农业生产性服务何以影响农户收入——对内蒙古赤峰市农户调研数据的分析

姚秋涵，于乐荣

（中国农业大学人文与发展学院，北京 100193）

农民增收是实现乡村振兴和推动共同富裕的必然要求。然而，受经济下行和自然灾害频发等因素影响，农民来自农业部门的收入增长乏力，这严重制约农业农村现代化发展。发展农业生产性服务业是推动农户衔接农业现代化和破解农民增收困境的一个可行路径，《“十四五”推进农业农村现代化规划》中明确提出要以“健全农业专业化社会化服务体系，构建支持和服务小农户发展的政策体系，实现小农户与现代农业发展有机衔接”。农业生产性服务通过引入现代化的生产要素，可有效弥补农户生产能力和交易能力的不足[1]。自十八大以来，国家连续出台多项政策扶持农业生产性服务业发展，以期通过农业生产性服务业发展带动农户增收。在政策引导和财政资金支持下，我国农业生产性服务业呈现出供给主体多元化、服务模式多样化和服务内容多层次的特点。在此背景下，探究农业生产性服务业发展给小农户带来哪些影响，或者说农业生产性服务发展在微观层面的转化效果如何，具有重要的现实意义。

目前，学界有关农业生产性服务对小农户的影响有两个层面的观点。一是农业生产性服务发展的积极作用主要表现在抑制土地抛荒[2]、化肥减量[3]、农作物增产[4]、节本增收[5]、发挥品牌质量效应[6]、缩小城乡收入差距[7]等。二是由于我国农业服务业的发育并不完善，因此也存在着不容忽视的市场失灵和政府失灵[8]。比如，农业生产性服务业的主体建构缺失[9]、供需匹配性不足[10]、服务质量不高[11]和“熟人服务”[12]等问题制约农业生产性服务作用的有效发挥。尽管已有文献对农业生产性服务与农民收入的关系展开探讨，但尚未达成一致结论。一方面，有学者认为农业生产性服务对农户增收的影响微弱。农业生产性服务实质是使用资本要素代替劳动要素，服务利用存在一定的门槛效应，对低收入农户不利[13]。特别是在市场化发育程度低的情形下，农业生产性服务反而会抑制农业生产效率[14]。不仅如此，不同类型的农业生产性服务对生产效率的影响存在差异，有研究表明劳动密集型的社会化服务并未实现效率改进[15]。另一方面，大部分学者认为农业生产性服务对农户增收有积极影响[16-17]。但是相关研究主要关注单一种类农作物的经济收益且研究区域多集中在平原地区，针对北方民族地区的研究较少，并且对作用机制和区域异质性影响的关注不足。

因此，本文着眼于考察农业生产性服务供给的增收效果，特别是用产量和价格信息对农户全年产出的农产品进行精确计算，由此获得农户的生产经营性收入，并将其作为关键指标，衡量农业生产性服务的增益效果。这样做的好处是，农户生产经营性收入是生产要素综合作用的结果，以货币形式呈现，能够有效消除不同农产品实物形态的差别[18]。不仅如此，收入作为被解释变量，有利于比较农业生产性服务对不同类型农户的效用差异。内蒙古赤峰市是北方少数民族地区农牧业发展水平的典型代表，赤峰地区的生产方式仍以传统农业为主，农户衔接现代农业手段有限，而生产性服务社会化无疑是一个切入点。因此，本研究基于专业化分工理论，以内蒙古赤峰市农村地区为研究区域，利用区域内1 037户农户的问卷调查数据，运用计量经济学模型，分析不同类型的农业生产性服务对农户生产经营性收入的影响，检验农业生产性服务对农牧区农户收入的异质性影响，从土地流转角度探究农业生产性服务对农户收入的作用机制。通过本文的分析，期望能为北方民族地区提升农业生产性服务水平进而推动农业现代化进程提供有益借鉴。

