楊柳，呂開宇*，閻建忠

（1. 西南大學資源環(huán)境學院，重慶 400715；2. 中國農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所，北京 100081）

耕地質(zhì)量退化問題日益嚴重[1]，耕地質(zhì)量越來越受到社會各界的高度關(guān)注[2]，農(nóng)戶對耕地的保護性投資會對耕地質(zhì)量產(chǎn)生重要影響[1,3]。國家“十三五”規(guī)劃中提出要堅持最嚴格的耕地保護制度，實施“藏糧于地、藏糧于技”戰(zhàn)略，以確保糧食安全[4]。藏糧于地的重點在于保護耕地生產(chǎn)能力[5]，藏糧于技的關(guān)鍵在于提質(zhì)增效，就此而言，采取并提高保護性耕作技術(shù)投資就顯得尤為重要，且有研究表明秸稈還田是保護性耕作技術(shù)的重要內(nèi)容[6]。同時，自1990年代我國開放農(nóng)村土地使用權(quán)流轉(zhuǎn)以來，農(nóng)地流轉(zhuǎn)快速發(fā)展。截至2014年底，農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例已達到30.4%，導致越來越多的農(nóng)戶開始經(jīng)營自有地（非轉(zhuǎn)入地）和轉(zhuǎn)入地（農(nóng)地流轉(zhuǎn)中流入的土地）這兩種類型的農(nóng)地，然而這兩類農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性存在顯著差異（這與流轉(zhuǎn)合同年限等信息有關(guān)[7]）。農(nóng)戶耕作保護性投資與耕地質(zhì)量的提高或降低密切相關(guān)，因此，研究產(chǎn)權(quán)差異是否會對該項投資產(chǎn)生影響具有現(xiàn)實意義。

地權(quán)的穩(wěn)定性與農(nóng)戶投資關(guān)系一直受國內(nèi)外學者的關(guān)注。有研究表明，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性與農(nóng)戶長期投資存在正相關(guān)關(guān)系[8-11]。在國外，Besley[8]、Carter 和Yao[9]通過實證研究發(fā)現(xiàn)地權(quán)的不穩(wěn)定性對農(nóng)戶投資有抑制作用；Jacoby等[10]研究表明穩(wěn)定的地權(quán)對投資具有顯著的正向影響；還有學者認為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的保障不僅能提高農(nóng)地投資[12]，還能夠維持并提高耕地質(zhì)量[13]。在國內(nèi)，何凌云和黃季焜[11]、郜亮亮等[14]以有機肥為長期投資指標實證研究發(fā)現(xiàn)地權(quán)的穩(wěn)定性正向影響農(nóng)戶對農(nóng)地旨在提高土地肥力的長期性投入。同時，有學者認為地權(quán)的穩(wěn)定性雖然與農(nóng)業(yè)總投資并不相關(guān)[15]，但對與土地相關(guān)的投資呈顯著的正向影響[16-17]。然而，也有研究表明，農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性與農(nóng)戶長期投資并沒有什么關(guān)聯(lián)[18]，尤其是陳鐵和孟令杰[19]通過對田間投資、農(nóng)用機械投資和具有代表性的農(nóng)家肥投資這三類農(nóng)戶長期生產(chǎn)性投資進行實證分析，發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶長期投資的主要因素并不是土地調(diào)整所帶來的地權(quán)不穩(wěn)定。

