土地经营规模与化肥减量:来自农业龙头企业的证据

胡新艳 陈 颜 陈相泼

(华南农业大学 经济管理学院,广州 510642)

土壤健康是农业可持续发展的内在要求。中国农业生产中化肥农药的大量使用是农业经济增长的重要驱动力之一[1-2],但与此同时,面临一个不容忽视的问题:目前我国平均化肥施用强度大幅超过了兼顾经济与环境效率的最优用量区间[3],2010—2020年化肥施用强度均值为国际公认标准(225 kg/hm2)的1.53倍(1)化肥施用强度=农用化肥施用折纯量/农作物播种总面积。2010—2020年中国化肥施用强度数据通过国家统计局网站公布数据计算得出,https:∥data.stats.gov.cn/。;化肥减量成为中国进入新发展阶段农业政策的既定方向。2015年农业农村部出台《到2020年化肥使用量零增长行动方案》,2018年国务院印发的《打赢蓝天保卫战三年行动计划》将政策目标调整为实现“化肥负增长”。2022年党的二十大报告指出,“人与自然和谐共生”是中国式现代化的本质特征之一,明确要求“加强土壤污染源头防控”。

在大国小农的国情背景下,已有关于中国化肥减量问题的研究,关注的重点对象是农户,强调的核心因素是土地经营规模,但已有的经验证据并不一致。有极少的一些研究认为,农户土地经营规模扩大促使化肥投入量增加[4-5]。与之相反,来自Wu等[6]的研究指出,农户每增加1%的农地经营规模,化肥农药用量分别下降0.3%和0.5%,即农户经营规模扩大促进化肥减量。谢琳等[7]收集了45篇文献,基于荟萃分析方法进一步证实上述“经营规模—化肥减量”的正向关系。但是,近期有研究指出,农户经营规模与化肥减量之间并非线性关系,而是倒U型关系[8-11],而且目前多数农户经营规模尚未跨过拐点。受制于农户土地规模经营并未成为全国的基本趋势[12],而且小规模经营主体对肥料支出价格缺乏弹性,改变肥料施用方式的意愿不明显[13-14]。此外,由于高昂的固定成本,必要的技术创新可能不适用于小农户[6],导致在实践层面以农户为主体推进化肥减量,并未取得明显成效[15]。

改革开放以来,农民合作社、家庭农场、农业龙头企业等新型农业经营主体蓬勃发展,深刻改变着传统农业生产组织和经营结构,其在农业发展转型中发挥着越来越重要的作用。张林秀等[16]认为,不同经营主体采取的经营方式不同,其化肥施用行为特征应有很大不同;他们强调针对不同类型经营主体展开研究的重要性、必要性及其决策价值。新型经营主体中龙头企业具有整合资金、土地以及技术管理手段等的比较优势,能获取小农户难以实现的规模效益[17],被视为中国农业微观组织的未来选择[18],同时也被国家政策赋予了绿色生产的重要使命。2021年农业农村部出台的《关于促进农业产业化龙头企业做大做强的意见》强调,实现农业绿色生产,必须注重发挥龙头企业的节能减施作用。然而,一直鲜有文献关注龙头企业经营规模如何影响化肥减量。目前仅发现罗必良[19]和张露等[20]基于绿能模式案例在理论层面的阐释分析。但在个别案例研究之外,进行系统量化的努力却很少见。这可能与搜集到龙头企业的大规模调查数据的难度有关。

综上所述,关于土地经营规模与化肥减量的研究较为丰富,为本研究提供了一定的研究基础,但在2个方面存在改进的空间。第一,土地经营规模与化肥减量之间的影响效应研究,有待补充针对大规模经营主体——龙头企业的研究。另一支研究龙头企业文献主关注的重点在于企业经营效率、产业化模式等方面[21-22],很少涉及企业的化肥投入行为。第二,受企业数据可获得性困难的限制,已有关于龙头企业的研究多存在数据样本量少的问题,因此,有待获得针对性、权威性、大样本的数据,为有效识别因果效应提供数据基础,由此提供稳健的因果推断证据,为科学施政提供“量化”决策依据。鉴于此,本研究拟采用2021年广东省农业农村厅“乡村振兴固定观察点”的龙头企业调查数据,尝试回答以下问题:龙头企业经营规模扩大如何影响化肥减量行为,两者之间是线性还是非线性关系?这种因果效应在不同情境下是否存在异质性?以期为相关政策制定提供参考。

