2025年4月14日星期一
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摘要

目的

研究土地禀赋对化肥减量的作用机理对农业生态环境改善和农业绿色发展具有重要意义。

方法

文章采用环渤海5省市882份农户调研数据，运用Probit模型基于农户土地规模、土地细碎化、土地自然属性和土地产权属性4个维度，分析农户土地禀赋与化肥投入的关系及机理。

结果

（1）有81.18%的农户存在过量施肥现象，化肥减量空间巨大；（2）土地经营规模与化肥减量呈现“倒U型”关系，适度规模是必要的；（3）对于小农户而言，土地细碎化会促进其化肥减量概率的提高；（4）相对转入土地，自有土地经营中化肥减量的概率更高；（5）高文化程度农户与纯农户更加“理性”，善于对不同禀赋土地“各尽其用”，低文化程度农户和兼业户则更倾向“路径依赖”，其施肥行为对土地禀赋异质性的反应不敏感。

结论

应进一步健全土地流转市场体系，持续推进农户适度规模经营；提高农业生产者补贴，对不同农户实现分类施策、精准补贴；创新农业生产性服务模式，为农户化肥减量提供稳定支撑和保障。

关键词

化肥减量; 土地禀赋; 异质性; 绿色发展

0 引言

化肥是农业生产中最重要的投入要素之一，但高强度和低效率的化肥施用不仅增加农业生产成本，还会引起一系列生态问题，不利于农业可持续发展。为此，政府颁布了一系列政策文件，不断强调农业绿色发展的重要性。2015年我国农业部出台《到2020年化肥零增长行动方案》，开展农药减量增效行动。2017年首次提出并开展了果菜茶化肥减量行动。2018年《国家乡村振兴战略规划（2018—2022年）》中明确提出，要实现化肥农药零增长以及化肥减量。2019年“中央一号文件”再次强调要推动化肥减量化。如何推动化肥减量成为我国农业绿色发展之路上亟待解决的重要问题^[

1,2]。目前，零增长目标已达成，增速也得到控制，但总量基数依然较高，如何有效实现化肥减量替代仍是重点和难点问题。目前关于化肥减量的研究视角包括农户的个体因素^{[参考文献 3-8}3-8]和家庭因素^{[参考文献 9-12}9-12]，如农户文化程度、身份特征、外出务工、家庭收入、劳动力禀赋、社会资本等等。以上研究方法已较为成熟，对该研究提供了思路和基础。

农业规模化经营是未来农业发展的重要方向。随着土地流转市场的完善和农户分化程度的提高，农户土地禀赋发生巨大变化，在此背景下，经营模式和生产方式必然会产生变化，化肥投入行也会产生相应调整。而聚焦于土地禀赋对化肥减量影响的研究相对较少，研究视角较为单一，所得结论也颇有争议。在规模化经营过程中，农户土地禀赋的直接变化表现为经营面积的变化，同时还会涉及土地质量的调整和产权问题。因此有必将土地禀赋的内涵进行完善，从经营规模、土地细碎化、自然属性和产权属性四个角度全面考察对农户化肥投入行为的影响。

关于经营规模对化肥减量影响的研究中，部分研究证明规模的扩大会使农业生产中的化学品投入呈现下降趋势^[

13]，因此，加快建设土地流转市场建设，积极引导农户参与农地流转，鼓励农地集中，扩大经营规模被认为是实现减量化的重要路径^{[参考文献 14

百度学术}14]。但也有研究认为二者存在非线性关系，规模的扩大可以改善农户化肥过量施用问题，但其效果会随着规模的扩大而递减^{[参考文献 15

百度学术}15]。还有研究认为规模的扩大并不会使农户化肥过量施用的问题得到改善^{[参考文献 16

百度学术}16,17]；关于土地细碎化对化肥减量影响的研究结论基本一致，普遍认为土地细碎化和化肥减量间存在负相关关系。其主要原因是土地细碎化会降低化肥利用效率，从而促使农户过量施肥以弥补效率损失^{[参考文献 18