1 理论分析与研究假设

1.1 农业生产性服务对农户收入的影响

在推进农业现代化的进程中，小农户面临着组织结构、营销结构、社会结构和生产结构等矛盾[19]。发展农业生产性服务业是破解小农户现代化困境的有效手段[20]。改造传统农业的重要方式之一是引入先进生产要素[21]。一方面，农业生产性服务采取“机械化、技术化、标准化”的生产手段提高生产效率[22]；另一方面，农业生产性服务通过纵向延伸产业链条促进农业经济发展[23]。农户的生产决策受自身条件和外部环境的共同影响[24]。由于资源禀赋不同，农户在各个生产环节的优势具有差异，而农业生产性服务作为一种生产性的要素供给，缓解了农户自身资源禀赋的约束，改变了农户生产决策的外部环境条件。在理性人的假设下，农户为提高获利，在生产时会充分考虑农业生产性服务的供给状况，改变生产要素的投入组合，进而增加其收入。在农业生产性服务供给充分的情况下，农户可以将低生产效率的环节外包，直接与产业达成交换关系，可以加深农户的专业化程度。专业化则有利于改进生产效率，达成生产报酬递增[25]。特别是在老龄化和兼业化趋势下，农业生产性服务发挥着重要的缓冲作用[26]。此外，农业生产性服务在分散生产风险以及提升农产品与市场的适配程度等方面发挥作用，利于改进交易效率和降低交易成本。鉴于以上论述，本文认为农业生产性服务能够提升农户生产经营性收入。

1.2 农业生产性服务对农户收入的异质性影响

农业生产性服务对农户的增收效益具有异质性[27]。受气候等自然禀赋的影响，农牧区的生产条件不同，农区的水资源和地力条件较好适合农作物种植，牧区草场面积广阔、牧草丰美有利于发展畜牧业。因此，农牧区的主导产业不同，农区以种植业为主，牧区畜牧业的产值比重高。由于农牧区农户的种养结构、经营方式和收入构成存在差异，并且生产逻辑和生产要素需求不同，所以农业生产性服务供给对农户的增益效果因农牧区而具有差异。此外，农区和牧区的居住方式不同，农区农户居住较为集中，基础设施建设相对较好，而牧区面积广阔，农牧户居住较为分散，农牧区在村内农业生产性服务的供给和使用可及性方面存在差别。基于农区和牧区农户在土地类型、生产结构、生产性服务需求和可及性等方面具有较大差异，因此，本文认为农业生产性服务对农区和牧区农户生产经营性收入的影响存在异质性。

1.3 农业生产性服务对农户收入的影响机制

为推动我国农业现代化进程，农业技术推广部门主导建设社会化农业生产性服务体系。在此背景下，我国的农业生产性服务业的发展并非完全市场化。政府部门基于公共利益和农业现代化目标，引导农业生产性服务体系围绕服务规模化和土地规模化的趋势开展。有研究认为农业生产性服务的交易效率会高于土地经营权的交易效率时，服务规模经济将替代土地规模经济，农户会倾向于以农业社会化服务替代土地流转[28]。然而，钟真等[29]利用多案例比较发现，土地流转与社会化服务两者并非相互替代的竞争关系，而是相得益彰的共赢关系。目前已有实证研究表明，农业生产性服务可以促进土地流转[30]。外部服务环境会诱导农户行为，进而改变家庭生产要素的流动方向，村内的农业生产性服务供给改善了土地流转环境从而促使农户土地流转行为发生。客观上，提供农业生产性服务可以将农户嵌入专业化的分工链条，缓解农户自身资源禀赋对土地流转的约束，为重新优化配置劳动力和土地等各类生产要素创造条件[31]。主观上，农户出于收益最大化的考虑，会自发调节其行为决策以实现外部环境与家庭内部资源的有效匹配。农业生产性服务供给为个体土地流转提供契机，其引致的技术进步效应与服务规模效应增强了农户土地流转的意愿[32]。综上，土地作为农户最重要的生产资源，农业生产性服务的供给水平直接影响农户对土地流转的决策。