1 理论分析

1.1 企业土地经营规模与化肥用量

不同类型的农业经营主体面临各自的土地、劳动力、信息等资源约束,采取的农业生产方式也不尽相同[20,23]。为实现生产成本最小化,具有资金技术优势的企业主体,倾向于通过机械化作业来降低生产成本,改进施用工具来减施化肥[20]。然而,机械技术投资和利用对土地利用提出了“集约性”与“规模性”的要求[24],具有“不可分性”的特点,因此,农机作业达到最低收益率底线必须匹配足够的作业空间面积。

在企业土地经营面积相对有限的情境下,受经营面积的限制,农机作业难以达到最低收益率底线,企业进行机械投资并不划算[25-26];而且,机械化服务也需要依托土地的集中连片规模,因此,没有一定的土地规模,对外购买机械化服务也可能并不经济[27];与此同时,企业的农业劳动力多为雇佣劳动力,而农业劳动又天然地存在高监督成本特征[28],易诱发道德风险和“搭便车”行为[29]。在上述情形下,企业为节约劳动用工成本,往往倾向于选择“少次多量”的施肥方式,易导致单位面积的化肥施用量随着企业经营规模的扩大而增加[30]。换言之,随着企业经营规模扩大,且在未达到机械使用的土地规模临界点时,为规避高昂的劳动用工成本,企业选择采用“少次多量”的施肥方式,会导致化肥施用量不降反升[10]。但是,随着企业经营规模进一步扩大,一旦达到机械投资的最低收益率底线,即跨过机械化作业的规模门槛,企业将依托其资本技术比较优势,采用机械生产方式,这既可以通过资本替代劳动的方式缓解高昂的劳动力成本约束,又能以精准、规范作业的机械作业方式替代“少次多量”的过量施肥方式,以低成本实现多次适量施肥,带来化肥减量效应[31-32]。当然,由人工施肥转变为机械施肥的过程并不是一蹴而就的,其中可能还经历着人工与机械化混合使用的过程,这一转变过程依赖于土地经营规模的不断扩大。即土地经营规模的扩张为机械的使用提供了前提,土地经营规模越大,机械化施肥应用程度越高,越有利于化肥减量。可见,企业经营规模满足机械化生产条件后,企业经营规模与化肥减量效应之间才会形成促进关系。综上,如果单纯扩大农地经营规模,却不能同时保证资本、技术、企业家能力等相关要素的匹配,土地规模扩张所带来的好处则可能被抵消,产生“规模不一定经济”的现象[33]。只有当经营规模达到“大规模”区间并与机械化施肥方式相匹配时,才能真正发挥出化肥减量的规模经济效应。

为了更好地说明企业土地经营规模影响化肥减量的机理逻辑,并回应已有文献,本研究纳入农户进行比较分析。上述企业“经营规模—化肥减量”推演的理论观点以农户为观测对象的得出的结论正好相反,其原因可能源于企业与农户两类经营主体在生产要素投入行为逻辑的差异。具体来说:于农户而言,经营规模扩大有利于提高人工施肥的连续性、熟练性,促使农户精细化生产实现化肥减施。但当经营规模继续扩大至超过一定限度后,家庭内相对有限的劳动力无法进一步满足规模化生产所需,且其资本、技术水平限制了其购置机械。为维持产量最大化,农户倾向于选择“粗放式”经营,以化肥替代劳动力。最终农户化肥减量行为与经营规模呈倒U型变化。而于企业而言,在经营规模较小时,其耕种面积与种植大户未有显著差距,受限于机械化作业门槛和雇工成本的双约束,“多次少量”的施肥行为与种植大户不谋而合,在土地经营规模对化肥减量的影响曲线上可能存在衔接部分,均表现为对减量行为的抑制。但当企业经营规模突破一定的临界水平值并进一步扩大时,利用其资本技术优势,有利于顺利完成现代化生产要素对传统生产要素的替代,从而提升新型生产要素的配置效率[34],发挥化肥减量效应(图1)。

