契约稳定性对农户跨期技术选择的影响——基于2271个地块数据的分析

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王振华^,, 李萌萌, 王苍林^,沈阳农业大学经济管理学院,沈阳 110866

Impact of contract stability on farming households’ inter-temporal technology adoption:An analysis based on the data of 2271 plots

WANG Zhenhua^,, LI Mengmeng, WANG Canglin^,School of Economics and Management, Shenyang Agricultural University, Shengyang 110866, China

通讯作者: 王苍林,男,安徽宿州人,博士研究生,研究方向为农村土地制度研究。E-mail: 250145133@qq.com

收稿日期:2019-12-4修回日期:2020-11-17网络出版日期:2020-11-25

基金资助:

辽宁省科技厅软科学项目.2020JH4/10100026

Received:2019-12-4Revised:2020-11-17Online:2020-11-25
作者简介 About authors
王振华,男,山东烟台人,博士,副教授,研究方向为区域经济发展。E-mail: 2014500053@syau.edu.cn

摘要
具有跨期属性的保护性耕作技术是“藏粮于地”战略实施的重要选择,农户的保护性耕作技术行为选择可能由于其收益的跨期属性有着独特的行为决策机制。本文以秸秆还田为例构建了农户跨期技术采纳的理论决策框架,在此基础上利用全国粮食主产省2271个地块的微观数据,采用二元Probit模型实证分析了产权性质及契约稳定性对农户保护性耕作技术采纳的影响。结果表明：①产权性质对农户跨期技术采纳有重要影响,农户自家地块技术采纳率比转入地块高25.11%;②产权性质对农户技术采纳的影响与耕地规模有关,耕地规模会降低土地转入对跨期技术选择的负向影响,这种影响在南方地区更为显著;③对转入土地而言,契约期限越长越有利于提升农户采纳跨期农业技术的概率。并且在契约期限的约束下,通过正规的流转平台签订流转契约的地块,跨期技术采纳率会有所提升。细分样本、考虑了选择偏误后发现相关结论仍然稳健。因此,加强农地可持续利用宣传、提升地权稳定性及交易规范性和提供农业补贴政策等是促进农户保护性耕作技术采纳的可行选择。
关键词： 土地流转;产权属性;土地规模;跨期技术选择;地块数据

Abstract

This study systematically analyzed the impact of farmland property right arrangement on farming households’ inter-temporal technology adoption, and discussed the possible loss of income from the perspective of contract duration and contract forms. Finally, an empirical test was carried out based on 2271 plot-level protective tillage technology data records of six main grain-producing provinces in China. The results show that: (1) Property right arrangements have an important impact on farming households’ inter-temporal technology adoption, and the adoption rate for their own land is 25.11%higher than that of transferred land. The impact of property right arrangements on inter-temporal technology adoption is related to the scale of cultivated land, and large scale of cultivated land will reduce the negative impact of land transfer on inter-temporal technology adoption. (2) For transferred land, the probability of farming households’ adoption of inter-temporal agricultural technology can be increased by contract duration. For every 10 years of contract duration increase, the adoption rate will increase by 4.6%. For land transfer contracts signed through a formal transfer platform, the adoption rate of inter-temporal technology will increase as well.

Keywords：farmland transfer;property attribute;land scale;inter-temporal technology adoption;block data

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本文引用格式
王振华, 李萌萌, 王苍林. 契约稳定性对农户跨期技术选择的影响——基于2271个地块数据的分析. 资源科学[J], 2020, 42(11): 2237-2250 doi:10.18402/resci.2020.11.15
WANG Zhenhua, LI Mengmeng, WANG Canglin. Impact of contract stability on farming households’ inter-temporal technology adoption:An analysis based on the data of 2271 plots. RESOURCES SCIENCE[J], 2020, 42(11): 2237-2250 doi:10.18402/resci.2020.11.15

1 引言

在农业高质量发展背景下,农地资源的永续利用成为主旋律,但传统的耕作技术使耕地质量日益退化,环境污染日益加剧^[1,2]。保护性耕作技术是一种改善土壤质量的技术,它通过少耕、免耕减少对土地的扰动,同时采取作物秸秆和绿色植物覆盖的方式,来提高耕地的质量、改善土壤环境并增加收益^[3,4,5]。自2002年起,保护性耕作技术在旱作地区开始重点推广,截至2014年底全国应用面积虽然达到了860万hm²,但仍不足全国耕地面积的7%,总体上处于起步阶段^[6]。农户是采用保护性耕作技术的行为决策主体,分析其是否采用保护性耕作技术对推广保护性耕作技术有重要意义。

与其他农业生产技术不同,保护性耕作技术不仅会获得当期收益,还会通过对耕地质量的改善和保护来获得未来期收益^[3,4,5],具有跨期属性,因此在农户的理性决策过程中,能否获得稳定的未来期收益就起着关键作用,即未来期收益的不确定性是影响农户是否采用跨期生产技术的重要变量。然而在现实中,随着农村土地的“三权分置”,土地经营权正式从承包经营权中分离出来,农地流转的速度开始加快^[7]。转入的耕地在产权性质、经营权期限和经营权稳定性方面都与自家耕地显著不同^[8],这会影响保护性耕作等跨期农业生产技术的未来期收益预期,增加不确定性,进而影响相关的行为决策。另外,在土地流转过程中,契约形式和日期并不一致,规范的契约形式、更长久的契约期限,可能有助于农户采纳跨期农业生产技术。但已有文献并未对相关问题进行深入讨论。

本文以秸秆还田为例进行了农户跨期农业生产技术成本收益分析和收益损失的理论推导,并利用实地调研数据对相关推论进行实证检验。选择秸秆还田作为研究对象原因在于,秸秆还田是一种重要的保护性耕作技术,具有当期投入分多期收益、技术周期长、干扰因素多、不确定性大的特点^[9],属于典型的跨期农业技术,但是已有的研究更多的把秸秆还田作为一种普通的技术,较少关注它的跨期属性。

