農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)何以實(shí)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(yíng)規(guī)模；服務(wù)規(guī)模；化肥減量化；農(nóng)藥減量化

中圖分類號(hào)：F325.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2024）12-0040-13

一、引言

保障糧食安全是中國(guó)式現(xiàn)代化的重要內(nèi)容［1］。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)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(guó)糧食安全的重要支撐［2］。必須重視的是，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中化肥農(nóng)藥的投入遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的最佳施用量［3-4］，其施用量的年均增長(zhǎng)率也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于糧食產(chǎn)量的增速［5］。不僅如此，中國(guó)化肥農(nóng)藥的過(guò)量施用與低效利用普遍帶來(lái)了農(nóng)業(yè)污染等環(huán)境問(wèn)題，嚴(yán)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(dāng)前，保障糧食安全依然是國(guó)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(lái)保障農(nóng)業(yè)產(chǎn)量。2015年，國(guó)家農(nóng)業(yè)部制定了《到2020年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》《到2020年農(nóng)藥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)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(dòng)方案》《到2025年化學(xué)農(nóng)藥減量化行動(dòng)方案》?？梢?jiàn)，中國(guó)十分重視化肥農(nóng)藥減量問(wèn)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(biāo)實(shí)現(xiàn)的突破口，農(nóng)戶并未廣泛且積極地響應(yīng)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(guò)量施用的趨勢(shì)仍在蔓延［8-9］。因此，如何推進(jìn)化肥農(nóng)藥減量化成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

隨著“三權(quán)分置”政策的推出，中國(guó)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)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(yīng)逐漸受到學(xué)者們的關(guān)注，但已有研究尚未達(dá)成共識(shí)，主要呈現(xiàn)兩種不同的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)是肯定農(nóng)地流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)，認(rèn)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以改善規(guī)模經(jīng)濟(jì)性［10］，由此可能帶來(lái)化肥農(nóng)藥施用強(qiáng)度的降低［11-13］。另一種觀點(diǎn)關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)化肥農(nóng)藥減量的負(fù)效應(yīng)，認(rèn)為由于轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)營(yíng)權(quán)穩(wěn)定性較差，農(nóng)戶可能會(huì)為了追求短期收益最大化，而通過(guò)大量施用化肥農(nóng)藥來(lái)提升產(chǎn)量［14-15］。與之相關(guān)聯(lián)，主流研究亦對(duì)產(chǎn)生分歧的原因進(jìn)行了分析，認(rèn)為不同流轉(zhuǎn)規(guī)模、流轉(zhuǎn)期限等會(huì)使農(nóng)地流轉(zhuǎn)呈現(xiàn)不同的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)，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(yīng)，難免出現(xiàn)偏差［5，16］?？梢?jiàn)，必須打開(kāi)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(duì)性地分析特定農(nóng)地流轉(zhuǎn)方式的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)。

事實(shí)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(guò)促進(jìn)農(nóng)地交易市場(chǎng)發(fā)展實(shí)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)的流轉(zhuǎn)集中向來(lái)被視為突破小農(nóng)經(jīng)濟(jì)局限的重要路徑［18-19］。但是，中國(guó)在農(nóng)地流轉(zhuǎn)超過(guò)1/3的現(xiàn)實(shí)情況下，分散化與細(xì)碎化的家庭經(jīng)營(yíng)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(dòng)性之間產(chǎn)生了矛盾。農(nóng)地的非遷移性違背了要素流動(dòng)的基本原則之一——物理形態(tài)上的位置可移動(dòng)［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(kuò)大家庭經(jīng)營(yíng)規(guī)模，但固化了農(nóng)業(yè)分散化經(jīng)營(yíng)格局，只是一定程度上的“小農(nóng)復(fù)制”［20-21］，并不能有效改善規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(lái)的難題，由此帶來(lái)的連片規(guī)模經(jīng)濟(jì)性更能誘導(dǎo)農(nóng)戶開(kāi)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(yáng)山縣開(kāi)展實(shí)地調(diào)研所獲得的農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)，評(píng)估農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)。本文可能的邊際貢獻(xiàn)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(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)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(yīng)—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(yíng)規(guī)模與服務(wù)規(guī)模） 的相對(duì)變動(dòng)和由此產(chǎn)生的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)，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(yùn)用計(jì)量模型評(píng)估農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)，盡可能地克服潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，由此發(fā)現(xiàn)通過(guò)農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的化肥農(nóng)藥減量潛力較大，進(jìn)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(shè)

