農(nóng)業(yè)補貼下資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的影響

顏玄洲 李卓 張征華 蔡辰歡

摘要：農(nóng)機社會化服務作為小農(nóng)戶鏈接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的橋梁，是發(fā)展農(nóng)業(yè)機械化和規(guī)?；?jīng)營的重要手段，對推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要意義。在對江西省483戶農(nóng)戶進行實地調(diào)查的基礎上，采用二元Logistic模型實證分析農(nóng)戶資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的影響，并進一步分析農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的調(diào)節(jié)作用。研究結果表明：農(nóng)戶資源稟賦顯著影響農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為，其中戶主的健康狀況、經(jīng)營年限、家庭勞動力人數(shù)、熟識的村干部數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入占比、耕地面積顯著正向影響其農(nóng)機社會化服務采納行為，農(nóng)機價值則顯著負向影響其農(nóng)機社會化服務采納行為。另外，農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)機社會化服務采納行為有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。具體而言，農(nóng)業(yè)補貼對人力資源稟賦中的健康狀況、社會資源稟賦中的是否加入合作社、經(jīng)濟資源稟賦中的農(nóng)業(yè)收入占比和自然資源稟賦中的耕地面積與農(nóng)機社會化服務采納行為的關系均有正向調(diào)節(jié)作用?；诖?，提出落實好農(nóng)業(yè)補貼政策、鼓勵身體健康的高素質(zhì)農(nóng)民務農(nóng)、鼓勵政府部門與農(nóng)民多交流溝通、增加農(nóng)民收入等對策建議。

關鍵詞：農(nóng)戶資源稟賦；農(nóng)業(yè)補貼；服務采納行為；二元Logistic模型

中圖分類號：F323.3： F812.8

文獻標識碼：A

文章編號：20955553 （2024） 02028808

收稿日期：2022年10月28日 ?修回日期：2022年12月22日

基金項目：國家自然科學基金項目（42267074）

第一作者：顏玄洲，男，1972年生，江西永新人，碩士，教授；研究方向為農(nóng)業(yè)機械化技術推廣及應用政策。Email： ndyxz1109@163.com

Influence of resource endowment on farmers?adoption of agricultural machinery

socialization service under the agricultural subsidy

Yan Xuanzhou1， 2， Li Zhuo1， 2， Zhang Zhenghua3， Cai Chenhuan1

（1. College of Engineering， Jiangxi Agricultural University， Nanchang， 330045， China; 2. Agricultural Mechanization

Development Research Center， Jiangxi Agricultural University， Nanchang， 330045， China;

3. College of Economics and Management， Jiangxi Agricultural University， Nanchang， 330045， China）

Abstract：

As a bridge linking small farmers with modern agriculture， the socialized service of agricultural machinery is an important means to develop agricultural mechanization and largescale operation， which is of great significance to promote agricultural modernization. Based on the field survey of 483 farmers in Jiangxi Province， this paper uses the binary logistic model to empirically analyze the impact of farmers?resource endowment on farmers?adoption of agricultural machinery socialized services， and further analyzes the regulatory role of agricultural subsidies on farmers?resource endowment on farmers?adoption of agricultural machinery socialized services. The results show that the resource endowment of farmers significantly affects the adoption behavior of farmers?agricultural machinery socialized services， in which the health status of the head of household， the number of family labor， the number of familiar village cadres， the proportion of agricultural income， and the area of cultivated land significantly positively affect their adoption behavior of agricultural machinery socialized services， while the value of agricultural machinery significantly negatively affects their adoption behavior of agricultural machinery socialized services. In addition， agricultural subsidies have a significant positive regulatory effect on the impact of farmers?resource endowment on the adoption of agricultural machinery socialized services. Specifically， agricultural subsidies have a positive regulatory effect on the health status in human resource endowment， whether to join cooperatives in social resource endowment， the proportion of agricultural income in economic resource endowment， and the relationship between the cultivated land area in natural resource endowment and the adoption of agricultural machinery socialized services. Based on this， some countermeasures and suggestions are put forward， such as implementing the agricultural subsidy policy， encouraging healthy highquality farmers to work in agriculture， encouraging government departments to communicate more with farmers， and increasing farmers?income.