2 文献综述

现有文献大多关注农户禀赋差异^[1,10]、技术属性^[6,11]、技术效率^[12]、社会资本^[13,14]、补贴政策^[15]等因素对农户保护性耕作技术采纳行为的影响,对保护性耕作技术的跨期属性关注不足。与之相关的部分研究,所得结论也存在一定的争议。例如,徐志刚等^[9]利用农户数据,从经营规模和地权期限的角度对跨期农业技术采用进行了研究,发现地权期限只对规模户的跨期农业技术采纳有促进作用。姚洋^[16]、黄季焜等^[17]、Markussen等^[18]的研究表明,减少土地调整次数或者延长土地承包期限可以激励农户向耕地中投入更多的有机肥。应瑞瑶等^[19]利用2010—2015年农村固定观察点的农户面板数据,发现农地确权提高了农户农家肥的投资。Ali等^[20]在研究卢旺达的农地问题时发现,农地产权的正规化有利于提高农户对土壤保护进行长期投资。而许庆等^[21]、Carter等^[22]、Holden等^[23]的研究发现,农地安全与农业投资之间并不存在显著相关性,土地调整次数和地权的稳定性对农户的长期投资并没有显著的影响。杨柳等^[4]对同一种植户自有地块和转入地块保护性耕作投资进行了比较,发现农地产权稳定性虽能促进农户保护性耕作的投资但影响较小,自有地块的保护性耕作投资水平仅比转入地块多5.25元/hm²。

上述研究主要讨论了产权稳定性对农户保护性耕作或长期投资的影响,对保护性耕作技术的跨期属性关注不足,并且少有研究将农地流转因素纳入分析框架中。从理论上讲,当农业技术具有跨期属性,特别是其未来收益与特定地块相连时,地块的地权期限直接影响着该地块的未来收益。农地流转势不可挡,转入耕地与自家耕地产权性质不同,自家耕地的经营权期限更长、也更稳定。当耕地发生流转时,每个流转地块会约定一个契约期限,并通过“口头”或“书面合同备案”的形式签订流转契约。当农户采纳良种、农药、病虫害防治、化肥施用等周期短、见效快的技术时,流转地块的契约期限和契约形式对农户技术采纳的影响并不大。但秸秆还田作为典型的跨期农业技术,能够显著提高有机肥固碳,持续时间可达20年之久。此时农户的未来收益和土地密不可分,那么契约期限和契约形式是否是影响农户秸秆还田技术采纳的重要因素呢?

基于此,本文结合跨期属性的特点,以秸秆还田技术为例,从产权性质及契约稳定性的视角揭示农业保护性耕作技术采纳的影响因素。本文的贡献在于：第一,构建了理论分析框架,从理论上分析不同约束条件下地块的产权性质差异对农业保护性耕作这一跨期技术行为的影响,并从契约期限、契约形式等角度分析契约稳定性对流转地块跨期农业保护性耕作技术采纳可能面临的收益损失;第二,基于全国粮食主产省2271个地块层面的微观数据进行实证检验,严格区分农户的自有地块和转入地块,以考察不同产权性质对跨期技术采纳的影响,并从契约期限和契约形式两个方面对转入地块单独进行研究,同时利用Heckman两阶段模型来克服样本选择偏差问题。

3 理论分析与研究假说

本部分内容以一个典型的跨期农业保护性耕作技术——秸秆还田为例,来分析产权性质及契约稳定性对农户技术采纳行为的影响。农户的行为决策理论主要有两个,一是恰亚诺夫的小农理论,二是舒尔茨的效应最大化理论。前者认为,家庭农场不同于企业性质的资本主义农场。小农家庭作为一个生产和消费的结合体,会在劳动辛苦程度和需求满足程度之间平衡自己的生产活动,他们会策略性地运用家庭劳动力来实现绝对收入最大化而非利润最大化。尤其是在人口稠密、土地短缺的情况下,为了满足家庭消费需要,会继续投入更多的劳动力,即使以降低劳动效率、以资本主义意义上的亏损为代价。然而现实中,中国农村劳动力在城乡之间的流动和在乡村内部的雇佣现象普遍存在,农民家庭的收入方式变得多样,家庭经营已经不再为了多增加一点收入而不计成本地投入劳动力。这与恰亚诺夫“农村劳动力市场的不存在”的理论假设前提及“劳动消费均衡理论”的推理有不一致的地方。效应最大化理论则认为传统社会的农民与现代资本主义社会的农场主,在经济行为上没有本质性差别,总是遵循“利润最大化”的原则^[24]。在给定资源约束条件下,农民对资源作出了最佳运用,为了尽可能多地获得收入,他们会认真比较市场上商品的不同价格并认真地计算投入、产出和收入、消费。因此,在秸秆还田技术推广过程中,农户是否采用该技术,其决策的基础就是采用这项技术后能否给自己带来净利润。即农户需要将采用秸秆还田技术所投入的人力、物力、资金等成本和投入成本后所能带来的经济效益大小进行比较,如果采用秸秆还田技术的收益大于成本,则农户技术采纳的积极性就会明显提高,反之则不会^[25,26,27]。基于上述成本、收益的分析逻辑,本文考虑了农户对于自家地块和转入地块的不同技术选择行为并加以比较。

（1）自家地块不采用秸秆还田技术的收益分析

为简化研究问题,设定贴现率为1,并将地块面积标准化为1。假定农户面临的产品市场和要素市场是完全竞争的,市场中的信息完全,农户是价格的被动接受者。当该地块为自家耕地时,若农户不采用秸秆还田技术,每期的收益函数为：

（1）

π_{0} = PY (X) - C_{0}

式中：农产品的市场价格为

P

;

Y (X)

为每期农产品的产量;

X

为种子、化肥、农药等生产要素的投入;

C_{0}

为各生产要素的投入成本。

（2）自家地块采用秸秆还田技术的收益分析

由于秸秆还田属于跨期保护性耕作技术,当期投入收益会分多期获得。假定采纳秸秆还田会使农户获得未来

T

期的收益增量,收益的形式主要通过秸秆腐熟方式改善土壤质量,来增加农产品产量。采纳秸秆还田的地块,每期产量会在原产量的基础上产生一个影响系数,这个影响系数是时间

T

的函数,设为

f (T)