（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(yíng)地塊連片，能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模與服務(wù)規(guī)模的同步擴(kuò)張，其實(shí)現(xiàn)的化肥農(nóng)藥減量潛力巨大，是促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑。通常來(lái)說(shuō)，在農(nóng)地交易市場(chǎng)中，農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠?qū)⑥r(nóng)地從生產(chǎn)率較低的經(jīng)營(yíng)主體向生產(chǎn)率較高的經(jīng)營(yíng)主體流轉(zhuǎn)［24］。一方面，轉(zhuǎn)入農(nóng)地的經(jīng)營(yíng)主體往往掌握更多的農(nóng)業(yè)知識(shí)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(shí)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(yíng)方面可能缺乏比較優(yōu)勢(shì)，從而選擇轉(zhuǎn)出農(nóng)地，并將有限的時(shí)間和精力投入到非農(nóng)就業(yè)中，獲得更高的個(gè)人與家庭收益，由此農(nóng)地轉(zhuǎn)入與轉(zhuǎn)出形成良性互動(dòng)。同時(shí)，農(nóng)村地區(qū)是熟人社會(huì)，相鄰地塊的農(nóng)戶間通常有人情往來(lái)。農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)意味著流轉(zhuǎn)對(duì)象是熟人，這有利于幫助轉(zhuǎn)入戶打消對(duì)于農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)不穩(wěn)定的顧慮，增加保護(hù)農(nóng)地的信念，進(jìn)而促進(jìn)其合理施用化肥農(nóng)藥?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

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

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

農(nóng)地經(jīng)營(yíng)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(yíng)，為另一部分農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地、擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模創(chuàng)造條件［26］。在中國(guó)人多地少的國(guó)情下，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大效應(yīng)已成為學(xué)術(shù)界的共識(shí)［27］。進(jìn)一步地，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大會(huì)助力化肥農(nóng)藥減量化。首先，創(chuàng)造了機(jī)械化作業(yè)的條件。農(nóng)業(yè)機(jī)械購(gòu)置本身有著不可忽視的沉沒(méi)成本。當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大時(shí)，農(nóng)戶使用農(nóng)業(yè)機(jī)械的頻率提高，在一定程度上可以降低農(nóng)業(yè)機(jī)械購(gòu)置的沉沒(méi)成本，促使農(nóng)戶購(gòu)置農(nóng)業(yè)機(jī)械，進(jìn)行自我服務(wù)［28］，并利用農(nóng)業(yè)機(jī)械開(kāi)展精準(zhǔn)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(shí)長(zhǎng)、成本高等缺點(diǎn)，對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模提出了一定的要求［29］。當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大時(shí)，農(nóng)戶運(yùn)用農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的單位成本會(huì)隨之降低。此外，規(guī)模經(jīng)營(yíng)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(xùn)和指導(dǎo)［30］，由此激勵(lì)和幫助規(guī)模經(jīng)營(yíng)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(yíng)過(guò)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(yíng)規(guī)模的變化而變化，因而不同的經(jīng)營(yíng)規(guī)模往往匹配不同的農(nóng)業(yè)要素投入組合。當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大時(shí)，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(dòng)力投入和化肥農(nóng)藥投入的組合，避免用過(guò)量的化肥農(nóng)藥投入替代勞動(dòng)力投入，由此降低化肥農(nóng)藥的施用強(qiáng)度。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模促進(jìn)化肥農(nóng)藥減量化。

