农机社会化服务对农民种粮积极性的影响研究*

颜华，吕小伟，张梅

(东北农业大学经济管理学院，哈尔滨市，150030)

0 引言

中国是农业大国，粮食安全问题事关国计民生，同时也是国家安全的基础，在推进新型城镇化、工业化、信息化以及农业现代化进程中，粮食安全起着基础性的保障作用[1]。习近平总书记曾说过“中国人的饭碗任何时候都要牢牢端在自己手上”，2021年中央一号文件再次强调保障粮食安全的重要性，要求提升粮食和重要农产品供给保障能力。改革开放以来，我国在粮食安全方面就粮食产量、粮食储备能力等取得了巨大成就，2019年我国粮食播种面积116 063.6 khm2，占农作物种植面积69.9%，相比2004年增长3.7个百分点。但是，从中长期看，仍然面临国内粮食播种面积下降以及国际粮食贸易保护主义、单边主义的双重挑战，而农机社会化服务以生产环节外包的形式细化专业分工，发展服务规模经营，对于调动农民种粮积极性以及稳定粮食播种面积发挥着至关重要的作用。因此，在新型冠状肺炎疫情全球大流行以及“双循环”新发展格局提出的背景下，健全农机社会化服务体系，提升农民种粮积极性，保障国家粮食安全是当前我国农业经济发展过程中一项十分重要的任务。基于此，利用双向固定效应模型分析全国30省份农机社会化服务对农民种粮积极性的影响效应以及地区差异性，提出提升农民种粮积极性的对策建议。

1 文献综述

学术界对于农机社会化服务关注较多，农机社会化服务作为农户采纳农机技术的重要方式以及小农户融入现代农业的重要支撑[2-3]，已经成为大多数农户的选择[4]。农户选择农机社会化服务不仅可以降低农机使用成本，解决农机具不足问题[5-6]，同时对于缓解农村劳动力资源约束[7-8]、发展规模经济[9]、增加农户家庭年收入[10-11]以及进行专业化种植等[12]都具有显著的正向作用。但农机社会化服务是否能提升粮食生产效率，研究结论并不一致。部分学者认为农机社会化服务通过产生技术引入效应、劳动替代及分工经济，优化生产要素配置，进而提升粮食生产效率[13-15]，但不同环节的农机社会化服务对粮食生产效率的提升作用具有异质性[16]。部分学者从农业分工角度出发进行研究，认为农机社会化服务对于农业生产效率有一定的抑制作用，这主要是由于专业分工的农业生产率显著低于自家劳动生产率[17-18]。农户是否采用农机社会化服务受到众多因素影响，农户兼业化[19]、农机购置补贴政策的实施[20]对农户采用农机社会化服务意愿具有显著的正向影响，而土地细碎化则对农户采用农机社会化服务具有抑制作用[21]。

提升农民种粮积极性是短期保障粮食安全的重要举措[22]，但是研究发现当前农民种粮积极性不高[23]，这主要是由于粮食种植的成本较高，导致种粮比较收益较低[24]。由于粮食生产具有弱质性，2004年开始我国逐步建立并完善农业补贴体系，主要目标之一就是增加农民收益，提升农民种粮积极性[25]，部分学者也对此进行了研究，发现农业补贴政策的实施对农民种粮积极性提升的确已经起到了一定的促进作用，只是各个地区农民种粮积极性促进效应有所差异[26-28]，但是也有学者通过研究发现由于补贴金额以及补贴方式没有满足农户心理预期，导致最低收购价下调以及粮农补贴政策的实施显著降低了农民的种粮积极性[29-30]。

现有文献大多数研究农业补贴对农民种粮积极性的影响，已经取得了丰富的研究成果，但是多数从收入角度进行研究，从农机社会化服务角度进行的研究尚不充分，针对粮食主产区、粮食主销区以及粮食产销平衡区的对比缺乏深入研究，因此，本文在现有研究基础上关注以下问题：农机社会化服务对农民种粮积极性是否会有影响？影响效果是促进作用还是抑制作用？影响效应是否存在地区差异性？应该如何通过完善农机社会化服务提升农民种粮积极性？