百度学术}18,19]。也有研究认为，降低土地细碎化程度，有利于农户采用机械化和田间管理服务，降低单位生产成本，改善化肥过量施用的问题^{[参考文献 20-23}20-23]；关于土地自然属性与化肥减量关系的研究中，普遍认为土壤的肥沃程度会直接影响边际产出，而基于不同肥沃程度土地的生产决策则存在分歧。部分研究认为，土地肥沃程度越高，边际产出越高，农户更倾向于追加施肥以获取更高产出，对于较为贫瘠的土地则缺乏要素投入积极性^{[参考文献 24

百度学术}24,25]。还有部分研究认为，土地越贫瘠，农户更倾向于过量施肥以弥补资源条件的先天劣势，提高土地肥力^{[参考文献 26

百度学术}26,27]；关于土地产权属性与化肥减量关系的研究中，普遍认为以农地确权为标志的现代农地产权制度能够有效激励农户进行耕地质量保护。稳定的农地权属关系能够刺激农户进行长期投资，更加注重土地保护与改善^{[参考文献 28

百度学术}28]。这一观点在许多研究中得以体现，部分研究认为土地产权的稳定性对农户短期投资没有影响，但会有效提升中、长期投资积极性^{[参考文献 29-31}29-31]，也有研究认为对二者均有影响，但对长期投资更为有利^{[参考文献 32-34}32-34]。将化肥减量视为一种长期投资或者耕地保护行为，对于土地转入户而言，流转期限越长、契约越稳定，越有利于农户化肥减量^{[参考文献 35

百度学术}35,36]。

基于以上综述，文章有两方面创新之处：一是化肥减量甄别方式的优化。已有研究多直接以化肥投入量纳入模型进行讨论，或者对农户进行口头询问，判断其化肥减量与否。该研究则构建C-D生产函数，测算不同农户最优施肥标准，并以此判断是否实施化肥减量，结果更具科学性、客观性。二是土地禀赋内涵的扩展。已有研究中，多将经营规模等同于土地禀赋，该研究则在此基础上，纳入了土地的质量和产权特征，对土地禀赋与化肥减量的关系分析更为深入、全面。为此，该研究基于882份农户调研数据，以土地要素为切入点，将土地禀赋划分为经营规模、土地细碎化、产权属性和自然属性4个维度，分析其对化肥减量的作用及机制，以期为相关政策的制定与实施提供一定参考。

1 土地禀赋异质性与化肥减量：行为机理及假说

1.1　经营规模异质性引致的化肥投入差异

规模化经营能够推动农户化肥减量施用，原因：第一，土地的规模化经营可以实现农业生产规模报酬递增和规模经济，从而促进农户的生产性投资。土地规模经济主要表现为：缺少现代化生产技术和生产要素投入的小规模农户，随着土地流转不断扩大生产规模，而使投入的现代化生产要素和新技术产生更高的单位产出，即新投入的生产要素和技术表现出规模效益；第二，土地规模化经营可以促进农户在要素选择时，更倾向于投入拥有量相对充足的要素以替代拥有量相对稀缺的要素。因此，农户土地经营规模的扩大将使以节约土地为目的的生产经营方式（过量施肥）在一定程度上受到抑制。基于上述分析，提出假说1：农户所经营的土地规模越大，化肥投入越少，化肥减量的概率越高。

1.2　土地细碎化程度异质性引致的化肥投入差异

土地细碎化主要通过两个方面作用于农户生产行为：第一，土地细碎化程度越高，农户在不同地块间转场施肥时所需的劳动力及相关投入越高；第二，土地的不连片不利于农业机械对劳动力的替代，阻碍农业机械化发展。在劳动力价格上升的背景下，以上两点都会加剧农业劳动力短缺问题，此时农户可能会采用粗放的施肥方式，如不按照合理的施用量或次数等，进而产生化肥过量问题。基于以上分析，提出假说2：农户所拥有的土地细碎化程度越高，化肥减量的概率越低。

1.3　土地自然属性异质性引致的化肥投入差异

当农户所处地区为平原地区时，地势平坦，且土壤肥力相对较高，此时，化肥的边际产出更高，农户可能会增加施肥以获得更高产量和收益，但也可能会减少施肥以保护土地，维持现有的土壤肥力；当农户所处地区为山地或丘陵时，土壤肥力相对较低，土地质量较差，化肥的边际产出较低，农户则会相应减少化肥投入，但也可能会进行补偿性投入以弥补土地资源的劣势。基于上述分析，提出假说3：农户所经营的土地位于平原地区时肥沃程度更高，这既可能提高也可能降低农户化肥投入量。

