农地流转会导致土壤肥力下降吗？*<br/>——基于4省种粮大户测土结果的实证研究

农地流转会导致土壤肥力下降吗？*
——基于4省种粮大户测土结果的实证研究

2019-03-22张倩月吕开宇张怀志

中国农业资源与区划 2019年2期

张倩月，吕开宇※，张怀志

(1.中国农业科学院农业经济与发展研究所，北京 100081； 2.中国农业科学院农业资源与农业区划研究所，北京 100081)

0 引言

近年来，中国农村土地流转规模不断扩大[1]。2002年我国农地流转面积仅占承包耕地总面积的4.44%， 2011年上半年迅速提高到16.2%[2]， 2014年上半年继续增至28.8%[3]；截止2016年底，该比例已经增至35.1%，超过我国家庭承包耕地总面积的1/3[4]。

与此同时，农地流转对土壤肥力的影响受到了广泛关注[5]。民主党派和一些省、县政府在提案和调研报告中提出，在农村土地流转过程中，可能存在因经营户掠夺性生产而导致地力下降的现象[6-7]。有研究表明，土地被流转经营可能导致其土壤肥力下降。俞海等[8](2003)发现，和没有土地流转的样本相比，有土地流转样本的土壤有机质含量平均下降1.94g/kg。郜亮亮等[9](2011)比较了农户在自有地和转入地有机肥施用量的差异，发现农户在转入地的有机肥施用概率和用量都比自有地的少。在当前农地大量流转的情形下，如果土壤肥力真的因流转遭到破坏，将对我国的粮食安全和农业可持续性发展产生极为不利的影响。那么问题是，农地流转会导致土壤肥力下降吗？显然，研究农地流转对土壤肥力的影响具有重要的现实意义。

由于土壤数据难以获取，国内研究大多集中在农地流转意愿、地权稳定性等对农业生产和农户投资的影响上[10-12]。最新研究表明近年来农地流转市场化程度不断提高，农户户均规模适度扩大[13]。土地确权导致农地转出率上升15% ～28%，并且显著促进农户对有机肥料的使用[14-15]。同时，大量实证结果证明：土地产权不稳定将弱化其生产投资动机[16-17]；而较为完整稳定的产权能够激励农户增加投资[18-20]。在国外，由于土地允许买卖，研究主要集中在对私有土地和租赁土地的比较[21-24]，且近年来几乎没有相关研究，因此仅能提供一定的参考。

国内对于农地流转和土壤肥力关系的研究总体而言较为匮乏且不够深入。俞海等(2003)[8]的研究基于20世纪80年代和2000年普查的180个农户样本数据，以现在的标准看仍有挖掘空间：一是当时《农村土地承包法》尚未出台，农地流转比例和市场化程度较低；二是其研究的“流转”仅指样本农户是否存在流转行为，未进一步考察地块。此后，王晓[25]基于陕西省蓝田县200户农户地块数据对流转前后的土壤理化性质进行了简单研究，但其样本量较少，且未将粮食作物与蔬菜等肥力高消耗型作物加以区分。此外，郜亮亮等(2011， 2012， 2013)[9， 19-20]对于地权稳定性与有机肥投入之间关系的研究具有借鉴意义，但其未能延伸到农地流转对土壤肥力影响的研究，且在该时点上农地大规模流转尚未开始，农户行为可能与现在存在较大差异，适用性不强。国外许多学者重点关注了地权稳定性对农户长期投资的影响，特别是有机肥投入等改良土壤的长期投资，结果表明稳定的土地使用权对促进农户投资具有正效应[26-29]。但由于土地制度的差异，国外的研究成果对于我国土地公有制情形下的农地流转适用性不强。综上所述，农地流转对土壤肥力的影响仍有待进一步研究。

文章利用2015年黑龙江、河南、浙江、四川4省种粮大户家庭特征和地块土壤肥力数据，并与2007年测土配方数据作比对，分析两期土壤肥力的变化；进而深入分析了农地流转对转入地土壤肥力的影响；最后从有机肥施用的角度，探讨了种粮大户改善土壤肥力的行为，为保护和提升我国的耕地质量、促进农地资源可持续性利用和引导农地的合理流转提供理论依据。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