土地流转同样是农户生产经营性收入增长的重要引擎[33]。一方面，土地流转优化家庭生产要素的资源配置，有利于提高生产效率。另一方面，土地流转可以降低农地的细碎化程度，适度规模有利于降低农业生产成本。分析可知，农业生产性服务供给能够优化农户土地资源配置的外部环境，进而影响农户收入。因此，本文认为农业生产性服务通过改善外部环境促进土地流转实现农户增收。

结合上述分析，本文认为农业生产性服务可以提高农户生产经营性收入。在此过程中，农业生产性服务能够促进土地流转，进而实现农户增收（图1）。

图1 农业生产性服务对农户生产经营性收入影响的理论机制Fig. 1 Theoretical mechanism of the impact of agricultural productive services on rural households’ productive and operating income

2 研究方法

2.1 研究区域与数据来源

本文的研究区域为内蒙古赤峰市，该市位于农牧交错带，具有气候干旱、土壤结构不稳定和生态环境脆弱的区域特点[34]。据2022年《赤峰市第三次全国国土调查主要数据公报》显示，现有182.930万hm2耕地和266.324万hm2草地，粮食产量和牲畜存栏居内蒙古首位，是北方民族地区农牧业生产发展水平的缩影。此外，赤峰市人口较多，农民外出务工机会多，职业分化致使农业劳动力不足，具备生产性服务社会化的环境和条件。因此，赤峰市极具典型性和代表性。

本文研究数据来源于课题组2020年5月至8月对内蒙古赤峰市国家扶贫改革试验区农户的抽样调查数据。调研采用多阶段分层随机抽样方法在赤峰全市9个旗县和2个区开展入户问卷调查。每个旗县内按照经济发展程度将旗县辖区内的所有乡镇分为高、中、低三类，每类随机抽取2个乡镇，每个乡镇内随机抽取1个村，每村随机抽取农户20户，共54个村1 080户；红山区、元宝山区为城郊区，各抽取1个郊区乡镇1个村，每村随机抽取农户30户，共2个村60户。剔除无效样本后，获得赤峰市南部区域有效问卷468份，北部区域有效问卷569份，合计1 037户样本，有效率为90.96%。其中，南部区域包括元宝山区、红山区、宁城县、喀喇沁旗、敖汉旗和翁牛特旗，北部区域包括阿鲁科尔沁旗、林西县、巴林左旗、巴林右旗和克什克腾旗。调研农户的基本特征见表1。

表1 样本农户基本特征Table 1 Basic characteristics of sampled rural households

2.2 变量选取

1）被解释变量。本文选择生产经营性收入作为被解释变量，考察农业生产性服务的供给成效。具体而言，生产经营性收入由种植收入和养殖收入加总并做对数化处理（表2）。选择该变量的原因在于，以农业生产经营性收入的形式反映生产效率，消弭了种植业、养殖业等不同品类农产品的形态差异，最能直观反映农业生产性服务对农户的影响。

2）解释变量。本文的解释变量为农业生产性服务。农业生产性服务类型繁多，结合调研环境及问卷中具体的题目设置，本文选取农资服务、水利服务、加工服务等三类典型的农业生产性服务以及服务水平作为变量（表2）。选择这三类服务的原因：一是从生产环节来看，这三类服务分别处于产前、产中和产后，可以较完整的展现农业生产性服务业的产业链；二是农资服务发挥着生产资料供应的作用，加工服务是提高农产品附加值的重要渠道，选择水利服务的原因在于农牧交错带是半干旱地区向干旱地区的过渡地带，干旱少雨的气候条件导致该地区水资源较为紧缺，水利服务的便利程度直接影响农业生产经营状况。具体而言，农资服务采用“村内是否有农资销售网点”、水利服务采用“村内是否有水利服务”、加工服务采用“村内是否有农产品加工厂”三个问题的回答作为衡量，有为1，反之为0。此外，对上述三类服务进行水平加总以反映村庄农业生产性服务环节的完备程度，定义为服务水平。

3）中介变量。选择土地流转作为中介变量。

4）要素投入变量。生产要素的投入影响着农业的生产效率。本文的要素投入变量包括机械投入、耕地和草地面积、生产经营支出（表2）。具体而言，机械投入用“家中是否有农业机械”的回答衡量；耕地和草地面积是指农户所经营的土地面积，为连续性变量；生产经营支出包括化肥、农药、种子、地膜、机耕费、人工费、承包费、购买仔畜支出、圈舍建设维修支出、饲料费、防疫费在内的农业生产支出，并做对数化处理。