,当

T = N_{0}

,农户获得了秸秆还田带来的全部收益。同时,当农户采纳秸秆还田技术时,每期会额外增加一笔投资成本,

I (T)

为每期增加的投资。农户在自家地块采纳秸秆还田技术时,每期的收益函数为：

（2）

π_{T} = PY (X) f (T) - C_{0} - I (T)

（3）转入地块不采用秸秆还田技术的收益分析

下面我们对流转地块进行分析,流转地块会产生一个额外的费用即租金成本

C_{1}

。当不采用秸秆还田技术时,转入地块的农户的收益函数为：

（3）

π_{0}^{'} = PY (X) - C_{0} - C_{1}

（4）转入地块采用秸秆还田技术的收益分析

农户在转入地块采纳秸秆还田时会考虑耕地使用权的稳定性,转入地块的稳定性依赖于流转契约的选择,包括契约期限和契约形式的选择,即与农户未来受益的期数和契约实际执行期数

T

有关。契约实际执行期数

T

受约定的契约期限

t

及契约形式

K

的影响。假定契约期限

t

和契约形式

K

会对契约的实际执行期数

T

产生一个稳定系数

g (K, t)

,该系数的取值范围为

0 \leq g (K, t) < 1

,契约的实际执行期数

T

的函数可以表示为

T = t^{\frac{g (K, t)}{1 - g (K, t)}}

。农户采纳秸秆还田技术还与耕地的规模和集中连片程度有关,当转入地块有相连地块时,会促进耕地的集中连片、降低秸秆还田的采用成本,设定降低的成本为

C_{2}

。当转入地块采用秸秆还田时,农户的收益函数为：

（4）

π_{_{T}}^{'} = PY (X) f (T) - C_{0} - C_{1} - [I (T) - D C_{2}]

D = \{\begin{array}{l} 1, 有地块相连 \\ 0, 无地块相连 \end{array}

（5）不同技术选择行为的比较

比较自家地块和转入地块,在农户决定是否采纳秸秆还田技术时,应满足的最基本条件应为净收益大于零,即式（2）和式（4）大于零,由此可得：

（5）

π_{T} = PY (X) f (T) - C_{0} - I (T) > 0 ? f (T) > \frac{C_{0} + I (T)}{PY (X)}

（6）

\begin{array}{l} π_{_{T}}^{'} = PY (X) f (T) - C_{0} - [I (T) - D C_{2}] > 0 ? \\ f (T) > \frac{C_{0} + C_{1} + I (T) - D C_{2}}{PY (X)} \end{array}

对比式（5）和式（6）,当

D = 0

显然可以得出：

（7）

\frac{C_{0} + C_{1} + I (T)}{PY (X)} > \frac{C_{0} + I (T)}{PY (X)}

从式（7）可以看出,若转入地块无地块相连时,流转地块的增产系数

f (T)

取值的区间范围小于自有地块,即要求的约束条件更为苛刻,显然不利于流转地块秸秆还田的采纳。

当

D = 1

时,

\frac{C_{0} + C_{1} + I (T) - D C_{2}}{PY (X)}

与

\frac{C_{0} + I (T)}{PY (X)}

的大小尚难比较,要看耕地的规模和集中连片程度对采用成本降低的幅度。农户选择秸秆还田技术的目标是最大化总收益,总收益是未来多期收益的累加。每个生产周期中,自家耕地因采纳秸秆还田技术获得的收益增加量可以表示为式（2）减去式（1）,即：

（8）

\begin{array}{l} Δ π_{T} = π_{T} - π_{0} = PY (X) f (T) - PY (X) - I (T) \\ = PY (X) [f (T) - 1] - I (T) \end{array}

农户从该单位地块中,获得的全部净收益增量可表示为：

（9）

\overset{N}{\sum_{T = 1}} (π_{T} - π_{0}) = \overset{N}{\sum_{T = 1}} \{PY (X) [f (T) - 1] - I (T)\}

由于

N \geq N_{0}

,因此当农户在自家耕地采用秸秆还田时,农户可获得全部收益增量。

基于上述分析,通过农地流转使农户同时拥有自家耕地和转入耕地,这两种类型耕地的经营权期限和稳定性具有显著差异性^[4]。自家耕地的使用权期限更长,承包关系更稳定,农户拥有直至承包期结束的使用期限,党的十九大明确指出,第二轮土地承包到期后再延长30年;而转入耕地的使用期限以流转双方签订合约的实际执行期限为准。秸秆还田作为典型的跨期农业技术,作用周期长、风险大、面临后期更多的成本投入,收益需要在未来多期才能获得,因此农户不愿意增加风险性投资。据此,提出本文的第一个研究假说：

假说1：农地流转不利于跨期农业保护性耕作技术的采纳,即与转入地块相比,农户更倾向于在自家地块上采纳具有跨期属性的技术。

农地流转会导致家庭耕地规模和连片程度的变动,农地流转扩大了转入户的耕地规模,但耕地规模的扩大与耕地集中连片并不等同,当转入地块有相连地块时,才会促进耕地的集中连片;当转入地块无相连地块时,耕地规模扩大的同时,农户的地块数量也在增加,因此单个地块的面积并未增加。耕地规模的扩大和耕地的集中连片均有利于农机的使用,直接降低了秸秆还田使用的技术门槛,节省了单位面积的交易成本和学习成本^[9]。基于此,提出本文的第二个研究假说：

假说2：当农地流转提升耕地的规模化水平和集中连片程度时,农地流转对跨期农业技术采纳的负向影响会削弱。

分析流转过来的耕地,其收益的积累量与契约实际执行的周期

T

密切相关,当

T < N_{0}

时,农户会因为契约的中断造成收益损失。农户每期获得的收益增量可表示为式（4）减去式（3）为

Δ π_{T}^{'}

,契约中断而损失的全部收益增量可表示为：

（10）

\begin{array}{l} \overset{N_{0}}{\sum_{T = t^{\frac{g (K, t)}{1 - g (K, t)}}}} Δ π_{_{T}}^{'} = \overset{N_{0}}{\sum_{T = t^{\frac{g (K, t)}{1 - g (K, t)}}}} (π_{_{T}}^{'} - π_{_{0}}^{'}) \\ = \overset{N_{0}}{\sum_{T = t^{\frac{g (K, t)}{1 - g (K, t)}}}} \{PY (X) [f (T) - 1] - I (T) + D C_{2}\} \end{array}

