農(nóng)地轉(zhuǎn)入能否促農(nóng)戶(hù)采納有機(jī)肥技術(shù)？
—— 一個(gè)主體行為能力視角的解釋

岳 夢(mèng) 張 露,2* 萬(wàn)江紅

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢 430070；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，武漢 430070；3.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 文法學(xué)院，武漢 430070)

我國(guó)政府高度重視化肥過(guò)量施用的問(wèn)題。2020年中央“一號(hào)文件”明確強(qiáng)調(diào)“要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染防治，積極推進(jìn)化肥零增長(zhǎng)行動(dòng)，并完善農(nóng)業(yè)環(huán)境政策法規(guī)和技術(shù)路徑，以遏制農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境趨于惡化”；同時(shí)國(guó)家積極實(shí)施“藏糧于地”戰(zhàn)略，鼓勵(lì)通過(guò)增施有機(jī)肥和采用秸稈還田等技術(shù)改善農(nóng)地質(zhì)量[1]。作物學(xué)的試驗(yàn)數(shù)據(jù)表明，在不同的化肥施用模式中，常量施用有機(jī)肥的實(shí)驗(yàn)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(yàn)田高70.2%，同時(shí)能有效降低作物的發(fā)病率，顯著提高作物單株質(zhì)量、小區(qū)產(chǎn)量[2]。然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)肥的采納情況卻并不樂(lè)觀，現(xiàn)有微觀實(shí)證研究表明施用有機(jī)肥的樣本農(nóng)戶(hù)比重僅占15%～35%[3-5]。

既有研究表明，農(nóng)戶(hù)的有機(jī)肥采納意愿主要受三方面因素影響：其一，勞動(dòng)力特征，包括年齡、收入、教育、技術(shù)培訓(xùn)和主觀認(rèn)知等[6-7]；其二，耕地和經(jīng)營(yíng)特征，包含土地規(guī)模、種植品種、土壤肥力、地權(quán)穩(wěn)定性等[3,7]；其三，外源特征，包括信息可得性、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)以及國(guó)家政策激勵(lì)等[1,8]。其中，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)，約束著農(nóng)藥化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械等資本要素的投入，尤其是家庭現(xiàn)有的初始土地資源對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的種子、化肥、機(jī)械等資本要素的投入起到?jīng)Q定作用，直接關(guān)系到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營(yíng)成本和收益[9]。隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的擴(kuò)張以及農(nóng)村市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，農(nóng)地交易市場(chǎng)逐步繁榮，既有農(nóng)戶(hù)基于親緣關(guān)系小規(guī)模轉(zhuǎn)入土地，也有農(nóng)戶(hù)通過(guò)市場(chǎng)交易大規(guī)模轉(zhuǎn)入土地[9]。由此，規(guī)?；?jīng)營(yíng)被認(rèn)為是促進(jìn)我國(guó)有機(jī)肥采納率的重要思路。

有研究認(rèn)為，經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大的農(nóng)戶(hù)越傾向采納環(huán)境友好型技術(shù)[10]；也有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)戶(hù)實(shí)施環(huán)境友好型生產(chǎn)行為之間的關(guān)系是非線性的，即二者之間存在穩(wěn)健的“U”型或倒“U”型關(guān)系[11-12]；還有研究提出，農(nóng)地規(guī)模并不是農(nóng)戶(hù)技術(shù)采納行為的影響因素，甚至經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)戶(hù)的采納決策之間存在負(fù)向關(guān)系[13-14]。既有研究結(jié)論相悖的可能原因在于，相對(duì)忽略土地流入對(duì)象的差異性，以及此種差異背后蘊(yùn)含的主體行為能力對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥技術(shù)采納的影響。事實(shí)上，雖然轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模能夠通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)采納環(huán)境友好型技術(shù)，但規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)在主體行為能力方面的差異，可能導(dǎo)致兩類(lèi)農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)肥技術(shù)的采納行為表現(xiàn)出明顯異質(zhì)性。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本研究將土地流入對(duì)象的屬性納入研究范疇，根據(jù)土地流轉(zhuǎn)前農(nóng)戶(hù)實(shí)際經(jīng)營(yíng)規(guī)模，將農(nóng)戶(hù)分為規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)；然后分析土地向規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)集中是否會(huì)對(duì)其有機(jī)肥技術(shù)采納行為產(chǎn)生差異化的影響；并進(jìn)一步從轉(zhuǎn)入者的要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力3個(gè)方面剖析有機(jī)肥采納行為差異的理論機(jī)理；最后運(yùn)用939份微觀調(diào)研數(shù)據(jù)對(duì)理論機(jī)理進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由此，構(gòu)建起“農(nóng)地轉(zhuǎn)入—主體行為能力—要素采納決策”的分析框架，客觀揭示出農(nóng)戶(hù)農(nóng)地轉(zhuǎn)入對(duì)其有機(jī)肥采納決策的影響及其機(jī)理。