5）户主特征变量。已有研究表明户主的性别、年龄、文化水平等个体特征关乎其风险偏好程度[35]。基于此，本文将户主的性别、年龄和文化水平纳入模型并加以控制。具体而言，年龄为连续性变量，户主性别为虚拟变量，户主文化水平为有序多分类变量。此外，文化水平变量仅有932家调研农户应答，故采用众数插补以最大限度保留样本。

6）家庭特征变量。家庭禀赋影响着家庭生计策略的选择，因此本文选取家庭劳动力数量、家庭收入来源作为家庭特征变量进行控制。其中，家庭劳动力的数量中不包括上学和外出就业超过半年的人口，家庭收入来源使用“家庭的主要收入来源是否为农牧业”进行界定。

2.3 模型设定

被解释变量生产经营性收入为连续性变量，同时解释变量农业生产性服务属于客观存在的外生变量，故采用OLS模型可以较好地进行估计。具体表达式为：

式中：Yi表示农户的生产经营性收入，Xi表示农业生产性服务，Zi为一系列的控制变量，α1和α2是待估系数，εi是误差项。本文主要解释变量系数α1，若显著为正，说明农业生产性服务对农户生产经营性收入具有显著的增进效应，其他情形则表明无影响或者会产生负面影响。

农区与牧区农户的种养结构、收入结构不同，农业生产性服务的增益效果存在差异。因此，利用上述模型对农区和牧区农户分样本回归，能够准确捕捉农业生产性服务对其生产经营性收入的异质性影响。至于农业生产性服务对农户经营性收入的作用路径，本文将通过中介效应分析进行解释。土地流转为二分类变量，故借鉴方杰等[36]的研究思路，首先采用Logistic模型验证农业生产性服务对土地流转的影响，而后建立包含农业生产性服务和土地流转在内的OLS模型进行解释，建构模型为：

式中：Pi为农户选择土地流转的条件概率，Di表示土地流转，μi和ηi为误差项，若β1且γ2显著，同时γ1和α1相比显著性降低或系数减小，则中介效应成立。此外，辅之以广义结构方程模型（GSEM）来确保中介效应的稳健性。

3 结果与分析

3.1 农业生产性服务与农户收入分析

调研结果显示，赤峰市农资服务、水利服务和加工服务的供给率较低，在三类农业生产性服务中，水利服务供给的比重最高达为56.99%，加工服务占比为46.96%，农资服务供给占比最低仅为38.09%（表3）。这可能由以下原因导致：一是当前赤峰市的农业生产性服务业发展尚处于起步阶段；二是激励政策覆盖面不足，弱势服务供给主体难以享受政策优惠。对于可享受政府扶持的服务主体，政策要求其服务环节不少于3个，对服务面积、服务能力和服务人员均有较高要求，小微服务供给主体难以享受政策扶持；三是政策激励效果不佳，服务主体积极性欠缺。政府对农业生产性服务项目的补助比例较低，采取“先服务后补助”的方式加以补贴并且补助比例不超过服务费用的30%，且规模经营户不享受补助。

样本中农户的生产经营性收入区间在0～252.4万元之间，其中均值为6.94万元，标准差为14.9万元，农户之间生产经营性收入差距较大，平均值难以体现农户的实际收入状况和农户收入的集中趋势，而中位数不受极端数据的影响，更能反应普通农户的真实收入。农区农户的中位数收入为1.068万元，牧区农户的中位数收入为5.071万元，T检验结果表明，农区和牧区的农户生产经营性收入存在差异，在1%的水平下显著。在有农业生产性服务供给的情形下，全样本中农户的生产经营性收入更高。在农区和牧区中，提供服务和未提供服务农户组收入存在差异。在农区，提供农资服务、水利服务的农户组中位收入为1.488万元和1.254万元，较未提供服务的农户提高了0.576万元和0.306万元（表3），分别在1%和5%的水平下显著；在牧区，提供了水利服务、加工服务的农户组中位收入为5.608万元和6.700万元，较未提供服务的农户提高了1.588万元和2.636万元，在5%和1%的水平下显著。此外，牧区提供农资服务农户组收入低，这可能是由牧区以畜牧业为主且牧区农民居住较散，村内农资服务供应和可及性不足所致。