图1 企业与农户两类主体在不同经营规模下的化肥减量效应

综上,龙头企业在经营规模较小的情境下难以实现劳动力和机械化的有效配置,仅当扩大经营规模直至跨越了最小临界值后,方能发挥“经营规模-化肥减量”的积极效应。由此提出H1。

H1:企业土地经营规模与化肥减量之间呈U型曲线关系。

1.2 企业土地经营规模化肥减量效应的异质性特征

企业间不同的要素禀赋特征,可能会导致企业土地经营规模扩张引致的化肥减量效应存在差异。本研究重点针对土地禀赋、经营模式、法人经历三类特征展开异质性分析,其依据在于:首先,土地要素的流动集中是农业企业经营的要素基础,也是发挥规模经济效应的重要影响因素[35]。但是,在中国农地“集体所有,均田承包,农户经营”基本经营制度下,企业农地流转的规模性及其稳定性受到刚性制约[36]。其次,不同于小农户的单一种植的经营模式,规模化经营的企业更有利于开展种养结合模式。在此模式下,自产有机肥可对化肥产生替代效应,进而影响化肥施用行为。最后,企业法人在经营中起着主导性作用,基于农业龙头企业经营领域的行业特性,主要考虑企业法人的从农经历影响。

1.2.1土地禀赋特征的影响

1)土地经营权稳定性

龙头企业主要通过土地流转市场与农户交易获取土地。在交易过程中,企业面临着流转渠道非正规、契约签订非规范、流转期限短期化等三大问题,由此影响了土地经营权稳定性。

土地经营权的稳定性会影响企业长期投资的收益预期;当产权不稳定时,意味着在不可预见的某一天,当企业经营的土地被拿走时,会一同带走企业在土地上的中长期投资收益,正如Besley[37]所言,等同于征收了一种生产“随机税”。依此逻辑,对于依赖农地流转方式获取土地的龙头企业而言,在土地流转的过程中,经营权稳定性会影响其对未来土地投资的预期回报,进而左右生产过程中的化肥施用决策。首先,规模经营下稳定的经营权会提升企业的长期投资预期收益保障,使企业更注重土壤健康的长期行为,激励企业采用化肥减量行为。换言之,在长期持续使用的背景下,企业将减少攫取土地价值的机会主义行为,转而实施绿色生产行为以维护土地质量[38]。其次,稳定的经营权激励了规模化经营的企业进行机械化等长期投资,通过标准化、精细化的作业优势间接促进了化肥减量。由此提出研究假说H2。

H2:土地经营权稳定性会强化企业经营规模扩张的化肥减量效应。

2)地块集中连片程度

土地连片经营是实现规模经济的基础[15]。相较于农户一家一户的细碎化经营容易造成资源的不利用或利用效率不足从而导致农户施用更多的化肥,大规模统一施肥有助于提高化肥施用效率,避免化肥过量行为[39]。作为新型农业经营主体的主力军,龙头企业更有能力、有意愿实现连片集中经营,相同经营面积下连片形成的地块规模改善了细碎化现状,提高了不同经营规模所对应施肥方式的生产效率,有效缓解了地块分散对施用化肥的消极影响。

地块集中连片为小规模的劳动力作业与大规模的机械作业创造了有利条件。一方面,地块集中减少了转场劳动力成本,显著降低粗放式施用行为概率的同时增强了生产过程中施肥的行为惯性、提升了作业精准度,有助于发挥化肥投入的规模经济性[9]。另一方面,地块集中有利于机械施肥的应用,促使企业在大面积地块上标准化、规范化施肥。反之,零散分布的地块制约了机械作业效率,增加了机械替代劳动的难度[32]。由此提出H3。

H3:地块集中连片会强化企业经营规模扩张的化肥减量效应。

1.2.2企业种养结合模式的影响

规模化经营的变革催生了种养结合模式的发展,其有效地缓解了化肥过量问题[40]。在现行条件下,部分龙头企业依托于其经营规模开展以种养结合为代表的循环生态模式。该模式将养殖业所产生的畜禽粪作为种植业所需的有机肥,在规模化经营下,有机肥通过替代化肥和提升化肥利用率从而达到化肥减量的效果。故在同等生产条件下,种养模式相较于纯种植模式的化肥用量更少[41]。