Keywords：

farmers?resource endowment; agricultural subsidies; service adoption behavior; binary Logistic model

0 引言

隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的深入推進，農(nóng)村青壯年勞動力大規(guī)模向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，導致農(nóng)村出現(xiàn)了務農(nóng)勞動力老齡化、女性化的現(xiàn)象。同時，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制雖然大大解放了農(nóng)村生產(chǎn)力，但也造成了土地細碎化和土地分散的現(xiàn)象。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)離不開農(nóng)業(yè)機械，農(nóng)機社會化服務是農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化連接的重要抓手，為解決“誰來種地，如何種地”提供了一條切實可行的道路。在農(nóng)戶資源稟賦日益分化的社會背景下，不同資源稟賦農(nóng)戶的農(nóng)機服務采納行為大不相同，滿足多元主體農(nóng)機服務需求對發(fā)展農(nóng)機服務市場、提高農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工水平具有重要意義。

學術界關于影響農(nóng)機社會化服務采納行為影響因素有豐富研究，主要聚焦于土地特征和勞動力特征兩方面［1］，其中土地特征主要關注的是土地規(guī)模［2］，研究結論基本一致，即土地規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為存在“倒U型”關系。有學者關注了農(nóng)地確權對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的影響，如黃斌等［3］利用黃淮海區(qū)807戶糧食種植戶的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權對服務采納并無顯著影響，但卻顯著提高了采納程度。勞動力特征主要關注的是非農(nóng)就業(yè)［45］，結論也基本一致，即非農(nóng)就業(yè)促進了農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務。學界關于資源稟賦影響農(nóng)機社會化服務采納行為的研究涉及較少，與本文密切相關的文獻是孫俠等［6］的研究，他們采用Heckman兩階段模型，研究發(fā)現(xiàn)家庭農(nóng)場的人力、社會、自然、經(jīng)濟資本均對其農(nóng)機服務購買行為及程度具有顯著影響作用。但研究主要針對經(jīng)營規(guī)模較大的新型經(jīng)營主體，對小農(nóng)戶來說結論并不適用，且忽視了國家農(nóng)業(yè)政策可能對農(nóng)戶行為產(chǎn)生的激勵或約束作用。

農(nóng)業(yè)補貼政策，是指政府通過對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、流通和貿(mào)易環(huán)節(jié)進行轉(zhuǎn)移支付［7］，充分調(diào)動農(nóng)民種糧積極性，以達到對本國農(nóng)業(yè)發(fā)展支持和保護的目的。作為我國財政支農(nóng)政策的重要組成部分，農(nóng)業(yè)補貼政策在過去十五年里，為保障糧食安全、穩(wěn)定農(nóng)民收入做出了重要貢獻。先前，我國農(nóng)業(yè)補貼的實行基本是“普惠制”，2016年中央全面推行農(nóng)業(yè)“三項補貼”，并整合為農(nóng)業(yè)支持保護補貼政策，針對種糧大戶等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進行額外的補貼，進一步提高了政策的針對性和有效性。近三年，中央一號文件也多次明確指出要完善農(nóng)業(yè)補貼政策。當前正處在新型農(nóng)業(yè)補貼政策積極探索階段，研究農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的影響效果可為下一步農(nóng)業(yè)“三項補貼”優(yōu)化改革和完善財政支農(nóng)政策體系提供重要參考依據(jù)。

近年來，有學者開始關注農(nóng)業(yè)補貼政策與農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的關系，比較有代表性的研究如吉星等［8］研究了農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)戶農(nóng)機服務購買行為的直接效應和間接效應，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補貼可以直接促進農(nóng)戶購買農(nóng)機服務，也會通過促進土地轉(zhuǎn)入，提高信貸可得性等激勵農(nóng)戶購買服務，以及抑制非農(nóng)就業(yè)來約束服務購買。

綜上所述，現(xiàn)有研究為本文提供了寶貴的經(jīng)驗參考，但仍有進一步拓展的空間：第一，學者們關注到了資源稟賦和農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)戶農(nóng)機服務購買行為的影響，但未將三者納入同一研究框架，缺乏對農(nóng)業(yè)補貼政策調(diào)節(jié)作用的探索和研究。第二，已有關于農(nóng)戶資源稟賦對其農(nóng)機社會化服務采納行為影響的研究不夠豐富?；诖?，本文以江西省實地調(diào)研數(shù)據(jù)為例，在深入探究農(nóng)戶資源稟賦如何影響其農(nóng)機社會化服務采納行為的基礎上，引入農(nóng)業(yè)補貼政策這一調(diào)節(jié)變量，以驗證農(nóng)業(yè)補貼對兩者關系的調(diào)節(jié)效應。