2 理论分析

理论上，农户作为农业生产经营的主要参与者，在进行生产决策的选择时符合理性经济人假设，即追求自身利益最大化。现实中农户在进行生产行为选择时，会根据自身的资源禀赋以及外部环境变化选择最优的生产方式，充分的利用劳动力、土地、资金等各种资源，追求实现“帕累托最优”状态。根据李嘉图的比较优势理论可以得知，如果农户家庭出现劳动力资源短缺以及非农就业机会增加等情况时，农户会更倾向于生产服务外包，利用服务外包缓解农户的资源约束问题，反之则会选择自己生产[31]。

农机社会化服务作为农业社会化服务的重要组成部分，是专业分工在农业生产领域内的具体表现，亚当·斯密认为劳动分工可以有效地提高劳动生产效率，增加国民财富，根据分工理论的阐述，本文在理论上认为农机社会化服务的开展会提高粮食种植效率，进而会对农民种粮积极性产生相关程度的影响，主要体现在以下方面。

第一，农机社会化服务通过“增产增收”提升农民种粮积极性。一方面，小农户生产依然是未来一段时期内粮食生产主要的生产方式[32]，但是由于小农生产抵御风险能力弱、组织化程度不高以及经营规模小等原因导致粮食生产效率不高，影响了农民种粮的积极性。而农机社会化服务的开展可以通过深化专业分工，优化土地、劳动力等资源配置提高粮食生产效率，以服务规模经营提高粮食产量，进而提升农民种粮积极性；另一方面，随着城镇化的不断推进，农村劳动力逐渐向城市流动，农村土地出现闲置撂荒现象，未来“谁来种粮”与“怎么种粮”的问题亟待解决[33]。实践研究表明，农机社会化服务通过生产托管能够有效地缓解农村劳动力不足的资源约束，而农民在获得种植收入的同时也能够通过非农就业增加工资性收入，进而提升农民种粮积极性。

第二，农机社会化服务可以通过节约生产成本及交易成本提升农民种粮积极性。近年来粮食种植成本不断增加，一方面，粮食种植的机会成本不断增加，农村劳动力向非农产业转移，非农就业机会增加，农村劳动力资源的稀缺导致农业劳动力价格上涨，农业生产成本不断提高[34-35]。另一方面，我国土地细碎化问题突出，农户小规模的粮食生产难以满足机械化大规模作业的要求，独自购买农用机械会面临严重的资金约束，即使农户独自购买机械，农机闲置所产生的折旧成本以及农机资产专用性所导致的交易成本也会增加农民负担。面对高昂的成本，农户更倾向于购买农机社会化服务，利用廉价的农业社会化服务代替成本较高的农村劳动力，同时避免了农户因独自购买农业机械所造成的资源浪费。农机社会化服务能够打破原有资源禀赋的限制，重新整合现有资源，对于粮食生产效率的提高、生产成本以及交易成本的节约都起到十分重要的作用[36]，在一定程度上带动了农民种粮的积极性。

3 模型设定、变量与数据来源

3.1 模型设定

为科学估计2004—2019年中国30省份农机社会化服务水平以及其他控制变量对农民种粮积极性的影响效应，本文构建估计模型

graini,n=α0+α1machineryi,n+α2xi,n+εi,n

(1)

式中：graini,n——第i个省份第n年粮食播种面积占主要农作物种植面积的比例；i=1,2,3,…,30；n=1,2,3，…，16；

machineryi,n——第i个省份第n年的农机社会化服务水平；

xi,n——控制变量，主要包括经营性收入占比、转移性收入占比、有效灌溉面积以及化肥使用量；

εi,n——随机干扰项；

α0、α1、α2——待估计参数。

在模型中，本文根据方差膨胀因子(vif)的大小来判断是否存在多重共线性问题，一般来说，方差膨胀因子越大，多重共线性越强，当方差膨胀因子大于10时，变量之间具有较强的多重共线性，不能接受。本文通过计算得出各变量的方差膨胀因子为1.188，说明多重共线性较弱，可以进行回归。