表3 农业生产性服务与农户生产经营性收入情况统计Table 3 Statistics on agricultural productive services and rural households’ productive and operating income

3.2 农业生产性服务对农户收入的影响分析

OLS估计结果显示，农资服务在5%的统计水平上显著，水利服务、加工服务和服务水平在1%的水平上显著（表4），结果方向与理论分析一致，具有显著的经济意义。这表明，农资服务、水利服务、加工服务对农户生产经营性收入增加具有显著的积极作用，并且提供的服务越齐全、环节越完整，越能够促进农户生产经营性收入的增长。

在生产要素投入方面，机械投入、耕地和草地面积、生产经营支出等因素对农户的生产经营性收入均具有显著正向影响（表4）。这项发现与已有研究结论一致，机械化生产通过提升生产效率、优化种植结构、增加粮食产出等途径提高农户收入[37]。土地适度规模化经营能够节本增效，耕地和草地面积越大其规模经济效应越强，农户的生产经营性收入越高。生产资金投入能够为农户使用现代化的技术和生产工具，进一步扩大生产创造条件，因此生产经营支出同收入呈正相关。在户主个体特征方面，性别的影响并不显著，男性比女性的生产经营性收入更低，这可能是由于样本数据导致，本数据中女性户主仅占8.97%。年龄对农户生产经营性收入具有显著的负向影响，农民老龄化现已成为我国农业发展的桎梏，而农业生产性服务将部分生产环节外包可以有效破解这一困境。就家庭特征而言，户主文化水平的回归结果显著为正，表明知识是重要的人力资本，农户的文化水平越高，越有可能作出正确的生产经营决策，进而实现增产增收。家庭劳动力数量的估计结果显示，家庭务农劳动力越多，农户生产经营性收入越高。当前我国农村地区由于受城乡收入差距影响，农村空心化和农民兼业化趋势明显。然而，生产性服务以资本要素替代劳动力要素可以有效缓解务农劳动力不足的问题。家庭收入来源变量的结果显示，以种植业或者畜牧业为主要的收入来源和生产经营性收入之间呈显著正相关。

表4 农业生产性服务对农户生产经营性收入的影响Table 4 Impact of agricultural productive services on rural households’ productive and operating income

3.3 异质性检验分析

分组估计结果显示，不同类型的农业生产性服务对农区和牧区农户生产经营性收益的影响存在差异。对农区农户而言，农资服务和水利服务分别在5%和1%的统计水平上显著为正（表5），表明这两类服务对生产经营性收入具有显著的促进作用。种子、农药和地膜等农资集中供应降低了农户的搜集成本，水利服务越便捷则越有利于农田的灌溉，特别是在干旱少雨的气候条件下。农作物的加工服务对农区农户收入并未表现出显著影响且符号为负，原因在于，农区农户以种植粮食作物为主，经济收益不高。尽管加工服务通过延长产业链能进一步提高农产品的附加值，但以付费为表征的农产品加工服务具备一定的准入门槛。小农户缺乏议价能力，在与加工服务提供方签订合同的过程中所需交易成本高，因此农户的服务需求受限。此外，在扣除加工成本之后，农产品的获益空间不大，小农户难以享受延长农产品产业链带来的红利[38]。服务水平的系数为0.306并在1%的水平上显著，说明所提供的农业生产性服务越齐全，说明服务水平对农区农户生产经营性收入增加具有显著的积极作用。

表5 农业生产性服务对农区和牧区农户生产经营性收入的影响Table 5 Impact of agricultural productive services on rural households’ productive and operating income in agricultural and pastoral areas

