祝 偉，王瑞梅

（1. 常州工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 常州 213032；2. 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

化肥是重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，在保障糧食安全和重要農(nóng)產(chǎn)品有效供給中發(fā)揮了不可替代的作用。但在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中也存在化肥過量施用、盲目施用等問題，帶來(lái)了生產(chǎn)成本增加和生態(tài)環(huán)境污染[1]。據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織的數(shù)據(jù)顯示，2020年我國(guó)單位播種面積化肥用量（折純量）為336.78 kg/hm2，遠(yuǎn)高于亞洲和世界的平均水平（187.37 kg/hm2和128.98 kg/hm2）?；蕼p量增效成為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展中亟待解決的重要現(xiàn)實(shí)問題。習(xí)近平總書記在黨的二十大報(bào)告中強(qiáng)調(diào)，要全方位夯實(shí)糧食安全根基，加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型?；蕼p量增效正是改善耕地生態(tài)環(huán)境、推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。因此，探索如何進(jìn)一步推動(dòng)化肥減量增效具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

農(nóng)戶是我國(guó)種植業(yè)生產(chǎn)的主要微觀主體，因此既有文獻(xiàn)大部分圍繞農(nóng)戶的化肥使用行為開展研究。已有研究主要聚焦在化肥施用強(qiáng)度、測(cè)土配方施肥技術(shù)采納和有機(jī)肥使用等影響因素，總體上可分為內(nèi)部因素和外部因素兩方面。在內(nèi)部因素方面，已有研究主要探討農(nóng)民的認(rèn)知特征[2-3]，風(fēng)險(xiǎn)偏好[4-5]，兼業(yè)化程度[6-7]，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移[8-9]，信息約束等[10]。在外部因素方面，既有研究主要探討土地經(jīng)營(yíng)權(quán)穩(wěn)定性[11]，技術(shù)培訓(xùn)[12]，組織化程度[13-16]，土地流轉(zhuǎn)[17-19]，土地細(xì)碎化[20]，規(guī)模經(jīng)營(yíng)等[17,20-23]。近期，關(guān)于經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地流轉(zhuǎn)等經(jīng)營(yíng)特征對(duì)農(nóng)戶化肥使用行為的影響實(shí)證研究呈上升趨勢(shì)[17-23]?；适褂每赡艽嬖谝?guī)模效應(yīng)，即隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，可能帶來(lái)化肥施用強(qiáng)度的降低和效率的提高。而轉(zhuǎn)入土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)益一般來(lái)說(shuō)不夠穩(wěn)定，農(nóng)戶可能會(huì)追求短期收益最大化，通過大量施用化肥來(lái)獲取產(chǎn)量的提升。根據(jù)當(dāng)前我國(guó)種植業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)狀，擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模主要靠土地流轉(zhuǎn)，而二者對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響方向可能相反。由此可見，經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入與化肥減量增效的關(guān)系仍有必要進(jìn)一步探討和補(bǔ)充新的證據(jù)。本文采用全國(guó)4 745個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度和化肥利用效率的影響，并利用工具變量以盡量消除潛在內(nèi)生性問題，采用不同變量測(cè)度方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以提高分析結(jié)論的可靠性和嚴(yán)謹(jǐn)性。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用數(shù)據(jù)來(lái)自2017 年浙江大學(xué)的中國(guó)家庭大數(shù)據(jù)庫(kù)（Chinese Family Database）。該調(diào)查采用分層、三階段和人口規(guī)模成比例（PPS）抽樣方法，涵蓋全國(guó)29 個(gè)省，涉及農(nóng)村家庭的基本結(jié)構(gòu)、收入與支出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，土地利用與流轉(zhuǎn)等各方面。剔除化肥使用數(shù)據(jù)缺失或異常的樣本后，最終樣本量為4 745個(gè)農(nóng)戶。樣本中農(nóng)戶主要種植的作物水稻、小麥、玉米，其中部分農(nóng)戶還種植了馬鈴薯、甘薯、豆類以及經(jīng)濟(jì)作物。