3.2 变量选择

3.2.1 被解释变量

本文以农民种粮积极性为被解释变量。农民种粮积极性即农民未来对于粮食种植的态度。已有研究成果中衡量农民种粮积极性的指标有粮食播种面积、粮食产量、农民种植意愿以及粮食播种面积占农作物种植面积比例(以下简称“粮播比”)等，粮食播种面积与粮食产量除受到农民种粮积极性影响外，还受到其他诸多因素影响，农户种植意愿属于主观态度，客观性、科学性不强，粮播比是利用相对数衡量农民种粮积极性，可以有效排除其他因素的影响，因此借鉴何蒲明[37]的计算方法，以粮播比(grain)表示农民种粮积极性，粮播比越高，说明农民种粮积极性越高。

3.2.2 核心解释变量

本文以农机社会化服务水平(machinery)为核心解释变量。农机社会化服务(简称“农机服务”)指的是“农机社会化服务组织、农机户为其他农业生产者提供的机耕、机播、机收、排灌、植保等各类农机作业服务，以及相关的农机维修、供应、中介、租赁等有偿服务的总称”[38]，已有研究对农机社会化服务水平的界定不完全一致，本文参考以往文献对农机社会化服务水平的界定[39]，将农机社会化服务水平界定为农业机械服务费用占农业生产总投入费用的比重，预期农机服务水平的提升会对农民种粮积极性产生正向的影响。

3.2.3 控制变量

1) 经营性收入占比。oper-income表示经营性收入占比，一般指的是农业生产经营所得收入占农村居民家庭可支配收入(2014年之前农民收入统计口径为农民人均纯收入，2014年之后农民收入统计口径为农村居民人均可支配收入，二者统计数据前后相差不大，因此本文暂不考虑二者区别)的比重，以经营净收入表示。一般来说，农民种粮收入占家庭经营性收入比重较高，且相对稳定[40]，因此本文以经营性收入代表农民种粮收入，经营性收入占比越大，农民种粮收入越高，农民作为理性经济人，关注的是种粮的利益最大化，因此种粮收入的提高会提升农民种粮收入的心理预期，进而提升农民的种粮积极性。

2) 转移性收入占比。tran-income表示转移性收入占比，一般指的是国家财政对于农业生产经营的支持力度，具体表现为农业各项补贴资金，以转移净收入表示，谭智心等[41]的研究表明，农业补贴对农民种粮积极性有一定程度的影响，转移性收入占比越高，说明农业补贴程度越高，作为农业收入的重要组成部分，农业补贴占比的提升会使得农业收入提高，进而调动农民种粮积极性。

3) 有效灌溉面积。农业有效灌溉面积可以反映当地农田水利设施建设的基本情况和农业生产的稳定程度[42]，因此本文以农业有效灌溉面积代表农业基础设施建设的完善程度，取对数以lnirrigation表示。农业是弱质性产业，在生产过程中面临着较大的自然风险，有效灌溉面积越大，说明农业生产基础设施越完善，农业生产得到有效保障，对于自然风险有一定的抵抗能力，农民种粮减轻了“后顾之忧”，有利于农民种粮积极性提高。

4) 化肥施用量。本文以农用化肥折纯量与农药使用量表示农业生产中生产资料的投入情况,取对数以lnfertilizer表示。一般来说农业生产资料投入越多，生产成本越高，在粮食价格一定的情况下，种粮成本的增加会使得种粮收入减少，因此化肥施用量一定程度上影响了农民的种粮积极性[43]。