1 理論分析與研究假說

農(nóng)戶資源稟賦是指家庭成員和整個家庭所擁有的全部資源和能力，這種資源和能力可供每個成員利用，屬于共同資源，其中一些資源是先天具有的，另一些是后天形成的，具體包括戶主的性別、年齡、受教育程度、健康狀況、家庭成員社會關系、家庭勞動力特征、地理位置、經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)濟狀況等［9］。本文研究對象為全體水稻種植戶，結合課題組在江西省多個地區(qū)的實際調(diào)研情況，參考相關文獻，將農(nóng)戶資源稟賦界定為人力資源稟賦、社會資源稟賦、經(jīng)濟資源稟賦和自然資源稟賦。

1） 人力資源稟賦。人力資源稟賦指的是農(nóng)戶及其家庭成員經(jīng)過教育、培訓和其他活動對自己的知識、經(jīng)驗、體力和熟練程度等投資所形成的能力［10］，此外還具有人格化的特點［11］。人力資源稟賦越強，一方面農(nóng)戶從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的可能性越大，面臨一定程度的生產(chǎn)勞動力約束［5］；另一方面高質(zhì)量農(nóng)戶對新技術的接受和采納能力更強［12］，故采納農(nóng)機社會化服務的可能性越大。身體健康的農(nóng)戶有著較強的勞動能力，采納農(nóng)機服務的可能性較?。?］。經(jīng)營年限越多的農(nóng)戶，年齡相應越大，思想上相對保守，會減少農(nóng)機投資，加大購買農(nóng)機服務［2］。農(nóng)業(yè)勞動力越多，表明農(nóng)戶期望投入更多的勞動力來節(jié)約經(jīng)濟成本，以獲取更多的收入，其采納農(nóng)機服務的可能性越小。家庭勞動力越多，在務農(nóng)勞動力一定的情況下，能參與非農(nóng)勞動的人數(shù)越多，支付能力更強，采納農(nóng)機服務的可能性較大?；谝陨戏治?，本文提出假設：H1：人力資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為具有顯著的正向影響。

2） 社會資源稟賦。社會資源稟賦指的是農(nóng)戶家庭及其家庭成員與其他社會主體構成的社會關系網(wǎng)絡中所獲得的資源，這層網(wǎng)絡建立在雙方相互信任和相互幫助的基礎上［13］。Bebbington［14］認為社會資源是一種可以拓寬人們與資源和其他人接觸的資本，擁有較少資本的人可以通過接觸其他資本豐富的主體獲取更多資源。社會資源稟賦越強，與外界聯(lián)系越緊密，從外界獲取資源的能力更強。加入合作社的農(nóng)戶擁有更多的信息獲取渠道，降低了農(nóng)機服務信息搜集成本，有更大可能性采納農(nóng)機服務［6］。在農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)戶有熟識的村干部，可以獲取更多的資源，其獲取農(nóng)機服務的能力要高于普通農(nóng)戶，采納概率也相應更高［15］?；谝陨戏治?，提出假設：H2：社會資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為具有顯著的正向影響。

3） 經(jīng)濟資源稟賦。經(jīng)濟資源稟賦代表著農(nóng)戶家庭經(jīng)濟水平和經(jīng)濟能力，為農(nóng)戶從事各項生產(chǎn)性活動提供物質(zhì)、經(jīng)濟支撐［16］。農(nóng)戶的經(jīng)濟資源稟賦主要包括實物和資產(chǎn)兩部分。?經(jīng)濟資源稟賦越強，其購買農(nóng)機服務的經(jīng)濟約束越低。農(nóng)業(yè)收入占比越大，說明農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)收入作為主要收入來源，為了繼續(xù)降低成本增加收益，采納農(nóng)機服務的意愿更強［17］。擁有農(nóng)機價值越多的農(nóng)戶，投入更多的經(jīng)濟成本，為最大化利用物質(zhì)資產(chǎn)的作業(yè)功能，購買農(nóng)機服務的可能性越低［2］?；谝陨戏治?，提出假設：H3：經(jīng)濟資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為具有顯著的正向影響。

4） 自然資源稟賦。自然資源稟賦主要是指能開發(fā)利用創(chuàng)造價值的自然資源和環(huán)境資產(chǎn)的存量［18］。農(nóng)戶的自然資源稟賦主要來源于自身承包地與通過土地流轉(zhuǎn)所獲得的土地。耕地面積表明了農(nóng)戶自然資本的價值。農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模越大，越需要農(nóng)機代替勞動力作業(yè)，向外購買服務［2］?；谝陨戏治?，提出假設：H4：自然資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為具有顯著的正向影響。