（三） 農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)、服務(wù)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(wù)規(guī)模隨之產(chǎn)生。首先，農(nóng)業(yè)機(jī)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(jī)械外包服務(wù)交易市場(chǎng)的發(fā)展必然要求有足量且連續(xù)不斷的服務(wù)交易密度，即要求有一定規(guī)模的市場(chǎng)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(kāi)展同種作物的專業(yè)化種植［31］，使得農(nóng)業(yè)機(jī)械外包服務(wù)的市場(chǎng)容量擴(kuò)大，由此吸引服務(wù)供應(yīng)商進(jìn)入市場(chǎng)。其次，農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)需要在一定的空間范圍內(nèi)進(jìn)行往復(fù)循環(huán)與轉(zhuǎn)向運(yùn)動(dòng)［16］，即對(duì)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(jī)械作業(yè)提供了較大的可操作范圍，降低了操作難度。同時(shí)，也減少了農(nóng)業(yè)機(jī)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(jī)械外包服務(wù)的獲利可能性提高，由此吸引服務(wù)供應(yīng)商進(jìn)入市場(chǎng)。區(qū)域內(nèi)的有效競(jìng)爭(zhēng)會(huì)促使服務(wù)供應(yīng)商主動(dòng)提供優(yōu)質(zhì)低價(jià)的服務(wù)，進(jìn)而激勵(lì)農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)機(jī)械外包服務(wù)，擴(kuò)大服務(wù)規(guī)模。進(jìn)一步地，服務(wù)規(guī)模擴(kuò)大能夠促進(jìn)化肥農(nóng)藥減量化，原因在于：其一，與人工施肥施藥相比，機(jī)械施肥施藥有著專業(yè)化和精準(zhǔn)化的特點(diǎn)，可以在一定程度上避免施用不規(guī)范和不均勻的問(wèn)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(wù)供應(yīng)商具備更強(qiáng)的肥效藥效信息采集能力和質(zhì)量甄別能力［32］，能夠?yàn)檗r(nóng)戶制定科學(xué)的施肥施藥計(jì)劃，選擇恰當(dāng)?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(xué)投入品作為經(jīng)驗(yàn)性產(chǎn)品的品質(zhì)判斷困境，避免由農(nóng)戶化肥農(nóng)藥過(guò)量施用造成的浪費(fèi)。其三，服務(wù)供應(yīng)商因受到聲譽(yù)約束會(huì)主動(dòng)提供農(nóng)業(yè)綠色服務(wù)，而其關(guān)于化肥農(nóng)藥的減量信息具有可追溯性。同時(shí)，企業(yè)信用背書(shū)能夠避免“漂綠”等行為［16］?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2b：農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過(guò)擴(kuò)大服務(wù)規(guī)模促進(jìn)化肥農(nóng)藥減量化。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自課題組于2017年、2018年和2019年在廣東省陽(yáng)山縣開(kāi)展的實(shí)地調(diào)研。陽(yáng)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(yáng)山縣山地和丘陵的面積約占土地總面積的90%，屬于土地細(xì)碎化問(wèn)題比較嚴(yán)重的地區(qū)，流轉(zhuǎn)是非常有必要的?？梢?jiàn)，選擇陽(yáng)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(yíng)情況等圍繞農(nóng)戶的眾多議題，包含了農(nóng)戶個(gè)體、家庭和村莊三個(gè)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(yáng)山縣轄區(qū)內(nèi)共有12個(gè)鎮(zhèn)149個(gè)行政村，課題組從中隨機(jī)抽取80個(gè)行政村；經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)效能計(jì)算（PowerCalculation），按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，分別在每個(gè)行政村隨機(jī)抽取2個(gè)自然村；按照農(nóng)戶的收入水平進(jìn)行分組，分別在每個(gè)自然村隨機(jī)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(guò)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(guò)上述處理，一共得到2 851個(gè)觀測(cè)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(dāng)年種植水稻的畝均化肥投入（元/畝） 衡量，后者用農(nóng)戶當(dāng)年種植水稻的畝均農(nóng)藥投入（元/畝） 衡量。需要特別說(shuō)明的是，筆者在調(diào)研過(guò)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(jià)差異較大的情況，且單價(jià)沒(méi)有逐年下降趨勢(shì)，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(huì)隨著農(nóng)地連片種植的增加而增大，本文對(duì)水稻畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入進(jìn)行對(duì)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(duì)數(shù)，以削弱模型潛在的異方差問(wèn)題。需要特別說(shuō)明的是，為了克服極端異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文對(duì)畝均化肥投入和畝均農(nóng)藥投入進(jìn)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(yíng)規(guī)模和服務(wù)規(guī)模。前者用農(nóng)戶當(dāng)年種植水稻的總面積（畝） 加1的自然對(duì)數(shù)衡量；后者用農(nóng)戶當(dāng)年在整地、育秧、播種、施肥、病蟲(chóng)害防治及收獲這6個(gè)水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)中購(gòu)買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)外包的環(huán)節(jié)數(shù)衡量。

