī)肥投入等改良土壤的長期投資，結(jié)果表明穩(wěn)定的土地使用權(quán)對促進(jìn)農(nóng)戶投資具有正效應(yīng)[26-29]。但由于土地制度的差異，國外的研究成果對于我國土地公有制情形下的農(nóng)地流轉(zhuǎn)適用性不強(qiáng)。綜上所述，農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響仍有待進(jìn)一步研究。

文章利用2015年黑龍江、河南、浙江、四川4省種糧大戶家庭特征和地塊土壤肥力數(shù)據(jù)，并與2007年測土配方數(shù)據(jù)作比對，分析兩期土壤肥力的變化； 進(jìn)而深入分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入地土壤肥力的影響； 最后從有機(jī)肥施用的角度，探討了種糧大戶改善土壤肥力的行為，為保護(hù)和提升我國的耕地質(zhì)量、促進(jìn)農(nóng)地資源可持續(xù)性利用和引導(dǎo)農(nóng)地的合理流轉(zhuǎn)提供理論依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

為研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響， 2015年8月中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)經(jīng)所的“財政金融創(chuàng)新與農(nóng)村發(fā)展”創(chuàng)新團(tuán)隊聯(lián)合南京農(nóng)業(yè)大學(xué)、中國人民大學(xué)和中國農(nóng)業(yè)大學(xué)對糧食規(guī)模化生產(chǎn)情況的調(diào)研，選取了黑龍江、浙江、河南與四川4個具有代表性的省份，采用分層隨機(jī)抽樣方法(每個省按糧食產(chǎn)量隨機(jī)選取4個縣； 每個縣確定種糧大戶比較多的2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，確保能調(diào)研到24個種糧大戶； 在選出的2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，確定種糧大戶比較多的8個行政村； 每個村隨機(jī)抽取3個種糧大戶，考慮到地區(qū)差異，種糧大戶的選取基于不同地區(qū)的戶均規(guī)模確定)，并對每個農(nóng)戶抽取自有和轉(zhuǎn)入兩種地塊，形成了兼具農(nóng)戶層面與地塊層面及土壤肥力的數(shù)據(jù)庫。

選取種糧大戶為研究對象，一是因為種糧大戶更容易同時抽取到自有地與轉(zhuǎn)入地； 二是因為規(guī)模經(jīng)營代表著未來農(nóng)業(yè)的發(fā)展方向，并且規(guī)模戶經(jīng)營的轉(zhuǎn)入地面積在被流轉(zhuǎn)土地總面積中所占比例較大。

為了研究土壤肥力，在土肥專家指導(dǎo)下，調(diào)研按照規(guī)范的“五點(diǎn)法”對樣本地塊的土壤進(jìn)行了取樣，委托中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所檢測中心進(jìn)行測試，選取有機(jī)質(zhì)含量作為土壤肥力的代表性指標(biāo)。最終，獲得了330個種糧大戶和對應(yīng)的660個地塊(自有地和轉(zhuǎn)入地)的數(shù)據(jù)，以及后期測定的土壤肥力數(shù)據(jù)。此外，由于調(diào)研數(shù)據(jù)目前只有1期(3～5年后進(jìn)行追蹤調(diào)研)，該研究引入2007年“測土配方”的土壤數(shù)據(jù)，經(jīng)土肥專家采用“克里格插值法”[30](基于Arcgis 9.3軟件的空間插值功能，“由點(diǎn)到面”對抽樣地區(qū)的全部土地2007年的土壤肥力進(jìn)行模擬，再“由面到點(diǎn)”按坐標(biāo)匹配到2015年的樣本點(diǎn))，形成兩期數(shù)據(jù)對4省樣本土壤肥力的時空變化進(jìn)行了分析。

該研究的數(shù)據(jù)也存在一些局限性：一是調(diào)研數(shù)據(jù)只有1期，無法通過面板數(shù)據(jù)等常規(guī)的方法對土壤肥力在同一地塊不同時間點(diǎn)的肥力變化進(jìn)行實(shí)證分析； 二是僅對種植大戶測土，無法進(jìn)一步與小戶對比； 三是分層隨機(jī)抽樣方法雖然有利觀測到不同規(guī)模的農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)，但不能以此來推斷全國。