1 理論分析

有機(jī)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(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模卻不能保證主體行為能力等相關(guān)要素的匹配，將不能實(shí)現(xiàn)先進(jìn)要素的有效推廣和實(shí)施[15]。張維迎等[16]認(rèn)為，每個(gè)人都可能掌握某些經(jīng)營(yíng)決策能力，但因?yàn)椴煌说男畔⑺鸭c加工費(fèi)用不同，“機(jī)靈”“想象力”“判斷力”不同，所以個(gè)人經(jīng)營(yíng)決策能力不同。羅必良[17]進(jìn)一步指出，個(gè)體在經(jīng)營(yíng)決策能力上的差別，為人們創(chuàng)造了合作機(jī)遇，具有較高經(jīng)營(yíng)決策能力的主體負(fù)責(zé)經(jīng)營(yíng)決策，不擅長(zhǎng)決策的主體則負(fù)責(zé)生產(chǎn)活動(dòng)。在農(nóng)戶(hù)經(jīng)營(yíng)決策能力方面，張露等[18]將農(nóng)戶(hù)分為具有生產(chǎn)能力優(yōu)勢(shì)的農(nóng)戶(hù)、具有交易能力優(yōu)勢(shì)的農(nóng)戶(hù)和具有綜合能力優(yōu)勢(shì)的農(nóng)戶(hù)。

具體到土地經(jīng)營(yíng)情景，在土地轉(zhuǎn)入前，轉(zhuǎn)入方和轉(zhuǎn)出方溝通協(xié)商時(shí)，不同談判能力的農(nóng)戶(hù)可能流轉(zhuǎn)到的土地連片化程度存在差異[19]；土地流轉(zhuǎn)時(shí)，不同合約治理能力的農(nóng)戶(hù)可能在是否簽署正式合約以及合約設(shè)計(jì)方面存在差異[20]；土地流轉(zhuǎn)后，不同生產(chǎn)能力的農(nóng)戶(hù)可能面臨新技術(shù)時(shí)的自我效能感存在差異繼而導(dǎo)致采納意愿的區(qū)別[21]。據(jù)此，本研究將主體行為能力劃分為要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力的差異，分析當(dāng)土地要素流入以規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)為代表的具有不同行為能力的主體時(shí)，可能引致的有機(jī)肥采納行為差異及其理論機(jī)理。

1)要素市場(chǎng)談判能力與有機(jī)肥采納意愿

項(xiàng)目組2019年在湖北省水稻主產(chǎn)區(qū)對(duì)939份農(nóng)戶(hù)的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)表明，在地塊規(guī)模上，散戶(hù)的地塊規(guī)模為0.214 hm2，規(guī)模戶(hù)的地塊規(guī)模為0.463 hm2。規(guī)模戶(hù)可以流轉(zhuǎn)到地塊規(guī)模更大的土地的原因在于：第一，強(qiáng)社會(huì)資本支撐的高談判能力。規(guī)模戶(hù)擁有更強(qiáng)的村莊內(nèi)外部社會(huì)資本，可以實(shí)現(xiàn)以村組為單位的整組甚至整村的土地流轉(zhuǎn)，這將明顯減少轉(zhuǎn)入土地的細(xì)碎化程度[22]。第二，強(qiáng)物質(zhì)資本支撐的高談判能力。在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)以及高收益預(yù)期的影響下，集中轉(zhuǎn)入連片土地時(shí)的交易價(jià)格一般會(huì)高于市場(chǎng)的平均價(jià)格[23]，規(guī)模戶(hù)多在種植業(yè)之外同時(shí)開(kāi)展農(nóng)產(chǎn)品加工、物流配送、農(nóng)資銷(xiāo)售等關(guān)聯(lián)活動(dòng)，因此其綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力更強(qiáng)，更有能力保障高租金的支付[24]。