⒋控制變量

本文分別從個(gè)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(gè)人特征控制變量包括：性別，用家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(cè)年份與家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)決策者接受教育的年限衡量。（2） 家庭特征控制變量包括：務(wù)農(nóng)人數(shù)，用家庭內(nèi)從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(wù)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(wú)存款余額，取值為1；若存款余額少于等于1萬(wàn)元，取值為2；若存款余額大于1萬(wàn)元而少于等于5萬(wàn)元，取值為3；若存款余額大于5萬(wàn)元而少于等于10萬(wàn)元，取值為4；若存款余額大于10萬(wàn)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(duì)數(shù)衡量。土壤肥力，用農(nóng)戶對(duì)家庭承包地的土壤肥力評(píng)價(jià)衡量，若認(rèn)為土壤肥力比較差，取值為1；若認(rèn)為土壤肥力一般，取值為2；若認(rèn)為土壤肥力比較好，取值為3。機(jī)耕條件，用家庭對(duì)農(nóng)戶承包地的機(jī)耕條件評(píng)價(jià)衡量，若認(rèn)為機(jī)耕條件比較差，取值為1；若認(rèn)為機(jī)耕條件一般，取值為2；若認(rèn)為機(jī)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(yīng)勞動(dòng)力衡量，雇傭取值為1，無(wú)雇傭取值為0。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)，用家庭是否為種植水稻購(gòu)買相應(yīng)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)衡量，購(gòu)買取值為1，無(wú)購(gòu)買取值為0。

（四） 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1 是本文主要變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1 可知，化肥投入的均值為5.758，標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)的衡量效果較好。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(jìn)行分組，繼而進(jìn)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(duì)農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入決策存在一定的影響。