1.4　土地产权属性异质性引致的化肥投入差异

农户所经营的土地一般呈现两种状态：一是自有土地，二是转入土地。在其他条件相同时，自有土地经营有利于农户形成稳定的收益预期，更加注重土地质量的保护与改善，进而促进农户实施环境友好型生产技术。反观转入土地，由于存在产权关系不稳定的潜在问题，农户会为了追求更高的短期收益，而透支土地肥力，增加化肥投入。基于上述分析，提出假说4：农户所经营土地为自有时，化肥投入越少，化肥减量的概率提高。

各变量间的影响机理如图1所示。

图1 土地禀赋视角下农户化肥投入异质性行为机理

2 研究方法与数据来源

2.1　研究对象、区域选择与数据获取

蔬菜是我国仅次于粮食作物的第二大种植业作物，也是第一大经济作物，其播种面积在2020年已达2 148.5万hm²。蔬菜具有需肥量高、吸肥强度大的特点，蔬菜生产中的过量施肥现象也更为普遍，蔬菜产业的化肥减量是农业绿色发展的重要环节，因此该研究选取蔬菜种植户为研究对象。关于研究区域的选择，山东、河北和辽宁是黄淮海与环渤海的蔬菜优势产区，是北方蔬菜供应的主要来源，北京、天津设施蔬菜发展迅速，是京津冀蔬菜供应链的新兴力量，因此选取以上5省市作为调查区域。研究数据来源于2018年和2019年5省市的实地调查结果，抽样调查方法为分层抽样与随机抽样相结合，共获取样本1 037份，经过筛选后有效样本882份，有效率为85%。

2.2　变量设置与说明

2.2.1　农户化肥减量的测算依据

该研究选取农户单位面积产量为产出变量。由于该研究聚焦于农户化肥投入，因此将农户化肥投入独立出来，单独作为一种投入。除此之外，投入变量还包括劳动力投入和其他投入，其中劳动力投入包括自有劳动力投入和雇工投入，其他投入包括机耕费、种苗费、水电费、种苗费等，各变量的定义、赋值与描述性统计如表1所示。

表1 农户化肥减量的测算依据

变量	赋值	均值	标准差
产出（对数）	农户单位面积产量（kg/hm²）	11.54	0.78
化肥投入（对数）	农户单位面积化肥投入（元/hm²）	8.79	1.39
劳动力投入（对数）	农户单位面积劳动力投入（元/hm²）	9.62	1.32
其他投入（对数）	农户单位面积其他投入（元/hm²）	10.37	0.98

2.2.2　被解释变量

化肥减量。基于C-D 生产函数测算农户化肥施用的最优量，并以此为标准来甄别农户的化肥减量行为。若其实际化肥施用量低于其最优施用量，则表示该农户实施了化肥减量，反之则未实施化肥减量。

2.2.3　核心解释变量

（1）土地经营规模。采用农户种植面积来反映土地经营规模；（2）土地细碎化程度。土地细碎化是影响农户生产行为的重要因素，借鉴相关研究，采用地块数量表示土地细碎化程度；（3）土地自然属性。以农户所经营土地的地势条件来反映土地的自然属性，分为平原、丘陵或山地；（4）土地产权属性。土地产权属性是农户差别化生产的重要诱因，对农户的生产决策行为产生一定的影响，以农户所经营土地承包权和经营权是否分离来定义土地的产权属性，分为自有土地和转入土地。

2.2.4　控制变量

为提高拟合回归的可信度，该研究加入了4个类型，共16个控制变量，主要包括户主个人特征、家庭特征、农户生产特征、农户认知特征，另外也控制了地区效应。表2描述了各个变量的定义与赋值。