牧区农户样本中，加工服务的系数为0.518且在1%的水平上显著（表5），这表明加工服务对牧区农户的生产经营性收入具有显著的增进效应。赤峰市是特殊的农牧交错区域，依托这一优势，赤峰市设立了许多特色牧草加工厂。秸秆等农作物通过机械化加工成为优质饲料，不仅避免了环境污染，还降低了饲料成本。农牧耦合有利于发展节粮型畜牧业和绿色循环经济，从而提高牧区农户的经济收益。农资服务和水利服务供给对牧区农户农业生产经营性收入影响为正但不显著，可能有以下原因：从农资的角度而言，赤峰市农牧交错分布，饲料类牧业生产资料既可以通过草场放牧取得又可以利用秸秆等农作物获得，可以实现自给自足。从水利的角度而言，作为农业生产性服务的需求方，牧区农户主要从事养殖业，其生产方式主要是养殖牛、羊等食草性家畜，水对养殖业的影响远没有对种植业的影响大。服务水平的系数为0.167且在10%的水平上显著，表明对于牧区农户，服务水平对其生产经营性收入同样具有显著的正向影响。

受自然禀赋的影响，农牧区主导产业不同，农区产业以农耕为主，舍饲圈养的畜牧为辅，牧区畜牧业比重高，但也有与其自然资源环境相适应的种植业。由于主导产业和种养方式的差别，农业生产性服务对农牧区农户收入的影响有较大差别，其中，农资服务和水利服务等与耕种相关的生产性服务供给对农区的影响更大，对牧区的影响相对较小。此外，农区产出主要为农作物，牧区主要产出畜产品，肉类产品的附加值高于农作物附加值，这也是加工服务在农牧区产生差异的重要原因。总体而言，在农牧交错带，不同类型、不同环节的农业生产性服务对农区和牧区农户的增收效应差异明显，但服务水平对双方均具有显著正向影响。因此，在完善农业生产性服务产业链的基础上，如何满足不同生产类型农户的差异化需求，是农业生产性服务发展过程中需要进一步思索的重要问题。

此外，已有研究发现，受供给渠道的影响，部分农业生产性服务在对农户的增收效应并不明显甚至为负向影响[39]。这与本研究实地调查结果相似，农业生产性服务的供给主体绝大多数是个人服务，集体服务和合作社服务占比极低。农业生产性服务供给方式单一，选择余地少且服务费用高，因此服务供给的有效性不足，联结带动农户增收效应不强。

3.4 作用机制检验：中介效应分析

依据理论分析，农业生产性服务通过影响家庭土地要素重新配置，进而提高农户的生产经营性收入。要检验土地流转的中介机制是否存在，第一步需要检验农业生产性服务对土地流转的影响，第二步则是检验农业生产性服务、土地流转对农户生产经营性收入的影响。

农业生产性服务对土地流转的Logit回归结果显示，水利服务的系数为0.431且在1%的统计水平上显著（表6），表明水利服务供给能够显著推动农户土地流转。服务水平在1%的统计水平上显著促进了土地流转，表明农业生产性服务环节越健全，越有利于土地流转。农资服务、加工服务对土地流转的回归结果均为正向但不显著，表明不同类型的农业生产性服务对土地流转的作用不同。

表6 农业生产性服务对土地流转的影响Table 6 Impact of agricultural productive services on land transfer

鉴于仅有水利服务和服务水平结果显著，因此重点关注土地流转是否在此发挥中介作用。农业生产性服务、土地流转对农户生产经营性收入的OLS估计结果显示，土地流转在1%的水平上显著，水利服务的系数降为0.245且显著性水平降至10%，服务水平系数降至0.218（表7），表明中介效应存在。综上可知，水利服务和农业生产性服务水平通过土地流转提高农户的生产经营性收入，农资服务和加工服务的土地流转机制不存在。

表7 农业生产性服务、土地流转对农户生产经营性收入的影响Table 7 Impact of agricultural productive services and land transfer on rural households’ productive and operating income