（二） 基準(zhǔn)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(yàn)方法，對(duì)化肥投入、農(nóng)藥投入和農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)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(gè)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(shè)。因此，面板數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性。運(yùn)用OLS進(jìn)行估計(jì)時(shí)，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)確定選用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。檢驗(yàn)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(qiáng)烈拒絕“選用隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，故后文采用固定效應(yīng)面板模型。檢驗(yàn)所有年份虛擬變量聯(lián)合顯著性來(lái)分析是否存在時(shí)間固定效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值為0. 000，即強(qiáng)烈拒絕“無(wú)時(shí)間效應(yīng)”的原假設(shè)，認(rèn)為模型存在時(shí)間固定效應(yīng)。因此，本文選擇雙向固定效應(yīng)模型，并使用聚類（農(nóng)戶） 穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，以消除異方差的影響。表2報(bào)告了農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)化肥投入、農(nóng)藥投入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。就化肥投入而言，列（1） 和列（2） 分別報(bào)告了單向固定效應(yīng)模型和雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。由結(jié)果可知，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶化肥投入有顯著的負(fù)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(huì)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(bào)告了單向固定效應(yīng)模型和雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。由結(jié)果可知，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)藥投入有顯著的負(fù)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(huì)減少13.r2F2Q8hqAPEoPXTIwBh9euHJDrbxpFlunTZAhlPxccs= 9%的農(nóng)藥投入?？梢?jiàn)，實(shí)證分析與理論推斷的結(jié)論一致。因此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。事實(shí)上，兩種固定效應(yīng)下兩個(gè)模型所得出的回歸結(jié)果一致，在一定程度上表明了估計(jì)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(jī)給定的，那么基于式（1） 的OLS回歸結(jié)果就是無(wú)偏且有效的。但是，農(nóng)地是否連片流轉(zhuǎn)往往并非隨機(jī)給定的，且會(huì)受到多種因素的影響，這些因素又可能同時(shí)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(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）回歸來(lái)解決該問(wèn)題。該回歸綜合考慮了可觀測(cè)變量和不可觀測(cè)變量導(dǎo)致的樣本選擇偏差，分別估計(jì)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(shí)推斷分析，得到農(nóng)地是否連片流轉(zhuǎn)對(duì)化肥農(nóng)藥投入的處理效應(yīng)。ESRM回歸包括兩個(gè)階段：第一階段估計(jì)農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的選擇方程；第二階段估計(jì)農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的結(jié)果方程。需要說(shuō)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(gè)工具變量（識(shí)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(huì)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(luò)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(yíng)等行為決策都有可能跟隨鄰里，呈現(xiàn)較強(qiáng)的鄰里效應(yīng)，如農(nóng)地流轉(zhuǎn)等行為決策具有鄰里效應(yīng)［34］。因此，本文選取“該村莊除該農(nóng)戶以外的農(nóng)戶是否開(kāi)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(guò)鄰里效應(yīng)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(shè)，但同伴的農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)選擇通常不會(huì)影響該農(nóng)戶的化肥農(nóng)藥投入決策，符合外生性假設(shè)。因此，該工具變量符合標(biāo)準(zhǔn)。表3列（1） 至列（3） 報(bào)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(bào)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(yàn)值在1%水平上顯著，表明模型擬合良好。LR檢驗(yàn)值為12. 800，在1%水平上拒絕了兩階段方程的獨(dú)立性假設(shè)。ρμ1 為選擇方程與農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)結(jié)果方程的誤差項(xiàng)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(xiàng)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(cè)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(jī)選擇的。以上結(jié)果表明，有必要運(yùn)用ESRM糾正由不可觀測(cè)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(yàn)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(yùn)用ESRM進(jìn)行估計(jì)。工具變量的相關(guān)性同樣得到驗(yàn)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(yīng)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(qiáng)度顯著降低，即農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)具有化肥減量效應(yīng)。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(yīng)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(qiáng)度顯著降低，即農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)也具有農(nóng)藥減量效應(yīng)。上述結(jié)果表明，在克服模型潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后，上文的結(jié)論仍然成立。

（四） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)②

第一，將實(shí)證模型替換為交互固定效應(yīng)面板模型。在雙向固定效應(yīng)面板模型中，為了控制樣本中不隨時(shí)間變化的個(gè)體差異和不隨個(gè)體變化的時(shí)間差異，以加法的形式引入由虛擬變量表示的個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。事實(shí)上，時(shí)間上的沖擊可能是多維的，且不同個(gè)體對(duì)不同維度沖擊的反應(yīng)力度可能不同。此時(shí)，雙向固定效應(yīng)模型無(wú)法解決因遺漏既隨時(shí)間變化又隨個(gè)體變化的不可觀測(cè)變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，Bai［35］在面板模型中引入了個(gè)體和時(shí)間的交互效應(yīng)，即交互固定效應(yīng)（Interactive Fixed Effects） 面板模型。考慮到可能存在遺漏變量問(wèn)題，本文使用交互固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將該結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果對(duì)比可知，雖然農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)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(duì)化肥投入、農(nóng)藥投入的負(fù)向影響依然存在且顯著。由此，驗(yàn)證了基準(zhǔn)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(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)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(duì)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(lái)［36］?；诖耍疚倪\(yùn)用非條件分位數(shù)固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行估計(jì)，以檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性。針對(duì)化肥投入和農(nóng)藥投入，本文分別估計(jì)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(wú)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(hào)方向均未發(fā)生變化，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，由此認(rèn)為基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。至此，假設(shè)1得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

