农业经营主体融合发展、资本要素优化及互动关联研究*——基于规范合作社调研数据

张益丰 ，王 晨

（1. 南京林业大学生态文明与乡村振兴研究中心，南京 210037；2. 烟台大学经济管理学院，山东 烟台 264005）

一、引 言

历经40年的改革开放，我国农业发展取得辉煌成就（韩长赋，2019），但当前农业生产依然存在资本要素配置效率低下、生产决策“一哄而上”、统筹规划欠缺等现实问题，无序发展导致农产品生产处于在严重过剩与供给不足之间“摇摆”状态。农业与农村改革的深化亟待通过农业经营主体融合实现资本要素优化配置。沿着“组织优化→农业要素投入结构优化→资本的生产转换效率提升”发展路径前进，将成为推动农业经济持续健康发展保障（陈晓华，2014）。纵观当前农业产业组织优化与农业资本要素配置的研究，更多关注组织形态、组织演化过程对农业经营效率影响（罗必良，2007），及资本要素对农民收入、组织结构变迁的影响机制研究（秦愚，2015），较少关注组织演化对各资本要素配置优化以及资本要素（尤其是潜在变量间）内在交互影响机制的分析。

因此，要实现农业组织优化，有效干预农业资本要素配置，促进农业产能提升，须有效解答以下问题：一是乡村振兴战略背景下农业经营主体的有效融合能否成为当前农业组织优化的重要表现形式；二是农业经营主体融合发展与农业资本要素是否存在交互影响（多因及多果的影响），亦或是农业经营主体融合过程如何影响农业资本要素的配置；三是组织融合过程中农业各个资本要素间是否存在交互影响。为解决上述问题，本研究借助结构方程模型，分析农业经营主体有效融合过程（带动农户能力强、符合合作社本质规定的规范型合作社的发展），研究其融合发展对农业生产中人力、实物、社会及金融资本等农业资本要素配置影响，剖析上述资本要素之间产生的交互影响效应（直接、间接与总效应分析），在此基础上对农业经营主体实现融合发展的可行路径及优化农业资本要素配置提出针对性解决方案。

二、文献综述

随着我国农业现代化纵深推进，农业产业呈现家庭、企业、合作经营多元并存的局面。农业合作社、家庭农场、农业龙头企业等新型农业组织不断创新优化。在此背景下针对农业组织创新与融合发展的研究不断深入（杜志雄，2015）。农业产业组织创新与融合既包括构建集约化、专业化、组织化、社会化、网络化结合的新型农业产业化经营体系，也涵盖推进纵向一体化过程中实现产业链、价值链升级的过程（姜长云，2013）。从“联合”到“合作”是农业组织创新的趋势，随着农业中联合与合作行为广泛开展，促进现代农业技术广泛应用，我国农业将进入新的“收益递增阶段”（华桂宏，2001）。与其相对应，蔡海龙（2013）认为现代农业产业联合体的兴起是未来农业经营组织融合的主导方向，在专业化分工基础上形成组织合作，既能有效降低交易费用，更能凸显生产要素融合，融合过程中农业生产主体主导力量为家庭农场。

纵观相关文献，关于农业经营主体融合发展的研究多集中于农业经营主体融合发展形式和现代农业经营主体融合发展中对资本要素影响两个维度上。在农业经营主体融合发展维度方面，相关研究首先厘清农业产业化发展方向。郭晓鸣等（2007）从制度演化角度分析认为，农业产业化模式呈现由龙头企业带动型向中介组织联动型和合作社一体化演化的模式，合作社一体化模式可能是最符合我国农业发展现状的农业产业化模式。不同意见包括，罗必良（2012）认为以小农户为基础的传统合作社不适合我国农业发展要求，而企业+农场（租赁农户土地、企业自主经营、专业合作农场)既能解决规模问题，也可解决产品质量与标准化问题与市场销售问题。苑鹏（2013）认为如果政府扶持合作社的目标是改善农户市场地位，那么政策扶持重点就应落在“农户自办型”合作社及合作社自办的加工企业上。在梳理前人观点基础上，将设定规范发展的农民专业合作社作为农业经营主体融合发展的代表，理由是规范发展的合作社能将小农户、家庭农场及农业企业等各类农业经营主体有效联结，实现组织融合与利益共容，体现合作共赢实际内涵（黄佳民等，2019）。