1.2 模型與變量

(1)農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響模型及其變量選擇。利用2015年種糧大戶的調(diào)研數(shù)據(jù)和土壤數(shù)據(jù)，選取有機(jī)質(zhì)含量作為土壤肥力的代表性指標(biāo)，研究同一農(nóng)戶兩塊地有機(jī)質(zhì)含量的差異隨轉(zhuǎn)入地經(jīng)營時間變化的趨勢，考察轉(zhuǎn)入地的土壤肥力是否被農(nóng)戶區(qū)別對待。有機(jī)質(zhì)含量被認(rèn)為是衡量土壤長期肥力的關(guān)鍵指標(biāo)，它在土壤中的積累過程較為緩慢，且其損耗不容易在短期內(nèi)恢復(fù)[6]，對于研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的深遠(yuǎn)影響較為有利。

對于同一農(nóng)戶而言，自有地與轉(zhuǎn)入地的有機(jī)質(zhì)含量差異變化不僅與地塊特征有關(guān)，更與農(nóng)戶的家庭特征、流轉(zhuǎn)特征有關(guān)，據(jù)此建立多元線性回歸模型：

D=α+β(C)+γ(T)+δ(P)+ε

(1)

式(1)中，被解釋變量D是同一農(nóng)戶自有地和轉(zhuǎn)入地有機(jī)質(zhì)含量的差異(自有地—轉(zhuǎn)入地)。同時，參考俞海[8]、何凌云和黃季焜[17]、郜亮亮等[9]等的研究經(jīng)驗，我們選取農(nóng)戶特征、流轉(zhuǎn)特征、地塊特征3類控制變量。C為農(nóng)戶特征，包括受教育程度、規(guī)模種植經(jīng)驗、種植規(guī)模；T為流轉(zhuǎn)特征，包括是否約定期限、預(yù)期經(jīng)營時間、轉(zhuǎn)入地已經(jīng)營時間、租金、與轉(zhuǎn)出戶的關(guān)系好壞；P為地塊特征，包括兩地塊土壤類型是否一樣、種植作物品種是否一樣、省份差異。α為常數(shù)項，β、γ、δ為估計系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項。各變量統(tǒng)計描述見表1。

借鑒郜亮亮等的研究思想[9]對同一農(nóng)戶的自有地與轉(zhuǎn)入地進(jìn)行研究，控制家庭層面的異質(zhì)性，規(guī)避內(nèi)生性問題。此外，在數(shù)據(jù)清理過程中，發(fā)現(xiàn)被解釋變量的離散程度較大，可能存在離群值，然而無法主觀判斷哪些樣本是離群值，因此采用溫莎雙邊縮尾法(5%和95%分位點(diǎn))，在不損失樣本量的前提下提高數(shù)據(jù)質(zhì)量。

(2)有機(jī)肥施用行為的影響模型及其變量選擇。為進(jìn)一步研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響土壤肥力的內(nèi)在機(jī)制，利用地塊層面數(shù)據(jù)，從有機(jī)肥施用行為的角度，選取地塊“是否施用有機(jī)肥”進(jìn)行研究，探索農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響土壤肥力變化的內(nèi)在機(jī)制。建立離散選擇模型(Logit和Probit)如下：

I=η+τX+θ(C)+ρ(T)+ν(P)+ε

(2)

式(2)中，被解釋變量I代表地塊是否施用有機(jī)肥(0-1變量)，X代表地塊是自有還是轉(zhuǎn)入(0～1變量)，并選取了3類控制變量：C為經(jīng)營者特征、T為流轉(zhuǎn)特征、P為地塊特征。經(jīng)營者特征包括戶主性別、受教育年限、規(guī)模種植經(jīng)驗、種植規(guī)模、勞動力數(shù)量。流轉(zhuǎn)特征包括預(yù)期經(jīng)營時間、與轉(zhuǎn)出方關(guān)系好壞。地塊特征包括作物品種、是否有補(bǔ)貼、到家的距離。η為常數(shù)項，τ、θ、ρ、ν為估計系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項。需要說明的是，自有地的預(yù)期經(jīng)營時間定義為距本輪承包到期剩余的可經(jīng)營時間，未約定流轉(zhuǎn)期限的轉(zhuǎn)入地的預(yù)期經(jīng)營時間定義為1年，而已約定流轉(zhuǎn)期限的轉(zhuǎn)入地定義其預(yù)期經(jīng)營時間為距租期結(jié)束剩余的年限。自有地是從集體承包來的土地，故“與轉(zhuǎn)出方的關(guān)系”定義為“1=好”。各變量統(tǒng)計描述見表2。