为研究农地流转对土壤肥力的影响， 2015年8月中国农业科学院农经所的“财政金融创新与农村发展”创新团队联合南京农业大学、中国人民大学和中国农业大学对粮食规模化生产情况的调研，选取了黑龙江、浙江、河南与四川4个具有代表性的省份，采用分层随机抽样方法(每个省按粮食产量随机选取4个县；每个县确定种粮大户比较多的2个乡镇，确保能调研到24个种粮大户；在选出的2个乡镇，确定种粮大户比较多的8个行政村；每个村随机抽取3个种粮大户，考虑到地区差异，种粮大户的选取基于不同地区的户均规模确定)，并对每个农户抽取自有和转入两种地块，形成了兼具农户层面与地块层面及土壤肥力的数据库。

选取种粮大户为研究对象，一是因为种粮大户更容易同时抽取到自有地与转入地；二是因为规模经营代表着未来农业的发展方向，并且规模户经营的转入地面积在被流转土地总面积中所占比例较大。

为了研究土壤肥力，在土肥专家指导下，调研按照规范的“五点法”对样本地块的土壤进行了取样，委托中国农业科学院农业资源与农业区划研究所检测中心进行测试，选取有机质含量作为土壤肥力的代表性指标。最终，获得了330个种粮大户和对应的660个地块(自有地和转入地)的数据，以及后期测定的土壤肥力数据。此外，由于调研数据目前只有1期(3～5年后进行追踪调研)，该研究引入2007年“测土配方”的土壤数据，经土肥专家采用“克里格插值法”[30](基于Arcgis 9.3软件的空间插值功能，“由点到面”对抽样地区的全部土地2007年的土壤肥力进行模拟，再“由面到点”按坐标匹配到2015年的样本点)，形成两期数据对4省样本土壤肥力的时空变化进行了分析。

该研究的数据也存在一些局限性：一是调研数据只有1期，无法通过面板数据等常规的方法对土壤肥力在同一地块不同时间点的肥力变化进行实证分析；二是仅对种植大户测土，无法进一步与小户对比；三是分层随机抽样方法虽然有利观测到不同规模的农户样本数据，但不能以此来推断全国。

1.2 模型与变量

(1)农地流转对土壤肥力的影响模型及其变量选择。利用2015年种粮大户的调研数据和土壤数据，选取有机质含量作为土壤肥力的代表性指标，研究同一农户两块地有机质含量的差异随转入地经营时间变化的趋势，考察转入地的土壤肥力是否被农户区别对待。有机质含量被认为是衡量土壤长期肥力的关键指标，它在土壤中的积累过程较为缓慢，且其损耗不容易在短期内恢复[6]，对于研究农地流转对土壤肥力的深远影响较为有利。

对于同一农户而言，自有地与转入地的有机质含量差异变化不仅与地块特征有关，更与农户的家庭特征、流转特征有关，据此建立多元线性回归模型：

D=α+β(C)+γ(T)+δ(P)+ε

(1)

式(1)中，被解释变量D是同一农户自有地和转入地有机质含量的差异(自有地—转入地)。同时，参考俞海[8]、何凌云和黄季焜[17]、郜亮亮等[9]等的研究经验，我们选取农户特征、流转特征、地块特征3类控制变量。C为农户特征，包括受教育程度、规模种植经验、种植规模；T为流转特征，包括是否约定期限、预期经营时间、转入地已经营时间、租金、与转出户的关系好坏；P为地块特征，包括两地块土壤类型是否一样、种植作物品种是否一样、省份差异。α为常数项，β、γ、δ为估计系数，ε为随机扰动项。各变量统计描述见表1。

借鉴郜亮亮等的研究思想[9]对同一农户的自有地与转入地进行研究，控制家庭层面的异质性，规避内生性问题。此外，在数据清理过程中，发现被解释变量的离散程度较大，可能存在离群值，然而无法主观判断哪些样本是离群值，因此采用温莎双边缩尾法(5%和95%分位点)，在不损失样本量的前提下提高数据质量。