首先,粪肥较之化肥更能提升土壤质量、改善生产环境。种养结合型企业利用有机肥培养地力所带来的预期收益更大,在不需要额外购买的情境下,将使用自产粪肥部分替代化肥。其次,有机肥与化肥结合施用的方式显著提升了化肥有效利用率[42],促进减肥增效。由此提出H4。

H4:种养结合模式会强化企业经营规模扩张的化肥减量效应。

1.2.3企业家从农经历的影响

根据高层阶梯理论,企业管理者会将自己的知识、经历、信念和价值判断渗透到商业决策[43],直接影响企业政策制定和价值创造[44]。相关的实证研究也表明,企业家的过往经历和职场经验会显著影响企业的经营管理决策与行为[45-47]。

对于农业企业而言,农业生产的地域性、周期性等复杂特点对管理者务农实践能力提出了要求,过往的从农经历将赋予了企业家独特的乡土烙印,有助其培养农业环境敏感度并积累相应生产知识,进而影响企业的化肥施用行为。具体而言,一方面,企业家曾经“直接向土地讨生活”的乡土烙印,更能领略到“土”在农业生产中所占和所应当占的地位,使其对土地质量和土壤健康的重要性意义有着更为深刻的认识,会更为注重保护土地,企业规模化经营后的化肥施用决策将更为谨慎。另一方面,企业家从农经历获得的农业产业职场经验,使得他更了解因地而异、因时而异的农业生产场域的情境知识,并恰当地运用于农业生产实践中,能有效提高化肥利用率[4,48-49]。这意味着,有从农经历的企业家,可能会因更深的恋土情结及其工作职场经验,更注重规模化经营后的土地可持续利用问题,倾向于通过减施化肥来保护土地价值,促进土壤健康。由此提出H5。

H5:企业家从农经历会强化企业经营规模扩张的化肥减量效应。

2 数据来源与模型设置

2.1 数据来源

数据来源于2021年广东省“乡村振兴固定观察点”项目调研数据,针对农业龙头企业、种养大户、家庭农场三类新型农业生产经营主体展开详细调查。本研究仅使用其中的龙头企业的调查数据。问卷调查在全省所辖的21个地级市中铺开,每个地级市随机抽取一个县(区)进行调查。对每个样本县内的县级以上的龙头企业进行全覆盖调查,企业名单由当地县政府提供。调查采用进入企业的“一对一”面对面方式,受访对象为企业法人或熟悉企业运营的高层管理者。最终抽取的样本县为粤北地区的河源紫金县、梅州丰顺县、清远清城区、韶关翁源县和云浮市罗定市;粤东地区的潮州市潮安区、揭阳市惠来县、汕头市濠江区和汕尾市陆丰市;粤西地区的茂名市电白区、阳江市阳春市和湛江市雷州市;珠三角的东莞市、中山市(2)由于东莞市和中山市全市均被列为调查区域,因此不单列具体县域。(县级样本覆盖全域)、佛山市南海区、广州市白云区、惠州市博罗县、江门市开平市、肇庆市封开县、珠海市斗门区以及深汕合作区的海丰县。图2展示了四大抽样区域及样本县地理区域分布情况。

图2 调查样本区域分布情况

广东省作为中国改革的前沿地带,努力先行探索农业经营组织改革,农业龙头企业的培育发展无论是数量还是质量上,都走在全国前列(3)据2021年中国新型农业经营主体发展分析报告,广东省现有国家、省、市、县四类农业龙头企业总数超5 000家,全省500强农业企业数量达30家,位列全国第三。,将广东省作为调研区域具有代表性,是观察农业企业化肥减量问题的好窗口。从图2看,本轮调查样本在地理空间分布上较均匀,而且对样本县(区)农业企业进行了全覆盖调查,保证了企业不同土地经营规模、龙头企业等级等方面的异质性,样本具有较好的代表性。企业调查内容主要包括2个层面:第一,企业基本概况,包括企业注册信息、法人基本信息、劳动力雇佣情况等;第二,企业经营特征,包括企业经营土地多方面信息(面积、来源、质量等)、生产环节施用化肥农药情况及有关企业经营状况的财务信息等。调查共发放龙头企业问卷682份,最终回收有效龙头企业问卷682份。其中,粤北地区188家,粤东地区85家,粤西地区69家,珠三角地区340家。剔除非种植业的企业样本和所需关键变量缺失的样本后,有效样本为290个直接从事农业种植的企业。