國內(nèi)學者對農(nóng)地流轉(zhuǎn)中農(nóng)戶投資行為的研究已經(jīng)取得了一定的成果。郜亮亮等[20]、任力和龍云[21]將耕地分為自家地和轉(zhuǎn)入地，分別從定性和定量的角度分析產(chǎn)權(quán)因素在農(nóng)戶投資決策中的作用，結(jié)果均表明越穩(wěn)定的產(chǎn)權(quán)越會激勵農(nóng)戶采取耕地保護性措施。郜亮亮和黃季焜[22]將轉(zhuǎn)入地進一步劃分為親屬轉(zhuǎn)入和非親屬轉(zhuǎn)入的農(nóng)地兩種類型，實證結(jié)果表明，在有機肥施用概率上從親屬轉(zhuǎn)入的農(nóng)地顯著高于從非親屬轉(zhuǎn)入的農(nóng)地，以此證明促進流轉(zhuǎn)農(nóng)地使用權(quán)的穩(wěn)定性，能夠激勵農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入農(nóng)地的長期投資；孔祥智和徐珍源[23]通過對農(nóng)戶在自有地與轉(zhuǎn)入地上投入有機肥的差分分析，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)土地的長期流轉(zhuǎn)有利于對土地的長期投資。

雖然目前學術(shù)界有關(guān)產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性對耕地長期性（保護性）投資影響的研究較多，但大多是對不同農(nóng)戶之間的比較，較少研究同一種植戶在自有土地和轉(zhuǎn)入土地上的投資。而對同一種植戶在自有土地和轉(zhuǎn)入土地上比較，可以更好地控制家庭因素，從而更為確切地分析產(chǎn)權(quán)因素在農(nóng)戶投資決策中的作用?；诖?，本文利用黑龍江、河南、浙江和四川4省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，以秸稈還田單位面積投資作為保護性耕作投資指標，采用兩步法IV-Tobit模型，分析同一農(nóng)戶不同農(nóng)地類型對保護性耕作投資的影響，并進一步研究農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地投資的影響因素，從而探討產(chǎn)權(quán)因素在保護性耕作投資決策中的作用，為提高農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性和農(nóng)戶保護性耕作投資提出政策建議。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源與說明

本文所用數(shù)據(jù)為中國農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所“財政金融創(chuàng)新與農(nóng)村發(fā)展”創(chuàng)新團隊2015年對糧食規(guī)?；a(chǎn)情況的調(diào)研數(shù)據(jù)，樣本分布在黑龍江、河南、浙江和四川4個省份。在樣本選取方面，采用分層隨機抽樣方法，每個省內(nèi)隨機選取4個縣，每個縣內(nèi)抽取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中再抽取4個村，每村內(nèi)采用分層抽樣方法選取16戶家庭進行入戶調(diào)研（按照3:5的比例選取規(guī)模農(nóng)戶和一般農(nóng)戶，其中將耕地面積占省內(nèi)戶均耕地面積3倍以上的農(nóng)戶定義為規(guī)模戶，在計算省份戶均耕地面積時，數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計年鑒資料及從政府部門了解到的情況）。經(jīng)清理，共獲得1 040戶有效樣本，其中填寫土地流轉(zhuǎn)等相關(guān)內(nèi)容的農(nóng)戶數(shù)為662。

數(shù)據(jù)主要包括兩個部分：一部分是農(nóng)戶家庭層面的信息，主要是戶主的年齡、受教育年限等信息；另一部分是地塊層面的相關(guān)信息，主要包括地塊（轉(zhuǎn)入地、自有地）離家距離、土地肥力、灌溉條件、產(chǎn)權(quán)情況、地塊投入、土地流轉(zhuǎn)合同信息等情況。由于本文考慮的是不同農(nóng)地類型對農(nóng)戶在保護性耕作投資上的影響，所以，在數(shù)據(jù)處理上，為保證得到一致的估計結(jié)果，將未進行秸稈還田的農(nóng)戶從樣本中剔除，最終獲得404戶家庭的數(shù)據(jù)。

1.2 模型選擇

針對同一農(nóng)戶而言，除了不同類型的地塊會影響農(nóng)戶保護性耕作投資外，地塊基本特征、地區(qū)信息以及其他特征也會影響農(nóng)戶保護性耕作投資。同時考慮到土地類型（即是否為轉(zhuǎn)入地）這一農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變量可能存在內(nèi)生性問題，因此本文將引入工具變量對數(shù)據(jù)進行分析?；诖耍疚膶⒂嬃磕Ｐ驮O(shè)定為：