5） 農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)戶的資源稟賦—農(nóng)機社會化服務采納行為關系的調(diào)節(jié)作用。農(nóng)業(yè)補貼是一種與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關的收入，一方面增加了農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶家庭總收入中的比重，農(nóng)戶可以利用這部分資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、非農(nóng)經(jīng)營和消費，非農(nóng)經(jīng)營和消費往往伴隨著風險性和短期性的特點，農(nóng)戶大概率用于農(nóng)業(yè)投資，在農(nóng)業(yè)投資當中，購買農(nóng)機需要高投入和長期回報，這是農(nóng)戶不愿面對的，相對地，土地轉(zhuǎn)入和購買農(nóng)資產(chǎn)品，擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高自身收入是更好的選擇，這是農(nóng)業(yè)補貼的 “互補效應”；另一方面農(nóng)業(yè)補貼具有激勵性作用，可以使農(nóng)戶精神得到滿足，提高了農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，農(nóng)戶會投入更多的精力到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，從而減少了非農(nóng)勞動的可能，這是農(nóng)業(yè)補貼的“替代效應”［8］。本研究認為農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)機社會化服務采納行為的同時也會受制于農(nóng)業(yè)補貼金額的多少，在可以獲得更多農(nóng)業(yè)補貼的情況下，農(nóng)戶資源稟賦對其采納農(nóng)機社會化服務的積極影響會有所增強。由此，提出理論假設：H5：農(nóng)業(yè)補貼政策對農(nóng)戶的資源稟賦影響其農(nóng)機社會化服務采納行為具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

綜合前文的研究假設構建本文的研究模型框架，如圖1所示。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所用數(shù)據(jù)來自暑期社會實踐調(diào)研團隊在2022年6—9月期間對江西省種水稻農(nóng)戶的入戶調(diào)查。采用分層隨機抽樣的方法在江西省選取了28個丘陵山區(qū)縣，每個縣再隨機抽取2個村，每村發(fā)放問卷5～10份。課題組共計發(fā)放560份問卷，回收524份，剔除掉前后矛盾、關鍵變量缺失等不合格問卷41份，獲得了483份有效問卷，合格率為92.18%。問卷主要包括農(nóng)戶個人特征、家庭特征、經(jīng)營情況、農(nóng)機社會化服務情況、農(nóng)業(yè)補貼情況等方面。

樣本農(nóng)戶的基本特征如下：農(nóng)戶平均年齡為54.881歲，標準差為9.626，體現(xiàn)出務農(nóng)勞動力老齡化趨勢明顯。在受教育程度方面，農(nóng)戶平均受教年限為6.818年，標準差為3.235，說明整體農(nóng)戶受教程度較低。在身體健康程度方面，健康和非常健康占比56.3%，這說明農(nóng)戶整體身體素質(zhì)比較好。在收入方面，2021年農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占比均值為0.399，標準差為0.344，這說明非農(nóng)收入是農(nóng)戶收入的主要來源。在加入合作社方面，只有12%的農(nóng)戶加入了合作社，說明農(nóng)戶仍以個體經(jīng)營為主。在土地經(jīng)營面積方面，樣本農(nóng)戶平均耕地面積為3.063hm2，說明農(nóng)戶正在向規(guī)模化經(jīng)營發(fā)展。在農(nóng)業(yè)補貼方面，87.4%的農(nóng)戶在2021年都獲得了補貼，這說明農(nóng)業(yè)補貼落實整體情況較好。在地形特征方面，山地和丘陵地區(qū)樣本占比81.5%，符合江西省的地形分布狀況。在農(nóng)機社會化服務方面，采納農(nóng)戶占比68.4%，說明大部分農(nóng)戶都有采納服務的行為。

2.2 變量選取及定義

1） 因變量。因變量為農(nóng)戶是否購買了農(nóng)機社會化服務，根據(jù)問卷中的“您家去年是否采納了農(nóng)機社會化服務”和“您家水稻生產(chǎn)在哪些環(huán)節(jié)采納了農(nóng)機社會化服務”進行判定，對前一問題回答是的農(nóng)戶進一步詢問采納的具體服務內(nèi)容。

2） 自變量。從人力資源稟賦、社會資源稟賦、經(jīng)濟資源稟賦、自然資源稟賦四個維度構建農(nóng)戶資源稟賦指標，四類稟賦共包含9個具體可測度的變量。參考相關文獻，本文選取健康狀況、經(jīng)營年限、家庭勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)作為人力資源稟賦的衡量指標；選取是否加入合作社、親朋好友的村干部數(shù)量作為社會資源稟賦的衡量指標；選取農(nóng)機價值、農(nóng)業(yè)收入占比作為經(jīng)濟資源稟賦的衡量指標；選取實際經(jīng)營耕地面積來表征農(nóng)戶的自然資源稟賦。

