農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響
——基于地權(quán)穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

皮婷婷，許佳賢，鄭逸芳

（福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建 福州 350002）

十九大報(bào)告和2020年中央一號文件均鼓勵(lì)發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營，健全農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系。而農(nóng)機(jī)外包服務(wù)是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系的重要內(nèi)容，事關(guān)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的有機(jī)銜接[1-2]。早期研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化對農(nóng)地具有集約化和規(guī)模化的內(nèi)在要求[3]，從而認(rèn)為家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下“分田到戶”導(dǎo)致的農(nóng)地細(xì)碎化經(jīng)營勢必會阻礙農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)程[4-5]。因此，推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)和集中曾一度是我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革的重要方向。然而，流轉(zhuǎn)政策推進(jìn)的績效卻是有限的，規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)戶比例不升反降[6]。而制度依賴性決定了小農(nóng)經(jīng)濟(jì)仍將在我國長期存在。這不由得引發(fā)學(xué)界的反思和激烈討論，促成農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的出發(fā)點(diǎn)由農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營轉(zhuǎn)向服務(wù)規(guī)模經(jīng)營[7]，通過社會化分工市場促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展并提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。從而促進(jìn)農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場發(fā)展成為新一輪的改革發(fā)展方向。因此，探討不同農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模下的農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包行為差異對構(gòu)建完善的農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場以及提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平具有重要意義。

學(xué)界針對農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響研究已有豐富的研究成果，并形成了以下四種觀點(diǎn)：一是正向影響，認(rèn)為農(nóng)機(jī)服務(wù)外包起到了勞動力替代的作用[8]；二是負(fù)向影響，原因主要是農(nóng)機(jī)自購對農(nóng)機(jī)外包的替代性作用[9-11]；三是無顯著影響，認(rèn)為土地細(xì)碎化對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包行為的抑制作用更深刻[12-13]；四是U形或倒U形的曲線關(guān)系，認(rèn)為農(nóng)機(jī)外包和農(nóng)機(jī)自購之間具有農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的邊界值[14-16]。四種觀點(diǎn)中曲線關(guān)系是學(xué)界的主流觀點(diǎn)。當(dāng)然，考慮農(nóng)地制度安排作為農(nóng)業(yè)經(jīng)營重要的外在制度環(huán)境，也有不少學(xué)者探討地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響，但所得結(jié)論也存在差異性。一種觀點(diǎn)認(rèn)為確權(quán)帶來的產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定和產(chǎn)權(quán)細(xì)分，能夠促進(jìn)專業(yè)化分工，通過降低交易成本促進(jìn)農(nóng)機(jī)外包[17-18]；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定有利于促進(jìn)農(nóng)戶自購農(nóng)機(jī)，而農(nóng)機(jī)外包與農(nóng)機(jī)自購是替代或互補(bǔ)的關(guān)系[19-20]。但綜合來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是一個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行系統(tǒng)，農(nóng)戶做出農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的微觀經(jīng)濟(jì)決策不僅會考慮自身農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模等資源稟賦，更會將其生產(chǎn)活動置于宏觀政策環(huán)境進(jìn)行權(quán)衡。而學(xué)界研究視角偏向單一化，往往將農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和地權(quán)穩(wěn)定性二者的影響孤立開來，探討地權(quán)穩(wěn)定性的影響時(shí)也未考慮地權(quán)穩(wěn)定性可能存在的內(nèi)生性，造成研究結(jié)論并不一致。

因此，本文使用全國性大樣本數(shù)據(jù)CLDS2016，在研究農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響時(shí)，將地權(quán)穩(wěn)定性納入研究框架，探討其作為制度情境變量可能存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)，并試圖解決地權(quán)穩(wěn)定性在其中可能存在的內(nèi)生性。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包