其次是产业组织形态的演化路径研究。蔡海龙（2013）认为农业组织纵向融合是通过完善和优化产业链，降低经营主体之间交易费用，提高产业链资源配置效率；横向融合则是适度扩大经营规模，发挥要素规模优势。程莉（2019）认为农业组织模式的形成与演化最终目的均是通过组织有效融合服务于农民并促进乡村振兴。上述文献仅在异质性组织模式下分析比较农户发展优劣势，对融合可行性机制、作用机制及实效的实证研究需要强化。邓衡山等（2014）研究认为实现合作社所有者与惠顾者相统一被看作是小农户有效融合农业合作组织的重要表现。张益丰（2019）认为农业经营主体融合发展的重要外在特征是合作社具有“二次返利”机制。基于现代农业组织创新与融合的资本要素视角，研究重点集中在诸多资本要素对农户收入、绩效等影响。闵继胜（2018）认为，新型农业组织类似于企业组织，农业经营核心目标是农业经营收入最大化，会将优质劳动力、土地、资金等生产要素合理配置于农业，从而增加农业盈利空间。现代农业经营主体融合发展及优化将对四种资本要素产生影响，分别是人力资本、实物资本、社会资本和金融资本（Cloeman，1988；孙玉奎等，2014）。仇童伟（2017）选择劳动力和农地作为要素资本分析农地产权和家庭农业收入之间关系。上述研究试图说明不同资本配置对农户收入的影响，但均未提及农业经营主体融合发展如何影响不同类型资本的配置，未对影响不同类型资本的程度加以量化研究。

最后，学者在农业组织创新研究中同样关注资本要素间生产配置情况与交互影响。如曹俊杰（2017）指出金融资本通过土地流转、基建投资、农户培训等方式影响人力资本和实物资本配置。农地确权有利于农户土地流转，并激励人力资本中农村劳动力非农转移，促进人力资本优化（Abdulai等，2011）。而农地确权促使土地资本成为有效抵押品，将实物资本转为金融资本，提高农业生产经营效率（Newman等，2015）。黄祖辉等（2010）通过农村金融制度改革中新型农业经营主体的信用体系研究分析社会资本对金融资本影响。借鉴管理学分析框架，研究者通常使用结构方程模型处理多因多果，并有效避免内生性干扰问题（侯英等，2014）。该思路为本文采用结构方程实现研究构想提供借鉴。

综上，农业经营主体间融合发展是农业产业组织优化的重要表征，同样良性运作的农业合作社又体现农业经营主体融合发展，成为研究农业经营主体融合与资本要素互动机制的必要条件。合作社成长（组织融合发展）也与诸多资本要素的投入存在直接或间接关联。但具体研究可表征农业经营主体融合发展的规范发展合作社的运行与农业资本双向互动影响、资本多元交互影响的实证分析存在短板，亟待完善。

三、研究方法与数据来源

（一）研究假设

梳理已有研究后发现，人力、实物、社会、金融等资本与农业经营主体融合发展的影响因素存在多元互动式交互影响。诸多资本之间促进组织融合发展的同时，自身也存在互动关联，故提出如下假设（见图1）。

假设1：在农业经营主体融合发展过程中，不仅存在人力、实物、社会、金融等资本要素影响组织融合成效，更表现为农业经营主体融合影响诸多资本要素的实际积累效果。

具体分解为：首先，农业经营主体融合发展对社会资本产生正向影响。理由是农业经营主体融合发展（参与“企业+合作社+农户”“家庭农场+合作社+农户”“基地+合作社+农户”模式），会有效挖掘农户潜在社会资源，增加社会资本拥有量。其次，农业经营主体融合对实物资本产生正向影响。理由是经营主体融合在不断演进过程中，随着适度规模化生产、系统化管理、产业化运行格局的确立，对专有性及专用性资产投资会进一步加大，促使农业实体经济发展并带动实物资本有效增加。再次，农业经营主体融合对金融资本产生正向影响。理由是经营主体融合发展带来农业经营主体进一步规范和被市场接纳，将增强创新型组织经济实力，从而增加其自有金融资本量及提升外部金融资本获取能力。最后，农业经营主体融合发展对人力资本产生正向影响。理由是产业组织创新与发展步入正轨，引进拥有企业家能力、创造能力和专业知识的人才会提升经营主体人力资本拥有量。