3） 調(diào)節(jié)變量。為考察農(nóng)業(yè)補貼政策是否對資源稟賦與農(nóng)機服務購買行為的關系具有調(diào)節(jié)效應，本文選取農(nóng)業(yè)補貼金額來代表農(nóng)業(yè)補貼政策，在模型回歸中代入原值。通過問卷設計中“您家去年是否獲得了農(nóng)業(yè)補貼”和“您家去年所獲得的農(nóng)業(yè)補貼金額是多少？”兩個問題判定，對獲得了農(nóng)業(yè)補貼的農(nóng)戶，詳細詢問其所獲補貼類型及具體金額。需要說明的是，補貼金額主要包括農(nóng)業(yè)支持保護補貼（即“三項補貼”）所獲金額以及部分新型經(jīng)營主體所獲規(guī)模經(jīng)營支持補貼金額，具體數(shù)值以農(nóng)戶實際所獲補貼金額為準。變量的具體賦值及描述性統(tǒng)計分析見表1。

2.3 模型構建

本文中農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為用“是否采納”來衡量，為二分類變量，采用二元Logistic模型進行實證分析。其采納農(nóng)機社會化服務的條件概率模型基本形式如式（1）所示。

Pi

=P（Yi=1|Xi）=F（α+βXi）

=eα+βXi1+eα+βXi

（1）

式中：

Yi——

被解釋變量，代表第i個農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務；

Xi——

解釋變量，代表人力資源、社會資源、經(jīng)濟資源、自然資源4個維度衡量的農(nóng)戶資源稟賦下的9個變量以及農(nóng)業(yè)補貼金額變量；

α——截距項；

β——各個解釋變量的回歸系數(shù)。

未采納農(nóng)機社會化服務的條件概率為1-Pi，通過進行odds轉(zhuǎn)換得到最終機會概率比回歸模型

lnPi1-Pi=

α+βXi=α0+∑4m=1β1mHCm+

∑2n=1β2nSCn+∑2s=1β3sECs+β4NC1

（2）

式（2）為細化后的基準模型1，以此探索資源稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機社會化服務采納行為的影響，在此基礎上，加入農(nóng)業(yè)補貼金額變量構建模型2，在結果分析中觀察各維度指標系數(shù)變化，可初步檢驗農(nóng)業(yè)補貼金額是否存在調(diào)節(jié)效應。

lnPi1-Pi=

α0+∑4m=1β1mHCm+∑2n=1β2nSCn+

∑2s=1β3sECs+β4NC1+β5AS

（3）

式（3）為模型2，在模型1的基礎上加入了農(nóng)業(yè)補貼金額變量，為充分檢驗其存在的調(diào)節(jié)效應，在模型2的基礎上進一步添加與4個維度資源稟賦變量的交互項。

lnPi1-Pi=

α0+∑4m=1β1mHCm+∑2n=1β2nSCn+

∑2s=1β3sECs+β4NC1+β5AS+∑4m=1γ1mHm×AS

（4）

式（4）為檢驗農(nóng)業(yè)補貼是否對人力資本維度下4個變量對農(nóng)機社會化服務采納行為影響的調(diào)節(jié)效應模型3，γ1m是人力資本與農(nóng)業(yè)補貼金額的交互項系數(shù)，如果交互項顯著，則存在調(diào)節(jié)效應。以此模型為例，相應地γ2n、γ3s、γ4分別為社會資源、經(jīng)濟資源、自然資源與農(nóng)業(yè)補貼金額的交互項系數(shù)，模型4、5、6分別對應，受限于篇幅，對余下的三個模型不加以書寫。

3 模型估計結果與分析

3.1 農(nóng)戶資源稟賦對其農(nóng)機社會化服務采納行為影響的模型估計結果

由于本文模型中的自變量較多，為避免自變量間可能存在高度相關關系，降低調(diào)節(jié)效應的檢驗可靠性，導致模型回歸結果無效。首先運用多重共線性檢驗法對10個自變量診斷，SPSS的診斷結果表明，10個變量的方差膨脹因子（VIF）值均小于10，可以判斷自變量間不存在多重共線性問題。為方便計算，將連續(xù)變量進行了對數(shù)化處理。本文采用SPSS26.0統(tǒng)計分析軟件對農(nóng)戶資源稟賦對農(nóng)機社會化服務采納行為進行二元Logistic回歸分析，采用Enter法做回歸分析，各項參數(shù)采用極大似然法估計，結果如表2所示。