農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)共有兩種途徑，一是農(nóng)機(jī)自購，二是農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。而資源稟賦差異決定了農(nóng)戶將結(jié)合農(nóng)業(yè)經(jīng)營計(jì)劃采取不同的機(jī)械化策略[21]，即農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械化選擇并非單一策略。因此，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包并非簡單的線性關(guān)系，不同農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模下的農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包行為可能存在較大差異。對于農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模偏小的農(nóng)戶，所需從事的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動較少，購置農(nóng)機(jī)易形成沉淀成本，同時(shí)小農(nóng)戶大多也不具備購買農(nóng)機(jī)的經(jīng)濟(jì)能力，在勞動力約束較強(qiáng)的情況下，會傾向于選擇通過購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)來彌補(bǔ)或替代勞動力，緩解勞動力約束。而當(dāng)農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模越過拐點(diǎn)或門檻值，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動能使農(nóng)機(jī)滿負(fù)荷工作，農(nóng)戶也具備一定的經(jīng)濟(jì)能力并計(jì)劃長期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動時(shí)，農(nóng)戶會傾向于減少農(nóng)機(jī)服務(wù)外包，通過購進(jìn)農(nóng)機(jī)來將交易成本等外部成本內(nèi)部化，進(jìn)而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中盈利。據(jù)此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度呈倒U形曲線關(guān)系，拐點(diǎn)前，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模越大農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包水平越高，越過拐點(diǎn)后隨著農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包水平將會降低。

1.2 農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模、地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包

盡管農(nóng)機(jī)服務(wù)外包是農(nóng)戶依據(jù)自身資源稟賦進(jìn)行的個(gè)體經(jīng)濟(jì)決策，但若將其生產(chǎn)活動置于宏觀政策環(huán)境，不難發(fā)現(xiàn)不同農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度安排下的農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為具有明顯的差異性[22]。農(nóng)機(jī)外包服務(wù)具有短期性和周期性，雖然能夠?yàn)檗r(nóng)戶短期內(nèi)獲得農(nóng)機(jī)提供便利，不易產(chǎn)生沉沒成本，但通過交易獲取農(nóng)機(jī)外包服務(wù)面臨許多的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，且監(jiān)督成本高[23]。農(nóng)機(jī)自購則具有長期性，通過一次性交易獲得農(nóng)機(jī)的所有權(quán)，能夠避免交易的不確定性并減少監(jiān)督成本，但在預(yù)期不足經(jīng)營規(guī)模偏小的情況下易產(chǎn)生沉沒成本。而學(xué)界普遍認(rèn)為地權(quán)穩(wěn)定性具有強(qiáng)化農(nóng)戶預(yù)期心理進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)長期投資的重要作用[24-25]。據(jù)此結(jié)合前景理論，本文推測，在地權(quán)不穩(wěn)定時(shí)，農(nóng)戶心理預(yù)期不足，在面臨損失的狀態(tài)下會更愿意冒風(fēng)險(xiǎn)，即使具備一定的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模也更傾向于購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)。而地權(quán)穩(wěn)定時(shí)農(nóng)戶處于獲益狀態(tài)，心理預(yù)期更強(qiáng)，更傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，在具備一定農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模時(shí)更愿意減少或不再購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)以避免市場風(fēng)險(xiǎn)可能給自身權(quán)益造成的損害。因此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的倒U形曲線具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，使該曲線的拐點(diǎn)左移。

2 研究設(shè)計(jì)與變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）。該調(diào)查采用多階段、多層次與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法（multistage cluster，stratified，PPS sampling），調(diào)查問卷含個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次。CLDS2016涉及21086個(gè)個(gè)體、 14226個(gè)家庭（其中8248個(gè)農(nóng)村家庭）和401個(gè)社區(qū)（其中224個(gè)農(nóng)村社區(qū)）。選用該數(shù)據(jù)的原因在于，本文主要研究農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)的影響以及地權(quán)穩(wěn)定性在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，而該數(shù)據(jù)較為詳細(xì)的調(diào)查了農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模和農(nóng)業(yè)機(jī)械化選擇情況，能夠滿足本文核心變量的測量需求，同時(shí)該數(shù)據(jù)具備較高的權(quán)威性和代表性。在剔除沒有從事農(nóng)地經(jīng)營及含有缺失值的樣本后，共獲得來自全國25個(gè)省份的共2800份農(nóng)戶樣本。參考陳明華和郝國彩[26]的做法進(jìn)行地區(qū)劃分后，樣本的地區(qū)分布情況如表1所示。

表1 樣本地區(qū)分布表Table 1 Distribution of sample areas

2.2 模型構(gòu)建

基于前文的理論分析可知，本文以農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度為因變量，以農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模為核心自變量，考察農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響是否呈倒U形曲線。因而參考倪國華和蔡昉[27]、胡新艷等[6]的做法，在模型中加入核心自變量的平方項(xiàng)，從而構(gòu)建曲線回歸模型如下所示：