表1 研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力影響的變量統(tǒng)計描述(n=330)

變量類型變量名稱變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值被解釋變量自有地與轉(zhuǎn)入地的土壤肥力差異(g/kg)自有地有機(jī)質(zhì)含量-轉(zhuǎn)入地有機(jī)質(zhì)含量0.107.49-28.1932.27農(nóng)戶特征受教育年限(年)上過幾年學(xué)?7.04 3.21 0 16 規(guī)模種植經(jīng)驗(年)規(guī)模經(jīng)營了多少年?7.00 6.47 0 33 總種植面積(hm2)2015年種多少地?9.16 17.33 0.13 200.07 流轉(zhuǎn)特征是否約定期限1=是; 0=否0.33 0.47 0 1 已經(jīng)營時間(年)轉(zhuǎn)入地經(jīng)營了幾年?3.50 3.70 1 19 預(yù)期經(jīng)營時間(年)最少愿意種幾年?3.33 4.60 1 30 年租金(元/hm2)租金多少錢一年?7 540.20 12 288.00 0 15 000 與轉(zhuǎn)出戶關(guān)系1=好; 2=中; 3=差1.37 0.50 1 3 地塊特征土壤類型是否一樣1=是; 0=否0.15 0.36 0 1 作物品種是否一樣1=是; 0=否0.08 0.28 0 1 省份虛擬變量1=黑龍江; 2=河南; 3=浙江; 4=四川2.62 1.14 1 4 注:數(shù)據(jù)來源于2015年農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)

表2 有機(jī)肥投入選擇模型變量統(tǒng)計描述(n=656)

變量類型變量名稱變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值被解釋變量是否施用有機(jī)肥1=是; 0=否0.330.4701農(nóng)戶特征戶主性別1=男; 0=女0.970.1701受教育年限(年)上過幾年學(xué)?7.043.21016規(guī)模種植經(jīng)驗(年)規(guī)模經(jīng)營了多少年?7.006.47033種植規(guī)模(hm2)2015年經(jīng)營多少地?9.1617.330.13200.07勞動力數(shù)量(個)家里有幾個勞動力?3.291.3218流轉(zhuǎn)特征自有/轉(zhuǎn)入1=轉(zhuǎn)入; 0=自有0.500.5001預(yù)期經(jīng)營時間(年)最少愿意種多少年?11.329.08120與轉(zhuǎn)出方關(guān)系好壞1=好; 2=中; 3=差1.190.4013地塊特征作物品種1=水稻; 0=玉米0.560.5001是否有補(bǔ)貼1=是; 0=否0.590.4901地塊肥力(g/kg)地塊的有機(jī)質(zhì)含量25.0611.363.9100.24到家的距離(里)這塊地離家多遠(yuǎn)?1.722.44026省份虛擬變量1=黑龍江; 2=河南; 3=浙江; 4=四川2.62 1.14 1 4 注:數(shù)據(jù)來源于330個農(nóng)戶的660個地塊(自有地和轉(zhuǎn)入地),部分變量農(nóng)戶未填寫,故有效樣本量為656

表3 2007年和2015年4省耕地有機(jī)質(zhì)含量 g/kg

2 研究結(jié)果

2.1 土壤肥力變化方向

結(jié)果表明，在農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)背景下，4省樣本地區(qū)農(nóng)地土壤肥力(有機(jī)質(zhì)含量)在2007—2015年不僅沒有下降，反而有所提升，但總體上仍處于較低水平(表3)。從表3可以看出，4省樣本的土壤有機(jī)質(zhì)含量在2007—2015年均有所提升。其中，浙江和四川兩省土壤有機(jī)質(zhì)含量提升最大，約8 g/kg，黑龍江和河南提升較小約3 g/kg。因此，可以得出4省樣本的農(nóng)地土壤肥力具有上升趨勢。這與俞海[8]對20世紀(jì)80年代和2000年土壤數(shù)據(jù)的對比結(jié)果是一致的。但從全國第二次土壤普查的有機(jī)質(zhì)含量等級劃分標(biāo)準(zhǔn)(一等地>40 g/kg、二等地30～40 g/kg、三等地20～30 g/kg)來看，4省樣本地區(qū)2015年土壤有機(jī)質(zhì)含量均值為25.06 g/kg，處于第三等級，仍有待提高。