从式（10）可以看出,农户因合约终止而损失的全部收益增量与契约期限

t

有密切关系。当经营权流转期限越长时,越有利于保障转入农户未来可获得的经济利益,从而促进农户采纳提高土壤肥力的长期投资^[26];当经营权期限越短时,农户越倾向于采取短期收益的投资行为,甚至采取耗竭性的经营方式,缺乏对耕地保护的长期投资,不利于跨期农业技术的采纳^[27,28]。据此,提出本文的第三个研究假说：

假说3：流转的地块中,约定的契约权期限越长,农户越有可能在该地块上采用跨期农业技术。

农户在转入地块采纳秸秆还田时还与契约形式K有关。契约形式主要表现为“口头契约”和“书面契约”。通常农地的不可移动性使流转对象限定在“亲友邻居”间,“亲友邻居”碍于“情面”,常约定“口头契约”,而口头契约极易引发土地流转纠纷^[29]。而书面契约对流转期限、租金形式等内容规定得更详尽^[28],因此若该地块通过土地流转平台进行书面备案,契约的监管和约束力更强^[30],可以更好保障契约的完整执行。据此,提出本文的第四个研究假说：

假说4：规范的契约形式对契约期限能够起到正向强化作用,有利于保障长期契约的执行,对秸秆还田技术的采纳起到正向促进作用。

4 研究设计

4.1 数据来源

本文调查地区共涉及黑龙江、吉林、辽宁、江苏、安徽、湖北6个粮食主产省份。在调查过程中,根据样本可得性的原则,结合分层随机抽样的方法,首先由课题组根据各个省内县域农业发展水平差异及土地流转率等指标,综合考虑后选取4个县,再在每个县抽取2个乡/镇,每个乡/镇抽取2个村,每个村抽取8~11个样本农户,调查员通过一对一入户与户主访谈的方式进行调查。本文共采集到880户样本农户问卷,在剔除内容不完整的问卷后,获得有效农户样本845户,样本农户有效率为96%;其中收集到4414个地块数据,剔除关键变量缺失及与秸秆还田技术采纳无关的地块样本,最后获得了有效地块样本2271块,其中包含745个转入地块。调查问卷涵盖了农户的个人特征、家庭特征及每个地块的秸秆还田采纳情况、产权归属、流转契约期限、契约形式、地块基本特征、农业生产情况等信息。

从表1的统计结果可以看出,样本农户中,有98.46%的受访者为男性,女性占比仅为1.54%,这是因为农业生产的行为决策者仍以男性为主,调研过程中优先访问决策者。从年龄上看,农户以中老年为主,其中46岁以上的受访者占70.78%。样本农户受教育程度以小学和初中为主,两者占比82.72%,大专以上文化程度者仅占1.07%。从耕地的细碎化程度看,每户家庭普遍拥有多个地块,其中地块数量为3~5块的农户居多,占45.68%;其次是6~10块的农户,占27.81%;农户最多拥有的地块数量竟达58块。从家庭拥有耕地面积上看,20亩以上的农户居多,占59.29%,面积在100亩以上的农户占17.63%,可以看出农户经营面积普遍较大,这既与耕地的流入有关也符合样本区域实际生产情况。

Table 1
表1
表1样本农户的基本情况
Table 1Basic information of the sampled farming households

指标	变量	样本量	比例/%	指标	变量	样本量	比例/%
受访者性别	男	832	98.46	家庭拥有地块数量/块	1~2	159	18.82
受访者性别	女	13	1.54		3~5	386	45.68
受访者受教育程度/年	0~6	265	31.36		6~10	235	27.81
	7~9	434	51.36	11及以上		65	7.69
	10~12	137	16.21	家庭耕地规模/亩	小于5	77	9.11
	13及以上	9	1.07		5~9	102	12.07
受访者年龄/岁	45以下	247	29.23		10~19	165	19.53
	46~55	292	34.56	20~39		162	19.17
	56~65	243	28.76	40~100		190	22.49
	66及以上	63	7.46	100以上		149	17.63

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表2汇总了不同产权性质的地块秸秆还田采纳情况。从表2可知,2271个地块样本中,有1476个地块采纳了秸秆还田技术,占全部样本的64.99%;自家地块中,有1033个地块采纳了秸秆还田技术,占自家地块样本的67.69%;转入地块有443个地块采纳了秸秆还田技术,占转入地块样本的59.46%,转入地块的采纳比例比自家地块低了8.23%。

Table 2
表2
表2不同产权性质地块秸秆还田采纳情况
Table 2Adoption of returning straw to field in plots with different property right arrangements

指标		采纳		不采纳
指标		地块数	比例/%	地块数	比例/%
样本地块	自家地块	1033	67.69	493	32.31
	转入地块	443	59.46	302	40.54
	全部地块	1476	64.99	795	35.01

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4.2 变量选取

（1）被解释变量。本文的被解释变量为跨期农业保护性耕作技术的采纳情况,本文选择了保护性耕作中的一个典型的跨期农业技术——秸秆还田为例来开展具体研究,该变量是一个二分类变量,采纳赋值为1,不采纳赋值为0。

（2）解释变量。本文的第一个核心解释变量是地块产权性质变量,转入地块赋值为1,自家地块赋值为0。该变量反映了农户对该地块享有权利的界限范围,自家的地块农户拥有承包权和经营权,转入的地块农户仅拥有经营权,且经营权受限于契约期限和契约形式。另外两个核心解释变量分别是契约期限、契约形式以及它们的交互项。契约期限是转入农户和转出农户在地块流转过程中约定的流转期限,反映了转入户拥有该地块的经营时间的长短。契约形式反映了地块流转程序是否规范,是否签订正式的流转合约并通过第三方进行流转契约备案。契约期限与契约形式的交互项,可以用来识别经第三方进行流转契约备案,是否可强化契约期限的正常执行,从而对转入地块秸秆还田的采纳起到增强调节作用。