農(nóng)戶(hù)對(duì)于連片化的土地容易形成強(qiáng)稟賦效應(yīng)，即土地的連片化會(huì)加強(qiáng)規(guī)模戶(hù)對(duì)土地價(jià)值的正面感知[25]。因?yàn)榧羞B片的土地能通過(guò)降低生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本從而提升技術(shù)效率，相關(guān)研究表明，轉(zhuǎn)入地片平均規(guī)模每提升一個(gè)單位，單位面積雇工數(shù)量將降低3.79%、技術(shù)效率將提升5.94%[24]。進(jìn)一步地，土地價(jià)值認(rèn)知是個(gè)體行為利得和利失的權(quán)衡比較，與農(nóng)戶(hù)的親環(huán)境行為意愿之間存在顯著的正向關(guān)系[26]。流轉(zhuǎn)到連片農(nóng)田的規(guī)模戶(hù)將會(huì)形成高土地價(jià)值認(rèn)知，從而激勵(lì)其對(duì)土地的長(zhǎng)期投資行為，如采納有機(jī)肥，以繼續(xù)維持農(nóng)田的高價(jià)值和高產(chǎn)能。而散戶(hù)流轉(zhuǎn)到細(xì)碎化的土地后，對(duì)其價(jià)值認(rèn)知較低，容易形成心理層面的“破窗效應(yīng)，將反向激勵(lì)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(hù)但成本較高的有機(jī)肥技術(shù)。

假設(shè)1：規(guī)模戶(hù)有更強(qiáng)的要素市場(chǎng)談判能力，在土地流轉(zhuǎn)前能協(xié)商到連片化程度更高的土地，從而提高其對(duì)于土地價(jià)值的認(rèn)知，因此有利于其采納有機(jī)肥技術(shù)。

2)要素合約治理能力與有機(jī)肥采納意愿

在傳統(tǒng)的村莊內(nèi)部，散戶(hù)的流轉(zhuǎn)土地會(huì)優(yōu)先選擇具有血緣關(guān)系的親屬或地緣關(guān)系的鄉(xiāng)鄰，正式合約往往不被采納。但規(guī)模戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模普遍更大，交易對(duì)象更多，通常將突破原有的人際關(guān)系范圍，與自身沒(méi)有親屬或鄉(xiāng)鄰關(guān)系的農(nóng)戶(hù)進(jìn)行土地交易[27]。此時(shí)，農(nóng)村內(nèi)部利用人際信任機(jī)制將不能有效預(yù)防或化解未來(lái)可能出現(xiàn)的機(jī)會(huì)主義風(fēng)險(xiǎn)[28]。為減少交易風(fēng)險(xiǎn)保障自身利益，規(guī)模戶(hù)將傾向基于個(gè)體經(jīng)濟(jì)理性的市場(chǎng)邏輯選擇書(shū)面契約。

較之于口頭契約，書(shū)面契約更加規(guī)范，通過(guò)寫(xiě)明雙方當(dāng)事人的基本信息，規(guī)定土地流轉(zhuǎn)的起止時(shí)間、流轉(zhuǎn)面積、流轉(zhuǎn)金額以及違約懲罰等，明晰雙方的責(zé)任和義務(wù)，對(duì)流轉(zhuǎn)雙方都形成約束[20]。因此，書(shū)面合約可以有效規(guī)避土地轉(zhuǎn)出戶(hù)的機(jī)會(huì)主義行為，如隨時(shí)收回土地、隨意提高土地租金等，從而提高規(guī)模戶(hù)對(duì)地權(quán)穩(wěn)定性的預(yù)期[29]。穩(wěn)定明晰的地權(quán)也可能激發(fā)規(guī)模戶(hù)對(duì)土地的長(zhǎng)期投資行為，正向激勵(lì)規(guī)模戶(hù)采納有機(jī)肥技術(shù)。因?yàn)橛袡C(jī)肥中富含氮、磷、鉀及有機(jī)質(zhì)，施用有機(jī)肥料可以在保持農(nóng)作物產(chǎn)量的基礎(chǔ)上減少化肥的施用量，增加土壤的有機(jī)質(zhì)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)田的可持續(xù)利用并增加生產(chǎn)效率[30]。必須指出的是，采納有機(jī)肥是一種長(zhǎng)期投資，其收益需要在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)才能顯現(xiàn)，而且需要采納主體支付額外的成本。所以采納有機(jī)肥的前提是土地收益穩(wěn)定[31]。對(duì)散戶(hù)而言，土地流轉(zhuǎn)期限不確定，可能造成土地收益的不穩(wěn)定性預(yù)期，從而阻滯其采納有機(jī)肥[32]。