式中：Y是秸稈還田單位面積投資；X為農(nóng)地類型；Z為控制變量矩陣，具體為地塊基本特征變量；A為地區(qū)虛擬變量（黑龍江省=1，浙江省=2，河南省=3，四川省=4）；B為工具變量；α、η為常數(shù)項，β、τ、δ、λ為估計系數(shù)，ε為隨機擾動項。

另外，為了更好地從家庭層面提出政策性建議，本文進一步分析了影響農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地保護性耕作投資的因素，故設(shè)定計量模型為：

式中：Y是秸稈還田單位面積投資；C為流轉(zhuǎn)信息特征；E為農(nóng)戶的基本特征；μ為常數(shù)項，σ、τ、ρ、δ為估計系數(shù)，ε為隨機擾動項。

由于農(nóng)戶對不同類型的地塊投資存在差異，甚至不少農(nóng)戶對某類地塊不進行投資（即因變量為0），因此（1）式選用兩步法IV-Tobit模型對數(shù)據(jù)進行分析，（3）式則選用Tobit模型。

此外考慮到估計結(jié)果的穩(wěn)健性，應(yīng)用Robust進行校正；各個省份之間存在顯著的自然條件和社會經(jīng)濟條件差異，故引入省份代碼虛擬變量作為控制變量以解決該問題。

1.3 變量設(shè)定

1）農(nóng)戶農(nóng)地保護性耕作投資指標的選擇。秸稈還田是保護性耕作技術(shù)的重要內(nèi)容[6]。很多學者認為，投資有機肥、采用秸稈還田均能顯著提高土壤固碳能力，有助于改良土壤[24]，從而提高糧食產(chǎn)量，這對保護國家糧食安全具有戰(zhàn)略意義。雖然兩者在時間效應(yīng)上存在明顯差異：有機肥固碳持續(xù)期約為40年而秸稈還田約為20年。但不管是40年還是20年，時間效應(yīng)持續(xù)時間都較長，因此投資有機肥和采用秸稈還田都可作為農(nóng)地保護性耕作投資指標。由于秸稈還田技術(shù)更易操作且更符合農(nóng)戶耕種習慣[25-26]，且秸稈還田可減少對大氣的污染，而有機肥分干濕兩種，施用量不便衡量。因此，本文選擇以秸稈還田單位面積投資作為農(nóng)地保護性耕作投資指標來進行實證分析。

2）解釋變量的選擇。本文在分析時將同一種植戶的不同地塊數(shù)據(jù)進行縱向合并，進而以地塊為研究對象（由于每一農(nóng)戶的土地類型分為自有地和轉(zhuǎn)入地兩種，故以地塊為研究對象，404份有效樣本共有808塊地塊信息），參考何凌云和黃季焜[11]、郜亮亮等[20]的研究，選取6個指標來分析在我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀下不同類型的農(nóng)地對糧食種植戶保護性耕作投資的影響（表1）。

同時，進一步以農(nóng)戶為研究對象，分析影響糧食種植戶對轉(zhuǎn)入地保護性耕作投資的因素。解釋變量主要從農(nóng)戶基本特征信息、地塊特征信息和流轉(zhuǎn)特征信息3個方面選?。ū?）。

1.4 內(nèi)生性分析

在上述模型中，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變量可能存在內(nèi)生性問題。其原因主要是存在遺漏變量，主要包括2個方面：第一，流轉(zhuǎn)因素與投資不可觀測因素緊密相關(guān)；第二，流轉(zhuǎn)決策與投資決策是同一農(nóng)戶決策的結(jié)果。為此，本文引入了工具變量，并通過2SLS方法來檢驗工具變量的有效性。本文引入的3個工具變量分別為：獲得地塊約定形式（轉(zhuǎn)入地書面約定為0，轉(zhuǎn)入地口頭約定為1，自有地默認為0）；農(nóng)戶了解政策程度（不了解=1，一般了解=2，比較了解=3）；與地塊承包者關(guān)系（與轉(zhuǎn)入戶關(guān)系不好為0，與轉(zhuǎn)入戶關(guān)系好為1，自有地默認為1）。這3個變量均與農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變量有關(guān)，但并不與投資有直接關(guān)系。