此外，为了保证中介效应的稳健性，本文还采取了广义结构方程模型再次检验。由于农资服务和加工服务的土地流转效果不显著，因此中介变量模型中剔除了这两个变量。结果表明，水利服务的土地流转中介效应为0.397且在1%的水平上显著，农业生产性服务水平的土地流转中介效应为0.158且在5%的水平上显著（表8），所得结论与逐步回归法基本一致。

表8 土地流转的中介作用检验Table 8 Mediating role of land transfer

从理论上讲，农业生产性服务供给缓解了农户生产经营过程中的劳动力、资金和技术约束，可以促使家庭流转土地使农户家庭的生产要素配置更加合理[40]。适当的土地经营规模则有利于节本增效[41]。然而在实践中，不同类型的农业生产性服务的土地流转效果具有明显差异，原因可能是三种农业生产性服务的供给主体不同，水利服务的供给主体为政府，而农资服务和加工服务主要供给主体为个人。在农业生产性服务由个体提供而市场发育程度不完善的情况下，容易导致服务供给的有效性不足，因此对农户调配家庭土地资源的效果不够明显。

4 结论与政策启示

4.1 结论

研究表明，现阶段内蒙古赤峰市农资服务、水利服务和加工服务的供给率分别为38.09%、56.99%和46.96%，农业生产性服务的供给率仍有较大提升空间。农资、水利和加工等农业生产性服务供给可以有效提升农户的生产经营性收入，并且服务体系越健全，增收效果越明显。在不同的经营逻辑下，不同类型农业生产服务对农牧区农户作用效果具有较大差异。具体而言，农资服务和水利服务对农区农户生产经营性收入具有显著性的增进作用，加工服务对牧区农户生产经营性收入具有显著的增进作用，服务水平对农牧区农户生产经营性收入均具有积极作用。中介效应分析结果表明，水利服务和服务水平通过土地流转影响农户生产经营性收入，农资服务和加工服务的土地流转机制则不明显。

本文研究结果为农业生产性服务业在以赤峰为代表的典型北方民族地区的发展提供了科学支撑和决策支持，研究突破了单一的生产环境，对农业生产性服务供给效果和影响机制的考察置于特殊的农牧交错带，弥补了以往农业生产性服务发展研究中对农牧区异质性关注不足的缺陷。然而受调研数据的限制，研究没有囊括所有的农业生产性服务类型和服务细节资料。例如，农业生产性服务类供给主体、服务质量、服务及时性、服务价格、供需匹配程度等要素，也可能影响着农业生产性服务效果的发挥，未来可搜集相应的量化数据，进一步探讨这些要素的可能影响。

4.2 政策启示

1）加大农业生产性服务供给，健全农业生产性服务体系。一是政府需要完善农业生产性服务业的激励奖补机制，扩大政策覆盖面，充分调动服务供给主体积极性。二是引导集体组织和农民专业合作社向农户提供专业化的服务，多方协力拓展服务领域。三是着力培育公益性服务主体并提升供应能力，降低农业生产性服务的使用门槛，提高服务效能。四是通过税收优惠等政策，推动农业生产性服务项目向上下游产业链延伸。

2）根据农牧区的区域特征，提供差异化农业生产性服务。一方面，农业生产性服务项目供给要充分考虑区域内农户的生产需求实现供需匹配。政府和村集体可以组织开展各类农业生产性服务示范推广项目，充分挖掘农户差异化需求，同时政府可引导村集体建立信息平台，总结搜集农户的需求信息，积极与相应地服务主体对接为农户提供个性化服务，降低双方的信息搜集成本。另一方面，政府应适当给予正外部性强、农户需求旺盛且市场动力不强的服务项目补贴，以满足农户多样化服务需求。

3）制定与农业生产性服务业发展协调的土地流转政策。土地自由流转可以匹配最佳农地经营规模，利于优化家庭各类生产要素配置。首先，通过立法等措施，明确土地产权，创造良好的土地流转环境。其次，政府可以考虑出台相应政策，鼓励农户适度规模经营。最后，政府应当在充分尊重农户意愿的基础上，引导农户有序流转土地，经营主体充分利用农业生产性服务达成规模效益，从而促进农业增效和农民增收。