假設(shè)2：規(guī)模戶(hù)有更強(qiáng)的要素合約治理能力，在流轉(zhuǎn)土地時(shí)偏好正式合約，從而增加其對(duì)土地穩(wěn)定性的正面感知，有利于其采納有機(jī)肥技術(shù)。

3)要素綜合生產(chǎn)能力與有機(jī)肥采納意愿

對(duì)種植戶(hù)來(lái)說(shuō)，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)主要面臨兩類(lèi)感知風(fēng)險(xiǎn)：一是技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)戶(hù)需要有針對(duì)性地根據(jù)種植土壤的質(zhì)地、氣候以及種植作物的生長(zhǎng)習(xí)性、需肥特性，選擇合適的有機(jī)肥料進(jìn)行合理施肥等，否則可能面臨技術(shù)實(shí)施后的減產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)；二是市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，由于我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)體系存在信息不對(duì)稱(chēng)，采用有機(jī)肥種植的優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品可能難以在消費(fèi)市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)價(jià)值兌現(xiàn)，因此作為市場(chǎng)價(jià)格被動(dòng)接受者的農(nóng)戶(hù)，采用有機(jī)肥技術(shù)存在市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。人力、物質(zhì)和技術(shù)資本實(shí)力更強(qiáng)的規(guī)模戶(hù)，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(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)肥等新技術(shù)采納的風(fēng)險(xiǎn)感知。

面對(duì)技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)模戶(hù)由于技術(shù)人員和技術(shù)裝備更強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“現(xiàn)場(chǎng)處置能力”就更高，可以更好地根據(jù)土壤中各種養(yǎng)分及有機(jī)質(zhì)的消耗情況合理使用有機(jī)肥，做到平衡施肥；面對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)模戶(hù)在要素市場(chǎng)的強(qiáng)談判能力和在生產(chǎn)過(guò)程中的高規(guī)模經(jīng)濟(jì)性，均可以降低生產(chǎn)成本，均使其具備更強(qiáng)的被動(dòng)抵御市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的能力，而對(duì)市場(chǎng)信息的強(qiáng)獲取、分析和預(yù)判能力，也使其能夠主動(dòng)應(yīng)對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)此判斷，在農(nóng)戶(hù)進(jìn)行有機(jī)肥技術(shù)采用行為決策的過(guò)程中，其預(yù)期凈收益是包含主觀風(fēng)險(xiǎn)感知的函數(shù)[6]，規(guī)模戶(hù)更高的自我效能感能夠降低其對(duì)采納有機(jī)肥技術(shù)的風(fēng)險(xiǎn)感知，從而有利于其采納有機(jī)肥技術(shù)。

假設(shè)3：規(guī)模戶(hù)有更強(qiáng)的要素綜合生產(chǎn)能力，在流轉(zhuǎn)土地后其更高的自我效能感能夠降低對(duì)有機(jī)肥技術(shù)采納的感知風(fēng)險(xiǎn)，有利于其采納有機(jī)肥技術(shù)。

圖1 有機(jī)肥技術(shù)采納行為框圖Fig.1 Block diagram of organic fertilizer technology adoption behavior

2 數(shù)據(jù)、模型設(shè)置與變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

我國(guó)擁有悠久的水稻種植歷史，水稻是我國(guó)重要的糧食作物。2020年我國(guó)的水稻播種面積為3 007.6萬(wàn)hm2，占當(dāng)年糧食播種總面積的25.76%(1)數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)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(wàn)hm2左右，總產(chǎn)1 900萬(wàn)t左右，面積和產(chǎn)量常年位居全國(guó)第六位和第五位，是我國(guó)水稻主產(chǎn)省份之一，因而研究區(qū)域的選擇具有代表性(2)數(shù)據(jù)來(lái)源：賢集網(wǎng) https:∥www.xianjichina.com/news/details_255610.html。