2.2 變量說(shuō)明

被解釋變量包括化肥施用強(qiáng)度和化肥利用效率?；适┯脧?qiáng)度應(yīng)該用單位播種面積化肥折純量來(lái)度量，但受數(shù)據(jù)可得性的限制，已有研究大多以單位播種面積化肥實(shí)物量或支出金額來(lái)度量化肥施用強(qiáng)度[11,20]。采用支出金額來(lái)度量可能受到化肥價(jià)格的影響而導(dǎo)致測(cè)量誤差過大。據(jù)此，本文先采用單位播種面積化肥用量（實(shí)物量）作為化肥施用強(qiáng)度的度量指標(biāo)進(jìn)行分析，再采用單位播種面積化肥支出金額進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。關(guān)于化肥利用效率的度量，有研究通過參數(shù)估計(jì)（如SFA）和非參數(shù)估計(jì)（如DEA）的方法估計(jì)化肥利用效率[24]，而農(nóng)學(xué)研究則常用化肥偏生產(chǎn)力、化肥農(nóng)學(xué)效率和化肥生理利用率3個(gè)參數(shù)來(lái)表征化肥利用效率[21]。本文選擇化肥偏生產(chǎn)力（即作物產(chǎn)量與化肥用量的比值）作為衡量化肥利用效率的指標(biāo)。

核心解釋變量是經(jīng)營(yíng)規(guī)模和土地轉(zhuǎn)入。其中，經(jīng)營(yíng)規(guī)模用農(nóng)戶一年中所有作物播種面積的總和來(lái)度量；土地轉(zhuǎn)入用農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)入土地的虛擬變量（1表示是，0表示否）來(lái)度量。為了提高回歸分析的因果解釋能力，需要在模型中加入可能影響化肥使用的控制變量。根據(jù)已有研究的經(jīng)驗(yàn)及數(shù)據(jù)可得性，選取的控制變量包括：地塊數(shù)量；從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的家庭成員數(shù)；是否因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)雇傭其他人；在生產(chǎn)中是否得到技術(shù)指導(dǎo)；耕種收是否機(jī)械化；是否從事養(yǎng)殖；是否因采購(gòu)農(nóng)資品有尚未還清的賒銷或欠款（資金約束可能影響化肥使用決策[21,25]）；是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目（包括個(gè)體戶、租賃、運(yùn)輸、網(wǎng)店、企業(yè)等）；是否使用互聯(lián)網(wǎng)或智能手機(jī)（信息技術(shù)應(yīng)用可以放松農(nóng)戶的信息約束，使農(nóng)業(yè)技術(shù)信息快速滲透到生產(chǎn)環(huán)節(jié)，從而優(yōu)化資源配置[21,26]）；種植結(jié)構(gòu)（經(jīng)濟(jì)作物面積比重、薯類作物面積比重、豆類作物面積比重）；省份虛擬變量。上述控制變量中的虛擬變量均以1 表示是、0表示否。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。為考察各變量在不同區(qū)域的差異，根據(jù)耕作制度和主要作物品種將樣本分為4組：東北（組1）；華北和西北（組2）；西南（組3）；華東、華中和華南（組4）。其中，平均的化肥施用強(qiáng)度、化肥利用效率和經(jīng)營(yíng)規(guī)模與其他數(shù)據(jù)來(lái)源的調(diào)查結(jié)果接近[17,22]；化肥施用強(qiáng)度和利用效率在不同組之間差異較??；東北樣本組的平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模最大，約為全國(guó)均值的兩倍，西南樣本組的平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模最小。值得注意的是，全部樣本的平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模僅為0.785 hm2，這與農(nóng)業(yè)普查中規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶的標(biāo)準(zhǔn)（戶均露地種植面積6.67 hm2及以上）差距較大，前者不足后者的1/8。從全部樣本來(lái)看，僅有16.40%的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地；從分組樣本來(lái)看，東北和西南樣本組的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地比例較高，華北和西北樣本組的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地比例較低。