（3）控制变量。借鉴刘丽等^[2]、李卫等^[6]的研究,本文从以下3个方面选取控制变量：①农户特征方面,包括年龄、受教育程度、是否有非农就业、是否是村干部4个变量;②地块特征控制方面,包括灌溉条件、土壤质量、地块离家距离、每亩产量、每亩租金、是否有相连地块6个变量;③信息获取特征变量,包括是否加入合作社、技术推广2个变量。为了减弱异方差的影响,本文对年龄、每亩产量、每亩租金3个变量进行了对数化处理。各变量的含义、赋值和描述性统计分析结果见表3。

Table 3
表3
表3变量的含义、赋值说明及描述性统计
Table 3Definition, value assignment, and descriptive statistics of variables

变量名称	变量含义与赋值	观测值	均值	标准差	最小值	最大值
被解释变量
该地块是否秸秆还田	否=0,是=1	2271	0.649	0.477	0.00	1.00
关键解释变量
产权性质	转入地块=1,自家地块=0	2771	0.328	0.469	0.00	1.00
契约期限	该地块约定流转的契约期限/年	745	7.944	10.355	1.00	30.00
契约形式	该地块签订的流转契约形式：口头形式契约=0,书面备案契约=1	745	0.246	0.431	0.00	1.00
控制变量
农户特征
年龄	2014年实际年龄/岁	845	51.301	9.968	23.00	80.00
受教育程度	户主实际受教育年限	845	7.878	2.599	0.00	18.00
是否有非农就业	否=0,是=1	845	0.258	0.438	0.00	1.00
是否是村干部	否=0,是=1	845	0.164	0.371	0.00	1.00
家庭耕地面积	2013年每个农户实际耕地面积/亩	845	67.126	234.383	2.00	6200.00
地块特征
能否灌溉	不能灌溉=0,能灌溉=1	2271	0.829	0.377	0.00	1.00
土壤质量	1=高,2=中,3=低	2271	1.832	0.573	1.00	3.00
是否有相连地块	否=0,是=1	2271	0.125	0.331	0.00	1.00
地块离家距离	你家离该块地多远/km	2271	0.967	2.012	0.00	65.00
租金对数	该地块愿意转租的最高价格/（元/亩）	2271	6.615	0.411	4.79	7.82
亩产对数	该地块亩产/（kg/亩）	2271	6.916	0.396	1.19	9.10
信息获取特征
是否加入合作社	否=0,是=1	845	0.218	0.413	0.00	1.00
技术推广	否=0,是=1	845	0.209	0.407	0.00	1.00

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4.3 模型设定

本文首先验证地块产权性质对秸秆还田技术的采纳是否有影响,农户在该地块上是否采纳秸秆还田技术是一个二分类变量,因此选择二元Probit模型进行估计。建立如式（11）所示计量经济模型：

（11）

G_{i} = β_{1} M_{i} + Z_{i} β_{2} + ε_{i}

式中：

i

为农户;

G_{i}

为是否采纳秸秆还田技术;

M_{i}

为地块的产权性质变量;

Z_{i}

为控制变量;

β_{1}

β_{2}

为待估系数;

ε_{i}

为服从正态分布的扰动项。为了验证契约期限、契约形式及其交互项对转入地块秸秆还田技术采纳的影响,本文进一步构建计量模型：

（12）

Y_{i} = γ_{1} t_{i} + γ_{2} Κ_{i} + γ_{3} t_{i} \times Κ_{i} + γ_{4} X_{i} + η_{i}

式中：

t_{i}

为地块的契约期限变量;

Κ_{i}

为契约形式变量;

t_{i} \times Κ_{i}

是它们的交互项;

X_{i}

为控制变量;

γ_{1}, γ_{2}, γ_{3}, γ_{4}

为待估系数;

η_{i}

为服从正态分布的扰动项。

式（12）中,要观察到契约期限、契约形式对秸秆还田技术采纳的影响,该地块必须是流转地块,如果仅以流转地块的样本进行Probit估计,就会产生样本截断的现象,导致估计结果不一致。农户是否选择转入该地块是一个自我选择的过程,可以写成一个标准的Probit估计函数：

（13）

P_{i}^{*} = α W_{i} + υ_{i}

式中：

P_{i}^{*}

为无法观测的潜在变量,由一组解释变量

W_{i}

决定;

α

为估计系数;

υ_{i}

为误差项。由于潜在变量不能观测到,因此定义如下示范性函数,

P_{i}^{*}

和

P_{i}

之间的关系为：

（14）

\{\begin{array}{l} P_{i} = 1, 如果 P_{i}^{*} > 0 \\ P_{i} = 0, 如果 P_{i}^{*} \leq 0 \end{array}

P_{i} = 1 和 P_{i} = 0

分别意味着该地块为流转地块和非流转地块。

为了降低估计结果的偏误,基于式（14）,本文继续利用Heckman样本选择模型,找到一个样本选择调整项,即构造逆米尔斯比率

λ_{i}

;把构造的逆米尔斯比率

λ_{i}

作为解释变量,纳入方程（12）中,来校正流转地块所带来的样本选择性偏误问题,则可观测样本的条件期望可以表示为：

（15）

\begin{array}{l} E (Y_{i}| P_{i} = 1) = γ_{1} t + γ_{2} Κ_{i} + γ_{3} t_{i} \times Κ_{i} + \\ γ_{4} X_{i} + γ_{5} λ_{i} + η_{i} \end{array}