表2 变量定义与赋值

变量类型		变量名称	变量赋值	均值	标准差
被解释变量		化肥减量	1=是，0=否	0.38	0.48
核心解释变量	土地禀赋	土地经营规模	实际种植面积（hm²）	2.37	4.56
		土地细碎化	实际地块数量（块）	3.48	3.11
		土地自然属性	1=平原，0=丘陵或山地	0.92	0.28
		土地产权属性	1=流转型经营权，0=承包型经营权	0.48	0.50
控制变量	户主特征	性别	1=男，0=女	0.91	0.29
		年龄	户主年龄（岁）	52.62	9.61
		文化程度	实际受教育年数（年）	8.48	0.10
		身份	1=村干部，0=非村干部	0.03	0.17
	家庭特征	收入水平	农户家庭年总收入（元）	8.35	8.41
		劳动力结构	劳动力数量占家庭人口数比重（%）	0.69	0.25
		兼业水平	非农收入占家庭年总收入比重（%）	0.08	0.19
		信息获取	是否通过互联网获取农业生产信息：1=是，0=否	0.66	0.47
	生产特征	生产经验	生产经营年限（年）	18.73	8.67
		生产培训	参与生产培训次数（次）	5.62	11.92
		技术指导	被技术员指导次数（次）	1.71	6.98
		灾害影响	1=受灾害影响，0=未受灾害影响	0.66	0.48
	认知特征	化肥政策认知	是否了解化肥减量政策（1=是，0=否）	0.48	0.50
		环境保护意识	过量施肥是否影响环境（1=是，0=否）	0.73	0.44
		质量安全意识	过量施肥是否影响质量安全（1=是，0=否）	0.40	0.49
地区虚拟变量		主产县	1=主产县，0=非主产县	0.28	0.06

2.3　研究方法

2.3.1　化肥减量甄别模型设定

已有对于农业减量的研究，一般直接以化学品用量为被解释变量,部分研究采用化肥利用效率为被解释变量。该研究参考仇焕广等^[

37]和孔凡斌等^{[参考文献 38

百度学术}38]的研究，基于C-D 生产函数来测算化肥投入的最优量，进一步根据农户的实际施用量与最优施用量的关系来甄别化肥减量与否。其中C-D生产函数的表达式为：

l n Y_{i} = α_{0} + β_{1} l n F E R_{i} + β_{2} l n L A B_{i} + β_{3} l n O T H_{i} + ε_{i}

（1）

式（1）中， $Y_{i}$ 表示农户 $i$ 单位面积产量， $F E R_{i}$ 、 $L A B_{i}$ 、 $O T H_{i}$ 分别表示农户 $i$ 单位面积化肥投入、劳动力投入和其他投入。 $α_{0}$ 、 $β_{1}$ 、 $β_{2}$ 、 $β_{3}$ 表示待估计参数， $ε_{i}$ 表示随机误差项。

遵循效用最大化的原则，当要素投入的边际成本与边际产出相等时，农户可以实现收益最大化，即化肥投入的边际收益等于化肥价格与产值的比值。其表达式为：

Y / F E R = P_{f} / P_{y}

（2）

式（2）中， $P_{f}$ 表示化肥价格， $P_{y}$ 表示农产品价格， $Y$ 和 $F E R$ 的含义与前文相同。进一步，基于式（1）测算的化肥产出弹性 $β_{1}$ ，化肥对产出的边际收益可表示为：

Y / F E R = β_{1} \cdot (Y / F E R)

（3）

根据式（2）（3），农户单位面积化肥最优施用量 $F E R_{o p t i m a l}$ 可表达为：

F E R_{o p t i m a l} = \frac{β_{1} \cdot Y}{P_{F e r t i l i z e r} / P_{y}}

（4）

2.3.2　化肥减量的影响因素模型设定

该研究关注的是土地禀赋和化肥投入的关系，据此构建的实证模型为：

F E R_{r e d u c e} = θ_{0} + γ_{1} S C A_{i} + γ_{2} F R A_{i} + γ_{3} N A T_{i} + γ_{4} R I G_{i} + φ_{i} C T R_{i} + μ_{i}