3.3 数据来源与分析

本文选择2004—2019年中国30个省份(因数据缺失，暂不统计西藏自治区以及港澳台地区)相关变量的数据作为本文研究数据，本文中各变量的具体数据分别由历年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农业机械工业年鉴》以及eps三农数据库整理而来，需要说明的是部分省份相关样本数据缺失，针对缺失类型已对其进行了填补，最终得到有效数据进行分析。样本相关数据情况如表1所示。

表1 变量描述性统计Tab. 1 Descriptive statistics of variables

4 实证检验与结果分析

4.1 基准模型实证结果分析

本文首先对样本数据进行OLS混合回归，回归结果见表2列(1)，在此基础上分别考虑加入地区虚拟变量以及时间虚拟变量，分别进行固定效应(FE)与随机效应(RE)回归分析，回归结果见表2列(2)、(3)，在不考虑聚类稳健标准误情况下，固定效应模型与随机效应模型分析结果中F统计量的P值为0.000，因此拒绝“使用OLS混合回归模型”的原假设，说明固定效应模型与随机效应模型均要优于OLS混合回归模型。本文进一步地针对固定效应模型与随机效应模型进行豪斯曼检验(Hausman)，检验结果表明固定效应模型优于随机效应模型，因此本文同时考虑地区效应与时间效应，对样本数据进行双向固定效应模型(Two-way FE)回归，回归结果见表2列(4)。

表2 基准模型回归结果Tab. 2 Regression results of benchmark model

根据表2回归结果显示，考虑地区效应与时间效应后，运用双向固定效应模型进行分析时，R2值增加至0.863，说明地区效应与时间效应对于农民种粮积极性存在影响。在控制其他变量因素的情况下，无论是否考虑地区效应与时间效应，核心解释变量农机社会化服务水平对于粮播比均具有显著的正向影响，且在1%的水平上显著，说明农机社会化服务水平的提升在一定程度上会提升农民的种粮积极性，这主要是由于农机社会化服务的开展解放了农村劳动力，大规模的机械作业深化了农业分工程度，提升了农业生产效率，促进农民非农就业的同时通过引进新的生产技术、新品种等产生规模效益，农民对于农业生产减轻了“后顾之忧”，这在一定程度上有利于农民种粮积极性的提升。除核心解释变量对粮播比产生显著影响之外，其他的控制变量也对粮播比产生了一定程度的影响，其中，在考虑地区效应与时间效应之后，经营性收入占比、转移性收入占比以及有效灌溉面积都会对粮播比产生显著的正向影响，在1%水平上显著，经营性收入主要是指农业生产经营尤其是农民种粮的收入，因此经营性收入越高，说明农业生产经营效果越好，种粮收入越高，这有利于提升农民下一年的种粮积极性；而转移性收入主要是指农业生产的各项补贴资金，如果农业补贴越高，农民的收入就会越乐观，农民种粮积极性也会有所提升；有效灌溉面积指的是农业基础设施的完善程度，如果农业基础设施比较完善，农业生产就会得到有效保障，农民种粮积极性也会显著提升，但是根据回归结果来看，有效灌溉面积对于粮播比的影响并不稳定。而化肥施用量一直对粮播比有着显著的负向影响且在1%水平上显著，化肥作为农业生产资料投入农业生产，虽然会对产量提升有一定的影响[44]，但是投入成本也会随之提高，在粮食销售价格既定不变的情况下成本的提升使得农民种粮总收入下降，因此不利于农民种粮积极性的提升。