在农业经营主体融合演进过程中，资本要素除受农业经营主体融合发展直接影响外，各资本要素间存在交互影响关系。假设2：社会资本对人力资本存在负向影响，对实物与金融资本产生正向影响。

首先，社会资本对人力资本产生负向影响。在当前农村社区中，农业经营主体发展可能更依赖社会资本拥有量协调与行政机构、村委会、农户之间关系解决土地流转，联系贷款从而实现专业化与规模经营等问题，新型农业经营主体通过社会关系治理诱导普通农户流转土地，实现非农经营，使农村实际农业劳动力下降；学历较高的普通劳动者也会因农业经营无法实现规模化而选择非农就业和向城镇流转，造成潜在农业专业人才流失。其次，社会资本对实物资本产生正向影响。农业经营主体优质的人脉资源和社交能力有助于与政府、村委沟通，从而获得土地资本和销售渠道帮助，促进农业经营主体实现规模化与市场化发展。最后，社会资本对金融资本产生正向影响。农业经营主体的社会资本提升，使其社会交往能力与人脉资源提升，便于获得更多外部金融投资（如银行信贷、普惠金融等）。

假设3：金融资本对人力与实物资本产生正向影响，实物资本仅对人力资本产生负向影响。

一方面，通常认为金融资本对人力资本产生正向影响。金融资本有效投入促使农户投资能力提升。为保障投资稳健性，投资人会加大专有性资产投资①专有性资产是可使持有者凭借对专有性资产的独占性获得交易谈判和组织租金占用的优势地位，一旦持有者退出，组织的生产力将相应下降。通过专有性资产可增强组织“粘性”，形成交易关系稳定的特性，针对农户职业教育就是一种有效提升农户资产专有性的重要途径。，激励农户向职业农民方向发展，从而实现自身人力资本收益提升。另一方面，金融资本对实物资本产生正向影响。金融资本提升意味着经营主体获得更多资本深化机会，有助于将金融资产实施专用性投资扩大经营规模实现增长。当前农业经营主体发展更看重实物投资能力促进产业扩张，忽略专有性资产（如技能、专业知识）投资，并不注重通过职业培训等手段提升经营主体人力资本投入。通常实物资本的投入增长将造成农业投入更注重可直接产生收益的市场挖掘、生产规模方面投入。不注重或抑制投资者对可能产生潜在收益的人力资本投入。随着实物资本专用性增强，所有者被“要挟”（Hold-up）可能性随之增加，当事人专业知识也被实物投资局限性固化，故以“专用性”为实物资本投入，将使人力资本投资路径变窄，造成人力资本负向溢出。

图1 研究假设示意图

（二）研究方法

结构方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）作为融合因素分析和路径分析的多元统计技术，广泛应用于经济学、心理学及社会学研究中，用以分析潜在变量（Latent Variables）之间假设关系。结构方程模型作为多变量统计方法，可同时处理多个因变量，开展多因多果变量内在逻辑分析。检验模型中可同时包含显性变量和潜在变量、误差变量（Error Variables）之间关系，进而分析自变量对因变量影响的直接效应（Direct Effects）、间接效应（Indirect Effects）及总效应（Total Effects）。

1. 测量模型

测量模型显示潜在变量和观测变量间关系，关系式如下。

式中，X为n个外生观测变量组成的n×1向量；Λx为x在ε上的n×p因子负荷矩阵；ε为p个外生潜在变量组成的p×1向量；Y为m个内生观测变量组成的m×1向量；Λy为y在η上的n×q因子负荷矩阵；η为q个内生潜在变量组成的q×1向量；α、β是X、Y测量误差形成的矩阵，且α、β不能由潜在变量解释。