表1 研究不同農(nóng)地類型對農(nóng)戶耕作保護性投資的影響變量描述性統(tǒng)計（n=808）Table 1 Descriptive statistics of the variables in fl uencing conservation investment on different types of farmland (n = 808)

表2 研究農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地投資的影響因素變量描述性統(tǒng)計（n=404）Table 2 Descriptive statistics of the variables in fl uencing conservation investment on rented land (n= 404)

在進行2SLS估計時，使用多種統(tǒng)計檢驗方法來討論工具變量的有效性。通過豪斯曼檢驗和DWH檢驗，P值均不超過0.05，故認為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變量為內(nèi)生解釋變量；Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量的P值為0，強烈地拒絕了“工具變量識別不足”的原假設(shè)；工具變量的聯(lián)合F檢驗統(tǒng)計值為904.431〉10，最小特征值統(tǒng)計量為 517.021〉12.83，則拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)；Hansen’s J統(tǒng)計量的P值為0.187，拒絕工具變量法過度識別的原假設(shè)，表明工具變量具有外生性。上述表明，本文選取的工具變量是最合適的。

1.5 解釋變量間共線性檢驗

為防止解釋變量間存在多重共線性問題，利用Pearson相關(guān)系數(shù)、容忍度（Tolerance）和方差膨脹因子（VIF）來進行檢驗。根據(jù)Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示，在兩個研究方程中均是地塊離家距離與省份代碼之間的相關(guān)系數(shù)絕對值最高，最大值為0.429〈0.8；當研究不同農(nóng)地類型對保護性耕作投資的影響時，在第一階段估計中，地塊離家距離的容忍度最低，為0.795〉0.1，而其方差膨脹因子最高，為1.260〈10；在第二階段估計中，省份代碼的容忍度最低，為0.748〉0.1，而其方差膨脹因子最高，為1.340〈10；當研究影響農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地保護性耕作投資的因素時，合同是否約定年限的容忍度最低，為0.362〉0.1，而其方差膨脹因子最高，為2.770〈10。綜合以上三類檢驗指標，說明解釋變量之間不存在多重共線性問題，不會對模型的分析造成影響。

2 結(jié)果與分析

2.1 土地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀分析

農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積和流轉(zhuǎn)戶數(shù)占比高。4個省樣本農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積占耕地總面積的86.09%，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶數(shù)占農(nóng)戶總數(shù)的71.15%（表3），其中浙江省面積流轉(zhuǎn)比例最高，四川省農(nóng)戶流轉(zhuǎn)比例最高。這有可能是因為各個省份之間具有明顯不同的經(jīng)濟發(fā)展水平、自然地理和社會人文條件。如浙江省流轉(zhuǎn)面積比例較高的原因可能是市場化改革較早，經(jīng)濟社會活力強，并設(shè)有較完善的土地流轉(zhuǎn)服務(wù)機構(gòu)，這些因素共同促進了浙江省大面積的土地流轉(zhuǎn)。黑龍江省和四川省流轉(zhuǎn)農(nóng)戶比例較高，其原因可能是黑龍江省是我國農(nóng)業(yè)大省、“北大倉”，土地平坦且肥力高，為推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，國務(wù)院出臺了相關(guān)政策以輔助農(nóng)地流轉(zhuǎn)快速發(fā)展；四川省是勞務(wù)輸出大省，農(nóng)戶大多外出從事非農(nóng)工作，為增加收入，則將自家的土地流轉(zhuǎn)給他人。雖然河南省也是勞務(wù)輸出大省，但也是我國人口第一大省且農(nóng)民占比高，這導致了其農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例較低。