1） 人力資源稟賦?；貧w結果顯示，在人力資源稟賦中，健康狀況和經(jīng)營年限通過了顯著性檢驗，且均為正向影響。與郭如良等［5］的研究結論不同，農(nóng)戶健康狀況的回歸系數(shù)為0.301，且達到了5%的顯著水平，這表明越健康的農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務的可能性越高，結合實際調(diào)研情況，原因可能是身體健康的農(nóng)戶對農(nóng)機社會化服務接受程度較高。農(nóng)戶經(jīng)營年限的回歸系數(shù)為0.027，且達到了1%的顯著水平，表明經(jīng)營年限越多越傾向于采納農(nóng)機社會化服務，原因可能是經(jīng)營年限較多的農(nóng)戶，對農(nóng)機社會化服務了解更多，更明白農(nóng)機服務所帶來的好處，比較傾向于采納農(nóng)機社會化服務。家庭勞動力人數(shù)通過了正向顯著性檢驗。表明家庭勞動力人數(shù)越多，采納農(nóng)機社會化服務的可能性越大。家庭勞動力越多，承包的耕地面積也越多，追求一定的產(chǎn)量和效率，更傾向于采納農(nóng)機社會化服務。農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)未通過顯著性檢驗，結合實際調(diào)研情況，原因可能是，由于雇傭勞動力的存在，樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)差異較小，進而對于農(nóng)機社會化服務的采納行為影響不顯著。

2） 社會資源稟賦。在社會資源稟賦中，熟識的村干部數(shù)量通過了正向顯著性檢驗，這表明農(nóng)戶熟識的村干部數(shù)量越多，采納農(nóng)機社會化服務的可能性越大。農(nóng)戶是否加入合作社未能通過顯著性檢驗。這可能是由于樣本中加入合作社的農(nóng)戶數(shù)太少的原因，未加入合作社的農(nóng)戶樣本太多，對結果進行了稀釋。

3） 經(jīng)濟資源稟賦。在經(jīng)濟資源稟賦中，農(nóng)業(yè)收入占比和農(nóng)機價值通過了顯著性檢驗。農(nóng)業(yè)收入占比的回歸系數(shù)為正，表明農(nóng)業(yè)收入占比越大，越傾向于采納農(nóng)機社會化服務。農(nóng)機價值的回歸系數(shù)為負，農(nóng)機花費越多，從外界購買農(nóng)機服務的需求也就相應越少。

4） 自然資源稟賦?；貧w結果顯示，耕地面積通過了正向顯著性檢驗，這表明，土地規(guī)模越大，采納農(nóng)機社會化服務的可能性越大。土地規(guī)模增大，勞動力逐漸不能滿足生產(chǎn)強度，對農(nóng)機作業(yè)需求提升。

模型2對比模型1，加入了農(nóng)業(yè)補貼金額自變量，結果顯示農(nóng)業(yè)補貼金額對農(nóng)戶采納服務行為有1%水平上的正向顯著影響，且可以觀察到資源稟賦的4個維度下部分變量的回歸系數(shù)發(fā)生了增大或減小，說明農(nóng)業(yè)補貼可能起到了一定的調(diào)節(jié)效應。為進一步探索農(nóng)業(yè)補貼的調(diào)節(jié)作用機制，添加農(nóng)業(yè)補貼金額與資源稟賦維度下各指標的交叉項，農(nóng)業(yè)補貼金額作調(diào)節(jié)變量，根據(jù)交叉項是否顯著來考察調(diào)節(jié)變量的作用機制。

3.2 農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)機社會化服務采納行為的調(diào)節(jié)效應

根據(jù)前文模型設定，加入交互項進行回歸，在做回歸前對自變量、調(diào)節(jié)變量和交互項均進行標準化處理。模型3加入農(nóng)業(yè)補貼金額與健康狀況、務農(nóng)年限、家庭勞動力人數(shù)和農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)的交互項，其余模型同理，具體結果如表3所示。需要說明的是，模型3～模型6分別有一個不加入交互項的對比模型，具體結果分析結合自變量和交互項系數(shù)及顯著性變化共同解釋。