(2)有机肥施用行为的影响模型及其变量选择。为进一步研究农地流转影响土壤肥力的内在机制，利用地块层面数据，从有机肥施用行为的角度，选取地块“是否施用有机肥”进行研究，探索农地流转影响土壤肥力变化的内在机制。建立离散选择模型(Logit和Probit)如下：

I=η+τX+θ(C)+ρ(T)+ν(P)+ε

(2)

式(2)中，被解释变量I代表地块是否施用有机肥(0-1变量)，X代表地块是自有还是转入(0～1变量)，并选取了3类控制变量：C为经营者特征、T为流转特征、P为地块特征。经营者特征包括户主性别、受教育年限、规模种植经验、种植规模、劳动力数量。流转特征包括预期经营时间、与转出方关系好坏。地块特征包括作物品种、是否有补贴、到家的距离。η为常数项，τ、θ、ρ、ν为估计系数，ε为随机扰动项。需要说明的是，自有地的预期经营时间定义为距本轮承包到期剩余的可经营时间，未约定流转期限的转入地的预期经营时间定义为1年，而已约定流转期限的转入地定义其预期经营时间为距租期结束剩余的年限。自有地是从集体承包来的土地，故“与转出方的关系”定义为“1=好”。各变量统计描述见表2。

表1 研究农地流转对土壤肥力影响的变量统计描述(n=330)

变量类型变量名称变量定义均值标准差最小值最大值被解释变量自有地与转入地的土壤肥力差异(g/kg)自有地有机质含量-转入地有机质含量0.107.49-28.1932.27农户特征受教育年限(年)上过几年学?7.04 3.21 0 16 规模种植经验(年)规模经营了多少年?7.00 6.47 0 33 总种植面积(hm2)2015年种多少地?9.16 17.33 0.13 200.07 流转特征是否约定期限1=是; 0=否0.33 0.47 0 1 已经营时间(年)转入地经营了几年?3.50 3.70 1 19 预期经营时间(年)最少愿意种几年?3.33 4.60 1 30 年租金(元/hm2)租金多少钱一年?7 540.20 12 288.00 0 15 000 与转出户关系1=好; 2=中; 3=差1.37 0.50 1 3 地块特征土壤类型是否一样1=是; 0=否0.15 0.36 0 1 作物品种是否一样1=是; 0=否0.08 0.28 0 1 省份虚拟变量1=黑龙江; 2=河南; 3=浙江; 4=四川2.62 1.14 1 4 注:数据来源于2015年农户调研数据

表2 有机肥投入选择模型变量统计描述(n=656)

变量类型变量名称变量定义均值标准差最小值最大值被解释变量是否施用有机肥1=是; 0=否0.330.4701农户特征户主性别1=男; 0=女0.970.1701受教育年限(年)上过几年学?7.043.21016规模种植经验(年)规模经营了多少年?7.006.47033种植规模(hm2)2015年经营多少地?9.1617.330.13200.07劳动力数量(个)家里有几个劳动力?3.291.3218流转特征自有/转入1=转入; 0=自有0.500.5001预期经营时间(年)最少愿意种多少年?11.329.08120与转出方关系好坏1=好; 2=中; 3=差1.190.4013地块特征作物品种1=水稻; 0=玉米0.560.5001是否有补贴1=是; 0=否0.590.4901地块肥力(g/kg)地块的有机质含量25.0611.363.9100.24到家的距离(里)这块地离家多远?1.722.44026省份虚拟变量1=黑龙江; 2=河南; 3=浙江; 4=四川2.62 1.14 1 4 注:数据来源于330个农户的660个地块(自有地和转入地),部分变量农户未填写,故有效样本量为656

表3 2007年和2015年4省耕地有机质含量 g/kg

2 研究结果

2.1 土壤肥力变化方向

结果表明，在农地大规模流转背景下，4省样本地区农地土壤肥力(有机质含量)在2007—2015年不仅没有下降，反而有所提升，但总体上仍处于较低水平(表3)。从表3可以看出，4省样本的土壤有机质含量在2007—2015年均有所提升。其中，浙江和四川两省土壤有机质含量提升最大，约8 g/kg，黑龙江和河南提升较小约3 g/kg。因此，可以得出4省样本的农地土壤肥力具有上升趋势。这与俞海[8]对20世纪80年代和2000年土壤数据的对比结果是一致的。但从全国第二次土壤普查的有机质含量等级划分标准(一等地>40 g/kg、二等地30～40 g/kg、三等地20～30 g/kg)来看，4省样本地区2015年土壤有机质含量均值为25.06 g/kg，处于第三等级，仍有待提高。