式中：i表示第i個(gè)農(nóng)戶，S表示農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度，L表示農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，L2即為農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的平方，R表示地權(quán)穩(wěn)定性，X為控制變量，β0～β4為待估參數(shù)，μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.3 變量選取

2.3.1 因變量：農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度 CLDS2016調(diào)查了農(nóng)戶糧食作物生產(chǎn)的農(nóng)田耕作方式，答案對應(yīng)全機(jī)械化、部分機(jī)械化和傳統(tǒng)農(nóng)耕。對于全機(jī)械化和部分機(jī)械化生產(chǎn)的農(nóng)戶還進(jìn)一步詢問其生產(chǎn)工具的來源（問卷中的答案為：1全部自家購買；2和別人共同購買；3全部租用別人或某公司的；4借用他人或集體；5部分自家擁有，部分租用或借用；6部分自家擁有，部分和別人共同擁有），生產(chǎn)工具來源可分為全部自購、部分自購部分外包和全部外包。參考李寧等[18]的做法，本文將兩問題組合來測量農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度的測量具體為全部外包賦值3，部分外包部分自購賦值2，全部自購和傳統(tǒng)農(nóng)耕賦值1。

2.3.2 核心自變量：農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模 本文以農(nóng)戶實(shí)際經(jīng)營耕地（含水田/水澆地和旱地）面積來測量農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，即農(nóng)戶總的耕地面積減去拋荒耕地面積，而農(nóng)戶總的耕地面積包括其自身的承包地、租種和代耕耕地。對于農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包是否存在倒U形曲線關(guān)系，如模型構(gòu)建中所述，將通過在方程中加入農(nóng)地規(guī)模的平方項(xiàng)加以檢驗(yàn)。

2.3.3 調(diào)節(jié)變量：地權(quán)穩(wěn)定性 參考洪煒杰和羅必良[28]及鄭沃林[29]的研究，本文以土地調(diào)整和農(nóng)地確權(quán)頒證兩個(gè)指標(biāo)來測量地權(quán)穩(wěn)定性。土地調(diào)整即農(nóng)戶所在村莊2003年至今是否發(fā)生過土地調(diào)整，農(nóng)地確權(quán)頒證即農(nóng)戶是否領(lǐng)到《農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證書》，兩個(gè)指標(biāo)均為虛擬變量。

2.3.4 控制變量 為控制其他因素可能造成的影響，本文從個(gè)人、家庭、村莊和地區(qū)層面納入控制變量。個(gè)體層面的控制變量為家庭經(jīng)營決策者的性別、年齡、受教育程度、政治面貌、婚姻狀態(tài)和健康狀況；家庭層面為人均家庭收入、社會資本、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)戶和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)貼；村莊層面為距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、耕地面積、交通條件、技術(shù)培訓(xùn)、生產(chǎn)資料購買和安排外出務(wù)工；地區(qū)層面以東部為參照組控制了東中西部差異。各變量的測量和賦值情況見表2。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)表Table 2 Descriptive statistics of variables

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的現(xiàn)狀

3.1.1 農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的現(xiàn)狀 將農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模分為0.30 hm2以下、0.30～0.59 hm2、0.60～0.99 hm2、1.00～1.99 hm2、2.00～2.99 hm2和3.00 hm2及以上共6段進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，并按照所在地區(qū)進(jìn)行分類統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。在全國，有47.64%的農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在0.30 hm2以下，27.29%的農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模介于0.30～0.59 hm2，12.79%的農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模介于0.60～0.99 hm2，即共計(jì)高達(dá)87.72%的農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在1.00 hm2以下。農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在1.00～1.99 hm2、2.00～2.99 hm2和3.00 hm2及以上的農(nóng)戶依次占比8.39%、2.18%和1.71%，比例偏低。表明我國面臨農(nóng)地細(xì)碎化經(jīng)營的困境。從地區(qū)分布來看，東、中、西部農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模在1.00 hm2以下的農(nóng)戶依次占比90.09%、80.94%和91.11%。表明農(nóng)地細(xì)碎化經(jīng)營這一困境在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的東、中、西部均存在。其中中部地區(qū)農(nóng)地細(xì)碎化經(jīng)營的問題相對較為緩和，1.00 hm2以下的農(nóng)戶占比在80%左右，同時(shí)農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模介于1.00～1.99 hm2的農(nóng)戶占比達(dá)10%以上，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模介于2.00～2.99 hm2以及在3.00 hm2及以上的農(nóng)戶占比均達(dá)3%以上。原因在于中部地區(qū)是我國的糧食主產(chǎn)區(qū)，有較多的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)營。