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源與課題組2019年7—8月在湖北省水稻主產(chǎn)區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)研采取隨機(jī)抽樣的方法，對(duì)每個(gè)樣本縣(市、區(qū))隨機(jī)抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)，再?gòu)臉颖距l(xiāng)鎮(zhèn)(街道)隨機(jī)抽取2個(gè)村，最后再?gòu)拿總€(gè)村隨機(jī)抽取至少25位農(nóng)戶(hù)進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)研內(nèi)容包括農(nóng)戶(hù)個(gè)人及家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況、生產(chǎn)要素投入情況、生產(chǎn)成本及收益、當(dāng)?shù)匾厥袌?chǎng)特征、氣候變化與應(yīng)對(duì)行為以及信息化水平等。

本次調(diào)研總共發(fā)放問(wèn)卷1 060份，回收問(wèn)卷1 055份，剔除漏答、空白、無(wú)效問(wèn)卷，有效問(wèn)卷為939份，問(wèn)卷有效率為89.00%。

2.2 模型設(shè)置

考慮到本研究待分析因變量“是否施用有機(jī)肥”為二元選擇變量，選擇二元Probit模型進(jìn)行分析較為合適。假定技術(shù)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(cè)的潛變量；Transferi為第i個(gè)農(nóng)戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入面積；Controli為控制變量；β1、β2為系數(shù)估計(jì)向量，εi為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為了驗(yàn)證規(guī)模戶(hù)的要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力對(duì)轉(zhuǎn)入地塊有機(jī)肥技術(shù)采納的影響，本研究進(jìn)一步構(gòu)建計(jì)量模型：

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

式中：Landi是農(nóng)戶(hù)的要素市場(chǎng)談判能力；Contracti是農(nóng)戶(hù)的要素合約治理能力；Abilityi是農(nóng)戶(hù)的要素綜合生產(chǎn)能力；Xi為控制變量；γ1、γ2、γ3和γ4為待估系數(shù)；ηi服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.3 變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量。本研究被解釋變量是農(nóng)戶(hù)的有機(jī)肥采納行為，設(shè)為y，如果農(nóng)戶(hù)在2018年的農(nóng)業(yè)種植生產(chǎn)活動(dòng)中施用了有機(jī)肥，則y=1，若沒(méi)有施用，則y=0。

主要解釋變量。①土地轉(zhuǎn)入面積。本研究以農(nóng)戶(hù)的實(shí)際土地流轉(zhuǎn)面積衡量農(nóng)戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入行為，轉(zhuǎn)入面積為0則說(shuō)明農(nóng)戶(hù)沒(méi)有轉(zhuǎn)入土地，轉(zhuǎn)入面積越大代表農(nóng)戶(hù)規(guī)模擴(kuò)張程度越高。②要素市場(chǎng)談判能力。本研究利用地塊規(guī)模表征農(nóng)戶(hù)的要素市場(chǎng)談判能力，地塊規(guī)模越大，說(shuō)明農(nóng)地的連片化程度越高，農(nóng)戶(hù)的土地要素談判能力越強(qiáng)，否則越差[34]。③要素合約治理能力。農(nóng)戶(hù)的要素合約治理能力用是否簽訂規(guī)范的書(shū)面契約進(jìn)行衡量，若簽訂了書(shū)面契約，則農(nóng)戶(hù)的要素合約治理能力較強(qiáng)，否則較差[35]。④要素綜合生產(chǎn)能力。農(nóng)戶(hù)的要素綜合生產(chǎn)能力可直觀的用其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本體現(xiàn)，因此本研究選擇用農(nóng)戶(hù)的每公頃經(jīng)營(yíng)成本表現(xiàn)其要素綜合生產(chǎn)能力，經(jīng)營(yíng)成本越低則說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的要素合約治理能力越強(qiáng)，否則越弱[36]。

控制變量。①戶(hù)主個(gè)體特征，涵蓋了性別、年齡、受教育程度、其他身份、務(wù)農(nóng)年限、兼業(yè)狀況、生活滿(mǎn)意度、健康狀況以及環(huán)保意愿[12]。②家庭特征，包括農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比重和家庭老年人數(shù)等。③農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)特征，包涵合作社、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、技術(shù)培訓(xùn)和灌溉條件等[37]。

變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量含義、賦值與描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable meanings, assignments and descriptive statistics