但是，在土壤肥力总体提升的情况下，是否存在转入地肥力越来越差、自有地肥力越来越好的现象？表4分析结果显示，在不考虑其他因素的情况下，可以认为被大户流转经营后的转入地肥力与自有地没有显著差异。

总体来看， 2015年4省样本的自有地有机质含量均值为25.11 g/kg，转入地有机质含量为25.01 g/kg，自有地仅比转入地略高0.1 g/kg，且在10%的显著性水平下并不显著。自有地与转入地的肥力差异在不同省份情况也不同，黑龙江和河南两省自有地有机质含量略高于转入地，浙江和四川两省自有地有机质含量略低于转入地，但其差异在统计意义上均不显著。总体而言，从统计分析结果可以初步判定4省样本地区不存在转入地越来越差、自有地越来越好的现象。

表4 2015年自有地与转入地的有机质含量差异

省份样本量有机质含量(g/kg)P值α=0.1自有地转入地差异(自有—转入)黑龙江7930.63 30.36 0.27 0.44不显著浙江6331.74 31.87 -0.14 0.53不显著河南9318.40 17.59 0.81 0.11不显著四川9522.69 23.28 -0.59 0.65不显著4省全样本33025.11 25.01 0.10 0.46不显著注:数据来源于2015年农户调研数据,α=0.1表示在10%的显著性水平下

表5 不同经营规模下农户其自有地与转入地有机肥施用率

规模(hm2)总户数(户)不施用有机肥施用有机肥户数(户)比例(%)户数(户)比例(%)自有转入均施自有施转入不施自有不施转入施户数(户)比例(%)户数(户)比例(%)户数(户)比例(%)S≤1.33251144.001456.001285.7117.1417.141.3366.674375.00125.001100.0000000

表6 农地流转对土壤肥力的影响模型的估计

解释变量被解释变量估计系数T检验值种植规模-0.045∗∗∗-2.88规模种植经验0.0811.38受教育年限0.0170.13转入地已经营时间-0.212∗∗-2.03是否约定期限-0.254-0.25预期经营时间0.1361.32年租金0.0000.81土壤类型是否一样-0.180-0.16种植作物是否一样0.0670.05与转出户关系(中)-0.033-0.04(差)3.3180.99省份虚拟变量(河南)-0.925-0.69(浙江)0.0350.04(四川)-1.083-0.98常数项0.6390.45F检验值1.819调整的R20.005 注:∗∗∗、∗∗、∗ 分别表示估计系数在1%、5%、10%的统计水平上显著

2.2 规模经营与有机肥施用行为

进一步分析发现，规模经营可能是导致农户不区别对待自有地与转入地的重要因素。从表5可以看出，规模户在自有与转入两种地块上施用有机肥的概率差异较小，但随着农户种植规模的扩大有机肥施用率总体呈下降趋势。通过横向比较可以发现，4省样本农户在自有地与转入地上的有机肥施用概率差异较小。在所有施用有机肥的农户中，自有与转入地同时施用有机肥的比例高达84.61%，只施自有地不施转入地的样本在施用有机肥样本中占比较低，且随着种植规模增加逐渐趋向于0。此外，还存在少数施转入地而不施自有地的样本。总的来说样本规模户没有区别对待自有地与转入地。

而纵向比较则发现，有机肥施用率随规模增加呈下降趋势。具体地，农户种植规模小于1.33hm2时有机肥施用率高达56%，规模小于3.33hm2时亦高达44.83%，而当规模大于3.33hm2时陡然下滑至26.74%。因此，经营规模的扩大虽然有助于抑制农户区别对待转入地，但也可能会导致农户放弃施用有机肥。