表3 農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模統(tǒng)計(jì)表Table 3 Statistical summary of farmland management scales

3.1.2 農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的現(xiàn)狀 統(tǒng)計(jì)農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度，并按照所在地區(qū)進(jìn)行分類統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。在全國，全部外包的農(nóng)戶占比47.53%，部分外包的農(nóng)戶占比5.61%，無外包的農(nóng)戶占比46.86%。表明近年來農(nóng)業(yè)機(jī)械外包服務(wù)的推廣取得一定成效，已有超過一半的農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。從地區(qū)分布來看，東部、中部和西部全部外包的比例依次為62.70%、48.01%和29.50%，無外包的比例依次為32.86%、44.03%和65.68%，即經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)采納農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的農(nóng)戶越多，而經(jīng)濟(jì)越落后的地區(qū)不外包的農(nóng)戶越多。主要原因一方面在于經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)農(nóng)機(jī)外包服務(wù)體系更加健全，農(nóng)機(jī)外包服務(wù)的供給數(shù)量較多，質(zhì)量也更高；另一方面在于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)特別是西部地區(qū)地形多為丘陵山地，限制了大型農(nóng)機(jī)的投入和運(yùn)作。

表4 農(nóng)機(jī)服務(wù)外包統(tǒng)計(jì)表Table 4 Statistical summary of agricultural machinery service outsourcing

3.2 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

依據(jù)因變量外包程度的數(shù)據(jù)特征，本文使用Ordered Probit模型進(jìn)行模型估計(jì)。為避免多重共線性，于模型估計(jì)前檢測VIF值，結(jié)果如表5所示。發(fā)現(xiàn)大多變量的VIF值均介于1～2之間，其中僅農(nóng)地規(guī)模和農(nóng)地規(guī)模平方的VIF值較大，分別為3.10和3.74，主要是加入平方項(xiàng)所致。但單個(gè)變量的VIF值均小于10，所有變量的VIF均值為1.32，小于2。表明本文實(shí)證模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。同時(shí)為避免異方差問題，模型擬合時(shí)將采用異方差-穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的方式對模型進(jìn)行修正。

基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果同樣如表5所示。參考Lind和Mehlum[30]提出的驗(yàn)證倒U形曲線關(guān)系的三步法，檢驗(yàn)本文研究假設(shè)1：第一步，要求一次項(xiàng)顯著為正而二次項(xiàng)顯著為負(fù)，表5中農(nóng)地規(guī)模及農(nóng)地規(guī)模平方的系數(shù)一正一負(fù)，且顯著性水平均達(dá)到1%，通過檢驗(yàn)；第二步，要求曲線在農(nóng)地規(guī)模最小值處斜率為正，最大值處斜率為負(fù)，本文農(nóng)地規(guī)模取最小值0.007時(shí)曲線斜率為0.203，取最大值33.333時(shí)曲線斜率為-2.196，再次通過檢驗(yàn)；第三步，要求曲線拐點(diǎn)的取值在樣本取值的區(qū)間范圍內(nèi)，經(jīng)計(jì)算，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包曲線的拐點(diǎn)為2.833 hm2， 介于農(nóng)地規(guī)模取值范圍內(nèi)，通過檢驗(yàn)。因此，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)機(jī)外包呈倒U形曲線關(guān)系，本文研究假設(shè)1成立。

表5 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果Table 5 Benchmark model estimation results