農(nóng)業(yè)部數(shù)據(jù)顯示，2014年我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積比例占全國耕地總面積三成以上。抽樣原因調(diào)查結(jié)果顯示樣本區(qū)不論是農(nóng)戶流轉(zhuǎn)比例還是農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例遠遠高于全國調(diào)查比例，但這對未來更具啟示意義，因為在流轉(zhuǎn)比例高的地方可以更容易比較出同一農(nóng)戶對不同農(nóng)地類型的保護性耕作投資情況。

樣本區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)契約形式具有以口頭形式為主、約定年限短的特點。從4個省份樣本區(qū)來看，合同約定以口頭形式的仍達73.41%，每個省份都在50%以上，其中四川省高達94.04%，黑龍江省最低為56.12%（表4）。這是由于農(nóng)戶在選擇契約形式時常常受人情的羈絆，同時也為了避免麻煩故選擇口頭形式的約定方式。而針對黑龍江省而言，流轉(zhuǎn)合同的簽訂與當?shù)卣囊龑懿豢煞?。約定合同流轉(zhuǎn)年限的占流轉(zhuǎn)農(nóng)戶樣本總數(shù)的53.47%，其中四川省最低且不足10%；在約定農(nóng)地流轉(zhuǎn)年限的農(nóng)戶中平均約定農(nóng)地流轉(zhuǎn)年限為3.87年，并且大多數(shù)約定流轉(zhuǎn)期限的農(nóng)戶約定的流轉(zhuǎn)年限小于1年，流轉(zhuǎn)期限小于5年的占80%以上（表4），這與郜亮亮[27]研究結(jié)果類似。

表3 2014年轉(zhuǎn)入戶數(shù)及轉(zhuǎn)入的耕地面積情況Table 3 Number of households with land transferred-in and land size transferred-in in 2014

表4 2014年轉(zhuǎn)入戶契約形式及流轉(zhuǎn)年限情況Table 4 Transfer contract forms and contract terms in 2014

2.2 耕作保護性投資現(xiàn)狀分析

樣本區(qū)秸稈還田投資比例仍比較低。從整體上看，農(nóng)戶對保護性耕作投資偏低，采用秸稈還田的農(nóng)戶占總農(nóng)戶的38.85%，農(nóng)戶平均投資僅為307.20元/hm2（表5）。這可能與投資收益或投資收益回收期有關(guān)，保護性耕作更關(guān)注保護農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境，從而促使農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，但這些投資所產(chǎn)生的收益不像化肥、農(nóng)藥、種子等短期投入所帶來的收益能立竿見影。同時，農(nóng)產(chǎn)品價格較低，投資收益也不一定高，因此農(nóng)戶投資積極性降低。從各省秸稈還田投資來看，黑龍江省投資戶數(shù)比例最低，僅為18.22%，但單位面積投入資金最多，為480.30元/hm2。河南省和四川省對該項投資的比例最高，這與當?shù)卣囊龑ё饔孟⑾⑾嚓P(guān)。

農(nóng)戶在自有地上的投資略高于在轉(zhuǎn)入地上的投資。從整體上來看，產(chǎn)權(quán)因素在農(nóng)戶采取秸稈還田投資的差異較小，在自有地上的平均投資水平僅比在轉(zhuǎn)入地上的投資多5.25元/hm2（表5）。從各省秸稈還田投資來看，黑龍江省的農(nóng)戶投資在產(chǎn)權(quán)因素上的差異最大，為46.65元/hm2；河南省差異很小，僅為0.9元/hm2；而浙江省農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入地上對秸稈還田的單位面積投資高于在自有地上的（高出20.55元/hm2），這有可能是因為浙江省擁有高比例的較為規(guī)范的農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同形式，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積比例最大。

表5 秸稈還田單位面積投資情況Table 5 Statistics of straw returning to land investment

2.3 不同農(nóng)地類型對保護性耕作投資的影響分析

從計量結(jié)果不難看出，由農(nóng)地流轉(zhuǎn)而產(chǎn)生的地權(quán)穩(wěn)定性差異對農(nóng)地投資呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系（表6），并且與2SLS模型的估計結(jié)果是一致的。具體來看，在秸稈還田的單位面積投資上，基于404個樣本發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入地上的單位面積投資要比在自有地上低48.02元/hm2，這表明農(nóng)戶更愿意增加在自有地上的保護性耕作投資。這主要是因為自有地的使用權(quán)更為穩(wěn)定，更有利于農(nóng)戶保護性耕作投資。同時也說明，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例逐年上升、流轉(zhuǎn)形式越來越規(guī)范化的今天，同一農(nóng)戶對待不同產(chǎn)權(quán)類型的土地（自有地與流入地）的差異仍然存在。