2.2 模型设置及变量说明

考虑到被解释变量为有序离散变量,因此采用Ordered Probit模型进行回归分析,构建模型如下:

(1)

F(·)为某非线性函数,具体形式为:

(2)

(3)

式中:μn为切点,n=1,2,…,J-1,μ1<μ2<μ3<……<μJ-1,均为待估参数;Fertilizeri为被解释变量,为企业化肥减量水平。本研究参考蔡颖萍等[50]、赵昶等[10]的研究,采用企业对化肥施用的主观判断情况作为衡量指标,即“最主要作物单位面积化肥施用量与周边农户相比如何?”其中,1为单位面积用得少,2为单位面积一样多,3=单位面积用得多。采用该问项作为衡量指标主要基于以下3点原因:首先,邻近土地的土壤状况类似,种植作物基本一致,生产特征接近,控制了地区变量后,采用该衡量方式有助于控制因作物差异、地形和气候等外部因素对化肥施用的影响。其次,不同作物所需化肥量不等,且不同企业种植作物存在差异,如单纯采用平均施用量估计容易忽视具体的施用情况,而与周边农户在作物种植上基本一致的情境下企业报告的化肥施用水平具备一定的可比性。最后,本题项是参考具有权威性的全国家庭农场监测数据问项设置的,在应用研究上具有合理性。

Controli为控制变量,用于尽可能控制企业化肥用量的潜在影响因素。考虑到企业行为由法人主导决策,法人的人力资本特征将影响其对绿色生产决策的判断。同时借鉴赵昶等[10]、梁志会等[32]的做法,控制企业经营特征及土地禀赋特征,以捕捉企业的基本经营状况及与化肥施用直接相关的生产特征,共设置企业法人特征、企业经营特征、土地禀赋特征、区域特征四类变量。其中,企业法人特征包括法人受教育程度和从农经历;企业经营特征包括员工数量、联系技术推广中心情况、主要种植作物、产品认证、种养模式、测土配方施肥技术应用、龙头企业等级以及注册资本;考虑到施用有机肥的种养结合型企业将会污染样本并导致结果有偏性,一并加以控制;土地禀赋特征包括土地质量、地块规模;也设置了指企业所在县(市、区)的虚拟变量,以控制区域特征。所有变量定义、赋值以及基本统计量如表1。

表1 变量定义、赋值与描述性统计

2.3 经营规模与化肥减量的统计关系分析

表2给出了不同经营规模区间内企业化肥减量行为的基本情况。由于目前尚没有统一的标准对经营规模区间进行划分,本研究参考相关研究,采用两种划分方法以形成对照,检验结果的稳健性。方法一是按照全样本中企业经营规模由大到小排序,将经营规模位于前10%的企业定义为大规模企业,后10%的企业为小规模企业,其余设定为中等规模企业[51];方法二是考虑到县域之间的差异,将经营面积大于该企业所在县企业平均经营面积2倍的企业划分为大规模企业,将经营总面积等于该企业所在县企业平均经营面积及大于均值但未到2倍的企业划分为中等规模企业,将经营总面积小于该企业所在县企业平均经营面积的企业划分为小规模企业[52]。可以发现,无论用哪种衡量标准,企业的化肥减施行为在大规模区间内的占比(82.76%、83.33%)均显著高于其他两组,且样本占大规模组中的绝对多数,表明:大规模经营企业相比中小规模经营企业的减施化肥的概率更大,即总体上大规模企业与化肥减施行为之间呈现正向的统计相关性。