2.4 規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況對(duì)比

如表2 所示，在土地轉(zhuǎn)入面積上，散戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入面積為0.382 hm2，規(guī)模戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入面積為0.840 hm2，規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入面積在10%的顯著性水平上存在差異；在地塊規(guī)模上，散戶(hù)的地塊規(guī)模為0.214 hm2，規(guī)模戶(hù)的地塊規(guī)模為0.463 hm2，規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)的地塊規(guī)模在5%的顯著性水平上存在差異；在契約形式上，有8%的轉(zhuǎn)入土地的散戶(hù)簽訂書(shū)面合同，有15%的轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模戶(hù)簽訂書(shū)面合同，規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)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(jīng)營(yíng)成本上，散戶(hù)為1.770萬(wàn)元，規(guī)模戶(hù)為1.560萬(wàn)元，規(guī)模戶(hù)的行為能力強(qiáng)于散戶(hù)。因此總體上，相較于散戶(hù)，規(guī)模戶(hù)的轉(zhuǎn)入面積更大，土地連片化程度更高，流轉(zhuǎn)契約更加穩(wěn)定以及生產(chǎn)成本更低，這說(shuō)明規(guī)模戶(hù)的農(nóng)地轉(zhuǎn)入程度更深，同時(shí)要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力均強(qiáng)于散戶(hù)。

表2 規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況t檢驗(yàn)Table 2 T-test of production and operation of large-scale and small-scale households

3 實(shí)證結(jié)果與分析

盡管已有研究指出通過(guò)轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模能夠促進(jìn)農(nóng)戶(hù)采納環(huán)境友好型技術(shù)，但規(guī)模戶(hù)和散戶(hù)在要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力和要素綜合生產(chǎn)能力等3個(gè)行為能力方面的差異，可能導(dǎo)致兩類(lèi)農(nóng)戶(hù)對(duì)有機(jī)肥技術(shù)的采納行為表現(xiàn)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(zhuǎn)行為發(fā)生前的經(jīng)營(yíng)規(guī)模為基準(zhǔn)，將樣本根據(jù)均值分為散戶(hù)和規(guī)模戶(hù)。對(duì)散戶(hù)和規(guī)模戶(hù)采用該方法進(jìn)行劃分的理由如下。第一，受地形、人口等因素的影響，我國(guó)不同區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況有巨大差異，國(guó)內(nèi)外學(xué)界關(guān)于散戶(hù)和規(guī)模戶(hù)的劃分沒(méi)有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，因此本研究結(jié)合調(diào)查農(nóng)戶(hù)的實(shí)際經(jīng)營(yíng)情況進(jìn)行劃分。第二，國(guó)內(nèi)有關(guān)散戶(hù)和規(guī)模戶(hù)的劃分差別不大，多以0.667 hm2左右為劃分標(biāo)準(zhǔn)[38]。經(jīng)計(jì)算，樣本家庭土地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生前經(jīng)營(yíng)面積均值為0.612 hm2，故將處于均值以下的農(nóng)戶(hù)視為散戶(hù)，將處于均值以上的農(nóng)戶(hù)視為規(guī)模戶(hù)。接下來(lái)，本研究將檢驗(yàn)土地轉(zhuǎn)入面積對(duì)散戶(hù)和規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥采納行為的影響；并進(jìn)一步分析要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力，對(duì)轉(zhuǎn)入土地規(guī)模采納有機(jī)肥的影響；最后利用IV-Probit模型、Heckman-Probit模型進(jìn)行內(nèi)生性問(wèn)題的處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果及分析

Probit模型分析結(jié)果表明，對(duì)規(guī)模戶(hù)而言，土地轉(zhuǎn)入面積在5%的顯著性水平上顯著，即土地向規(guī)模戶(hù)集中對(duì)其采納有機(jī)肥技術(shù)產(chǎn)生正向激勵(lì)，同時(shí)土地轉(zhuǎn)入面積對(duì)散戶(hù)的有機(jī)肥技術(shù)采納不產(chǎn)生顯著性影響，即土地向散戶(hù)集中對(duì)其采納有機(jī)肥技術(shù)不具有顯著影響(表3)。散戶(hù)轉(zhuǎn)入土地的面積較小，自身生產(chǎn)能力較差且抵御風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，其生產(chǎn)行為決策主要追求生存，出于減少風(fēng)險(xiǎn)和成本最小化的考量，散戶(hù)小規(guī)模轉(zhuǎn)入土地不能激勵(lì)其采納有機(jī)肥技術(shù)。規(guī)模戶(hù)自身?yè)碛械妮^大的初始經(jīng)營(yíng)面積，再加上較大規(guī)模的轉(zhuǎn)入土地，規(guī)模戶(hù)更容易達(dá)到環(huán)境友好型技術(shù)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模門(mén)檻；同時(shí)規(guī)模戶(hù)更多地考慮土地的保護(hù)和可持續(xù)利用，因此土地較大規(guī)模流向規(guī)模戶(hù)會(huì)正向影響其采用有機(jī)肥技術(shù)。