考察其余變量的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)頒證在5%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)機(jī)外包，土地調(diào)整的影響雖然為負(fù)向但不顯著，表明地權(quán)穩(wěn)定使農(nóng)戶更傾向于規(guī)避農(nóng)機(jī)外包的市場風(fēng)險(xiǎn)，同本文猜測相符。家庭經(jīng)營決策者特征中，年齡、受教育程度和健康狀況均顯著正向影響農(nóng)機(jī)外包，受教育程度越高，身體健康狀況越好，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)能力也越強(qiáng)，將會通過購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)以節(jié)省人力資本投入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)獲得更高收入。而年齡越大面對的勞動能力限制越強(qiáng)，選擇農(nóng)機(jī)外包服務(wù)能夠彌補(bǔ)勞動能力限制。家庭特征中人均家庭收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)貼為顯著正向影響，社會資本和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)戶為顯著負(fù)向影響，可見盡管農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)需要一定的資金基礎(chǔ)，但當(dāng)農(nóng)戶具有更強(qiáng)的資本能力如社會資本和土地資本時(shí)，合作或獨(dú)立購買農(nóng)機(jī)是更理性的選擇。村莊特征中，距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和生產(chǎn)資料購買為顯著負(fù)向影響，鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離負(fù)向影響可能是農(nóng)機(jī)外包服務(wù)的供給主要集中于鄉(xiāng)鎮(zhèn)中心，距鄉(xiāng)鎮(zhèn)越遠(yuǎn)農(nóng)戶購買服務(wù)越不方便，外包水平也就越低，而生產(chǎn)資料統(tǒng)一購買促進(jìn)了農(nóng)戶農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，在具備較大規(guī)模的情況下農(nóng)戶更傾向于自購農(nóng)機(jī)。而交通條件、技術(shù)培訓(xùn)和安排外出務(wù)工顯著正向影響農(nóng)機(jī)外包，主要原因是交通越便利農(nóng)戶越容易獲取農(nóng)機(jī)外包服務(wù)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)提高了村莊的農(nóng)機(jī)外包服務(wù)供給能力，而安排外出務(wù)工使農(nóng)戶家庭的務(wù)農(nóng)勞動力減少，農(nóng)戶將通過購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)替代彌補(bǔ)勞動力不足。地區(qū)分布特征上，中部和西部均在1%的水平上顯著為負(fù)，可能是相比東部地區(qū)，中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包市場的發(fā)展程度相對較為落后。

3.3 基于區(qū)域差異的基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

此處本文進(jìn)一步將總樣本分為東部、中部和西部共三組進(jìn)行回歸，以求深入分析基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果可能存在的區(qū)域差異性。估計(jì)結(jié)果如表6所示，后3列依次對應(yīng)東部、中部和西部。由表6可知，中部地區(qū)農(nóng)地規(guī)模在1%的顯著性水平上正向影響農(nóng)機(jī)外包，且農(nóng)地規(guī)模的平方在1%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)機(jī)外包，可見農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度的倒U形曲線關(guān)系在中部地區(qū)成立，曲線拐點(diǎn)為3.147 hm2。對于東部和西部地區(qū)，盡管農(nóng)地規(guī)模平方項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，表明農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響關(guān)系具有倒U形曲線的趨勢，但東部和西部地區(qū)農(nóng)地規(guī)模和農(nóng)地規(guī)模平方的影響均不顯著，因而在東部和西部地區(qū)農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的倒U形曲線關(guān)系不成立。原因在于東部地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械外包服務(wù)市場較為發(fā)達(dá)，且農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)機(jī)會較多，從事農(nóng)業(yè)的機(jī)會成本偏高，在此情況下農(nóng)戶更愿意選擇非農(nóng)就業(yè)，而以較低成本購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)來完成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[31]，從而東部地區(qū)農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)更多從家庭經(jīng)濟(jì)角度出發(fā)，與農(nóng)地規(guī)模的關(guān)系不大。對于西部地區(qū)，其農(nóng)業(yè)機(jī)械外包服務(wù)市場的發(fā)展較為落后，同時(shí)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)機(jī)會較少，從事農(nóng)業(yè)勞動的機(jī)會成本也較低，在外包服務(wù)供給不足而勞動力機(jī)會成本較低的情況下，農(nóng)地規(guī)模對農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)的影響也不大。與前兩者相反，中部地區(qū)是糧食主產(chǎn)區(qū)，在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模擴(kuò)大，勞動力成本偏高的情況下，中部地區(qū)逐漸依靠農(nóng)業(yè)機(jī)械化進(jìn)行糧食生產(chǎn)，從而農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模成為影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械化選擇的重要因素。

表6 基于區(qū)域差異的基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果Table 6 Benchmark model estimation results based on regional differences