表2 样本中各规模区间化肥减量施用情况

3 计量结果分析

3.1 基准回归分析

表3汇报了龙头企业土地经营规模对化肥减量行为影响的估计结果。模型1仅纳入了经营规模的一次项,结果表明:龙头企业经营规模对其化肥减量存在显著的正向影响,表明经营规模扩大促进企业化肥减量行为。为进一步考察经营规模与化肥减量之间是否存在非线性关系,在模型2中进一步纳入经营规模的平方项。结果显示,经营规模的系数值为负,而经营规模平方项的系数值为正,且均在1%的水平上显著为正,这意味着龙头企业土地经营规模与化肥减量呈现显著的U型关系,即企业需要跨过一定规模门槛后,才能充分发挥化肥减量效应,假说H1得到验证。根据模型2和3的估计系数计算出的拐点值(4)根据模型2和3来计算拐点值,是考虑到O-Probit模型所提供的估计系数并非边际系数,计算出的U型曲线拐点值可能存在误差。因此,一并采用模型3的OLS结果进行计算,对比两个估计结果。分别为2.55和2.49,对应的企业经营规模为12.06 hm2,样本中有262家企业超过了拐点值,占比约90%,表明绝大部分企业已处于实现“经营规模—化肥减量”效应的区间范围。

表3 基准模型回归结果

龙头企业经营规模与化肥减量间存在U型关系,这与基于小规模农户的研究结论正好相反,其原因可能是:农户主要是利用家庭自有劳动力施肥,但一旦超过自我经营能力的规模后,受劳动力和投资预算约束,就无法兼顾“多次少量”精细化生产与利润最大化,使其选择增施化肥维持产量最大化,呈现出经营规模扩大先促进后抑制化肥减量的倒U型关系[9-11]。不同的是,企业在生产经营中以雇工为主,而且拥有资金优势。企业在规模扩张初期,受经营规模限制,倾向于选择节约劳动力成本的“少次多量”施肥方式,但当经营规模达到农机作业门槛后,则会基于收益目标调整要素配置方式,选择投资农机,以精准、规范的机械作业替代“少次多量”的人工作业,以低成本实现多次适量施肥,进而呈现出经营规模与化肥减量之间U型的关系。

控制变量中,“以粮为主”的系数显著为负,表明粮食作物的化肥施用量显著低于经济作物,这一结果与龚琦等[53]的研究结论相一致。而“土地质量”系数显著为正,这可能是企业基于逐利目标,在高质量土地上施用更多化肥,以获取最大的产出收益。这一结果与张林秀等[54]的研究结论相一致。

3.2 异质性影响分析

3.2.1土地禀赋特征

1)地权稳定性

土地转入来源、契约签订形式和租期年限等是影响转入土地产权稳定性的主要因素。具体而言:从土地来源来看,乡镇政府作为基层行政单位,具有社会公信力,有利于减少流转双方交易过程中的信息不对称,更能有效地防范土地流转中毁约等一系列机会主义行为,保障流转土地产权的稳定性;从契约签订来看,相较于口头契约,书面契约更为正规,有利于吸引新型经营主体产生土地流转行为,也有利于土地转人户和转出户之间形成长期、稳定的流转关系;从租期年限来看,现有研究对租期长短没有明确的定义,本研究结合问卷题项,选择询问的最长年限,以30年为界划分。当土地来源乡镇政府、签订书面合同、租期大于等于30年的土地占比更大时,意味着企业土地的经营权越稳定。

表4的模型1和2中,转入来源、契约签订形式两个变量与经营规模的交互项系数均显著为正,这意味当土地来源越稳定,企业经营规模的化肥减量效应越强,假说H2得证。模型3中,土地流转租期长短与经营规模的交互结果并不显著,造成这种结果的可能原因是:一方面,问卷询问的租期不是剩余年份数而是总租期,从而无法识别土地是否是快到期,产生掠夺性经营行为;另一方面,企业的经营能力总体较强,到期续约维持经营面积的可能性较大,导致土地租期年限产生的影响并不显著。

表4 地权稳定性的异质性影响结果(O-probit模型)