另外，從計量結(jié)果發(fā)現(xiàn)秸稈還田單位面積投資與地塊離家距離呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，與省份信息顯著相關(guān)。其原因可能是：地塊離家距離越遠，交通成本也就越高，從而導致秸稈還田單位面積投資升高；不同地區(qū)不僅在自然條件上存在差別，在社會經(jīng)濟方面也存在明顯的差異，如通過訪談了解到在黑龍江，由于天氣寒冷，有時農(nóng)戶采取秸稈還田反而會使第二年生產(chǎn)效率低下，而在河南省，當?shù)卣畬斩挿贌€田管制較嚴，政策影響較大。

表6 不同農(nóng)地類型對保護性耕作投資的影響估計結(jié)果Table 6 Estimation results of the impacts of different types of farmland on conservation tillage investment

2.4 農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地投資的影響因素分析

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)契約形式、是否約定年限、戶主年齡以及農(nóng)戶對政策的了解程度對農(nóng)戶投資呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系（表7）。若合同以書面形式約定，農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地的投資就較多，這是因為農(nóng)戶認為以書面形式轉(zhuǎn)入的土地，其產(chǎn)權(quán)更穩(wěn)定，因此他們更愿意進行投資，以保障糧食產(chǎn)量，增加收入；若約定合同年限，則對保護性耕作投資產(chǎn)生顯著的負向影響，這可能是由于本次調(diào)研中合同約定平均年限較短（僅為3.87年），因此農(nóng)戶投資的意愿不強；若戶主年齡越大，其勞動能力越受到限制，從而使其投資降低。而且，農(nóng)戶對政策越了解則投資越少，這可能是因為：第一，農(nóng)戶對政策了解程度的平均值為1.74（表2），說明大多數(shù)在一般了解和不了解之間，由于政策的解釋度不夠，且大多數(shù)農(nóng)戶一般都是隨眾心理，所以不清楚政策的農(nóng)戶反而更容易隨大流，投資更多；第二，保護性耕作投資收益較低，很多農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)，即使有補貼，但效果不能立竿見影，所以凡是公益性強的政策，反而使得農(nóng)戶出于私利而減少投資。此外，家庭勞動力、轉(zhuǎn)出戶是否要求土壤肥力保持與農(nóng)戶投資呈正相關(guān)關(guān)系。其原因可能是農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)推廣力度低，多數(shù)農(nóng)戶仍是以人力來進行秸稈還田，因此家庭勞動力越多，農(nóng)戶對農(nóng)地投資越多，這也側(cè)面反映出現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)機械補貼并不能滿足農(nóng)戶的需求；而轉(zhuǎn)出戶要求保持土壤肥力，則迫使轉(zhuǎn)入戶不得不進行農(nóng)地投資以保證轉(zhuǎn)出戶的要求。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 結(jié)論

研究表明，在我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性與保護性耕作投資存在顯著負相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)戶在自有地進行保護性耕作投資顯著高于在轉(zhuǎn)入地的投資，且經(jīng)過定性分析也驗證了這一結(jié)論，即農(nóng)戶在自有地上的平均投資水平僅比在轉(zhuǎn)入地上的投資多5.25元/hm2。同時也發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的保護性耕作投資仍處于低水平狀態(tài)，樣本區(qū)僅有32.31%的農(nóng)戶施用有機肥，有38.85%的農(nóng)戶使用秸稈還田技術(shù)，僅有9.52%的農(nóng)戶不僅施用了有機肥還采取了秸稈還田技術(shù)。另外，本文還發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶了解政策的程度、流轉(zhuǎn)合同的信息與農(nóng)戶的保護性耕作投資顯著相關(guān)。流轉(zhuǎn)合同越規(guī)范，農(nóng)戶了解政策程度越低，農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地保護性耕作投資越多。