（5）

式（5）中， $F E R_{r e d u c e}$ 表示农户是否实施化肥减量， $S C A_{i} 、 F R A_{i} 、 N A T_{i} 、 R I G_{i}$ 分别表示第 $i$ 个农户的土地经营规模、土地细碎化程度、土地自然属性和土地产权属性， $C o n t r o l_{i}$ 代表一组控制变量（包括农户个体特征、家庭特征、生产特征和认知特征）。 $θ_{0}$ 、 $γ_{i}$ 、 $φ_{i}$ 为待估参数， $μ_{i}$ 为随机扰动项。农户化肥减量是二分类变量，因此利用二值选择 Probit模型对其进行估计。

3 结果分析

该研究聚焦于土地禀赋和化肥投入的关系。首先，运用C-D生产函数对化肥最优施用量进行测算；其次，运用Probit模型进行基准回归；再次，从农户文化程度和生计模式两个层面分析土地禀赋对异质性农户化肥投入的作用差异；最后，通过样本调整和模型调整进行稳健性检验。

3.1　农户化肥减量测算与甄别

表3显示的是C-D生产函数的估计结果，可以看出各类要素投入均对产量具有显著正向影响。其中化肥投入的产出弹性为0.092，说明说能实现化肥最优施用量，化肥投入每增加10%可以增产0.92%。根据式（4）的计算结果，农户化肥最优施用量为772.50 kg/hm²，实际化肥施用量低于或等于最优施用量的农户为166户，占样本总量的18.82%，可以看出农户过量施肥现象普遍存在，化肥减量空间和潜力巨大。

表3 基于C-D生产函数估计结果的农户化肥减量测算

C-D生产函数估计结果			农户化肥减量测算结果
变量	系数	标准误	农户化肥减量测算结果
化肥投入（对数）	0.092^***	0.012	化肥最优施用量（kg/hm²）	772.50
劳动力投入（对数）	0.014^***	0.017	实施化肥减量农户数量（户）	166
其他投入（对数）	0.306^***	0.024	实施化肥减量农户占比（%）	18.82
常数项	5.975^***	0.200	未实施化肥减量农户数量（户）	716
观测值	882		未实施化肥减量农户占比（%）	81.18
R²	0.231

注： ^***、^**和 ^*分别表示1%、5%和10%的显著性水平

3.2　农户化肥减量的影响因素及其作用机理

在进行估计之前，首先进行多重共线性检验，结果显示各变量方程膨胀因子（VIF）均值为1.30，最大值为1.84，远小于10，可以认为变量间不存在多重共线性问题。表4展示的是Probit回归结果，其中模型1未加入控制变量，模型2加入了控制变量，但未加入地区虚拟变量，模型3控制了所有变量。

表4 Probit回归估计

变量名称	Probit回归模型
变量名称	模型1		模型2		模型3
经营规模	0.168^**	（0.074）	0.202^***	（0.080）	0.262^***	（0.084）
经营规模（平方）	-0.002^**	（0.001）	-0.002^**	（0.001）	-0.002^**	（0.001）
土地细碎化	0.027^*	（0.019）	0.039^**	（0.020）	0.021^**	（0.021）
自然属性	-0.062	（0.167）	-0.071	（0.170）	-0.168	（0.174）
产权属性	-0.225^**	（0.101）	-0.224^**	（0.110）	-0.184^**	（0.112）
性别			0.113	（0.182）	0.121	（0.183）
年龄			-0.001	（0.007）	-0.005	（0.007）
文化程度			0.031^*	（0.022）	0.031^*	（0.022）
身份			0.252	（0.289）	0.312	（0.291）
收入水平			-0.013	（0.011）	-0.010	（0.010）
劳动力结构			0.121	（0.214）	0.064	（0.216）
兼业水平			0.433^*	（0.269）	0.364^*	（0.271）
信息获取			0.186^*	（0.112）	0.186^*	（0.113）
生产经验			-0.007	（0.007）	-0.005	（0.007）
生产培训			0.006	（0.005）	0.005	（0.005）
技术指导			-0.011	（0.009）	-0.011	（0.009）
灾害影响			-0.180^*	（0.110）	-0.122^*	（0.113）
政策认知			0.181^*	（0.111）	0.193^*	（0.112）
环境保护意识			0.279^**	（0.121）	0.297^**	（0.122）
质量安全意识			0.073	（0.115）	0.049	（0.116）
地区					-0.325^**	（0.141）
常数项	-0.958^***	（0.195）	-1.044	（0.518）	-0.669	（0.546）
观测值	882		882		882