2)土地集中连片程度

由表5可知地块集中连片程度的异质性影响。参考已有研究,采用平均地块面积、最大地块面积作为地块集中连片程度的代理变量,并与经营规模构建交互项纳入基准模型。表5的估计结果显示,平均地块面积、最大地块面积与经营规模交互项系数均显著为正,表明经营规模与地块规模同步扩张将显著促进化肥减量,假说H3在两种衡量标准下均得证。该结果与张露等[9]的研究结论相吻合,集中连片的土地更能够发挥出经营规模的化肥减量效果。

表5 地块集中连片程度的异质性影响结果(O-probit模型)

3.2.2是否采用种养结合模式

由表6可知企业是否采用种养结合模式的异质性影响。模型1基于全样本的估计结果表明,种养结合模式在经营规模影响化肥减量中并未发挥显著作用,结果未验证假说H4。该结果可能源于企业自身生产能力的差异。郭晓鸣等[55]和高思涵等[56]的研究指出,专业化的种养循环设施存在一定的资金门槛和技术门槛,需要富足的生产能力进行资源配置。由此推断,并不是所有企业都能有效利用好种养结合模式,有必要对不同生产能力的企业分开讨论,进一步地将企业以县级等级为界划分两类进行分析,模型2和3分别对应县级、市级及以上龙头企业的估计结果,交互项系数显著性表明该效应仅在市级及以上龙头企业中才得以体现。这可能是因为相对于县级龙头企业,市级及以上龙头企业无论是在资金、技术以及管理上均存在明显的比较优势,更容易开展种养结合的经营模式,进而强化其经营规模扩大带来的化肥减量效应。

表6 种养模式差异的异质性影响结果(O-probit模型)

3.2.3企业法人从农经历

由表7可知企业法人是否具有从农经历的异质性影响。模型1基于全样本的估计结果表明,法人从农经历在经营规模影响化肥减量中并未发挥显著作用,假说H5没有被证实。对此,本研究认为可能的原因是:样本中62%的企业为市级以上的龙头企业,规模较大企业法人产生的直接影响被多层级削弱,抵消了县级企业中法人引起的显著影响。伊闽南[57]的研究存在相同观点:不同层级企业的管理者,其人生经历发挥的效应强度不同。进一步地,将企业以县级等级为界划分两类进行验证。模型2和3分别对应县级、市级及以上龙头企业的估计结果,交互项系数为正表明县级法人从农经历会促进经营规模的化肥减量效应,这一效应不存在于市级及以上企业中。对此,可能的原因是:企业管理者的决策影响力随着企业层级的增加而逐步减少。对于市级及以上的龙头企业而言,管理层级的增加削弱了管理者作为决策者对于生产的直接影响。

表7 法人从农经历的异质性影响结果(O-probit模型)

3.3 稳健性检验

3.3.1更换被解释变量衡量方式

考虑到受访者在接受问卷访谈时对化肥施用量介于差不多与偏多、偏少之间的区别不够明晰,回答时带来的变量测量偏差问题,采用更为简单的“化肥是否减施”作为新的衡量方式,以缓解受访者主观判断偏差问题带来的估计偏误。具体衡量方式如下:把化肥施用量低于周边的赋值为1,其他赋值为0。由于替换的被解释变量为二值变量,因此采用Probit模型,结果见表8。结果显示,龙头企业经营规模与化肥减施行为依然存在U型关系,即企业经营规模扩大只有跨过面积规模的拐点后,方能促进化肥减施行为。可见,变换变量测量方式后与基准结果基本一致,证实了基准结果的可靠性。

表8 变更被解释变量赋值的回归结果(Probit模型)

3.3.2考虑遗漏变量的估计偏误问题

遗漏变量通常难以准确地加以观察和控制,从而导致基准回归结果产生偏误。尽管此前试图控制可观察因素可能对模型估计结果造成的影响,但基准回归的估计结果仍可能受到不可观测的土地特征和企业特征(如土壤肥力、企业管理能力等)影响,引致遗漏变量偏差问题。

3.3.3工具变量法

尽管我们稳健性检验中已考虑了变量测量误差和遗漏变量偏误,实证模型仍可能面临由不可观测遗漏变量所引发的内生性问题。一般而言,龙头企业在生产经营过程中往往需要更虑及企业社会责任和公众形象,抑或是当地政府有相应的绿色生产补贴政策等,为此有理由认为有些龙头企业的化肥减量并不是得益于经营规模扩大和农业机械介入,而单纯是人为选择的结果。出于谨慎起见,采用工具变量法来缓解内生性问题干扰。