模型3及對比模型回歸結果顯示，加入交互項后，經(jīng)營年限由顯著正向影響變?yōu)椴伙@著正向影響，說明交互項解釋了一部分經(jīng)營年限對其采納農(nóng)機服務的積極影響，但交互項不顯著，說明農(nóng)業(yè)補貼并未對經(jīng)營年限與農(nóng)機社會化服務采納行為關系起到調(diào)節(jié)作用，表明農(nóng)業(yè)補貼并不能有效促進經(jīng)營年限對采納服務行為的積極影響。這可能是因為，對于經(jīng)營年限少的農(nóng)戶來說，首先考慮滿足基本的生產(chǎn)需求，所獲補貼偏向用于購買農(nóng)資產(chǎn)品，而不加大購買農(nóng)機服務。對于經(jīng)營年限多的農(nóng)戶，對于擴大生產(chǎn)的意愿較低，所獲補貼基本用于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)業(yè)補貼與健康狀況的交互項在5%的水平顯著為正，表明農(nóng)業(yè)補貼使得健康狀況好的農(nóng)戶對其采納農(nóng)機社會化服務的積極影響有所增強，結合現(xiàn)實情況來看，原因可能是，健康狀況較好的農(nóng)戶生產(chǎn)能力強，有著較大的經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)業(yè)收入是其家庭收入的主要來源，為滿足機械化生產(chǎn)需求，增加農(nóng)業(yè)收入，將補貼用于購買農(nóng)機服務的意愿更強。

農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)業(yè)勞動力和家庭勞動力人數(shù)與農(nóng)戶農(nóng)機服務采納行為間的調(diào)節(jié)作用均不顯著，可能的原因是農(nóng)戶對家庭勞動力進行了利益最大化的資源合理配置，由于農(nóng)業(yè)補貼微薄，農(nóng)戶調(diào)整勞動力分配的可能性較小，可以看出農(nóng)業(yè)補貼對勞動力的嵌入作用并不明顯。

模型4及對比模型回歸結果顯示，加入交互項后，熟識村干部數(shù)量由顯著正向影響變?yōu)椴伙@著正向影響，說明交互項解釋了部分正向影響，但交互項并不顯著，表明農(nóng)業(yè)補貼并未對熟識村干部數(shù)量與農(nóng)機社會化服務采納行為關系起到調(diào)節(jié)作用，與預期影響不符，原因可能在于熟識村干部數(shù)量更多的農(nóng)戶不僅獲取農(nóng)機服務信息更便利，還增加了獲取農(nóng)業(yè)政策信息的便利度，農(nóng)戶可能將補貼用于提高生產(chǎn)規(guī)?；瘶藴驶潭龋韵硎茏钚禄蝾~外的農(nóng)業(yè)補貼優(yōu)惠政策。加入交互項后，是否加入合作社對其農(nóng)機服務采納行為的不顯著正向影響變?yōu)轱@著的正向影響，說明交互項遮掩了一部分是否加入合作社對服務采納行為的正向影響。且交互項在5%的水平上顯著為正，表明農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶是否加入合作社與采納農(nóng)機社會化服務的關系起到了正向調(diào)節(jié)作用。這可能是因為，加入合作社的農(nóng)戶，有更多獲取農(nóng)機服務的渠道，農(nóng)業(yè)補貼補償了小部分資金缺口，農(nóng)戶偏向利用農(nóng)機服務適應規(guī)?；l(fā)展。

模型5的回歸結果顯示，農(nóng)業(yè)補貼與農(nóng)業(yè)收入占比的交互項在1%的水平上顯著為正，說明農(nóng)業(yè)補貼使得農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占比對其采納農(nóng)機社會化服務的積極影響有所增強。原因可能是，農(nóng)業(yè)補貼本質(zhì)上是一種農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，它提高了農(nóng)業(yè)收入占比，對于農(nóng)業(yè)收入占比高的農(nóng)戶來說，農(nóng)業(yè)補貼的激勵作用更為明顯，農(nóng)戶樂意將其投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，且購買農(nóng)機服務能較好地節(jié)約成本，提高效率。加入交互項后，農(nóng)機價值對農(nóng)戶采納農(nóng)機服務的顯著負向影響變?yōu)椴伙@著負向影響，這說明交互項解釋了一部分農(nóng)機價值對農(nóng)戶農(nóng)機服務采納行為的消極影響。然而交互項并不顯著，說明農(nóng)業(yè)補貼并未有效加深農(nóng)機價值對農(nóng)機服務采納行為的消極影響。結合現(xiàn)實情況來看，這可能是因為，對于農(nóng)戶而言，農(nóng)業(yè)補貼的補償作用有限，不足以支持購買農(nóng)業(yè)機械，農(nóng)戶仍傾向于購買農(nóng)機服務。