注： ①^***、^**和 ^*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内为稳健性标准误

从土地禀赋对农户化肥减量的影响来看，土地经营规模与农户化肥减量呈“倒U型”关系。土地经营规模的系数为0.262，在1%水平上显著，其平方项的系数为-0.002，在5%的水平上显著。说明随着经营规模的扩大，农户更倾向于化肥减量，假说1得以验证。但是，当规模经营达到一定阈值时，农户受资金约束，可能会再次追加施肥，用以替代更为昂贵的劳动力等其他要素投入。因此二者呈现出“倒U型”关系；土地细碎化对农户化肥减量具有正向影响。其系数为0.021，在5%的水平上显著，与理论预期相反。在已有研究中也有类似结论，其观点是细碎化为农户在不同地块的差别化生产提供便利条件^[

39]。对于农户而言，化肥减量可被认为是一种“绿色”生产技术，这一技术的采纳会使其面临减产风险，土地细碎化则为其在不同地块试用这项技术提供条件，从而表现出更高的化肥减量概率，假说2得以验证；土地自然属性的系数不显著，假说3未能验证，可能原因是不同农户的风险偏好或经营理念不同，对于高质量土地，农户既可能追加施肥，强化产出效果，也可能偏向耕地保护，以求长期收益，而对于低质量土地，农户既可能进行补偿投入以弥补禀赋劣势，也有可能因其低边际产出而选择粗放生产，不愿过多投入，从而未能得到显著结果；土地产权属性系数显著为负。其系数为-0.184，在5%的水平上显著。这说明当农户所经营土地为转入土地时，化肥减量的概率更低，假说4得以验证，主要原因是目前土地流转市场尚不完善，地权稳定性欠缺，农户对转入土地的预期收益不能确定，就会忽略化肥过量施用带来的负面影响，并增施肥量以获取更高的短期收益。

从控制变量来看，农户化肥减量的影响因素还包括以下方面：户主文化程度对化肥减量具有显著的正向影响。其系数为0.031，在10%的水平上显著，这是因为文化程度越高，其质量安全意识和环境保护意识越高，更倾向于采取更为“绿色”的生产方式以获取长期收益；农户通过互联网获取农业生产信息有利于化肥减量。农户信息获取的系数为0.186，在10%的水平上显著，这是因为互联网的应用可以使农户了解绿色生产方式以及相应的农业政策，有利于农户生产方式的转变和升级。自然灾害对农户化肥减量具有显著的负向影响。其系数为-0.122，在10%的水平上显著，这是因为自然灾害的发生往往直接导致减产，农户为了实现其预期产出，必然会进行“补偿性”的投入，可见农业保险体系的发展和完善是非常必要的。政策认知和环境保护意识对农户化肥减量的影响均显著为正。其系数分别为0.193和0.297，并在10%和5%水平上显著，这说明农户对化肥投入相关政策的了解程度越高、环境保护意识越强，化肥减量的概率越高，可见相关的宣传和推广是推动农户化肥减量的有效手段。地区变量的系数为-0.325，在5%的水平上显著，说明主产县和非主产县农户化肥减量行为存在显著差异。这是因为主产县和非主产县农户的生产目的不同，进而产生不同的生产方式，对于主产县农户而言可能更依赖于农业生产，产量的稳定是其收益的基本保障，因此更倾向于选择稳产增产的生产方式。

3.3　异质性农户的化肥减量机理

以上分析了土地禀赋对化肥减量影响的平均效应，但是没有考虑农户的内部差异。为了进一步讨论异质性农户的化肥减量机理，该研究从不同角度进行分析，主要有两方面考虑：一方面，户主文化程度是农户决策的重要影响因素。农户文化程度是农户人力资本的重要组成部分，与大田作物不同，蔬菜是技术密集型、资本密集型产业，文化程度直接决定了农户的技术学习和转化能力，与生产方式和经营理念都有密不可分的关系；另一方面，农户分化将可能直接改变农户生产方式。随着城镇化的推进，农户分化深度发展，农户小规模兼业现象日益普遍，从纯农户向兼业农户过渡的过程中，农户的经营模式、经营理念都会产生相应变化。因此，该研究从文化程度和生计模式差异两个角度讨论土地禀赋对不同农户化肥减量的异质性影响。