参考使用内生变量滞后项作为工具变量的已有文献[60-61],本研究采用“2019年企业土地经营规模”作为工具变量。理论上而言,工具变量“2019年企业的土地经营规模”直接影响当年(2020年)的经营规模,满足相关性假设。外生性方面,该变量在过去已经发生,与当期扰动项在统计上不相关,能满足外生性条件。纳入工具变量的回归结果如表10所示。第一阶段回归的F统计量为80.22,该数值远大于10,表明不存在弱工具变量问题;工具变量的回归系数值显著为正,表明符合相关性条件。第二阶段结果显示,在加入工具变量后,经营规模对企业化肥减量的影响仍呈U型,从而进一步验证了基准回归结果的稳健性。

表10 工具变量模型回归结果

4 主要结论与政策启示

中国化肥过量施用导致农业面源污染日益严重,产生了不利的环境后果;与此同时,又降低了农业经济生产效率,影响农业可持续发展。随着农业龙头企业等新型经营主体在农业转型升级中扮演着愈发重要的角色,研究龙头企业如何实现化肥减量,更契合于当下与未来的农业发展趋势,能为农业政策制定提供有价值的信息。基于此,本研究关注龙头企业的化肥减量问题,利用广东省2021年“乡村振兴”固定观察点项目的调研数据,采用有序Probit模型进行估计,得到如下结论:第一,不同于小规模经营的农户,龙头企业的土地经营规模与化肥减量之间存在U型关系,这一结果在缓解变量测量误差、采用工具变量法及测算估计偏误后仍然是稳健的。第二,龙头企业的地权越稳定、地块越集中,其土地经营规模扩大的化肥减量效应更为显著,且在不同等级的龙头企业样本中均有显著影响,但是,种养结合模式、法人从农经历的化肥减量强化效应仅分别对应存在于市级及以上龙头企业、县级龙头企业样本中。

基于上述研究结论,得到的政策启示在于:首先,新型经营主体——农业龙头企业的规模经营,不仅顺应了现代农业发展转型的需要,同时也是推进化肥减量的一条可行路径,有利于推动中国农业高质量发展与可持续发展。基于广东省的计量结果表明:占比85%以上龙头企业已跨越实现化肥减量效应的规模门槛。可见,赋予龙头企业绿色生产的使命,在当前我国小农化肥施减量行为实践成效受到约束的现实背景下,显得尤为重要。其次,基于企业土地经营规模与化肥减量二者之间的U型曲线关系,表明企业土地经营规模促进化肥减施的有效性存在门槛值,需要避免龙头企业陷入中小规模的困境。值得说明的是,土地规模经济是成本与收益的对比,而成本与收益的高低对于各行为主体来说是不同的,这使得适度规模并不具有一致性与同质性[12]。基于本研究下,所观测的龙头企业尚未达到其“适度规模”。因此,积极推进仍未达到规模门槛的企业扩大经营规模,促使其达至拐点右侧水平,能进一步释放化肥减量潜能。最后,重视企业管理者经历、经营模式、土地禀赋方面特征对“经营规模——化肥减量”效应的强化提升作用,并将其纳入一个政策框架内统筹考虑。从土地维度看,在推动农地规模流转的同时,应保障地权稳定,促进地块集中连片;从生产经营维度看,应鼓励具有从农经历的能人返乡从事农业创业,支持引导有条件有实力的龙头企业采用种养结合模式。

解释本研究上述发现时,需要注意的是:本研究样本集中于广东省行政辖区内的龙头企业,计算得到的农地经营规模与企业化肥减量之间U型关系曲线的拐点值可能并不是一个全国普遍适应的绝对数值,因此推及全国时需保持审慎。尽管在研究设计中已尽可能地构造严格的因果识别策略,但是仍然存在一些改进之处,在后续的研究过程中,针对龙头企业化肥减量行为展开更为全面、细致的跟踪数据,以获得地域范围更广、时间跨度更长的面板数据。