2. 结构模型

结构变量显示潜在变量间关系，关系式如下。

式中：A为内生潜在变量间相互影响效应系数；B为外生潜在变量对内生潜在变量的影响效应系数；ε为η的残差向量。

（三）数据来源

1. 数据选择与采集

数据源于2018年6月在山东省东营5区县（东营区、垦利县、利津县、河口区、广饶县）针对农业产业组织创新融合采取的基线调研②地域特点中东营区属于工业主导区域，垦利县、利津县属于传统农业区县（农业基础较好），河口县为沿海滩涂地区（工、农业基础薄弱），广饶县属于工业与农业兼具区域（工、农业基础均较好）。就经济条件而言，经济实力强弱按广饶、东营区、利津、垦利、河口排序。调研涉及地区选择满足研究农业产业组织融合对劳动力流动、农户收入多元化和土地流转意愿等多样性和全面性要求。。为确保数据无偏性，相关数据采集使用分层随机抽样方法投放③按照每个县随机选择5个经济条件高、较高、中等、较低、低的乡镇，每个乡镇再根据农户收入情况，按照经济条件高、较高、中等、较低、低分配原则共选择20位女性农户参与调查。，5区（县）每地投放问卷100份，回收问卷并筛除无效问卷后，共收获有效数据429份，样本有效率85.8%。调研对象为参加农民专业合作社的农户，考查其加入合作社是否具有“二次返利”机制，由此判断其是否加入规范型合作社④研究选择的规范性合作社重要标志是合作社重大决策由合作社社员大会决定，收益分配具有“二次返利”形式的合作社。，反映农业经营主体融合发展情况（研究过程中不考虑未加入合作社的普通农户）。农户的人力、实物、社会与金融资本因素具体变量选择见表1。

2.变量选择

本文指标具体分为原因指标、潜在变量和观测变量，其中潜在变量通过观测变量表达，观测变量和原因指标由调研结果显示见表1。

表1 变量定义及说明

蔡海龙（2013）认为以农业企业为龙头、家庭农场为基础，专业合作社为纽带创立的现代农业产业联合体是一种优化的农业经营组织形式创新路径。早在2014年中央一号文件已经透露政府对于新型农业经营主体扶持的重要方向是鼓励发展专业合作、股份合作等多种形式的农民合作社，通过引导其规范运行，以合作带动小农融入市场。正如邓衡山等（2014）指出，“所有者与惠顾者相统一”成为合作社坚守的底线。刘西川等（2017）则认同规范性合作社具有要素契约与商品契约形成相互治理，且商品契约具有反向治理能力这一特征。为更能体现参加合作社的规范是形成农业经营主体融合发展的显性指标，本文采用农户所入合作社具有“二次返利”机制作为农业经营主体融合发展的指标变量，原因有三，该指标选取符合“所有者与惠顾者相统一”原则（保证合作社质性规定）；该种合作社可直接实现带动农户发展，并能体现农业经营主体间利益共融特征；指标较为直观，不考虑参加（不规范）合作社农户数据的干扰影响，便于调研统计。若用家庭农场建设代表农业经营主体融合发展则存在以下问题：一方面带动农户能力不足；另一方面缺乏经营主体间利益关联，无法实现本文设计构想。

选取教育、非农收入、职业培训、务农人数作为人力资本观测变量原因是，教育培训作为人力资本形成的最初形态，被主流经济学普遍认可（Simon等，2002）；张桂文等（2014）将劳动力迁移作为人力资本重要指标。随着城镇化、工业化发展，农村剩余劳动外迁和实现第一类、第二类兼业情况普遍出现，农村劳动力流动会影响农村人力资本对农业产业实际投入量，因此采用非农收入、务农人数反映此特质。同时研究还采用农村职业培训作为农业专有性资产表示农业人力资本投资量。

社会资本中亲属是否担任各级领导显示农户在生产经营过程中拥有广泛社会人脉，与政府、企业、社区内农户交易的便利程度；参与广场舞表示农户良好的社交能力⑤本次调研针对农户家庭经营特点和创业能力分析，因此使用参与村集体娱乐活动（女性村民以广场舞为代表、男性村民以年节社区文艺会演为代表）作为观测变量。调研发现凡积极参与农村自发文体娱乐活动的农户，其社会活动能力、交际沟通能力相对较强。可能是参加村集体文体娱乐活动的农户更擅长与他人打交道，同时也擅长与村领导沟通以争取村两委的经费支持。，有利于农户同其他农户、市场的沟通；政策扶持强度表示农户社会资本拥有量，采用此指标考虑到农户获得政府资助，通常需要通过村级行政机构推荐，经层层筛选才能实现。获得资助的农户在社区内人际关系较好，与各级领导交流也较顺畅。因此可以之反映社会资本拥有量。