模型6的回歸結果顯示，農(nóng)業(yè)補貼金額與土地規(guī)模的交互項正向影響農(nóng)戶的農(nóng)機社會化服務采納行為，且達到了10%的顯著水平，表明由于農(nóng)業(yè)補貼的正向調(diào)節(jié)作用，土地規(guī)模對農(nóng)戶農(nóng)機服務采納行為的積極影響有所增強。這可能是因為，隨著經(jīng)營規(guī)模的增大，農(nóng)戶生產(chǎn)投入成本增多，農(nóng)業(yè)補貼緩解了一部分資金緊張，進一步加大購買農(nóng)機服務以滿足生產(chǎn)力需求。

4 研究結論與啟示

4.1 研究結論

本文基于在江西省26個縣市調(diào)研收集的483個水稻種植戶樣本數(shù)據(jù)，研究了農(nóng)戶資源稟賦對其農(nóng)機社會化服務采納行為的影響，并在此基礎上進一步分析了農(nóng)業(yè)補貼政策對兩者的調(diào)節(jié)效應。

1） 68.4%的丘陵山區(qū)農(nóng)戶采納了農(nóng)機社會化服務，表明該地域農(nóng)戶對農(nóng)機社會化服務需求較高。

2） 農(nóng)戶資源稟賦是影響其農(nóng)機社會化服務采納行為的重要現(xiàn)實客觀因素，其中人力資源稟賦中農(nóng)戶的健康狀況、經(jīng)營年限、家庭勞動力人數(shù)；社會資源稟賦中農(nóng)戶熟識的村干部數(shù)量；經(jīng)濟資源稟賦中農(nóng)業(yè)收入占比；自然資源稟賦中耕地面積均顯著正向影響農(nóng)戶的農(nóng)機社會化服務采納行為，而經(jīng)濟資源稟賦中農(nóng)機價值對其農(nóng)機社會化服務采納行為有顯著的負向影響。

3） 農(nóng)業(yè)補貼在一定程度上加強了農(nóng)戶人力、社會、經(jīng)濟和自然資源稟賦對其農(nóng)機服務采納行為的積極影響。具體而言，農(nóng)業(yè)補貼金額對農(nóng)戶的健康狀況、是否加入合作社、農(nóng)業(yè)收入占比、耕地面積影響農(nóng)機社會化服務采納行為存在一定的正向調(diào)節(jié)效應。

4.2 啟示

1） 積極宣傳普及農(nóng)業(yè)補貼政策信息，落實好農(nóng)業(yè)補貼的發(fā)放。應擴大宣傳、多渠道宣傳、公開透明農(nóng)業(yè)補貼政策信息，提高農(nóng)民了解度和認知度；提高補貼額度，擴展補貼形式。針對小規(guī)模農(nóng)戶可以提高補貼金額，農(nóng)資產(chǎn)品適當多補，提高種糧積極性，培養(yǎng)其發(fā)展成為規(guī)?；?jīng)營主體，進而提高其農(nóng)機社會化服務采納意愿。對于大規(guī)模農(nóng)戶，擴展補貼形式，增設農(nóng)機作業(yè)補貼、全程機械化補貼、廠房庫棚基地建設補貼等，培養(yǎng)其發(fā)展成為農(nóng)機社會化服務主體。

2） 鼓勵身體健康的高素質(zhì)農(nóng)民務農(nóng)。應將高素質(zhì)農(nóng)民作為重點培養(yǎng)對象，出臺相關政策激勵其持續(xù)、擴大經(jīng)營農(nóng)業(yè)，形成規(guī)?；?jīng)營主力軍，自身對農(nóng)機社會化服務需求相應提高。

3） 鼓勵農(nóng)戶加入合作社，多與農(nóng)業(yè)相關政府管理部門人員互動。一方面，農(nóng)戶應積極參與合作，共享資源與合作社的其他資源，聯(lián)合經(jīng)營，不斷發(fā)展；另一方面，農(nóng)業(yè)相關政府工作人員應加強與農(nóng)戶的溝通和聯(lián)系，深入了解農(nóng)情，及時準確了解農(nóng)戶的需求和遇到問題。

4） 增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比，完善土地流轉(zhuǎn)政策。激勵農(nóng)戶擴大生產(chǎn)規(guī)模，提高信貸額度，完善農(nóng)業(yè)保險機制；鼓勵其調(diào)整種植結構，發(fā)展多種農(nóng)作物種植，多次數(shù)種植，提高產(chǎn)量。保證土地向有擴大經(jīng)營意愿的農(nóng)戶順利流轉(zhuǎn)，出臺相關優(yōu)惠政策，支持其在經(jīng)營能力足夠支撐下擴大規(guī)模。

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