4.2 稳健性检验

在考察农机社会化服务对农民种粮积极性的影响效应时存在着内生性问题，进而会导致参数估计结果的有偏和不一致。本文的内生性问题主要有两方面：一方面农民种粮积极性与农机社会化服务存在反向因果关系。一般来说，农民种粮积极性提高会导致粮食播种面积增加，农民对于农机社会化服务的需求也会随之增加，进而导致农机社会化服务水平不断提升。另一方面，本文虽然利用时间固定效应与地区固定效应对影响农民种粮积极性的不可观测因素进行控制，但是仍然可能存在变量遗漏问题。鉴于以上内生性问题的存在，本文参考王文波等[45]的做法，采用农机社会化服务水平滞后1期和滞后2期作为当期农机社会化服务水平的工具变量，进行工具变量回归。由于农业机械与农机作业人员等影响农机社会化服务水平的因素具有一定稳定性，当期农机社会化服务水平与往期农机社会化服务水平具有较强的相关性，即满足工具变量的相关性条件。此外，往期农机社会化服务水平作为历史数据对当期农民种粮积极性没有直接影响，即满足工具变量的外生性条件。在工具变量选择合理的基础上，本文利用两阶段最小二乘法(IV-2SLS)进行估计，模型估计结果见表3列(1)。此外，为确保研究结论的可靠性，本文采取其他方法作进一步的稳健性检验。表3列(2)是以粮食播种面积替换粮播比进行回归分析的结果，同时考虑到特殊样本以及样本数据异常值会对研究结论产生影响，因此本文分别对数据进行剔除直辖市样本后进行子样本回归以及对数据进行1%的winsorize缩尾处理，回归结果见表3列(3)、(4)。

从工具变量检验结果来看，弱工具变量检验的F值大于通常标准(F=10)，因此可排除弱工具变量的可能性。在考虑内生性的情况下，农机社会化服务水平系数为正且在1%水平上显著，表明农机社会化服务的发展会调动农民种粮积极性，与前文相比，影响程度提升，其他的控制变量虽然显著水平有所变化，但是影响方向仍与前文分析结果一致，总体上可以接受。从其他检验方式的分析结果来看，农机社会化服务水平一直对粮播比存在显著的正向影响，影响系数较前文基准回归结果均有所提升，其他控制变量对粮播比影响方向与前文基准回归结果一致，不再赘述。总体来说，基准回归结果是稳健可靠的。

表3 稳健性检验分析结果Tab. 3 Analysis results of robustness test

4.3 异质性分析

根据以上回归分析结果可以得知农机社会化服务水平对农民种粮积极性有显著的正向影响，农机社会化服务水平的提高会提升农民的种粮积极性，但是由于我国各个省份资源禀赋不同，农机社会化服务发展水平有所差异，由此对农民种粮积极性带来的影响也会有一定的差异性，以粮食主产区为例，粮食主产区粮食播种面积较大，农机社会化服务水平可能会相对较高，农民种粮积极性也会较高，因此有必要进一步分析农机社会化服务水平对农民种粮积极性的异质性影响。本文在总体分析的基础上进一步地利用双向固定效应模型分析粮食主产区、粮食主销区以及产销平衡区农机社会化服务水平对农民种粮积极性的影响，分析结果见表4。

对于粮食主产区来说，核心解释变量农机社会化服务水平对于粮播比的影响依旧在1%水平上显著，粮食主产区承担着我国粮食生产的重要任务，粮食作物种植面积较大，因此农机社会化服务的开展为粮食主产区的农业生产营造更加便利的条件，农民种粮积极性也会随之提升。其他控制变量中经营性收入占比、转移性收入占比、有效灌溉面积以及化肥施用量对于粮播比的影响虽然在影响程度上与前文分析结果有所差异，但是影响方向大致相同。对于粮食主销区来说，核心解释变量农机社会化服务水平对粮播比虽然依旧具有显著性影响，但是和粮食主产区相对比显著性有所降低，在10%水平上显著，同样的控制变量中经营性收入占比、转移性收入占比对粮播比的影响显著性也有所降低，有效灌溉面积对粮播比没有显著性影响，化肥施用量依旧对粮播比有着显著的负向影响。这是因为粮食主销区大多是我国经济较发达省份，发达的经济为农民提供了大量的就业机会，农村劳动力大量转移，此外，粮食主销区人均耕地面积相对较少，土地细碎化明显，农民收入来源已经不仅仅依赖于农业生产，收入来源构成中非农就业收入甚至超过农业经营收入，因此农业经营性收入占比、转移性收入占比等变量对于粮播比的影响显著性降低，由于农民非农就业机会增加，粮食种植收入不再是维持生活的主要收入来源，而且土地细碎化导致的地块分散，农机作业服务成本增加，因此农机社会化服务的发展对于粮播比的影响显著性也有所降低。对于粮食产销平衡地区来说，农机社会化服务水平对粮播比依旧有显著性的影响，其他控制变量的影响与前文分析基本一致，不再赘述。