可以看出式（15）是在式（12）的基础之上,纳入了逆米尔斯比率

λ_{i}

,通过引入这一新的解释变量可以有效地克服样本选择偏差问题^[31]。

5 结果与分析

5.1 产权异质性对技术采纳的影响

首先考察地块产权性质的不同对秸秆还田技术采纳的影响。表4报告了回归结果,结果显示,产权性质变量在相关模型中均通过了1%的显著性水平检验,且系数为负;说明与转入地块相比,农户更倾向于在自家地块上采用秸秆还田技术,验证了假说1,且结论比较稳健,与郜亮亮等^[26]已有文献结论一致。自家地块比转入地块有更稳定的经营权,秸秆还田作为典型的跨期农业技术,作用周期长、风险大、面临后期更多的成本投入^{[25,26,27,28,29,30,31,32]},收益需要在未来多期获得,因此农户不愿意增加风险性投资。

Table 4
表4
表4产权性质及在不同约束条件对秸秆换田的影响
Table 4Property right arrangement and influence under different restrictive conditions on straw exchange

变量	采用与否方程1	采用与否方程2	采用与否方程3（北方）	采用与否方程4（南方）	采用与否方程5
产权性质	-0.2197*** (0.0571)	-0.2511*** (0.0627)	-0.2873*** (0.1056)	-0.4223*** (0.1052)	-0.3299*** (0.0769)
产权性质×耕地规模			0.0010 (0.0007)	0.0009* (0.0005)	0.0007** (0.0004)
产权性质×相连地块					0.0054 (0.1209)
农户特征变量	否	是	是	是	是
地块特征变量	否	是	是	是	是
信息获取特征变量	否	是	是	是	是
常数项	0.4591*** (0.0333)	-3.4832*** (0.8029)	2.2554* (1.2654)	-6.3009*** (1.1345)	-3.5426*** (0.8058)
观测值	2271	2271	1063	1199	2271
Pseudo R²	0.0050	0.1466	0.0996	0.1502	0.1485

注：受篇幅所限,表中仅报告了关键变量的估计结果。*、**、***分别表示10%、5%和1%的水平上显著,括号内报告稳健标准误。

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在方程2的基础之上,引入产权性质与相连地块的交互项及产权性质与耕地规模交互项变量。由于各个省份之间存在显著区域差异,农业生产条件与要素禀赋有所不同,本文将地块样本按照地理位置区域分为南方和北方两个样本进行分别估计。方程3和方程4中,产权性质与耕地规模的交互项系数为农户不同的耕地规模对转入地块秸秆还田的影响差异;方程5中,产权性质与相连地块的交互项系数为是否有相连地块对转入地块秸秆还田的影响,同时引入产权性质与耕地规模的交互项,进一步检验估计结果的稳健性。

方程3和方程4估计结果显示,产权性质变量在相关模型中均通过了1%的显著性水平检验,且系数为负,这也验证了上文的回归结果。产权性质与耕地规模变量的交互项系数也均为正,但存在显著的区域差异性。这说明当农地流转提升耕地的规模化水平时,农地流转对跨期农业技术采纳的负向影响会削弱。北方地区由于多种植玉米等作物,生产规模较大,另外玉米也易于秸秆还田,所以这种影响在北方地区并不明显。南方地区以水稻种植为主,耕地规模的扩大能够带来生产的规模效应,降低秸秆还田技术的亩均采纳成本,减少了因契约中断带来的利益不确定性损失。同时耕地规模越大的农户兼业可能性越低,农户会因此对农业生产倾注更多的精力。因此耕地规模越大的农户,越有可能在转入的地块上采纳秸秆还田技术,验证了研究假说2。方程5的估计结果显示,产权性质与相连地块的交互项并不显著,说明相连地块的正向调节作用并不明显。这可能由于近年来农业生产环节外包服务的发展,农业作业并非以户或地块为单位作业,而是在整个片区内对不同农户统一作业,分散的地块被整合成一个各家共有的大农场,因而相连地块的优势并没有体现出来。方程5中地权性质和产权性质与耕地规模的交互项分别在1%和10%的水平上通过了显著性检验,说明上述两个变量结果较为稳健。

5.2 契约稳定性对技术采纳的影响

这里先不考虑样本选择偏误问题,直接利用745块流转地块进行估计。表5报告了对计量模型（12）的估计结果。单独引入契约期限及控制变量后,契约期限解释变量在1%的水平上显著,且系数为正;单独引入契约形式及控制变量后,契约形式解释变量在10%的水平上显著,且系数为正;进一步把契约期限、契约形式及二者交互项纳入模型中,发现契约期限在1%的水平上显著,交互项在10%的水平上显著为正,契约形式变量不显著,有待后文作进一步检验。

Table 5
表5
表5契约稳定性对转入地块秸秆还田技术采纳的影响
Table 5Effect of contract duration and forms on the adoption of returning straw to field

变量	采用与否方程6	采用与否方程7	采用与否方程8
契约期限	0.0234*** (0.0050)		0.0173*** (0.0060)
契约形式		0.1936^* -0.1159	-0.1572 （0.1741）
契约形式×契约期限			0.0211* (0.0120)
农户特征变量	是	是	是
地块特征变量	是	是	是
信息获取特征变量	是	是	是
常数项	-1.1998 (1.4086)	-1.6910 (1.3953)	-1.0290*** (1.4185)
观测值	745	0.1673	745
Pseudo R²	0.1136	0.0941	0.1170

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

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5.3 Heckman两阶段模型估计结果

前文研究单独将745块流转地块样本进行检验,可能会出现样本选择偏误问题,因此进一步采用Heckman两步法对模型（15）进行估计。表6中的报告结果显示,契约期限在1%的水平上通过了显著性检验,且系数为正,假说3得到验证,且结果具有很强的稳健性。对比方程6和方程10,方程6中的契约期限的估计系数明显高于方程10,并且样本选择误差调整项在相关模型中都通过了1%的显著性水平检验,说明样本中的确存在选择偏差,利用Heckman两步法估计更为合适。

Table 6
表6
表6契约稳定性对转入地块秸秆还田技术采纳的影响
Table 6Effect of contract duration and forms on the adoption of returning straw to field