3.3.1　基于农户文化程度的异质性分析

从文化程度来看，将初中以下农户归为低文化程度，初中及以上归为高文化程度。估计结果如表5所示，可以看出土地经营规模对高文化程度农户化肥减量的影响是正向的，且在1%的统计水平上显著，经营规模平方项的影响均为负，且在5%的统计水平上显著，对于低文化程度农户均不显著，说明对于高文化程度农户而言，规模扩大所产生的化肥减量效应更显著，也反映出低文化程度农户生产方式相对固定，对规模变化反映不敏感；土地产权属性对高文化程度农户化肥减量在10%的统计水平上显著为负，而对低文化程度农户的影响并不显著。说明高文化程度农户更善于在自有土地和转入土地间采取差异化经营模式。与之相反，低文化程度农户则会对自有土地和转入土地采取统一的经营模式，同样反映出低文化程度农户对其生产经验的依赖性。

表5 基于农户文化程度的异质性分析回归

变量名称	低文化程度		高文化程度
变量名称	模型4		模型5
土地经营规模	0.235	(0.199)	0.309^***	(0.098)
土地经营规模（平方）	-0.002	(0.003)	-0.002^**	(0.0481)
土地细碎化	-0.026	（0.059）	0.032^**	（0.235）
土地自然属性	-0.029	（0.514）	-0.299	（0.194）
土地产权属性	-0.241	（0.272）	-0.176^*	（0.127）
控制变量	—		—
地区	—		—
常数项	-0.662	(0.309)	-0.636	(0.709)
观测值	186		696

注： ①^***、^**和 ^*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内为稳健性标准误；③其他变量的估计结果略；④“—”表示相应的变量已控制

3.3.2　基于农户生计模式的异质性分析

从生计模式来看，将农户分为纯农户和兼业农户进行讨论。估计结果如表6所示，可以看出不同生计模式下土地禀赋对农户化肥投入的影响存在差异。具体来看，土地经营规模对纯农户化肥减量的影响在1%的统计水平上显著为正，而对兼业农户的影响不显著，土地经营规模平方项对纯农户化肥减量的影响在10%的统计水平上显著为负，对兼业农户的影响不显著。说明对于纯农户而言，规模扩大所带来的化肥减量效应更显著，这是因为随着规模扩大，兼业户的劳动力约束越强，更倾向于使用资本替代劳动，容易产生粗放的生产方式；土地产权属性对纯农户的影响在10%的统计水平上显著为负，对兼业农户的影响不显著。这说明纯农户对自有土地和转入土地存在差异化的经营模式，兼业农户则采取统一的经营模式。因为农业生产对于纯农户来说是其主要的谋生手段，在农业生产中更为“理性”，对自有土地和转入土地“各尽其用”，以获取最大收益，而兼业农户的谋生手段更为多样，对农业生产的重视程度相对较低，即使其经营目的仍为利益最大化，但这不足以使其耗费更多精力进行差异化生产。

表6 基于农户生计模式的异质性分析回归

变量名称	纯农户		兼业农户
变量名称	模型6		模型7
土地经营规模	0.286^***	(0.090)	0.066	(0.289)
土地经营规模（平方）	-0.002^*	(0.001)	0.001	(0.002)
土地细碎化	0.028	（0.236）	0.006	（0.054）
土地自然属性	-0.233	（0.185）	0.438	（0.647）
土地产权属性	-0.166^*	（0.126）	-0.235	（0.409）
控制变量	—		—
地区	—		—
常数项	-0.699	(0.614)	-0.948	(1.462)
观测值	716		166

注： ①^***、^**和^*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内为稳健性标准误；③其他变量的估计结果略；④“—”表示相应的变量已控制

3.4　稳健性检验

为了使结果更加稳健、可靠，该研究进一步通过样本调整和模型调整来进行稳健性检验。一般来说，土地经营规模越小，农户对农业生产的重视程度更低，为保证结果更具稳健性和广泛性，该研究剔除了经营规模小于0.33 hm²的农户样本，结果如表7的模型8、9所示，土地经营规模、土地经营规模平方和土地产权属性仍然显著，影响方向和显著性与原结论一致。进一步运用Logit模型进行回归，结果如表7的模型10、11所示，土地经营规模、土地经营规模平方和土地产权属性仍然显著，与原结论一致，验证了结论的稳健性。