表3 土地轉(zhuǎn)入與散戶(hù)和規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥采納行為T(mén)able 3 Organic fertilizer adoption behavior of small-scale and large-scale households

表3(續(xù))

3.2 主體行為能力及轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥采納行為

表4結(jié)果顯示，書(shū)面合同、地塊規(guī)模以及經(jīng)營(yíng)成本在農(nóng)地轉(zhuǎn)入影響規(guī)模戶(hù)采納有機(jī)肥中均產(chǎn)生顯著的正向影響。規(guī)模戶(hù)的強(qiáng)要素談判能力，在土地要素流轉(zhuǎn)前可以協(xié)商到地塊規(guī)模更大的土地，有助于其形成高土地價(jià)值認(rèn)知，因此正向激勵(lì)規(guī)模戶(hù)采納有機(jī)肥技術(shù)；規(guī)模戶(hù)的強(qiáng)合約治理能力，在流轉(zhuǎn)土地時(shí)偏好正式合約有助于其形成穩(wěn)定的地權(quán)價(jià)值感知，從而正向激勵(lì)規(guī)模戶(hù)采納有機(jī)肥技術(shù)；規(guī)模戶(hù)的強(qiáng)要素綜合生產(chǎn)能力，在流轉(zhuǎn)土地后其更高的自我效能感能夠降低對(duì)有機(jī)肥技術(shù)采納的感知風(fēng)險(xiǎn)，從而有利于其使用有機(jī)肥技術(shù)。假說(shuō)1、假說(shuō)2和假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

3.3 內(nèi)生性處理及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1內(nèi)生性處理

基于表4的回歸結(jié)果可知，土地向規(guī)模戶(hù)集中對(duì)其采納有機(jī)肥技術(shù)產(chǎn)生正向激勵(lì)。但規(guī)模戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入決策被解釋變量即資源節(jié)約型技術(shù)存在逆向因果的問(wèn)題，即掌握了資源節(jié)約型技術(shù)的農(nóng)戶(hù)更愿意擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模。因此需要進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。目前，工具變量是解決模型內(nèi)生性問(wèn)題的有效工具[39]。借鑒童慶蒙等[39]、梁志會(huì)等[34]的研究思路，本研究選擇除規(guī)模戶(hù)i之外的村級(jí)規(guī)模戶(hù)土地轉(zhuǎn)入面積，作為此規(guī)模戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入的工具變量。

表4 主體行為能力與轉(zhuǎn)入土地的規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥采納行為T(mén)able 4 Behavior capacity of subjects and organic fertilizer adoption behavior of large-scale households

表5匯報(bào)了工具變量的回歸結(jié)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(shè)；其次，Wlad檢驗(yàn)的結(jié)果通過(guò)了 1% 的顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕了土地轉(zhuǎn)入為外生變量的假設(shè)；最后，第二階段回歸結(jié)果顯示，在排出內(nèi)生性問(wèn)題后，解釋變量土地轉(zhuǎn)入正向顯著影響規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥技術(shù)采納決策，與基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果基本一致。

表5 基于IV-Probit模型的土地轉(zhuǎn)入與規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥采納行為T(mén)able 5 Land transfer and organic fertilizer adoption behavior of large-scale households based on IV-probit

3.3.2穩(wěn)健性檢驗(yàn)