实物资本选取土地流转、家庭农场、电商三个因素，用于判断农业经营主体融合发展是否会影响农户规模化经营及是否涉足发展农业新业态⑥实物资本是指将资本看作所有者投入的实物资产，或获得该项能力拥有的物质资源。。选择土地流转和家庭农场的原因是两者作为农业生产土地投入量的指标。土地流入和兴办家庭农场说明农业经营者通过土地投入量实现适度规模化经营。电商则是农户为拓宽销售渠道、提升经营能力的新方式，需要购置电脑、辅助物流、包装设备等基础经营设备投入，同时投入大量财力、物力拓展销售渠道。

金融资本主要包括投资规模与农户对外部经济资助的满意度，表示参与农户在自有投资过程中资金投入情况；资助满意程度说明受政府金融项目、融资便利等优惠项目支持的强度。一般而言，执行情况优良、还款能力强、投资回报率高的项目将受到银行与政府关注，后续获得金融支持的机会增加。因此农户受资助力度可反映农户金融资本拥有量。

四、实证结果分析

（一）模型分析与修正

本研究采用克朗巴哈内部一致性Cronbach's α值开展信度评价检验（见表2）。其中问卷涉及的人力、实物、社会及金融资本Cronbach's α值均高于0.6，说明问卷内部一致性较高。同时问卷整体的KMO 值为0.821，大于0.8，表明因子分析适用性良好；Bartlett 球形度检验近似卡方值为3 424.161，其P值为0.000。以上数据表明问卷各变量之间存在相关因素，适合因子分析。研究采用因子分析和平均方差抽取量（AVE）法开展效度检验。平均方差抽取量AVE计算结果见表2，报告显示人力、实物、社会及金融资本AVE值均大于0.5，表示数据效度较好。

表2 信度与效度分析

由图2可知，结构方程模型为混合测量模型，合作社为原因指标；人力、实物、社会及金融资本为潜在变量；教育、务农人数、非农收入和职业培训为人力资本的观测变量，土地流转、家庭农场、电商为实物资本的观测变量，亲属领导、广场舞、政策扶持为社会资本的观测变量，资金资助和投资规模为金融资本的观测变量。

图2 未修正的结构方程模型

图3 修正后的结构方程模型

模型修正1：删除及修正路径。根据参数估计结果，本文对三类不符合标准的结果删减。一是核检各变量间路径系数是否显著，即临界比CR＜1.96，显著性P＞0.05 情况，表明结果未通过t检验；二是非标准化估计值中误差方差结果为负的变量（判定模型有无违反辨识规则）；三是标准化路径系数值＞1。模型中未出现误差方差结果为负或标准化路径系数值＞1的情况，但金融资本→人力资本、社会资本→实物资本、合作社→人力资本等路径的CR＜1.96，表明路径未通过t检验，故将路径删除。将实物资本→人力资本路径修改为实物资本→务农人数，社会资本→金融资本路径修改为亲属领导→金融资本后发现，CR＞1.96，表明路径通过t检验，路径合适。

模型修正2：增加路径。通过增设残差变量间路径提高模型拟合度。在不违反测量误差的残差与潜变量无关的假设下，根据Amos中模型修正指数（MI）输出结果增设路径。从输出结果中发现e5 ↔r2、e3 ↔e4、e8 ↔e9残差间MI值较大，于是优化残差变量间路径，优化后残差间MI值均＜5。最终修正模型见图3，模型整体评价指标达到理想拟合程度，具体模型评价结果见表3。

（二）组织融合发展对资本要素重新分配影响机制分析

图3中修正结构方程模型上的路径系数表明农业经营主体融合对各种资本要素及各种资本要素之间互动关联程度，图3中标准化路径系数也可在表4的直接效果值中得出。

表3 模型适配度评价指标及拟合结果

表4 自变量对因变量的效果值分析

1. 观测变量和潜在变量间影响分析

人力资本中四个观测变量教育、务农人数、非农收入、职业培训的载荷系数分别为0.919、-0.789、0.931、0.878，说明组织有效融合（参加规范合作社）分别对四个观测变量产生较大影响。其中务农收入、教育、职业技术培训可有限体现人力资本特征。社会资本中三个指标变量亲属担任领导、参与文娱活动（广场舞等）、获得政府项目的载荷系数分别为0.679、0.712、0.915。这些指标均能作为社会资本的观测指标。实物资本中土地流入情况、电商销售、发展家庭农场的载荷系数分别为0.874、0.730和0.712。说明土地流入、发展家庭农场表现农户经营规模扩大，土地资源要素逐渐丰富。发展电商表示销售渠道拓展，市场资源丰富。三个指标均有效表征实物资本情况。金融资本中投资规模、外部资金资助的载荷系数分别为0.964、0.719，说明农户资金投资规模、外部资金资助力度均能有效提高农户融资能力，可作为金融资本的重要观测指标。