但是，在土壤肥力總體提升的情況下，是否存在轉(zhuǎn)入地肥力越來越差、自有地肥力越來越好的現(xiàn)象？表4分析結(jié)果顯示，在不考慮其他因素的情況下，可以認(rèn)為被大戶流轉(zhuǎn)經(jīng)營后的轉(zhuǎn)入地肥力與自有地沒有顯著差異。

總體來看， 2015年4省樣本的自有地有機(jī)質(zhì)含量均值為25.11 g/kg，轉(zhuǎn)入地有機(jī)質(zhì)含量為25.01 g/kg，自有地僅比轉(zhuǎn)入地略高0.1 g/kg，且在10%的顯著性水平下并不顯著。自有地與轉(zhuǎn)入地的肥力差異在不同省份情況也不同，黑龍江和河南兩省自有地有機(jī)質(zhì)含量略高于轉(zhuǎn)入地，浙江和四川兩省自有地有機(jī)質(zhì)含量略低于轉(zhuǎn)入地，但其差異在統(tǒng)計意義上均不顯著。總體而言，從統(tǒng)計分析結(jié)果可以初步判定4省樣本地區(qū)不存在轉(zhuǎn)入地越來越差、自有地越來越好的現(xiàn)象。

表4 2015年自有地與轉(zhuǎn)入地的有機(jī)質(zhì)含量差異

省份樣本量有機(jī)質(zhì)含量(g/kg)P值α=0.1自有地轉(zhuǎn)入地差異(自有—轉(zhuǎn)入)黑龍江7930.63 30.36 0.27 0.44不顯著浙江6331.74 31.87 -0.14 0.53不顯著河南9318.40 17.59 0.81 0.11不顯著四川9522.69 23.28 -0.59 0.65不顯著4省全樣本33025.11 25.01 0.10 0.46不顯著 注:數(shù)據(jù)來源于2015年農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù),α=0.1表示在10%的顯著性水平下

表5 不同經(jīng)營規(guī)模下農(nóng)戶其自有地與轉(zhuǎn)入地有機(jī)肥施用率

規(guī)模(hm2)總戶數(shù)(戶)不施用有機(jī)肥施用有機(jī)肥戶數(shù)(戶)比例(%)戶數(shù)(戶)比例(%)自有轉(zhuǎn)入均施自有施轉(zhuǎn)入不施自有不施轉(zhuǎn)入施戶數(shù)(戶)比例(%)戶數(shù)(戶)比例(%)戶數(shù)(戶)比例(%)S≤1.33251144.001456.001285.7117.1417.141.3366.674375.00125.001100.0000000

表6 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響模型的估計

解釋變量被解釋變量估計系數(shù)T檢驗值種植規(guī)模-0.045???-2.88規(guī)模種植經(jīng)驗0.0811.38受教育年限0.0170.13轉(zhuǎn)入地已經(jīng)營時間-0.212??-2.03是否約定期限-0.254-0.25預(yù)期經(jīng)營時間0.1361.32年租金0.0000.81土壤類型是否一樣-0.180-0.16種植作物是否一樣0.0670.05與轉(zhuǎn)出戶關(guān)系(中)-0.033-0.04(差)3.3180.99省份虛擬變量(河南)-0.925-0.69(浙江)0.0350.04(四川)-1.083-0.98常數(shù)項0.6390.45F檢驗值1.819調(diào)整的R20.005 注:???、??、? 分別表示估計系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著

2.2 規(guī)模經(jīng)營與有機(jī)肥施用行為

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，規(guī)模經(jīng)營可能是導(dǎo)致農(nóng)戶不區(qū)別對待自有地與轉(zhuǎn)入地的重要因素。從表5可以看出，規(guī)模戶在自有與轉(zhuǎn)入兩種地塊上施用有機(jī)肥的概率差異較小，但隨著農(nóng)戶種植規(guī)模的擴(kuò)大有機(jī)肥施用率總體呈下降趨勢。通過橫向比較可以發(fā)現(xiàn)，4省樣本農(nóng)戶在自有地與轉(zhuǎn)入地上的有機(jī)肥施用概率差異較小。在所有施用有機(jī)肥的農(nóng)戶中，自有與轉(zhuǎn)入地同時施用有機(jī)肥的比例高達(dá)84.61%，只施自有地不施轉(zhuǎn)入地的樣本在施用有機(jī)肥樣本中占比較低，且隨著種植規(guī)模增加逐漸趨向于0。此外，還存在少數(shù)施轉(zhuǎn)入地而不施自有地的樣本?？偟膩碚f樣本規(guī)模戶沒有區(qū)別對待自有地與轉(zhuǎn)入地。