為了觀察經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入與化肥施用強(qiáng)度和利用效率的關(guān)系，將樣本按經(jīng)營(yíng)規(guī)模的百分位數(shù)分為4組，按是否轉(zhuǎn)入土地分為兩組，各組的化肥施用強(qiáng)度和利用效率均值如表2 所示。可以看出，隨著農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，化肥施用強(qiáng)度明顯下降，化肥利用效率有所提高；轉(zhuǎn)入土地組的化肥施用強(qiáng)度和利用效率較未轉(zhuǎn)入土地組略高。

表2 化肥施用強(qiáng)度和化肥利用效率的分組比較Table 2 Grouping comparison of fertilizer use intensity and efficiency

2.3 計(jì)量模型

為了實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響，借鑒已有研究的做法[20-21,24,27]，設(shè)定計(jì)量模型如下：

式中，Y表示化肥施用強(qiáng)度和化肥利用效率；S表示經(jīng)營(yíng)規(guī)模；R表示土地轉(zhuǎn)入；Z表示其他可能影響化肥使用的一系列控制變量，詳見表1；β0、β1、β2、γj為待估計(jì)的參數(shù)；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

一般來(lái)說(shuō)，上述模型可以采用普通最小二乘（OLS）回歸進(jìn)行估計(jì)，但OLS 估計(jì)量的一致性可能受到樣本自選擇問題引發(fā)的內(nèi)生性問題的影響，例如經(jīng)營(yíng)能力越強(qiáng)的農(nóng)戶越努力擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，同時(shí)也更傾向于采用新的肥料技術(shù)。對(duì)此，本文利用工具變量法來(lái)盡量消除潛在的內(nèi)生性問題。借鑒既有研究的方法[21,24,27]，選擇農(nóng)戶的土地承包面積作為經(jīng)營(yíng)規(guī)模的工具變量。其依據(jù)是，土地承包面積是根據(jù)村集體的耕地資源稟賦與人口進(jìn)行集體內(nèi)部的平均分配，所以土地承包面積與模型的擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，但其與經(jīng)營(yíng)規(guī)模相關(guān)。因此，可以用土地承包面積作為經(jīng)營(yíng)規(guī)模的工具變量，采用兩階段最小二乘（2SLS）對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)。

3 結(jié)果分析

3.1 OLS和2SLS回歸結(jié)果分析

OLS 和2SLS 的回歸結(jié)果如表3 所示。本文對(duì)模型的估計(jì)采用逐步回歸的方式進(jìn)行，即開始僅對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模和土地轉(zhuǎn)入進(jìn)行回歸，然后逐步加入其他控制變量，以此檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性；為節(jié)約篇幅，表3 中僅列出未加入其他控制變量和加入所有控制變量的結(jié)果。主要解釋變量回歸系數(shù)的具體分析如下。

表3 OLS和2SLS回歸結(jié)果Table 3 OLS and 2SLS regression results

（1）經(jīng)營(yíng)規(guī)模。可以看出，無(wú)論采用OLS 還是2SLS，不管是否在模型中加入控制變量，經(jīng)營(yíng)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)都在1%的水平上顯著。經(jīng)營(yíng)規(guī)模的2SLS估計(jì)系數(shù)與OLS估計(jì)系數(shù)符號(hào)一致，數(shù)值略有減??；這表明剔除內(nèi)生性的潛在影響后，經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響在統(tǒng)計(jì)上依然顯著，但影響程度略有減小?；貧w結(jié)果表明，經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，對(duì)化肥利用效率有顯著的正向影響；即經(jīng)營(yíng)規(guī)模相對(duì)較大的農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度相對(duì)較低，化肥利用效率相對(duì)較高；平均來(lái)看，經(jīng)營(yíng)規(guī)模每擴(kuò)大1 倍，化肥施用強(qiáng)度約降低30%，化肥利用效率約提高14%。