（五） 異質(zhì)性分析

1..年齡異質(zhì)性

相對(duì)于青年人，老年人通常有著學(xué)習(xí)能力弱、偏好依賴經(jīng)驗(yàn)、厭惡風(fēng)險(xiǎn)等特征，這些特征或許會(huì)導(dǎo)致老年農(nóng)戶不擅長(zhǎng)運(yùn)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(xí)慣以防范產(chǎn)量損失的風(fēng)險(xiǎn)［37］，進(jìn)而阻礙老年農(nóng)戶實(shí)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(yíng)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(jìn)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(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且經(jīng)由Bootstrap法得到的經(jīng)驗(yàn)P值為0. 006，且在1%水平上顯著，進(jìn)一步證實(shí)了上述差異在統(tǒng)計(jì)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(duì)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(duì)值和顯著程度，經(jīng)驗(yàn)P值為0. 027，且在5%水平上顯著?？梢?jiàn)，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)青年農(nóng)戶化肥農(nóng)藥減量化的促進(jìn)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(guò)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(rèn)知水平及生產(chǎn)習(xí)慣等途徑來(lái)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(yíng)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(jìn)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(yàn)P值為0. 036，且在5%水平上顯著，農(nóng)藥投入模型的經(jīng)驗(yàn)P值為0. 173，并未通過(guò)統(tǒng)計(jì)上的顯著水平檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)高文化程度農(nóng)戶化肥減量化的促進(jìn)作用更明顯。就農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)的農(nóng)藥減量效應(yīng)來(lái)看，不同文化程度的農(nóng)戶間無(wú)顯著的差異。

3.經(jīng)營(yíng)規(guī)模異質(zhì)性

相比于經(jīng)營(yíng)規(guī)模小戶，經(jīng)營(yíng)規(guī)模大戶采用機(jī)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(yíng)規(guī)模大戶即使不進(jìn)行農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)，其自身也具備了開(kāi)展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的有利條件。經(jīng)營(yíng)規(guī)模小戶采用機(jī)械和新技術(shù)的可能性都比較低，進(jìn)行農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)可以緩解農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模小產(chǎn)生的相對(duì)約束。因此，本文基于樣本農(nóng)戶水稻經(jīng)營(yíng)規(guī)模的均值將樣本劃分為經(jīng)營(yíng)規(guī)模小戶和經(jīng)營(yíng)規(guī)模大戶進(jìn)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(yàn)P值為0. 043，且在5%水平上顯著；農(nóng)藥投入模型的經(jīng)驗(yàn)P值為0. 021，且在5%水平上顯著?？梢?jiàn)，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模小戶產(chǎn)生的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)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(guò)程中采納機(jī)械外包服務(wù)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(jìn)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(yàn)P值為0. 007，且在1%水平上顯著；農(nóng)藥投入模型的經(jīng)驗(yàn)P值為0. 015，且在5%水平上顯著。可見(jiàn)，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)地塊規(guī)模小戶產(chǎn)生的化肥農(nóng)藥減量效應(yīng)更大。

五、中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(guò)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模促進(jìn)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(guò)擴(kuò)大服務(wù)規(guī)模促進(jìn)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(yíng)規(guī)模與服務(wù)規(guī)模之間的相互依存關(guān)系，印證了中國(guó)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的實(shí)踐［39］。因此，假設(shè)2a和假設(shè)2b得以驗(yàn)證。