而縱向比較則發(fā)現(xiàn)，有機(jī)肥施用率隨規(guī)模增加呈下降趨勢。具體地，農(nóng)戶種植規(guī)模小于1.33hm2時有機(jī)肥施用率高達(dá)56%，規(guī)模小于3.33hm2時亦高達(dá)44.83%，而當(dāng)規(guī)模大于3.33hm2時陡然下滑至26.74%。因此，經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大雖然有助于抑制農(nóng)戶區(qū)別對待轉(zhuǎn)入地，但也可能會導(dǎo)致農(nóng)戶放棄施用有機(jī)肥。

2.3 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對土壤肥力的影響分析

實(shí)證結(jié)果表明，4省樣本地區(qū)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅不會導(dǎo)致轉(zhuǎn)入地的土壤肥力下降，反而導(dǎo)致了轉(zhuǎn)入地的肥力提升。從OLS回歸結(jié)果(表6)可以看出，轉(zhuǎn)入地已經(jīng)營時間的系數(shù)為負(fù)，說明同一農(nóng)戶自有地與轉(zhuǎn)入地的肥力差異有隨經(jīng)營時間的增加而縮小的趨勢。從轉(zhuǎn)入地被大戶流轉(zhuǎn)經(jīng)營開始，每多經(jīng)營一年，轉(zhuǎn)入地相對于自有地有機(jī)質(zhì)含量上升0.21g/kg。即農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅不會導(dǎo)致轉(zhuǎn)入地的肥力下降，反而有利于轉(zhuǎn)入地肥力的提升。

此外，回歸結(jié)果中還可以看出，規(guī)模經(jīng)營對自有地與轉(zhuǎn)入地土壤肥力差異的縮小具有正效應(yīng)，在其他條件不變的情況下，規(guī)模每增加1hm2，自有地與轉(zhuǎn)入地土壤肥力差異每年將縮小0.045g/kg。這可能是因為，機(jī)械的不可分割性及規(guī)模經(jīng)營方式會增加大戶區(qū)別對待自有地與轉(zhuǎn)入地的管理成本，從而降低了轉(zhuǎn)入地被區(qū)別對待的可能性。其他可能導(dǎo)致農(nóng)戶區(qū)別對待自有地與轉(zhuǎn)入地的因素，如是否約定流轉(zhuǎn)期限、預(yù)期經(jīng)營時間、與轉(zhuǎn)出戶關(guān)系好壞等，在計量結(jié)果中并不顯著。

2.4 有機(jī)肥施用的影響因素分析

表7 有機(jī)肥施用的影響因素估計結(jié)果

解釋變量是否施用有機(jī)肥Logit模型Probit模型系數(shù)Z值系數(shù)Z值自有/轉(zhuǎn)入(轉(zhuǎn)入=1)1.402?-1.680.819?-1.68戶主年齡0.030?1.840.018?1.81受教育年限-0.016-0.49-0.009-0.44規(guī)模種植經(jīng)驗-0.029??-2.56-0.017??-2.53總種植規(guī)模-0.000-0.09-0.000-0.06勞動力數(shù)量-0.087-1.09-0.052-1.13預(yù)期經(jīng)營時間0.0501.210.0291.23與轉(zhuǎn)出戶的關(guān)系(中)-0.336-1.16-0.186-1.09(差)-1.429-0.96-0.849-0.95作物品種(水稻)0.677??2.060.395??2.05是否有補(bǔ)貼0.5101.180.2971.17地塊質(zhì)量-0.005-0.43-0.003-0.44到家的距離-0.094-1.64-0.052?-1.67省份虛擬變量(浙江)-0.061-0.13-0.030-0.11(河南)-1.048???-3.14-0.611???-3.21(四川)1.730???4.691.058???4.95常數(shù)項-1.086-1.01-0.658-1.06 注:因控制變量存在部分?jǐn)?shù)據(jù)缺漏,回歸的實(shí)際有效樣本量為656; ???、??、?分別表示估計系數(shù)在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著

從表7估計結(jié)果來看，4省樣本規(guī)模戶在轉(zhuǎn)入地上施用有機(jī)肥的概率不僅不低于自有地，反而在10%的顯著水平上高于自有地。該結(jié)論在某種程度上與土壤肥力模型的回歸結(jié)果是一致的：農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入地上施用有機(jī)肥的概率不會比自有地上的小，因而轉(zhuǎn)入地和自有地的肥力差異逐漸縮小，甚至逐漸好于自有地。