2.3 农地流转对土壤肥力的影响分析

实证结果表明，4省样本地区的农地流转不仅不会导致转入地的土壤肥力下降，反而导致了转入地的肥力提升。从OLS回归结果(表6)可以看出，转入地已经营时间的系数为负，说明同一农户自有地与转入地的肥力差异有随经营时间的增加而缩小的趋势。从转入地被大户流转经营开始，每多经营一年，转入地相对于自有地有机质含量上升0.21g/kg。即农地流转不仅不会导致转入地的肥力下降，反而有利于转入地肥力的提升。

此外，回归结果中还可以看出，规模经营对自有地与转入地土壤肥力差异的缩小具有正效应，在其他条件不变的情况下，规模每增加1hm2，自有地与转入地土壤肥力差异每年将缩小0.045g/kg。这可能是因为，机械的不可分割性及规模经营方式会增加大户区别对待自有地与转入地的管理成本，从而降低了转入地被区别对待的可能性。其他可能导致农户区别对待自有地与转入地的因素，如是否约定流转期限、预期经营时间、与转出户关系好坏等，在计量结果中并不显著。

2.4 有机肥施用的影响因素分析

表7 有机肥施用的影响因素估计结果

解释变量是否施用有机肥Logit模型Probit模型系数Z值系数Z值自有/转入(转入=1)1.402∗-1.680.819∗-1.68户主年龄0.030∗1.840.018∗1.81受教育年限-0.016-0.49-0.009-0.44规模种植经验-0.029∗∗-2.56-0.017∗∗-2.53总种植规模-0.000-0.09-0.000-0.06劳动力数量-0.087-1.09-0.052-1.13预期经营时间0.0501.210.0291.23与转出户的关系(中)-0.336-1.16-0.186-1.09(差)-1.429-0.96-0.849-0.95作物品种(水稻)0.677∗∗2.060.395∗∗2.05是否有补贴0.5101.180.2971.17地块质量-0.005-0.43-0.003-0.44到家的距离-0.094-1.64-0.052∗-1.67省份虚拟变量(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常数项-1.086-1.01-0.658-1.06 注:因控制变量存在部分数据缺漏,回归的实际有效样本量为656; ∗∗∗、∗∗、∗分别表示估计系数在1%、5%、10%的统计水平上显著

从表7估计结果来看，4省样本规模户在转入地上施用有机肥的概率不仅不低于自有地，反而在10%的显著水平上高于自有地。该结论在某种程度上与土壤肥力模型的回归结果是一致的：农户在转入地上施用有机肥的概率不会比自有地上的小，因而转入地和自有地的肥力差异逐渐缩小，甚至逐渐好于自有地。

此外，对有机肥施用的影响因素的估计结果还发现，在控制其他因素的情况下，规模种植经验、地块离家的距离与有机肥施用概率呈显著的负相关关系；户主年龄与有机肥投入概率呈显著的正相关关系；种植作物为水稻时有机肥施用概率显著高于玉米。具体的，规模经营年限每增加一年，样本农户在其土地上施用有机肥概率随之降低2.9%，这可能是由于当前的规模经营利润较低，甚至存在亏本的风险，而有机肥投入成本相对较高，为了实现利益最大化，在规模经营过程中农户逐渐减少甚至放弃施用有机肥。但是与之相反，户主年龄越大施用有机肥的概率越高，也就是说，同样选择规模经营的人群中，老一代的农民比新一代的农民更愿意使用有机肥。此外，地块离家越远，运输和施肥成本越高，因此地块离家距离对于有机肥施用有负效应。而对于不同的农作物，水稻生长所需的有机质显然远大于玉米，因此农户在种植水稻时施用有机肥的概率更大。

3 结论与政策建议

3.1 结论

研究表明，在当前农地大规模流转的背景下，4省样本地区的农地土壤肥力不仅没有下降，反而有所提升，但土壤肥力总体而言仍处于较低水平。农地大量流转带来的规模经营能够有效抑制农户区别对待自有地与转入地，因而农地流转不仅不会对转入地土壤肥力造成不利影响，反而在一定程度上有利于被流转土地的地力提升。从有机肥施用行为看，4省规模户在转入地上施用有机肥的概率并不低于自有地，且规模的增加对有机肥施用无显著影响。此外，该文还发现户主年龄对施用有机肥有正向效应，而规模种植经验、离家距离对施用有机肥会产生负向影响。