3.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

雖然地權(quán)穩(wěn)定性相對農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為而言是外生的政策變量，但并不能排除可能存在村莊地形等遺漏變量同時(shí)影響農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包和地權(quán)穩(wěn)定性，并且地權(quán)穩(wěn)定性的測量指標(biāo)土地調(diào)整和確權(quán)頒證也可能互為因果，從而使得實(shí)證模型面臨內(nèi)生性問題。對此，本文采用工具變量法以克服地權(quán)穩(wěn)定性可能存在的內(nèi)生性。選擇“該村2003年以前是否舉行過村委選舉”作為土地調(diào)整的工具變量，原因是2003年以前該村舉行過選舉反映了該村社會秩序運(yùn)轉(zhuǎn)良好，人地矛盾較少，同時(shí)由選舉產(chǎn)生的村委會尋租概率也更小，因此該村越不可能發(fā)生土地調(diào)整，而村民2016年的農(nóng)機(jī)服務(wù)外包決策并不會受此影響。對于確權(quán)頒證，參考林文聲等[32]以及豐雷等[33]的做法，選取該村其他農(nóng)戶確權(quán)的比率作為工具變量，原因是該村其他農(nóng)戶的確權(quán)情況會影響該農(nóng)戶能否獲得確權(quán)，但不會影響農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的微觀個(gè)體經(jīng)濟(jì)決策。由此，使用IV Ordered Probit模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表7所示。第一階段的估計(jì)結(jié)果與預(yù)期一致，工具變量均在1%的水平上影響顯著，且F統(tǒng)計(jì)量均大于經(jīng)驗(yàn)判斷值10，不存在弱工具變量的問題。而第二階段農(nóng)地規(guī)模和農(nóng)地規(guī)模平方的估計(jì)結(jié)果同基準(zhǔn)模型相一致，表明克服內(nèi)生性后農(nóng)地規(guī)模同農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的倒U形曲線關(guān)系仍然成立。

表7 基于工具變量法的估計(jì)結(jié)果Table 7 Estimated results based on the instrumental variable method

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用了三種方法對基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是采用更嚴(yán)格的因變量賦值規(guī)則，僅將全部外包視為有外包賦值1，部分外包和無外包均賦值0；二是對核心自變量農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模進(jìn)行縮尾處理，前后各縮尾3%；三是使用Bootstrap法，抽樣1000次，每次抽樣2000個(gè)樣本。估計(jì)結(jié)果如表8所示。表中農(nóng)地規(guī)模和農(nóng)地規(guī)模平方項(xiàng)的顯著性、系數(shù)大小及系數(shù)方向同基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果相近，表明本文實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

表8 基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果Table 8 Robustness test of the benchmark model

3.6 進(jìn)一步的討論：地權(quán)穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在以上農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包倒U形曲線關(guān)系分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步討論地權(quán)穩(wěn)定性制度情境在其中的調(diào)節(jié)作用。本文調(diào)節(jié)變量為虛擬變量而自變量為連續(xù)變量，因而采用分組回歸的方式檢驗(yàn)地權(quán)穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)[34]。對于分組回歸系數(shù)差異的顯著性，則采用適用條件更為寬松的費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。表9中，3、4列對應(yīng)依土地調(diào)整或確權(quán)頒證與否進(jìn)行分組回歸的估計(jì)結(jié)果，后3列為相應(yīng)的分組回歸系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果。

由表9可知，土地調(diào)整分組回歸的系數(shù)差異顯著，農(nóng)地規(guī)模的系數(shù)差異在1%水平上顯著，農(nóng)地規(guī)模平方的系數(shù)差異在10%水平上顯著，而確權(quán)頒證分組回歸的系數(shù)差異不顯著，表明地權(quán)穩(wěn)定性的指標(biāo)中僅土地調(diào)整的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。進(jìn)一步考察曲線拐點(diǎn)（見表10），有土地調(diào)整（地權(quán)不穩(wěn)定）時(shí)的拐點(diǎn)為4.030 hm2，無土地調(diào)整（地權(quán)穩(wěn)定）時(shí)的曲線拐點(diǎn)為2.019 hm2，發(fā)現(xiàn)拐點(diǎn)明顯左移了2.011 hm2。 土地調(diào)整在農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)機(jī)外包的倒U形曲線中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，本文研究假設(shè)2成立。盡管確權(quán)頒證分組回歸的系數(shù)差異不顯著，但進(jìn)一步求證確權(quán)頒證分組回歸對應(yīng)的曲線拐點(diǎn)，依然能夠發(fā)現(xiàn)，相比未確權(quán)的地權(quán)不穩(wěn)定狀態(tài)，確權(quán)后農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)機(jī)外包的曲線拐點(diǎn)左移了0.709 hm2。可見確權(quán)確實(shí)使該曲線拐點(diǎn)發(fā)生了左移，只是移動幅度不夠顯著，可能是確權(quán)政策效應(yīng)的發(fā)揮具有滯后性，還有待后期深入檢驗(yàn)其政策效應(yīng)。需要指出的是，雖然本文嘗試解決地權(quán)穩(wěn)定性的內(nèi)生性并進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)，但在探討調(diào)節(jié)效應(yīng)時(shí)，由于本文討論的是虛擬變量的曲線調(diào)節(jié)效應(yīng)，其對應(yīng)的內(nèi)生性問題解決難度偏大，使得這一部分沒能在克服內(nèi)生性的基礎(chǔ)上進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，還有待后續(xù)的深入研究以解決此問題。