此外，對有機(jī)肥施用的影響因素的估計結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，在控制其他因素的情況下，規(guī)模種植經(jīng)驗、地塊離家的距離與有機(jī)肥施用概率呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系； 戶主年齡與有機(jī)肥投入概率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系； 種植作物為水稻時有機(jī)肥施用概率顯著高于玉米。具體的，規(guī)模經(jīng)營年限每增加一年，樣本農(nóng)戶在其土地上施用有機(jī)肥概率隨之降低2.9%，這可能是由于當(dāng)前的規(guī)模經(jīng)營利潤較低，甚至存在虧本的風(fēng)險，而有機(jī)肥投入成本相對較高，為了實(shí)現(xiàn)利益最大化，在規(guī)模經(jīng)營過程中農(nóng)戶逐漸減少甚至放棄施用有機(jī)肥。但是與之相反，戶主年齡越大施用有機(jī)肥的概率越高，也就是說，同樣選擇規(guī)模經(jīng)營的人群中，老一代的農(nóng)民比新一代的農(nóng)民更愿意使用有機(jī)肥。此外，地塊離家越遠(yuǎn)，運(yùn)輸和施肥成本越高，因此地塊離家距離對于有機(jī)肥施用有負(fù)效應(yīng)。而對于不同的農(nóng)作物，水稻生長所需的有機(jī)質(zhì)顯然遠(yuǎn)大于玉米，因此農(nóng)戶在種植水稻時施用有機(jī)肥的概率更大。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 結(jié)論

研究表明，在當(dāng)前農(nóng)地大規(guī)模流轉(zhuǎn)的背景下，4省樣本地區(qū)的農(nóng)地土壤肥力不僅沒有下降，反而有所提升，但土壤肥力總體而言仍處于較低水平。農(nóng)地大量流轉(zhuǎn)帶來的規(guī)模經(jīng)營能夠有效抑制農(nóng)戶區(qū)別對待自有地與轉(zhuǎn)入地，因而農(nóng)地流轉(zhuǎn)不僅不會對轉(zhuǎn)入地土壤肥力造成不利影響，反而在一定程度上有利于被流轉(zhuǎn)土地的地力提升。從有機(jī)肥施用行為看，4省規(guī)模戶在轉(zhuǎn)入地上施用有機(jī)肥的概率并不低于自有地，且規(guī)模的增加對有機(jī)肥施用無顯著影響。此外，該文還發(fā)現(xiàn)戶主年齡對施用有機(jī)肥有正向效應(yīng)，而規(guī)模種植經(jīng)驗、離家距離對施用有機(jī)肥會產(chǎn)生負(fù)向影響。

3.2 政策建議

(1)引導(dǎo)農(nóng)地合理流轉(zhuǎn)。在農(nóng)地流轉(zhuǎn)的過程中，政府和村集體應(yīng)鼓勵農(nóng)戶就近流轉(zhuǎn)、長期流轉(zhuǎn)、簽訂合同，并鼓勵有長期經(jīng)營目標(biāo)和規(guī)模經(jīng)營能力的農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)營的正效應(yīng)，規(guī)避轉(zhuǎn)入地被農(nóng)戶區(qū)別對待從而導(dǎo)致土壤肥力下降的風(fēng)險。

(2)激勵耕地保護(hù)型投資。激勵有機(jī)肥、秸稈還田等耕地保護(hù)型投資是保護(hù)和提升我國農(nóng)地土壤肥力，實(shí)施“藏糧于地、藏糧于技”戰(zhàn)略的關(guān)鍵[31]。政府應(yīng)提供專項補(bǔ)貼激勵農(nóng)民積極進(jìn)行耕地保護(hù)型投資，進(jìn)一步提升農(nóng)田的土壤肥力。

(3)發(fā)揮大戶的模范帶頭作用。規(guī)模經(jīng)營是我國農(nóng)業(yè)未來的發(fā)展方向，如果能夠重點(diǎn)扶持具有模范帶頭作用的種糧大戶測土配方施肥、增施有機(jī)肥和秸稈還田等，通過改良土壤獲得長期穩(wěn)定的較高收益，并樹立典型、以點(diǎn)帶面，將有助于提高農(nóng)戶改良土壤的積極性，實(shí)現(xiàn)我國耕地資源的持續(xù)高效利用，促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。