表4 异质性分析结果Tab. 4 Heterogeneity analysis results

5 结论与政策建议

5.1 研究结论

1) 农机社会化服务对农民种粮积极性提升有显著正向影响，在1%的显著性水平下通过显著性检验。可以看出，农机服务可以打破现有的资源约束，对农村土地、劳动力等资源进行整合优化，以服务专业化、社会化实现增产增收、节本增效，进而调动农民种粮积极性。

2) 农机社会化服务对农民种粮积极性的影响存在地区差异性。粮食主产区农机社会化服务对农民种粮积极性影响程度最大，在1%水平上显著，粮食主销区农机社会化服务对农民种粮积极性影响程度最小，在10%水平上通过显著性检验。产销平衡区农机社会化服务对农民种粮积极性的影响在5%水平上也通过显著性检验。总体来看，农机社会化服务对调动农民种粮积极性有一定程度的促进作用，但是各个地区受到资源禀赋等条件限制，农机社会化服务水平有限，未来仍有一定的发展空间。

5.2 政策建议

1) 构建农机社会化服务新机制，完善农机社会化服务体系。首先，政府等相关部门应该加大农机具补贴政策支持力度，尤其是对于大型农机具的支持力度，提高农机作业服务水平。其次，要积极培育农机作业服务组织，目前农机作业服务组织多以农机合作社为主，服务范围有限，政府应根据地区特点，充分引导种植大户、家庭农场、专业技术协会、专业服务公司等新型主体开展土地托管、跨区作业等模式的农机作业服务。再次，政府通过购买服务、定向委托等方式与其他服务组织互为补充，构建服务主体多元化、服务模式多样化、服务内容专业化的农机社会化服务新机制，完善农机社会化服务体系。

2) “节本+增收”提升农民种粮积极性。首先，完善粮食最低收购价政策，优化玉米、小麦以及水稻三大粮食作物的生产结构，调整粮食生产方式，提高粮食类农产品质量，提高农民家庭经营性收入比重。其次，继续实施并优化粮食生产补贴政策，加大对粮食种植主体的补贴优惠力度，增加粮农转移性收入。最后，积极开发利用农业生产新技术、新手段，减少化肥农药等生产资料的投入，实现农业绿色生产的同时节约农民种粮成本，进而有效提升农民种粮积极性。

3) 实行差异化支持政策，推动农机社会化服务区域平衡发展。首先，对于粮食主产区，在实施原有农机社会化服务支持政策基础上，政府应针对服务品种以及服务主体等不断细化支持政策，提升农机社会化服务水平，保障粮食种植面积，稳定农民种粮意愿。其次，对于粮食主销区，政府部门应该充分利用经济发达的优势，与区域内农业科研院所、大专院校等科研机构合作，加强对农机社会化服务人才的培养以及对农业新型高效机械的研发，将科技成果转化应用于粮食生产的各个环节中，贯彻落实“藏粮于地、藏粮于技”的粮食生产战略，为粮食产量提升提供科技、人才保障。再次，对于粮食产销平衡区来说，政府应将应用于粮食主产区的相关农机社会化服务支持政策延伸到产销平衡区的部分区县，提升农民种粮收入心理预期，提高粮食自给率，落实粮食安全生产责任。