2. 农业经营主体融合对各种资本要素影响分析

参加合作社对人力资本的影响路径未通过t检验，假设H1部分不成立，即参加合作社对农户人力资本不产生显著影响。但表4中同时显示参与规范型合作社对人力资本的间接效果呈负相关（即参加合作社程度每增加1%，农户人力资本就会减少0.143%）。故当前合作社对引导小农实现产业化、规模化发展作用有待增强。合作社更应成为“职业农民”“专业农户”在生产、组织、管理、服务供给层面的载体，对于专业农户，合作社更多鼓励其加大人力资本投入（专有性资产有效投资）提高经营效率；对于普通小农而言，更多是鼓励小农户按照规定流程实施标准化生产，或直接流转小农户土地由合作社统一生产，对小农户专有性资产投资不足。因此农业经营主体融合在现今生产环境中表现为对人力资本的析出现象。只有当农民专业合作社由专业农户（适度规模化农户）作为主体构成时，组织融合才能真正激励农户增加专有性知识的投入，增加人力资本积累。

参加合作社对社会资本产生总效果最大，直接效果值为0.808，说明参加合作社有助于社会关系治理能力强的农户发展，同时也可更好促进有潜在社会治理能力的农户提升社会资本拥有量。通过提升社会关系治理能力协调与企业、政府和其他农户间关系，有助于农户把握机遇，拓宽销售途径，进而实现生产经营效率提高。

参加合作社对实物资本产生总效果次之，其值为0.761（其中直接效果值为0.727）。研究认为实物资本主要表现为规模化生产经营过程中扩大经营规模的实物投资数量（如扩建厂房、建大棚设施、流转土地等），而合作社可有效协调农户间土地流转、扩建经营设施的交易过程，为农户规模化、集约化生产提供必要条件。因此可得出经营主体的有效融合有助于参与者实物资本积累。

相较于实物资本和社会资本，参加合作社对金融资本的效应系数较小（直接效果值为0.131，间接效果值为0.071）。说明参与规范合作社对金融资本产生直接弱影响，同时还会通过影响社会资本的方式间接影响金融资本。首先通过合作社规模化、集约化生产经营模式，可为参与者创造良好金融资本投资环境，有利于参与农户通过借贷方式投入更多金融资本用于生产经营。同样规范的合作社通过影响社会资本为参与者借贷提供金融担保服务，有利于农户获得更多金融资本用于扩大再生产（徐旭初等，2018）。假设H1成立。

3. 资本要素间交互影响

社会资本对人力资本产生直接负向影响（直接效果值为-0.176）。一方面，社会资本对人力资本产生负向影响体现在，拥有丰富社会关系的农户更有能力从事二三产业经营并获得成功；同时政府为从事非农职业农户积极提供多样化非农就业培训增加农民非农就业成功率。另一方面也可能是当前农业仍处在生产方式与经营理念的转型阶段，生产者通过建立“人际关系网”解决生产与市场运作中出现的经营性问题，对实现农业生产技能等方面的职业培训教育投入相对不足，使社会资本积累在农业产业融合初期造成人力资本积累不足，甚至降低人力资本积累。

尽管亲属担任领导指标对金融资本产生正向影响，直接效果值为0.131，但社会资本对金融资本仅产生间接正向影响（间接效果值为0.089）。社会资本提升有利于农户通过人脉资源协调与行政领导、金融机构的关系，便于通过正规、非正规途径募集资金。同样政府也愿意为社会资本丰富的能人提供贷款担保、银行借贷等服务信用背书，但金融资本的获得更依赖自身经营规模和发展潜质，社会资本并不能作为获得贷款与否、贷款数量多寡的直接依据。因此具有丰富社会资源的农户金融资本增长但效果相对不明显合乎逻辑。