表7 稳健性检验

变量名称	Probit回归模型（剔除经营规模<0.33hm²）				Logit模型
变量名称	模型8		模型9		模型10		模型11
土地经营规模	0.332^***	(0.111)	0.337^***	(0.116)	0.354^***	(0.138)	0.457^***	(0.146)
土地经营规模（平方）	-0.002^*	(0.001)	-0.002^***	(0.001)	-0.003^*	(0.002)	-0.003^***	(0.002)
土地细碎化	0.060^**	（0.028）	0.058*	（0.033）	0.066^**	（0.0653）	0.034	（0.037）
土地自然属性	-0.296	（0.291）	-0.299	（0.293）	-0.135	（0.297）	-0.296	（0.304）
土地产权属性	-0.298^*	（0.182）	-0.295^*	（0.184）	-0.394^**	（0.197）	-0.322^*	（0.201）
控制变量	—		—		—		—
地区			—				—
常数项	0.054	(0.197)	0.083	(0.254)	-1.743	(0.910)	-1.110	(0.960)
观测值	388		388		882		882

注： ①^***、^**和^*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内为稳健性标准误；③其他变量的估计结果略；④“—”表示相应的变量已控制

4 结论与启示

4.1　结论

基于山东、河北、辽宁、北京和天津5省市882份农户的调研数据，采用Probit模型实证研究了农户土地禀赋对化肥减量的影响及其作用机理。主要结论概括如下。

（1）有81.18%的农户存在过量施肥现象，化肥减量空间巨大。

（2）土地经营规模与化肥减量呈现“倒U型”关系，适度规模是必要的。

（3）对于小农户而言，土地细碎化会促进其化肥减量概率的提高。

（4）相对转入土地，自有土地经营中化肥减量的概率更高。

（5）高文化程度农户与纯农户更加“理性”，善于对不同禀赋土地“各尽其用”，低文化程度农户和兼业户则更倾向“路径依赖”，其施肥行为对土地禀赋异质性的反应不敏感。

4.2　启示

（1）持续推进农户适度规模经营。推动土地的有序流转，促进农户经营规模的扩大，积极引导农户基于其自身条件探寻适度规模，避免农户因规模过大而采取粗放的经营模式，还可以充分发挥农户间的技术扩散和示范效应。还应建立并规范土地流转服务平台，不断强化地权稳定性，避免因产权不稳定而降低农户的预期收益，使农户理性对待转入土地，为农户采用绿色生产技术提供基础条件。

（2）持续提高农业生产者补贴。风险规避是农户过量施肥行为的重要目标之一，提高生产者补贴可以有效提高农户的风险抵御能力，促进化肥减量。应不断创新强农惠农政策，科学合理地提高补贴标准，扩大补贴范围，使农户在面对新要素、新技术时既有能力，又有意愿去使用，最大限度延缓土地规模与化肥减量间“倒U型”关系转折点的到来，为农户化肥减量提供充足动力。

（3）创新农业生产性服务模式。面对农业劳动力向二三产业流动的趋势，以及农业现代化不断推进的新形势，应鼓励多元主体发展针对小农户的农业生产性服务，创新服务方式，扩大服务范围，强化小农户生产中的薄弱环节，规范其包括施肥环节在内全程的生产方式，为农户化肥减量提供稳定支撑。

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土地禀赋对农户化肥减量的影响机理与实证分析

摘要

目的

方法

结果

结论

关键词

0 引言

1 土地禀赋异质性与化肥减量：行为机理及假说

1.1 经营规模异质性引致的化肥投入差异

1.2 土地细碎化程度异质性引致的化肥投入差异

1.3 土地自然属性异质性引致的化肥投入差异

1.4 土地产权属性异质性引致的化肥投入差异

2 研究方法与数据来源

2.1 研究对象、区域选择与数据获取

2.2 变量设置与说明

2.3 研究方法