六、進(jìn)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(jìn)一步分析農(nóng)地分散流轉(zhuǎn)和農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)化肥農(nóng)藥減量化的影響差異。本文剔除未進(jìn)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(bào)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(yīng)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(yáng)山縣農(nóng)戶的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)對(duì)化肥農(nóng)藥減量化的影響及機(jī)制。研究結(jié)論如下：基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)能夠促進(jìn)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(yīng)。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(wèn)題和開(kāi)展各類穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(duì)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(yīng)更明顯；在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)特征維度，對(duì)于經(jīng)營(yíng)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(yīng)更明顯。機(jī)制分析結(jié)果表明，農(nóng)地連片流轉(zhuǎn)通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模和服務(wù)規(guī)模促進(jìn)化肥農(nóng)藥減量化。進(jìn)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(yīng)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(jìn)農(nóng)田整治與高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)。結(jié)合田塊平埂、合并等措施，進(jìn)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(fèi)用。同時(shí)，改善耕種條件，促進(jìn)農(nóng)業(yè)橫向分工拓展與縱向分工深化，促進(jìn)農(nóng)業(yè)作業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化，發(fā)揮其規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，擴(kuò)大化肥農(nóng)藥的減量效應(yīng)。

第二，構(gòu)建農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易平臺(tái)。完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)及其配套政策，搭建農(nóng)村承包地?cái)?shù)字化信息平臺(tái)，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(shí)行農(nóng)地承包和流轉(zhuǎn)信息動(dòng)態(tài)管理。健全信息交流機(jī)制和流轉(zhuǎn)價(jià)格生成機(jī)制，主動(dòng)為農(nóng)地流轉(zhuǎn)主體提供談判開(kāi)展、合同簽訂及租金收取等指導(dǎo)服務(wù)，努力轉(zhuǎn)變以往分散化的農(nóng)地流轉(zhuǎn)形式，擴(kuò)大交易范圍。

第三，培育農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的新型主體。采取多種方式和渠道，認(rèn)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(shù)立農(nóng)地流轉(zhuǎn)典型、分享農(nóng)地流轉(zhuǎn)經(jīng)驗(yàn)，用農(nóng)戶“聽(tīng)得懂、想得通”的語(yǔ)言幫他們算清農(nóng)地流轉(zhuǎn)的“經(jīng)濟(jì)賬”，讓農(nóng)民看到農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來(lái)的實(shí)際利益，引導(dǎo)農(nóng)民提高參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的自覺(jué)性，形成全社會(huì)重視和支持農(nóng)地流轉(zhuǎn)的良好氛圍。進(jìn)一步地，鼓勵(lì)散戶的農(nóng)地由村股份經(jīng)濟(jì)合作社統(tǒng)一流轉(zhuǎn)，再對(duì)全村種植大戶進(jìn)行摸排，將流入土地按區(qū)域合理分配，流出給種植大戶，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地連片經(jīng)營(yíng)，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(yíng)的新型主體，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的專業(yè)化和規(guī)?；?。

第四，強(qiáng)化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)的推廣體系建設(shè)。加大農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)營(yíng)政策的宣傳力度，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)。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(lì)農(nóng)戶引入農(nóng)業(yè)現(xiàn)代綠色技術(shù)，如精準(zhǔn)施肥噴藥技術(shù)、秸稈還田技術(shù)等。必要時(shí)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(yíng)的積極性，激活農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力。

第五，重視農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)退出農(nóng)戶的權(quán)益保護(hù)。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(lì)機(jī)制，充分發(fā)揮相關(guān)政策的激勵(lì)和導(dǎo)向作用，加大補(bǔ)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(yíng)退出農(nóng)戶的各項(xiàng)權(quán)益保護(hù)，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(dǎo)農(nóng)戶長(zhǎng)期流出土地，切實(shí)解決農(nóng)地“轉(zhuǎn)出難”“轉(zhuǎn)出不穩(wěn)定”等問(wèn)題。

（責(zé)任編輯：巴紅靜）