表9 地權(quán)穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)Table 9 Moderating effect of land tenure stability

表10 曲線關(guān)系的拐點(diǎn)值測算Table 10 Measurement of inflection point value of curve relationship

4 結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

農(nóng)機(jī)服務(wù)外包對提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平并促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有效銜接具有重要作用。本文利用CLDS2016數(shù)據(jù)，研究農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響，在考慮地權(quán)穩(wěn)定性內(nèi)生性的前提下，探討了地權(quán)穩(wěn)定性在農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要得出以下結(jié)論：

1）雖然我國目前仍面臨農(nóng)地細(xì)碎化經(jīng)營的困境，小農(nóng)經(jīng)濟(jì)將長期存在，但農(nóng)業(yè)機(jī)械外包服務(wù)的推 廣已取得一定成效，因而通過社會化市場分工，由服 務(wù)規(guī)模經(jīng)營發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營具有較大的可能性。

2）考察農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響，研究發(fā)現(xiàn)二者呈倒U形曲線關(guān)系，拐點(diǎn)為 2.833 hm2，因而不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)外包行為具有差異性。

3）關(guān)于地權(quán)穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)土地調(diào)整對農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的倒U形曲線關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，相比有土地調(diào)整（地權(quán)不穩(wěn)定），沒有土地調(diào)整（地權(quán)穩(wěn)定）的制度情境下曲線拐點(diǎn)左移2.011 hm2，因而農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)外包行為確實(shí)會受地權(quán)穩(wěn)定性這一宏觀政策環(huán)境的影響。而農(nóng)地確權(quán)頒證的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，原因可能是確權(quán)的政策效應(yīng)具有滯后性。

4.2 政策建議

基于以上研究結(jié)論，為構(gòu)建完善的農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場并提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，本文具有以下政策啟示：

1）結(jié)合實(shí)際情況有針對性的采取措施發(fā)展農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場。一方面，政府發(fā)展農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場需要注意區(qū)分市場主體農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模等實(shí)際情況，結(jié)合農(nóng)戶的實(shí)際需要確定相關(guān)政策，為小農(nóng)戶提供購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)的優(yōu)惠支持政策，為較大規(guī)模農(nóng)戶提供購機(jī)支持并考慮將其發(fā)展為農(nóng)機(jī)服務(wù)供給者；另一方面，考慮東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場發(fā)展水平存在的區(qū)域差異性，需要對中西部的農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場加大政策支持力度，從而增加中西部農(nóng)機(jī)外包服務(wù)供給。

2）規(guī)范農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場運(yùn)行，提高農(nóng)機(jī)外包服務(wù)質(zhì)量。地權(quán)穩(wěn)定的制度情境下中小規(guī)模農(nóng)戶反而會減少購買農(nóng)機(jī)外包服務(wù)以規(guī)避市場風(fēng)險(xiǎn)，由此反映出目前農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場的運(yùn)行還不夠規(guī)范，需要從提高服務(wù)質(zhì)量、減少交易成本和促進(jìn)合約簽訂等方面規(guī)范農(nóng)機(jī)外包服務(wù)市場的運(yùn)行，并建立相應(yīng)的市場運(yùn)行機(jī)制，進(jìn)而減少可能存在的市場風(fēng)險(xiǎn)。

3）完善農(nóng)地確權(quán)的配套制度，使農(nóng)地確權(quán)頒證政策發(fā)揮更大的良性政策效應(yīng)。確權(quán)頒證的政策效應(yīng)還未完全顯現(xiàn)，因而需要學(xué)界及各地政府持續(xù)關(guān)注其政策效應(yīng)并完善配套制度，搭建相應(yīng)的土地?cái)?shù)據(jù)平臺，由此促使確權(quán)政策能夠發(fā)揮更大的良性政策效應(yīng)。