变量	流转选择方程9	采纳方程方程10	采纳方程方程11	采纳方程方程12
契约期限		0.0066*** (0.0016)		0.0046** (0.0020)
契约形式			0.0558 (0.0400)	-0.0627 (0.0593)
契约形式×契约期限				0.0007* (0.0038)
年龄的对数	-1.2802*** (0.1492)	-0.4838*** (0.1403)	-0.5147*** (0.1415)	-0.5117*** (0.1411)
受教育程度	0.0078 (0.0113)	0.0271*** (0.0068)	0.0264*** (0.0069)	0.0268*** (0.0068)
是否有非农就业	-0.1949*** (0.0665)	-0.1522*** (0.0419)	-0.1501*** (0.0423)	-0.1469*** (0.0419)
是否是村干部	0.0888 (0.0782)	0.0969** (0.0463)	0.1030** (0.0467)	0.0930** (0.0463)
灌溉条件	0.2063** (0.0810)	0.4028*** (0.0459)	0.4091*** (0.0463)	0.4054*** (0.0459)
土壤质量	0.0691 (0.0497)	0.0170 (0.0305)	0.0316 (0.0306)	0.0153 (0.0305)
地块离家距离	0.13970*** (0.0301)	0.0099 (0.0061)	0.0108* (0.0062)	0.0099 (0.0061)
租金对数	-0.4028*** (0.0698)
亩产对数	0.0728*** (0.0725)	0.0076 (0.0468)	0.0204 (0.0471)	0.0083 (0.0467)
是否加入合作社	0.3466*** (0.0689)	0.1973*** (0.0463)	0.2008*** (0.0471)	0.2021*** (0.0468)
技术推广	0.0445 (0.0735)	-0.0353 (0.0433)	-0.0318 (0.0438)	-0.0281 (0.0436)
土地流转选择误差调整项		0.5575*** (0.1230)	0.5910*** (0.1230)	0.5410*** (0.1230)
常数项	6.1997*** (0.8795)	1.1915*** (0.5508)	1.1655*** (0.5561)	1.2906** (0.8795)
Pseudo R²	0.0717	0.1530	0.1364	0.1549
观测值	2271	745	745	745

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

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契约形式与契约期限的交互项在方程12中显著为正,说明在转入的地块中,流转期限较长且经过第三方进行契约备案的地块采纳秸秆还田技术的可能性更大,研究假说4得以验证。对比表5和表6中地权期限及其与契约形式交互项的估计系数发现,表6中的估计系数均有下降,说明表5中的样本选择偏误高估了地权期限及其与契约形式交互项对秸秆还田技术采纳的影响。同时对比表6中契约期限的估计系数,可以发现方程12中的估计系数要小于方程10中的估计系数,说明契约形式与契约期限的交互项解释了部分原因。方程12契约期限的估计系数为0.0046,说明流转地块的契约期限每增加10年,秸秆还田采纳的地块比例会增加4.36%。这一结果表明当地块流转期限缩短后,减少了农户未来可能获得的收益,农户作为技术使用的受益方或者风险承担者,一定会去评估技术的激励效果。延长地块约定的契约期限,相当于提高了地权的稳定性,这会在一定程度上诱导农户采取对自身有利的长期投资行为。

契约形式变量在方程11和方程12中均不显著,说明在流转地块中,契约形式并不是影响农户采纳秸秆还田技术的制约因素,且只有在契约期限的约束下契约形式才能起到显著影响。这可能有以下两个原因：第一,契约形式本身对转入地块秸秆还田技术采纳行为的影响不大;第二,农户的土地流转一般在“亲戚邻居”间进行,签订正规流转合约的农户较少,即使签订合约,但合约对农户的约束力并不强。

5.4 秋熟地块检验结果

在所有2271个地块样本种植的作物中,包括夏熟粮食作物和秋熟粮食作物,而东北地区仅有秋熟作物。秸秆还田技术在不同的季节采纳效果会有差别,为了检验上述估计结果的稳健性,本部分剔除夏熟地块,利用1603块秋熟地块的数据,直接利用Heckman样本选择模型进行估计。由表7可知,λ等于0.5746,且在1%的水平上显著,说明采用Heckman样本选择模型是合适的。估计结果显示契约期限及其与契约形式的交互项均能促进秸秆还田技术的采纳,说明上述估计结果较为稳健。

Table 7
表7
表7契约稳定性对转入地块秸秆还田技术采纳的影响
Table 7Effect of contract duration and forms on the adoption of returning straw to field

变量	方程13 第一阶段流转选择		方程14 采纳与否
	系数	标准误	系数	标准误
契约期限			0.0047*	0.0024
契约形式			-0.0593	0.0687
契约形式×契约期限			0.0083*	0.0045
农户特征变量	是	是	是	是
地块特征变量	是	是	是	是
信息获取特征变量	是	是	是	是
常数项	5.0903	1.0158	1.0205	0.7775
全部样本	1603
流转地块	558
λ			0.5746***	0.2081
Wald Test for the Model	chi²(13)=59.82***

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

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5.5 稳健性检验

为了进一步检验表6的结果是否稳健,本部分对契约期限和契约形式变量均进行了重新定义,设定自家地块契约期限为30年,并默认为签订契约形式的程序规范。该设定规避了样本选择问题,即全部2271个地块样本均可纳入模型中进行检验。表8的估计结果显示,契约期限变量在模型15和17中均在1%水平上通过了显著性检验,且系数为正;契约形式变量在模型16中在1%的显著性水平下通过了检验,且系数为正,说明表6的估计结果有很强的稳健性。

Table 8
表8
表8契约稳定性对转入地块秸秆还田技术采纳的影响
Table 8Effect of contract duration and forms on the adoption of returning straw to field

变量	采纳与否方程15	采纳与否方程16	采纳与否方程17
转换的契约期限	0.0139*** （0.0024）		0.01608*** （0.0060）
转换的契约形式		0.2956*** （0.0667）	0.0522 （0.1602）
转换的契约形式×契约期限			-0.0036 （0.0079）
农户特征变量	是	是	是
地块特征变量	是	是	是
信息获取特征变量	是	是	是
常数项	-3.6509*** （0.7971）	-3.8121*** （0.7958）	-3.6768*** （0.7993）
观测值	2271	2271	2271
Pseudo R²	0.1522	0.1478	0.1523