其可能的原因包括：①新肥料技術(shù)（如高效施肥機(jī)械、測(cè)土配方施肥、緩控釋肥等）具有減量增效作用，其應(yīng)用成本較高但存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，即隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大，采用新肥料技術(shù)的平均成本下降。②規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶的農(nóng)業(yè)收入在其總收入中的比重更大，其更接近“理性經(jīng)濟(jì)人”，追求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤(rùn)最大化，因此對(duì)包括化肥在內(nèi)的各項(xiàng)投入要素的成本控制更加精細(xì)。③規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶具有較豐富的知識(shí)和較強(qiáng)的個(gè)人能力，對(duì)新技術(shù)的認(rèn)知和運(yùn)用能力較強(qiáng)。④規(guī)模經(jīng)營(yíng)戶可能與當(dāng)?shù)毓芾聿块T的聯(lián)絡(luò)更加緊密，因此有更多的機(jī)會(huì)獲得化肥減量增效方面的資助，同時(shí)也要接受管理部門的監(jiān)督。

（2）土地轉(zhuǎn)入。對(duì)化肥施用強(qiáng)度來(lái)說(shuō)，無(wú)論采用OLS 還是2SLS，不管是否在模型中加入控制變量，土地轉(zhuǎn)入的估計(jì)系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，2SLS 估計(jì)系數(shù)較OLS 估計(jì)系數(shù)的數(shù)值略有減小。這表明土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的正向影響，即轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度相對(duì)較大；剔除內(nèi)生性的潛在影響后，土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度的影響程度有所減小。平均來(lái)看，轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度較未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶約高出14%。這可能是因?yàn)榇嬖谧杂型恋嘏c轉(zhuǎn)入土地在地權(quán)穩(wěn)定性上的差異。一般來(lái)說(shuō)，轉(zhuǎn)入土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)益不夠穩(wěn)定，而農(nóng)戶對(duì)于土地經(jīng)營(yíng)權(quán)益穩(wěn)定性預(yù)期的差異影響其對(duì)新技術(shù)的采用、對(duì)土地質(zhì)量的保護(hù)以及長(zhǎng)期投資等生產(chǎn)決策。

對(duì)化肥利用效率來(lái)說(shuō)，土地轉(zhuǎn)入的2SLS估計(jì)系數(shù)與OLS估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，即土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥利用效率無(wú)顯著影響。這表明雖然轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度相對(duì)較大，但其單位播種面積產(chǎn)量也相對(duì)較高，從而使其化肥利用效率與未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶無(wú)顯著差別。

（3）控制變量。在控制變量中，雇傭他人，技術(shù)指導(dǎo)，農(nóng)資欠款，使用互聯(lián)網(wǎng)和智能手機(jī)的估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著不為零，其估計(jì)系數(shù)的含義分別為：①雇傭他人對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的正向影響，對(duì)化肥利用效率有顯著的負(fù)向影響；這可能是因?yàn)楣蛡騽趧?dòng)力的施肥方式較為粗放，從而導(dǎo)致施肥強(qiáng)度較大。②得到技術(shù)指導(dǎo)對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的正向影響，對(duì)化肥利用效率有顯著的負(fù)向影響；其原因可能是目前的技術(shù)指導(dǎo)以增產(chǎn)為主，而增產(chǎn)則需要化肥投入的配合。③農(nóng)資欠款對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的正向影響，對(duì)化肥利用效率有顯著的負(fù)向影響；這表明面臨資金約束的農(nóng)戶可能更加追求產(chǎn)量最大化從而增施化肥。④使用互聯(lián)網(wǎng)和智能手機(jī)對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，對(duì)化肥利用效率有顯著的正向影響；這可能是因?yàn)槭褂没ヂ?lián)網(wǎng)和智能手機(jī)的農(nóng)戶獲取新技術(shù)的渠道更多、接受度更高。