社会资本对实物资本的影响路径未通过t 检验，即社会资本对农户实物资本不产生显著影响（假设H2部分不成立）。原因可能限于数据局限，另外可能是政府在大力提倡规模化、集约化、技术化生产经营中已经将土地流转等福利政策普及于单一农户，体现不出社会资本的协调、沟通价值。假设H2成立。

金融资本对实物资本产生正向影响（直接效果值为0.167）。良好的金融资本拥有量促使农户摆脱发展生产过程中资金短缺束缚，促使农户开展资产专用性投资及规模化投资生产。金融资本对人力资本的影响路径未通过t检验（即金融资本对人力资本不产生显著影响）。农户的金融投资更多体现在扩大生产经营规模、引进高新种养殖设备，较少通过投资教育与参加专业培训获取最新技能和新型生产经营方法。综上，假设H3成立。

实物资本对人力资本中的务农人数指标产生直接负向影响（直接效果值为-0.049）。无论是土地流转还是成立家庭农场均将促使部分丧失比较优势的（小）农户转产，从事非农工作带来更多工资性收益，专门组织针对农业生产的职业教育和种养殖技术培训的动力和效果相对较差。因此增加实物资本积累，将鼓励无比较优势的农户更趋向从事非农或涉农二三产业生产，而不再针对农业生产进行人力资本投资。假设H4成立。

五、结论与政策建议

农业经营主体融合发展对实物、社会及金融资本产生直接正向影响（对社会资本影响最大，其次为实物资本），显示加入规范型合作社有利于农户市场能力、经营规模提升，激发农户挖掘社会资源能力，同时获得外部融资与自我资金投入能力均有效增强。而农业经营主体融合发展对人力资本存在间接负向影响。同时研究发现社会资本对人力资本产生直接负向影响，对金融资本具有间接正向影响。而社会资本对农户实物资本无显著影响。金融资本对实物资本产生正向影响，对人力资本影响不显著。基于上述结论，提出如下政策建议。

（1）积极推进农业经营主体融合发展，提高资本要素转化效率。围绕农民专业合作社这一组织载体形成集约化、专业化生产经营方式，坚持合作社“所有者与惠顾者相统一”原则，鼓励有发展潜力的合作社社员通过兴办家庭农场、积极流转土地等方式规模化生产经营，推进农业资本进一步深化，优化各种资本配置，重点鼓励规范发展的合作社将发展重点投向实物、社会及金融资本建设上，提高生产效率。

（2）鼓励政府提高合作社的农业社会化服务供给能力，合理引导资本要素投入方式。合作社以为农服务为宗旨，政府通过积极促成合作社提供完善的“硬服务”（农资采购、农技供应、庄稼医院、金融信贷担保等服务）与“软服务”建设（品牌建设、产销服务、包装运输服务、专业生产管理技术培训等服务），为农户营造良好的生产经营环境和有序的资本要素市场，提升各种资本要素在农户农业生产经营中转化效率，促进增收。

（3）大力培育新型职业农民，克服农业组织创新及其他资本对人力资本负向影响。对具有比较优势继续从事农业的农户，通过全方位技能培训，提升农户职业化、组织化、科技化知识水平，吸引新型职业农民从事农业生产，破解农村劳动力资源不足问题。对普通小农户而言，通过城镇化发展，开展针对性的非农就业技能培训，促使农村剩余劳动力退出农业生产，实现稳定转岗就业，将农业经营资源向职业农民/适度规模化农户转移。

（4）从宏微观层面上优化资本配置，促进农业资本有效深化。微观层面上，紧扣农产品质量安全，依托“合作社+家庭农场”组织融合发展模式，促进各种资本要素间形成有序互动，通过合作社层面上的社会资本、金融资本建设促进社员职业培训教育，实现合作社生产技术、管理能力提升。宏观规制层面，强调政府通过政策倾斜强化金融资本向合作社等组织投资，促进金融资本对经营主体的实物投资、技能培训投资实现精准扶持；通过激励机制促进农业经营主体社会资本与金融资本结合，利用农业组织的社会关系吸引资金投入农业项目，促使金融投资更有信心地向实物和人力资本投资项目稳健投入。