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

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本文的研究结论与Eskander等^[33]研究孟加拉地区、Lanjouw等^[34]、Deininger等^[35]研究拉美国家地区得出的地权安全提高农户对跨期耕地保护投资的结论具有一致性;同时也与Green等^[36]关于发达国家对跨期行为选择得出的结论类似,即人们更偏好获得稳定的未来期收益。需要说明的是,本文主要讨论的是产权异质性和契约稳定性对农业保护性耕作跨期技术行为的影响。产权理论强调稳定的产权对投资特别是长期投资的重要性,即农地产权越稳定,对农户在农地上进行长期投资的激励就越充分。在现实中,随着中国农村土地的“三权分置”,土地经营权正式从承包经营权中分离出来,农地流转的速度开始加快。由于转入的耕地在产权性质、经营权期限和经营权稳定性方面都与自家耕地显著不同,将会导致农户在跨期农业技术采用行为上表现出差异,这是本文开展研究的现实基础。发达国家的土地产权制度与中国的土地产权制度存在着本质的区别,即发达国家以土地私有制为主。私人土地虽受政府调节,但主要由市场机制配置,土地可进行“买卖、租赁、抵押”等交易,这与中国的土地流转政策有着较大差异。

6 结论与启示

6.1 结论

“藏粮于地”是农业高质量发展的重要举措,保护性耕作技术是实现“藏粮于地”战略的必然选择。保护性耕作技术的收益有跨期属性,因此经营主体的保护性耕作行为决策逻辑与其他非跨期技术有所不同,例如,为获得跨期农业技术的未来期收益,产权属性及其契约稳定性就显得更为重要。本文首先从理论上分析不同约束条件下地块的产权性质差异对农业保护性耕作这一跨期技术行为的影响,并从契约期限、契约形式等角度分析了契约稳定性对流转地块跨期农业保护性耕作技术采纳可能面临的收益损失。在此基础上,利用全国粮食主产区2271个地块的数据进行了实证分析。研究结论如下：

（1）产权性质对农户的跨期保护性耕作技术选择具有重要影响,农户自家地块采纳率比转入地块高25.11%。秸秆还田作为典型的跨期农业技术,作用周期长、风险大、面临后期更多的成本投入,收益需要在未来多期才能获得,而自家地块相较于转入地块具有更稳定的经营权,因此经营主体更愿意在自家地块上采用保护性耕作技术,以降低获得未来期收益的不确定性。

（2）产权性质对农户跨期保护性耕作技术选择的影响还受到耕地规模等外部约束条件的影响,这种影响在南方地区更为显著。耕地规模的扩大能够带来生产的规模效应,降低秸秆还田技术的亩均采纳成本,减少农户因契约中断带来的利益不确定性损失。同时耕地规模越大的农户兼业可能性越低,农户会因此对农业生产倾注更多的精力与投入,从而降低了土地转入对跨期技术选择的负向影响。

（3）对转入土地而言,契约稳定性是影响农户跨期技术选择的重要因素。具体而言,农户作为技术使用的受益方或者风险承担者,一定会去评估技术的激励效果。一方面,当地块约定的契约期限延长时,地权的稳定性提高,这会在一定程度上诱导农户采取对自身有利的长期投资行为,从而提升采纳跨期农业保护性耕作技术的概率。另一方面,在契约期限的约束下,通过正规的流转平台签订流转契约的地块,跨期保护性耕作技术的采纳率会有所提升。在细分样本、考虑了选择偏误后发现相关研究结论仍然稳健。

6.2 启示

结合契约稳定性与农户跨期技术选择分析的相关结论,本文总结得出以下几点启示：

第一,加快推进土地要素市场化配置建设,创新土地流转模式,完善土地流转机制,搭建土地流转信息管理平台,规范土地流转合约的签订,对失约者给予惩戒,提升合约的监督功能和约束力,充分保障土地转入者权益。另外,政府不宜通过行政干预方式强制推行农户选择书面契约,而是重视农民的熟人社会,通过示范作用来引导农户接受规范的契约签订。

第二,政府可对保护性耕作技术的采用提供一定政策支持,在落实以绿色生产为导向的农业补贴政策时,要强化政策的精准性和导向性,补贴资金应向技术的实际使用者发放,保障耕地转入农户和自有土地农户从跨期农业保护性耕作技术中获得的收益,从而激发农户采取保护性耕作技术的热情。

第三,不断加强耕地可持续利用的宣传与推广,提高农民保护耕地质量的责任意识,改变农民以往“重生产”“轻生态”的观念及耕地耗竭性利用的陋习。同时重视保护性耕作技术专业服务市场的培育,开拓耕地质量保护与提升等相关服务,提升农业保护性耕作的专业化程度。

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The purpose of this paper is to empirically track the progress and consequences of the emergence of cultivated land markets in China since 2000. We draw on a set of nationwide, household-level panel data (for 2000 and 2008) and find that the markets for cultivated land rental have emerged robustly. According to our data, 19 of China's cultivated land was rented in farm operators in 2008. We also find that the nature of China's cultivated land rental contracts has become more formal and lengthened the period of time that the tenant is able to cultivate the rented-in plots. While there may be benefits for lessors and tenants, our data show that there are falling rates of investment in organic manure. The farmers in our sample have reduced organic manure use from 13 tons/ha in 2000 to 5 tons/ha in 2008. Part of this fall is due to the rise of cultivated land rental markets. The analysis, however, does not find that improved property rights in cultivated land rental affect investment largely because property rights have largely been established by 2000, the first year of our sample. Our results, however, also show that there are forces that appear to be mitigating the negative consequences of rising cultivated land rental. After holding constant initial rental rates and other factors, we find that the gap between investment in organic manure in own land and rented-in land is narrowing. One interpretation of our findings is that if policymakers can find ways to even further strengthen the rights of lessors and tenants as well as lengthen contract periods, farmerseven those that rentwill invest more in their land, because they will be able to capture the returns to their investments.

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