3.2 異質(zhì)性分析

前文已經(jīng)證明，全國(guó)平均來(lái)看，經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率均有顯著影響，土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著影響、對(duì)化肥利用效率無(wú)顯著影響。那么，對(duì)于不同區(qū)域的農(nóng)戶而言，經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響是否存在異質(zhì)性？為此，分別對(duì)分組樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4 所示?？梢钥闯?，經(jīng)營(yíng)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著，這與全樣本的估計(jì)結(jié)果一致；經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響在不同區(qū)域存在一定程度的異質(zhì)性，例如華北和西北樣本組的經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響相對(duì)較小。對(duì)于土地轉(zhuǎn)入來(lái)說(shuō)，其對(duì)化肥施用強(qiáng)度的影響在不同區(qū)域的差異較為明顯：東北和華東、華中、華南樣本組的土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的正向影響，但華北和西北、西南樣本組的土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度無(wú)顯著影響?；世眯蕦?duì)土地轉(zhuǎn)入的估計(jì)系數(shù)在各樣本組均不顯著，這與全樣本的估計(jì)結(jié)果一致。

表4 異質(zhì)性分析結(jié)果Table 4 Heterogeneity analysis results

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

接下來(lái)，借鑒既有研究的做法，以化肥支出金額來(lái)度量化肥用量[18,27]，重新對(duì)模型進(jìn)行OLS 和2SLS 回歸，以檢驗(yàn)前述結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，無(wú)論采用OLS 還是2SLS，不管是否在模型中加入控制變量，化肥施用強(qiáng)度對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，化肥利用效率對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的回歸系數(shù)均在1%或5%的水平上顯著為正；化肥施用強(qiáng)度對(duì)土地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，而化肥利用效率對(duì)土地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上不顯著。該結(jié)果與表3 中的結(jié)果符號(hào)一致，數(shù)值接近。據(jù)此可以認(rèn)為，前文的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Robustness test results

3.4 討論

值得注意的是，經(jīng)營(yíng)規(guī)模與土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度的作用方向相反，而經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大主要通過土地轉(zhuǎn)入來(lái)實(shí)現(xiàn)，因此需要進(jìn)一步討論通過土地轉(zhuǎn)入擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度的總效應(yīng)。根據(jù)回歸結(jié)果可知，平均來(lái)看，經(jīng)營(yíng)規(guī)模每擴(kuò)大10%可引致化肥施用強(qiáng)度降低3.11%，轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度較未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶高出13.62%。那么據(jù)此計(jì)算，當(dāng)通過轉(zhuǎn)入土地使經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大超過約44%時(shí)，經(jīng)營(yíng)規(guī)模的化肥減量效應(yīng)就超過轉(zhuǎn)入土地的化肥增量效應(yīng)，即當(dāng)轉(zhuǎn)入土地使經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大比例突破一定臨界值后，二者的總效應(yīng)表現(xiàn)為促進(jìn)化肥減量。由于樣本農(nóng)戶的平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模不足農(nóng)業(yè)普查中的規(guī)模經(jīng)營(yíng)標(biāo)準(zhǔn)的1/8，因此通過推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)來(lái)達(dá)到適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，可以有效促進(jìn)化肥減量增效。