要觀察流轉(zhuǎn)土地的契約簽訂形式、土地連片化程度以及經(jīng)營(yíng)者生產(chǎn)能力對(duì)轉(zhuǎn)入地塊的有機(jī)肥技術(shù)采納的影響，該地塊必須是流轉(zhuǎn)地塊。如果僅以流轉(zhuǎn)地塊的樣本進(jìn)行Probit估計(jì)，就會(huì)產(chǎn)生樣本截?cái)嗟默F(xiàn)象，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不一致。因此，本研究選擇Heckman-Probit兩階段方法對(duì)此進(jìn)行修正。模型第一階段為規(guī)模戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入行為決策，第二階段為規(guī)模戶(hù)的有機(jī)肥技術(shù)采用決策。由于規(guī)模戶(hù)有機(jī)肥技術(shù)采納行為是本研究關(guān)注的核心變量，因此表6僅顯示第二階段的結(jié)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(zhuǎn)入面積在1%的顯著性水平上正向顯著，書(shū)面合同在10%的顯著水平上正向顯著，地塊規(guī)模在5%的顯著性水平上正向顯著。這與表3和4的回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明回歸結(jié)果基本具有穩(wěn)健性。

表6 Heckman-Probit 回歸結(jié)果Table 6 The results of Heckman-Probit Model

4 結(jié)論與啟示

農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)可能流向規(guī)模戶(hù)或者散戶(hù)，由于兩類(lèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體在行為能力方面的差異明顯，會(huì)導(dǎo)致有機(jī)肥技術(shù)采納的顯著不同。本研究的理論分析認(rèn)為，規(guī)模戶(hù)具有更強(qiáng)的要素市場(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力，能分別增強(qiáng)其對(duì)于土地價(jià)值的積極感知、土地穩(wěn)定性的正面感知，并降低其對(duì)新技術(shù)采納的風(fēng)險(xiǎn)感知，從而有利于有機(jī)肥技術(shù)的推廣運(yùn)用?；诖耍狙芯拷Y(jié)合湖北省939份農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

研究結(jié)果表明：規(guī)模戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入對(duì)其有機(jī)肥

采納行為具有顯著影響，散戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入則對(duì)其有機(jī)肥采納行為影響不顯著；由于在要素交易前具有更強(qiáng)的談判能力，規(guī)模戶(hù)的土地轉(zhuǎn)入具有更高的連片性，從而增強(qiáng)其對(duì)土地價(jià)值的正面感知，繼而激發(fā)其產(chǎn)生包括采納有機(jī)肥技術(shù)在內(nèi)的長(zhǎng)期投資行為；由于在要素交易時(shí)具有更強(qiáng)的合約治理能力，規(guī)模戶(hù)普遍采用的正式合約能夠顯著增強(qiáng)其對(duì)土地穩(wěn)定性的正面感知，也能夠激發(fā)其對(duì)土地的長(zhǎng)期投資行為；由于在要素交易后具有更強(qiáng)的綜合生產(chǎn)能力，規(guī)模戶(hù)更高自我效能感能夠降低其對(duì)有機(jī)肥技術(shù)采納的感知風(fēng)險(xiǎn)，從而激發(fā)其有機(jī)肥技術(shù)采納行為發(fā)生。

本研究的創(chuàng)新性在于：1)將土地流入對(duì)象的差異性納入研究范疇，分析此種差異背后蘊(yùn)含的主體行為能力對(duì)農(nóng)戶(hù)有機(jī)肥技術(shù)采納的影響；2)根據(jù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(chǎng)談判能力、要素合約治理能力以及要素綜合生產(chǎn)能力；3)闡明了三類(lèi)能力特征作用于有機(jī)肥采納決策的理論機(jī)理，由此揭示出當(dāng)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流向不同能力主體時(shí)，有機(jī)肥采納決策的差異性。

本研究的實(shí)踐啟示在于：1)在農(nóng)地確權(quán)的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)恰當(dāng)?shù)闹贫劝才?，鼓?lì)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)適當(dāng)向規(guī)模戶(hù)流轉(zhuǎn)和集中；2)改變分散化的土地流轉(zhuǎn)形式，鼓勵(lì)地塊整合化、連片化流轉(zhuǎn)，減少細(xì)碎化的土地轉(zhuǎn)入對(duì)有機(jī)肥技術(shù)采納的阻礙；3)規(guī)范土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體簽訂書(shū)面的、固定期限的土地合約，以此增進(jìn)其對(duì)土地的長(zhǎng)期投資意愿；4)通過(guò)合作社等多種形式加強(qiáng)農(nóng)戶(hù)與農(nóng)戶(hù)之間的聯(lián)合，增強(qiáng)其對(duì)農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力，繼而激發(fā)其對(duì)新技術(shù)、新要素的采納意愿。