表7 影響農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地保護性耕作投資的因素估計結(jié)果Table 7 Estimation results of the in fl uencing factors of investment on rented land

3.2 政策建議

1）完善土地流轉(zhuǎn)機制。由土地流轉(zhuǎn)而產(chǎn)生的產(chǎn)權(quán)因素限制了農(nóng)戶耕作保護性投資，因此，在推動規(guī)?；?jīng)營過程中，需要更多關(guān)注規(guī)?；赡軒淼呢撁嫘?yīng)，不能撿了芝麻丟西瓜，也就是要處理好未來糧食由誰種與誰來種更有利于可持續(xù)經(jīng)營之間的關(guān)系。同時，應(yīng)健全土地流轉(zhuǎn)信息管理平臺，規(guī)范流轉(zhuǎn)合同信息，并對流轉(zhuǎn)雙方的合同信息進行登記備案，對土地流轉(zhuǎn)工作起到監(jiān)督作用，進一步保障農(nóng)戶的合法權(quán)益，解除農(nóng)民流轉(zhuǎn)土地使用權(quán)的后顧之憂，從而提高轉(zhuǎn)入地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，激勵農(nóng)戶對農(nóng)地的投資。

2） 做好保護性耕作的投資收益評價工作。目前，耕作保護性投資比例較低，主要是因為投資收益低且投資回收期長。這就需要政府提供一些補貼，作出一系列戰(zhàn)略安排。當然，這方面是今后的研究重點，也就是保護性耕作的投資收益評估，以便政府通過評估結(jié)果對農(nóng)戶進行精準的補助，促使投資收益比增加，進而激勵農(nóng)戶投資。如在黑龍江，由于自然資源的限制，有可能不適宜采用秸稈還田技術(shù)，應(yīng)對此進一步探討研究，并驗證事實是否如此。若真如此，可采用其他方式（如深松技術(shù)等）以保護耕地；若非如此，可對當?shù)剞r(nóng)戶進行宣傳，以便擴大秸稈還田技術(shù)的使用范圍。

3）做好政策宣傳工作，增強農(nóng)戶保護耕地意識。本研究中農(nóng)戶對政策的了解程度普遍偏低，且農(nóng)戶“隨大流”心理占主導作用。因此需要對政策做好宣傳工作，讓農(nóng)戶實時了解政策動態(tài)（尤其是農(nóng)業(yè)補貼等情況），以提高農(nóng)戶投資積極性。另一方面，應(yīng)加大對農(nóng)民教育、培訓的投入，強化農(nóng)戶對農(nóng)地保護的認識及其重要性。轉(zhuǎn)出戶應(yīng)要求轉(zhuǎn)入戶保持轉(zhuǎn)入地的土壤肥力。這不僅能保持轉(zhuǎn)入地的耕地質(zhì)量，還能保障轉(zhuǎn)出戶在收回土地后的糧食產(chǎn)量。轉(zhuǎn)入戶應(yīng)適當?shù)匾笱娱L農(nóng)地流轉(zhuǎn)年限，如在浙江省，雖然農(nóng)戶采用耕地保護性投資比例較高，但流轉(zhuǎn)年限較短、投資水平較低。這不僅有利于轉(zhuǎn)入戶的規(guī)?；?jīng)營、現(xiàn)代化經(jīng)營，還有利于保持土壤肥力、提高糧食產(chǎn)量，以增加農(nóng)戶收入。

致謝：對參與農(nóng)戶調(diào)研的中國農(nóng)業(yè)科學院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所的張馳、魏昊等表示感謝；對數(shù)據(jù)分析和論文撰寫中給予幫助和提出建議的張馳表示感謝；對盲審專家提出的寶貴修改建議特致謝忱。

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