表6整理了中國(guó)家庭大數(shù)據(jù)庫(kù)中關(guān)于農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù)。從經(jīng)營(yíng)規(guī)模來(lái)看，全部樣本中轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模約為未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的3倍，二者的差距在華東、華中和華南樣本組更為明顯；但即使是轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶，其平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模尚不足規(guī)模經(jīng)營(yíng)標(biāo)準(zhǔn)的1/3。從轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶比例來(lái)看，僅有16.40%的樣本農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地。在轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶中，僅有14.34%的農(nóng)戶簽訂轉(zhuǎn)入土地流轉(zhuǎn)合同，19.41%的農(nóng)戶約定轉(zhuǎn)入年限，且二者呈正相關(guān)關(guān)系；這反映出轉(zhuǎn)入土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)益并不穩(wěn)定。另一方面，轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶中僅有26.36%的農(nóng)戶進(jìn)行了土地平整和土壤培肥；而且可以看出，進(jìn)行土地平整和土壤培肥的比例與簽訂土地流轉(zhuǎn)合同和約定轉(zhuǎn)入年限的比例也呈正相關(guān)關(guān)系，即轉(zhuǎn)入土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)益越穩(wěn)定，農(nóng)戶越傾向于提高土地質(zhì)量。因此，雖然本文的分析結(jié)果表明轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度相對(duì)較高，但通過提高土地經(jīng)營(yíng)權(quán)益的穩(wěn)定性，可以促使農(nóng)戶更好地保護(hù)土地質(zhì)量，如化肥、農(nóng)藥減施[9]。

表6 農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)分析Table 6 Data analysis of farmers' land transfer

4 結(jié)論與啟示

本文利用中國(guó)家庭大數(shù)據(jù)庫(kù)2017年全國(guó)4 745個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度和化肥利用效率的影響。研究結(jié)果表明：（1）經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，對(duì)化肥利用效率有顯著的正向影響；平均來(lái)看，經(jīng)營(yíng)規(guī)模每擴(kuò)大1 倍將引致化肥施用強(qiáng)度約降低30%、化肥利用效率約提高14%；（2）土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度有顯著的正向影響，對(duì)化肥利用效率無(wú)顯著影響；平均來(lái)看，轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的化肥施用強(qiáng)度較未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶約高出14%，即土地轉(zhuǎn)入在一定程度上抵消了經(jīng)營(yíng)規(guī)模的化肥減量作用；（3）經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)化肥施用強(qiáng)度和利用效率的影響在不同區(qū)域存在一定差異，土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度的影響在不同區(qū)域的差異較為明顯；（4）提高土地經(jīng)營(yíng)權(quán)益的穩(wěn)定性，可以促進(jìn)農(nóng)戶保護(hù)土地質(zhì)量，從而弱化土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥施用強(qiáng)度的正向影響。

基于上述發(fā)現(xiàn)，可以得出如下啟示：首先，目前農(nóng)戶的平均經(jīng)營(yíng)規(guī)模與適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)標(biāo)準(zhǔn)相比存在較大差距，轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶的比例較低，因此通過推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的化肥減量增效潛力較大；扶持施肥專業(yè)化服務(wù)組織和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，推廣聯(lián)耕聯(lián)種模式，通過專業(yè)化服務(wù)模式形成先進(jìn)肥料技術(shù)應(yīng)用的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，均可以促進(jìn)化肥減量增效。其次，要高度重視對(duì)耕地產(chǎn)權(quán)的保護(hù)和對(duì)土地流轉(zhuǎn)當(dāng)事人權(quán)益的保護(hù)，應(yīng)切實(shí)落實(shí)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部2021年發(fā)布的《農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》，有力保障土地流轉(zhuǎn)的規(guī)范性和土地經(jīng)營(yíng)權(quán)益的穩(wěn)定性，從而減少轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶在化肥使用中的短期行為，降低其化肥施用強(qiáng)度。最后，因不同區(qū)域的經(jīng)營(yíng)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)入對(duì)化肥使用的影響存在一定異質(zhì)性，所以各地的化肥減量增效政策應(yīng)因地制宜。

此外，需要說(shuō)明的是，因數(shù)據(jù)限制，本文未考慮化肥種類、有機(jī)肥使用和施肥方式等因素的影響，這是后續(xù)研究可能的一個(gè)深化方向。